调控取向测度、外生成分识别与货币政策“稳预期”效应

张龙 张伟琦 申瑛琦

*張龙，吉林大学商学与管理学院、吉林大学数量经济研究中心，E-mail：longzhang2022@jlu.edu.cn，通讯地址：吉林省长春市前进大街2699号吉林大学商学与管理学院，邮编：130012；张伟琦（通讯作者），吉林大学经济学院，E-mail：zweiqi1001@163.com，通讯地址：吉林省长春市前进大街2699号吉林大学经济学院，邮编：130012；申瑛琦，吉林大学商学与管理学院，E-mail：806267302@qq.com。感谢编辑部及匿名审稿人意见，作者文责自负。

基金项目：本文受国家社会科学基金重大项目一般项目“结构性货币政策‘时度效与工具箱动态管理研究”（23BJY202）的资助。

1社会融资规模也是中国重要的货币政策数量型中介指标，但由于社会融资规模与M2指标走势基本一致，结合本文货币政策外生成分识别需求和分析需要，本文选取M2同比增速作为货币政策数量型中介变量的代理指标。

2M2和CPI同比增速数据为月度数据算术平均值，对个别时点上变量之间的领先滞后错位关系有一定矫正作用。

3还有其他因素影响M2、GDP与CPI走势，本文没有办法也没必要完整展示，其他阶段情形类似，不再解释说明。

1经济政策和调控目标之间很难完全实现“逆周期”时点对照，这也是国家倡导中长期“跨周期”政策的重要原因。

2限于研究篇幅和分析重点，本文中货币政策调控取向变迁指数的测算原理并未具体展示，有兴趣的读者可向作者索要或参照张龙（2021）的研究成果，后文不再解释说明。

1毫无疑问，当前中国的货币政策框架体系中存在数量型和价格型混合工具，关于货币政策的数量规则、价格规则抑或混合规则并非本文研究重点，本文旨在基于M2刻画货币政策外生成分，进而深入理解货币政策动态有效性问题。

1考虑到Federal Reserve Bank of Atlanta中对中国宏观经济变量数据处理充分且处理方式比较统一，本文在货币政策外生成分识别中并未使用中经网统计数据库中的基础数据，而是使用Federal Reserve Bank of Atlanta中的数据，后文不再解释说明。

1“三重”压力背景下，本文未选取需求收缩和供给冲击方面的变量作为分析目标的原因在于：一方面，预期变量是引导和影响供需变量变动的重要因素，且供需变量在货币政策外生冲击中可能存在内生性问题。另一方面，“稳预期”作为“六稳”目标中的重要一环，是当前中国经济高质量发展的重要前提，“六稳”中“稳就业”“稳金融”“稳外贸”“稳外资”和“稳投资”等目标同样可能带来内生性问题。鉴于此，本文最终选取“稳预期”为工具变量局部投影法分析中的观测变量。

1从中国经济发展实际和货币政策调控实践看，样本区间大多时点上，中国货币政策的主要盯住目标就是经济增长和物价水平，虽然房地产价格、金融稳定等也是货币政策的观测目标。然而，从中国货币政策调控实践看，中国货币政策更多关注经济增长和物价水平。以房地产价格为例，当房地产价格等出现剧烈波动时，货币政策虽然会有所兼顾，但此时大多会与其他政策进行协同配合，如宏观审慎政策和财政政策等。为此，本文认为基于剔除GDP和CPI成分后获取的外生成分进行货币政策“稳预期”效应分析，虽然外生成分并不能与企业家信心形成完全意义上的正交关系，但由于行为主体的主要关注对象为经济增长和物价水平，已经很大程度上克服了原始变量的内生性及有偏不一致等问题，研究结论相对可靠。

2图3中灰色区域表示5%～95%的置信区间，置信区间越大表明货币政政策外生成分冲击可能存在阶段特征，即可能存在全样本平均处理偏差，理应考虑货币政策冲击的阶段差异。图4置信区间含义一致，不再解释说明。

3“饥饿效应”原意是指人们在餐馆用餐，开始吃的时候因为身体处于饥饿状态，吃什么东西都会感觉好吃，幸福感或效用强。本文将“饥饿效应”概念延伸至经济领域，引申含义为货币政策冲击的短期效应比较显著。

4“宿醉效应”原意是指人们在饮酒后，如果饮酒量过大，酒精作用会持续存在，甚至在第二天更为明显。本文将“宿醉效应”概念延伸至经济领域，引申含义为货币政策冲击的长期效应持续性较好。

1图4（上）和图4（下）中实线分别表示货币政策空间充足状态和货币政策空间不足状态下，企业家信心受到M2增长率增加1%冲击时的脉冲响应函数走势。

摘 要：文章首先给出M2中存在内生成分的经验事实，进一步运用内生成分剔除思想定量测度货币政策调控取向变迁指数，重点刻画其对《货币政策执行报告》的拟合效果和指引功效。接下来，文章识别出M2中的外生成分，运用工具变量局部投影法分析货币政策的“稳预期”功效及政策空间异质性特征。结果表明：第一，M2和经济基本面变量之间呈现出强关联走势，M2中含有经济基本面变量信息。第二，货币政策调控取向变迁指数的时变动态属性明显，除个别时点外，其对《货币政策执行报告》中的调控取向拟合效果和指引功效较好，能够准确识别和定位货币政策调控取向的微观变迁进程和瞬时突变时点。第三，货币政策数量型中介指标具有较好的“稳预期”功效，不同货币政策空间下货币政策的“饥饿效应”和“宿醉效应”不同。政策空间充足时期货币政策的短期效应明显，但由于信心的短期属性和行为主体“逆向”选择心理，政策空间不足时期货币政策存在长期效应但不稳定。

关键词：货币政策  调控取向  外生成分  政策空间

DOI：10.19592/j.cnki.scje.410094

JEL分类号：E52，E58，C32   中图分类号：F822.2

文献标识码：A   文章编号：1000 - 6249（2024）01 - 057 - 15

一、引  言

不同发展阶段，中国经济增长的动力支撑和调控目标侧重不同。改革开放四十多年以来，中国经济的增长成绩举世瞩目，高质量发展进程持续推进。中国经济的高速增长和高质量发展既有劳动要素优势的长期贡献，也有出口导向战略的阶段驱动，还有消费经济的适时倡导。然而，中国经济发展过程中同样面临各种不确定性和风险冲击，面对严峻复杂的内外部经济环境，中国政府勇毅前行、劈波斩浪，供给侧结构性改革、宏观经济治理等政策护航下，经济運行态势良好（刘金全等，2023）。

近年来，中国宏观调控框架体系日渐完善，有效保证了经济高速增长。2020年初爆发的新冠肺炎疫情对产业链供需两侧产生负向干扰，加之中美贸易摩擦、俄乌地缘政治冲突等多种不利因素，中国经济面临较强增长压力（刘伟、陈彦斌，2021）。进入到2022年，俄乌地缘政治冲突冲击国际市场能源价格，美国通胀预期及溢出风险显著增加。为了实现“稳增长”和“稳物价”等政策目标，宏观经济政策操作相对频繁。货币政策调控取向变更表征为货币流动性水平和货币政策松紧状态变动趋势，与当前宏观经济发展状态与未来形势直接相关，是市场预期和行为主体决策的重要指引指标。货币政策调控取向作为一种特殊的“消息”冲击，对于中国人民银行（后文简记为央行）传达货币政策用意意义重大。2011年至今，央行公布的《货币政策执行报告》将货币政策调控取向定为“稳健”状态，但不同经济形势和不确定性冲击下的货币政策松紧态势理应存在“稳健偏紧”“稳健”“稳健偏松”等微观偏差。不可否认，理论界和学术界能够从《货币政策执行报告》中定期了解到货币政策调控取向的静态变更结果，但央行《货币政策执行报告》中的调控取向信息为季度数据，公布时间较为滞后，对同一取向内的微观差异并无区分。经济系统时变特征下，市场和微观主体掌握货币政策调控取向的动态变迁过程和时变状态的及时性和准确性，对于金融市场健康发展与微观主体理性决策具有重要现实意义。

作为主要调控手段，货币政策具有多重目标属性，但从中国货币政策调控事实看，大多时期内货币政策的主要调控目标为经济增长和物价水平，货币政策有效性分析中的内生性问题主要集中在中介工具与经济增长和物价水平之间的双向关联关系。结合本文分析目的和研究重点，本文将货币政策中关注经济增长和物价水平的部分称为货币政策内生冲击成分，将货币政策中关注经济增长和物价水平之外的部分称为货币政策外生冲击成分。从货币政策调控实际操作看，排除“逆周期”部分的货币政策外生冲击是政府主要关注之处。越来越多的学者认为，不加区分地基于原始成分进行货币政策有效性分析，可能会造成货币政策有效性评价偏误，有必要基于外生成分视角进行货币政策真实有效性分析（郭长林等，2022）。数量型中介指标M2（简记为M2）中是否含有宏观经济调控内生成分？如何科学筛选货币政策外生成分？不同货币政策空间下，货币政策有效性如何？货币政策的长短期调控效应是否存在差异？这些问题已经成为各界的关注重点，也是本文要解决的主要问题。

二、文献进展与研究综述

结合分析目的和研究主题，本文的文献梳理集中在货币政策指标与经济变量之间的协同走势、货币政策调控取向刻画、外生成分识别及货币政策真实有效性等方面。

作为宏观经济调控的重要政策手段之一，货币政策中介工具与经济基本面变量之间的“协同”走势或相依关系一直是理论界和学术界的关注重点和研究热点。不同学者使用不同方法定量测度货币政策的宏观经济传导效果，描述货币政策变量指标与宏观经济变量之间的相关关系（Uhlig，2005；陈创练等，2016）。Claus and Nguyen（2020）从消费者视角阐述货币政策对宏观经济变量的影响，发现货币政策与消费之间存在较强关联关系。张成思、田涵晖（2020）基于经验分析视角研究货币政策对不同通货膨胀的反应机制，得出货币政策对于不同类别消费品的通货膨胀反应程度存在差异化效果，数量型货币政策工具与通货膨胀之间的关联关系更强。尚玉皇等（2021）基于混频数据分析货币政策传导效果，认为货币政策传导效果与经济周期之间存在相关性，且在经济上行时期货币政策传导更为畅通。张洁、欧阳志刚（2021）认为经济增长与通货膨胀之间存在共同趋势和相依周期，货币政策是经济增长和通货膨胀处于合理区间的主要调控因素。

正确认识货币政策调控取向及变动趋势，是货币政策有效性问题研究的重要前提。本质上看，货币政策调控取向描述和刻画是货币政策松紧状态的前瞻预测或事后阐释问题，有效的预期管理目的是实现货币政策调控取向的前瞻承诺和指引，一些研究者在货币政策松紧状态和调控取向变迁问题研究基础上，基于货币政策预期管理视角探讨了货币政策调控取向的必要性和意义。Reifschneider and Williams（2000）检验了零利率下的货币政策前瞻指引功效，研究发现：前瞻指引能够提升货币政策动态有效性，尤其是经济低迷时期的前瞻性指引政策可以减轻零利率对经济稳定性的不利影响。Kurz et al.（2013）在实证模型中引入差异性信念预期，基于异质性模型对货币政策有效性进行分析，研究证实：异质性预期会对货币政策的经济效应产生直接干扰。王东京（2019）基于“多重”目标视角论证了中国货币政策的长期“稳健”取向，进一步深入分析了货币政策调控取向长期稳定的必要性和可行性。刘金全、张龙（2019）系统回顾了新中国成立70年来中国财政政策与货币政策的各种调控取向组合，为各界开展财政货币政策组合范式研究提供了经验证据。张龙（2021）尝试基于经济变量指标数据测度货币政策调控取向动态指数，重点描述货币政策调控取向动态指数对央行《货币政策执行报告》的解释能力，进一步通过“典型”经济事件和突发不确定性冲击下的货币政策松紧操作方式，论证货币政策调控取向动态指数测度的必要性和优势性。陈创练等（2022）从信贷流动性约束视角实证研究货币政策空间和取向幅度问题，结果表明：信贷流动性水平是影响货币政策调控取向变动及货币政策宏观经济调控效应的重要因素。

在货币政策动态有效性相关问题的实证研究中，大量学者使用符号识别、高频建模等方法分离货币政策真实冲击成分（林木材、牛霖琳，2020；Ludvigson et al.，2021）。随着各界对货币政策中介指标组成成分认识的逐步深入，一些研究者基于残差提取思想，运用高频数据识别和叙事信息的VAR（NSRVAR）模型等方法尝试识别出货币政策外生成分。其中，Antolín-Díaz and Rubio-Ramírez（2018）结合叙事法和符号限制法的优点和特征，运用NSRVAR模型分离货币政策外生成分。Chen et al.（2018）首先构建出符合中国经济实际的数量型货币政策规则，进一步通过极大似然方法估算数量型货币政策中的外生成分，并基于分离出的货币政策外生成分进行货币政策有效性分析。陈小亮等（2021）沿用Chen et al.（2018）的方法，基于货币政策外生识别视角对老龄化是否削弱了中国货币政策的“稳增长”效应进行检验，研究表明：货币政策真实冲击成分识别下，老龄化弱化了中国货币政策的“稳增长”效果。孙艳华等（2022）基于SVEC模型的结构化形式Beveridge-Nelson，将货币政策冲击的因果效应分解为长期因果趋势内生冲击成分和短期暂时性外生成分。

梳理已有文献发现：关于货币政策调控取向、外生成分识别与调控效果相关问题的理论探讨和实证分析成果比较丰富，为理论界和学术界开展相关问题研究提供了坚实理论支撑和经验借鉴。然而，已有文献研究存在一些不足之处。第一，关于货币政策松紧状态的取向定位，已有研究大多直接基于央行定期按季公布的《货币政策执行报告》进行定性描述，缺乏对货币政策调控取向的定量测度和时变特征解析，对货币政策调控取向的时点识别和动态属性刻画不足。第二，关于货币政策真实有效性问题，已有研究大多基于货币政策量价指标直接进行理论描述和实证分析，较少考虑货币政策中存在内生成分的现实问题。第三，关于货币政策外生成分识别问题，较少有学者准确分离出货币政策外生成分，个别学者虽然成功识别出货币政策外生成分，但缺乏对货币政策外生成分的直观刻画和经济解析，更没有基于政策空间视角开展货币政策真实有效性分析。

与既有文献研究相比，本文的主要边际贡献体现在：第一，本文基于经济基本面变量和货币政策中介指标变量，直观描述货币政策中存在的内生冲击成分，为货币政策内生成分剔除和外生成分识别提供了经验支撑。第二，本文基于宏观经济基本面变量信息定量测算了中国货币政策调控取向变迁指数，赋予货币政策调控取向以时变特征和动态属性，为各界前瞻掌握货币政策调控取向提供了数据支撑。第三，本文基于内生成分剔除思想，定量识别数量型货币政策中的外生成分，从货币政策空间视角开展货币政策动态有效性研究，为各界正确认识和理性看待货币政策调控效应提供了思路指引。

三、货币政策内生成分描述与调控取向定量测度

经济运行阶段不同，货币政策调控取向与中介工具侧重不同（Cúrdia et al.，2015）。毫无疑问，中国的货币政策正在经历量价转型，但数量型工具依然是当前中国货币政策框架体系的重要组成部分，货币政策框架呈现出混合型特征，大量学者对这一问题有所论證，如Chen et al.（2018）、张龙等（2020）、陈小亮等（2021）、张龙、刘金全（2022）、郭长林等（2022）。有鉴于此，本文参考Chen et al.（2018）的研究成果，以数量型货币政策工具为例进行货币政策相关问题研究，具有一定代表性和现实依托。具体地，本文首先从“逆周期”调控视角给出M2中存在内生成分的经验事实，进一步运用M2和经济基本面变量同比增速数据，定量测度货币政策调控取向变迁指数，重点刻画货币政策调控取向变迁指数对《货币政策执行报告》的拟合效果和前瞻指引功效。

（一）M2和经济基本面变量运行态势

当前，中国经济发展仍然是以稳定增长为主旋律，同时兼顾物价稳定、金融稳定和预期稳定等目标（刘伟、蔡志洲，2021）。本文以M2和经济基本面变量的趋势和波动状态宏观表象认知为选题切入点，通过描述M2和经济基本面变量之间的运行表象，引出“货币政策数量型中介指标中可能存在内生成分”的研究假设。结合中国经济发展现实和阶段特征，本文选取GDP和CPI同比增速为经济基

本面变量，M2同比增速1为货币政策数量型中介指标变量，变量数据来自中经网统计数据库。兼顾经济变量数据可获得性和实证分析方法，本文将研究区间定为2001年1季度至2022年1季度。2001年1季度以来，M2和经济基本面变量走势情况如图1所示。

由图1可知，不同经济发展阶段，中国经济基本面变量和M2走势不同，但M2和经济基本面变量同比增速的趋势变动和波动转折态势存在较强的相关关系2。

1.国际金融危机爆发前M2和经济基本面变量变动情况

新世纪伊始至正式加入WTO期间，中国经济发展势头良好，经济系统长期呈现“双顺差”状态，经济增速适度合理，M2同比增速长期稳定，国内供需市场变化带来物价增速出现阶段下跌。2003年开始，中国经济增速进入快速上升通道，物价水平顺势上涨，M2同比增速加快，货币流动性过剩带来了经济过热风险。2007年2季度，M2和大宗商品价格迅速攀升双重因素影响下，中国经济增速快速攀升至14.2%的阶段高位，经济系统出现通胀隐患。

2.国际金融危机爆发期M2和经济基本面变量变动情况

2008年国际金融危机的爆发和蔓延对中国宏观经济产生强烈负向冲击影响和干扰，为了缓和宏观经济增长压力，政府适时采取宽松政策予以“逆周期”缓和萧条态势，M2增速陡然上升，为市场补充较为充裕的流动性，经济增速迅速拉升至2010年1季度12.2%的高位水平，2010年4季度CPI增速达到4.7%。同时，为了避免经济系统出现过热问题，政府适度收紧货币政策操作力度，宽松货币政策陆续退出，M2同比增速逐步回归常态水平，经济增速下降至9.9%。

3.2011年以来“稳健”取向持续阶段M2和经济基本面变量变动情况

后国际金融危机以来，“宽松”货币政策虽然及时退出，但货币政策滞后效应和惰性预期作用下，CPI继续惯性增长至2011年3季度6.3%的高点。随后，多种“稳健”政策作用下，2011年4季度CPI成功降至4.6%。2012年，欧洲债务危机的滞后影响逐步显现，在保证物价水平逐步降低的前提下，政府适时引导货币适度增长，以此维护经济合理增长。2013年以来，“三期叠加”效应逐步显现，经济增速形成“拖平长尾筑底”态势，M2增速平稳下降。2016年“供给侧改革”去杠杆背景下，M2增速放缓。2018年以来，中美经贸关系时好时坏，宏观经济下行压力增加，M2增速抬头，经济增速基本稳定。新冠肺炎疫情爆发后，中国经济压力始终较大，面临需求收缩、供给冲击和预期转弱“三重”压力，叠加美国通货膨胀溢出风险和俄乌地缘政治冲突等事件，GDP、CPI与M2同比增速波动较大，M2与GDP和CPI之间呈现出明显“逆周期”走势3。

需要注意到，由于中国经济总体运行态势长期平稳，非突发事件冲击下M2与GDP和CPI之间的变动方向需要结合长短期属性进行精确分析。M2与GDP和CPI同比增速之间的联动走势，实证复验了张龙等（2020）、董兵兵等（2021）关于货币政策中介指标与宏观经济变量之间存在较强关联性的研究结论。同时，本文直观刻画出M2中可能含有宏观经济内生成分的经验事实。当然，需要补充说明的是，M2的动态走势和波动特征为经济系统中多种因素的共同作用结果，并非经济增长或通货膨胀等任何单一政策指标引致，本文旨在通过M2和宏观经济基本面主要变量之间的趋势波动特征，直观刻画M2中可能存在宏观经济变量内生成分的经验事实，为后文实证分析提供经验证据1。

（二）货币政策调控取向时变测度与拟合效果解析

近年来，《货币政策执行报告》中关于货币政策调控取向的立场措辞均为“稳健”，但在实际操作上存在调控力度強弱改变和微观取向变迁。为了区分同一取向内的政策力度，合理引导市场预期和行为主体，有必要定量测度货币政策调控取向变迁指数。有鉴于此，本文参考张龙（2021）的研究成果，基于“逆周期”调控思路，运用M2同比增速、GDP当期同比增速和CPI增长率数据和Z-socre标准化方法定量测算货币政策调控取向变迁指数，并对不同区间货币政策调控取向变迁指数进行取向分类。具体地，将货币政策调控取向变迁指数定义为“M2同比增速-GDP同比增速-CPI同比增速”，通过剔除干扰货币政策中介指标的内生宏观经济变量信息，获得货币政策外生成分。

由2001年1季度以来《货币政策执行报告》中货币政策调控取向、货币政策调控取向变迁指数及调控取向归类结果可知2，基于货币政策调控取向变迁指数划分的货币政策调控取向能够较好地识别出《货币政策执行报告》中调控取向微观变迁进程，对《货币政策执行报告》中“稳健”“适度从紧”“适度宽松”等政策取向有良好的前瞻指引功效。

（1）2001年1季度至2007年2季度，央行公布的《货币政策执行报告》始终将中国货币政策调控取向定义为“稳健”状态。然而，从中国经济运行实际和货币政策调控取向变迁指数的调控取向归类看，入世以来，为了实现宏观经济“多重”目标，中国货币政策调控取向发生多次转变，存在“稳健中性”“稳健偏松”“宽松”“稳健偏紧”“从紧”等多种货币政策调控取向，货币政策调控取向变迁指数的定量测算必要且重要。

（2）2007年3季度至2010年4季度，《货币政策执行报告》中的货币政策调控取向发生“适度从紧→稳健→适度宽松”的阶段变迁，货币政策调控取向变迁指数对货币政策调控取向的变动趋势反应较充分，且能揭示出货币政策调控取向的微观变迁态势。尤其是，货币政策调控取向变迁指数对2008年2季度“从紧”状态的反应理想，对货币政策流动性的惯性属性刻画充分。2008年3季度至2010年1季度，货币政策调控取向变迁指数由-0.56变为0.26，货币政策调控取向由“稳健偏紧→稳健偏松→宽松→……→宽松→稳健偏松→稳健中性”多次转变，而《货币政策执行报告》中货币政策取向始终为“适度宽松”，体现出货币政策调控取向变迁指数的动态属性和时变识别功效。

（3）2011年1季度至2022年1季度，《货币政策执行报告》中货币政策调控取向始终定为“稳健”状态，定量测度的货币政策调控取向变迁指数较好地拟合了货币政策调控取向长期稳定状态，同时区分了“稳健偏松”“稳健从紧”等取向。此外，有别于央行《货币政策执行报告》中的“稳健”取向定位，2017至2018年的货币政策调控取向变迁指数准确定位了货币政策的“稳健偏紧”状态，货币政策调控取向的时变状态识别检验了刘晓光、张杰平（2016）、Chen et al.（2018）和郭长林等（2022）的货币政策取向论断，对货币政策由“稳健中性”到“稳健偏紧”的微观取向变动揭示较为充分。

当然，在个别时点上，货币政策调控取向变迁指数与央行季度《货币政策执行报告》下的货币政策调控取向定位存在差异。如2019年4季度，由货币政策调控取向变迁指数识别的货币政策调控取向为“从紧”状态，《货币政策执行报告》中的货币政策调控取向为“稳健”状态，二者之间存在较大差异。原因可能在于，猪周期内猪肉供给不足，CPI涨幅相对显著，货币政策调控取向出现偏紧的“异常”状态。2020年1季度，政府根据国内经济形势以灵活适度的货币政策工具保持市场流动性充裕，新冠肺炎疫情扰动下GDP增长率跌至-6.8%，货币政策调控取向变迁指数由-1.21增长为1.73，货币政策调控取向发生了由“偏紧”向“宽松”的转变。2021年1季度，新冠肺炎疫情“常态化”管理下，企业复工复产步伐加快，在低基数GDP增长率的基础上，2021年1季度GDP增速达到18.3%，导致货币政策调控取向变迁指数下的货币政策调控取向表征为“从紧”状态。

总结来看，2001年1季度至2022年1季度样本区间内，M2和经济基本面变量之间存在关联走势，M2中可能存在一定内生成分，基于内生成分剔除思想测算的货币政策调控取向变迁指数具有坚实的现实基础。本文定量测算的货币政策调控取向变迁指数与央行季度《货币政策执行报告》中的调控取向定位基本一致，且时变属性和动态特征更为明显，对中国货币政策调控取向的微观变迁反应充分。进一步对比后发现，货币政策调控取向变迁指数视角下的调控取向变动趋势，与不同经济发展阶段的“典型”事件和突发不确定性事件冲击较为吻合，有效识别出个别时点的货币政策调控取向动态突变情形，对未来货币政策调控取向有一定前瞻指引功效。需要补充说明的是，相比于张龙（2021）的研究，本文基于M2和经济基本面变量信息直观测度的货币政策调控取向变迁指数短期预测功效更为明显，對货币政策内生成分的揭示更为直接。

四、外生成分识别、货币政策空间与动态有效性检验

有效分离和识别货币政策外生成分，是货币政策动态有效性分析的重要前提。本文基于Chen et al.（2018）的研究思路和货币政策规则设定方式，基于货币政策内生成分剔除思想，运用工具变量局部投影法探讨数量型货币政策真实有效性和政策空间问题。

（一）M2外生成分提取

“稳增长”和“稳物价”等政策目标下，M2与GDP和CPI增速需要基本匹配，在严防通货膨胀风险基础上还要重点关注经济稳定增长目标。本文沿用Chen et al.（2018）的提取思路和规则设定方式1，将货币政策数量型规则设定为如下形式：

[gm，t=γ0+γmgm，t-1+γπ（πt-1-π?）+γx，t（gx，t-1-g?x，t-1）+εm，t]                          （1）

式（1）中，[gm，t-1]为t-1时期的M2增长率，[πt-1]为t-1时期的通货膨胀率，[π*]为通货膨胀目标，[gx，t-1]为t-1时期的实际产出增长率，[g?x，t-1]为t-1时期的产出增长目标，[εm，t]表示随机冲击（本文中指需要识别的M2外生成分），且满足[εm，t?N（0，σ2m，t）]。

根据经济系统实际运行状态，产出缺口系数可以写成如下形式：

[γx，t=γx，a     if gx，t-1-g?x，t-1≥0γx，b     if gx，t-1-g?x，t-1 < 0]

当实际产出增长率高于产出增长目标时，系数[γx，a]为正值。当实际产出增长率低于产出增长目标时，系数[γx，b]为负值。

根据产出缺口状态，本文将[σm，t]进行如下分类：

[σm，t=σm，a     if gx，t-1-g?x，t-1≥0σm，b     if gx，t-1-g?x，t-1 < 0]

根据货币政策数量型规则设定形式，本文采用M2、CPI和实际GDP变量数据提取M2中的外生成分。不同数据处理方式不同，M2季度增速通过M2月度增速算术平均值处理法获取，CPI数据以2015年3季度为定基100进行季度转换获取，实际GDP增速使用经济增加值计算得出的实际GDP数据进行换算，各个变量处理方式和数据来源于Federal Reserve Bank of Atlanta1。延续M2和经济基本面变量走势直观描述的研究区间2001年1季度至2022年1季度，基于研究假设和变量数据，本文成功分离出M2中的外生成分，极大似然方法估计下M2中的外生成分序列如图2所示。

由图2和M2外生成分的提取原理可知，货币政策外生冲击序列与《货币政策执行报告》及货币政策调控取向变迁指数中货币政策调控取向定位之间存在一定差异，即剔除M2中对经济基本面变量信息的拟合成分之外，数量型货币政策中实际冲击成分及真实冲击效应可能已经发生了潜在变化，这一发现符合张成思等（2022）和郭长林等（2022）的研究结论。同时，本文研究还实证复验了货币政策外生成分识别的必要性和可行性，突出货币政策调控取向变迁指数定量测度的重要性。

从货币政策内外生成分主要内涵看，货币政策外生成分为货币政策中剔除内生成分之外的部分，货币政策外生成分存在正值和负值。从概念内涵看，“政策空间”主要是指货币政策在兼顾经济增长和物价水平目标之外，能够用于调控经济系统中其他政策目标的余地或者成分。具体地，“政策空间”是否存在与大小需要通过提取出的货币政策外生成分正负来界定。如果货币政策外生成分数值为正，说明货币政策对“稳增长”和“稳物价”目标的拟合成分之外，仍然保留盯住其他宏观经济目标的货币政策空间，该阶段为货币政策空间充足时期。如果货币政策外生成分数值为负值，说明货币政策对“稳增长”和“稳物价”目标的关注相对较多，货币政策对于其他宏观经济政策目标的盯住空间被压缩，一定程度上揭示出中国的经济增长压力较大，物价波动风险不容忽视，需要数量型货币政策中介工具持续盯住，该阶段为货币政策空间不足时期。

（二）货币政策动态有效性研究：“稳预期”视角

当前，中国经济发展面临需求收缩、供给冲击和预期转弱“三重”压力，预期因素是影响经济增长速度和发展质量的重要因素。从货币政策中内外生成分的概念内涵特征和存在意义看，剔除拟合宏观经济基本面变量趋势或扭转宏观经济形势的内生成分后，货币政策外生成分是揭示货币政策动态有效性分析的重要前提。有鉴于此，在货币政策外生成分识别的基础上，本文以“稳预期1”为目标运用工具变量局部投影法进行不同政策空间下的货币政策动态有效性分析。

1. 工具变量局部投影法

工具变量局部投影法（LP-IV）是经济变量之间冲击关系分析和传导机制检验的一种重要计量方法，已经成为当前经济变量之间相关关系分析的重要工具。考虑到工具变量局部投影法的便捷性，一些研究者尝试运用局部投影法进行经济政策冲击效应分析和变量之间传导路径检验，代表性学者有Jordà（2005），Ramey and Zubairy（2018），王燕武、李文溥（2020）。

有鉴于此，结合中国经济发展阶段特征和货币政策调控需要，在M2外生成分提取的基础上，本文基于“稳预期”目标运用工具变量局部投影法分析数量型货币政策真实动态有效性。结合本文研究需要，本文将数量型货币政策“稳预期”效应工具变量局部投影法方程设定为如下形式：

[yt+h=αh+βhshockt+ηhΓt/t-1+εt+h]                                                （2）

式（2）中，[yt+h]表示观测变量，[αh]表示截距项，[βh]表示变量[y]在第[t+h]期对第t期的货币政策冲击脉冲响应函数值（通过调整h大小可以获取不同[βh]），[Γt/t-1]表示与因变量相关度较高的控制变量，[ηh]表示控制变量系数，[εt+h]表示残差项。

针对式（2）的冲击变量[shockt]，不同学者的处理方式有所不同。一种做法是采用局部投影法，直接选用定量识别的政策外生成分为冲击变量[shockt]，代表性成果有陈小亮等（2021）。一种做法是采用工具变量局部投影法，选用政策变量为冲击变量[shockt]，定量识别的政策变量外生成分为工具变量，代表性成果有张成思等（2022）。

从货币政策外生成分识别过程和回归分析原理看，选用货币政策外生成分为工具变量（货币政策原始值作为冲击变量）或作为冲击变量，对货币政策有效性分析结果影响不大。有鉴于此，本文延续张成思等（2022）的研究思路，基于M2、GDP和CPI数据进行货币政策有效性分析。

2. 货币政策的“稳预期”效应分析

M2外生成分为M2中剔除“稳增长”和“稳物价”目标外剩余的调控成分，结合分析目的、变量数据可获得性、“六稳”政策及宏观经济“三重”压力现实背景，本文以“稳预期”目标为例深入理解和探讨货币政策空间和货币政策真实调控效果问题1。

不同变量的表征指标和处理方式不同，结合经验事实和现实背景，“稳预期”变量选用企业家信心指数进行替代，控制变量选用宏观经济滞后指数和滞后一阶企业家信心指数表示，工具变量为识别出的M2外生成分。进一步，企业家信心指数进行对数处理，用以反映预期目标，LP-IV方法下宏观经济滞后指数与稳健性检验中的宏观经济先行指数需要进行环比增长率处理，冲击变量运用M2环比增速表征。企业家信心指数数据来源于中经网统计数据库，宏观经济滞后指数与宏观经济先行指数数据来源于万德数据库，M2及环比增长率数据来源于Federal Reserve Bank of Atlanta。研究区间为2001年1季度至2022年1季度，LP-IV方法下“稳预期”目标的响应情况如图3所示，横轴和纵轴分别表示货币政策冲击下企业家信心的脉冲响应期数和响应强度。

由图3可知，数量型货币政策冲击下，“稳预期”目标函数的稳定性较好，在第4个季度达到响应最大值5.87%，随后“稳预期”目标函数的脉冲响应函数开始下降并稳定于3%附近。从数量型货币政策冲击的长短期效应看，“稳预期”目标下货币政策冲击同时存在“饥饿效应3”和“宿醉效应4”。同时，由图3可知，灰色置信区间大多处于0值上方，说明货币政策“稳预期”冲击效应分析结果在统计上是显著的，这一分析结论符合经验事实和经济理论。本文以M2中的外生成分为工具变量进行货币政策真实有效性分析，为各界深入理解货币政策真实调控效果提供了经验镜鉴。

进一步，从货币政策冲击下的脉冲响应函数估计置信区间看，较宽的置信区间一定程度上说明货币政策冲击效果可能存在阶段特征。不同货币政策空间下，数量型货币政策对“稳预期”目标的冲击影响是否存在差异？不同货币政策空间下的货币政策真实动态有效性对比分析，对于政府优化和完善宏观经济阶段目标下的货币政策调控框架现实意义重大。理论上看，货币政策空间不同，貨币政策真实调控效果理应存在差异。结合M2外生成分的正负值含义和时点分布特征，本文将2001年1季度至2022年1季度样本区间划分为“货币政策空间充足时期”和“货币政策空间不足时期”两个阶段。

为了实现不同政策空间下的货币政策有效性分析，需将式（2）修订为如下形式：

[yt+h=It-1α1，h+β1，hshockt+η1，hΓt/t-1+εt+h+（1-It-1）α2，h+β2，hshockt+η2，hΓt/t-1+εt+h]   （3）

式（3）中，[It-1]表示第t-1时期的货币政策空间虚拟变量，[It-1=1]表示货币政策空间充足，[It-1=0]表示货币政策空间不足，其他字母含义与式（2）中字母含义一致。

不同货币政策空间下的货币政策“稳预期”效应如图4所示，横轴和纵轴分别表示政策空间充足和不足时期内货币政策冲击下企业家信心的脉冲响应期数和响应强度。

图4 不同货币政策空间下“稳预期”目标的脉冲响应特征1

由图4可知，不同货币政策空间下，货币政策的“稳预期”功效存在长短期差异。

（1）货币政策空间充足时期下货币政策的“稳预期”效应。由图4 （上） 可知，在货币政策空间充足时期，货币政策冲击下“稳预期”目标的脉冲响应函数值呈现“短期为正、长期趋于0”的态势，第3个季度达到响应最大值，第5个季度降到负值并围绕0值波动，置信区间在0值上下震荡，证实在货币政策空间充足时期货币政策仅具有短期调控效应。

（2）货币政策空间不足时期下货币政策的“稳预期”效应。由图4 （下） 可知，在货币政策空间不足时期，货币政策冲击下“稳预期”目标的脉冲响应函数值呈现“短期为负、长期为正”的态势，第4个季度后脉冲响应函数开始维持平稳状态。同时注意到，一年后响应函数数值虽然表征正值，但置信区间已触及0，由此证实在货币政策空间不足时期，货币政策长期效应不稳定，企业家信心存在不确定性。

进一步对比看，货币政策空间大小不同，货币政策的长短期效应不同。货币政策空间充足时期，货币政策的短期“稳预期”效应比较显著，货币政策冲击发生一年后，货币政策的“稳预期”效应基本消失。货币政策空间不足时期，货币政策的短期“稳预期”效应并不显著，货币政策冲击发生半年内，货币政策甚至会对“稳预期”目标起到负向冲击影响。主要原因在于，货币政策空间不足时期很难有剩余M2成分用以兼顾“稳预期”目标，M2主要盯住“稳增长”和“稳物价”目标。货币政策冲击发生一年后，货币政策开始呈现出“稳预期”效应。原因可能在于，企业家信心大多表征出短期特征，货币政策空间不足时期的真实经济态势或预期只能维持一年左右，在企业家宽松货币政策预期或短期“逆向”选择心理作用下，数量型货币政策虽然可能呈现出一定“稳预期”效应但不稳定。

此外，本文通过添加宏观经济先行指数为模型控制变量及改变控制变量滞后阶的办法，对本文中货币政策有效性实证分析结果进行稳健性检验。检验结果显示，不同货币政策空间下“稳预期”目标的脉冲响应函数特征并未发生根本改变，一定程度上证实本文实证研究结果具有较好的稳健性，研究结论相对可靠。

五、研究结论、启示与展望

本文首先基于M2和经济基本面变量的时变动态走势和时点波动转折特征，从“逆周期”视角给出M2中可能存在内生成分的经验事实，并运用内生成分剔除思想定量测度货币政策调控取向变迁指数，重点刻画其对《货币政策执行报告》的拟合效果和前瞻指引功效。进一步，本文定量识别出M2中的外生成分，并在貨币政策空间划分的基础上，运用工具变量局部投影法分析不同政策空间下的货币政策“稳预期”功效。

（一）研究结论

本文基于定性描述和“量化”分析手段对货币政策调控取向、政策空间与动态有效性的研究结论深入而丰富，具有重要学术参考和政策镜鉴价值，主要结论如下：

第一，M2和经济基本面变量之间呈现较强关联走势，M2具有宏观经济变量“逆周期”调控的现实基础。从中国经济运行实际和M2短期动态走势看，大多时期内，M2与GDP和CPI指标之间存在一定正向联动关系。中国经济发展过程中，M2的宏观经济调控效果始终比较理想，“逆周期”调控视角下M2中含有宏观经济变量内生成分。

第二，除个别时点上的“异质性”差异，本文基于GDP、CPI和M2同比增速基础数据测算的货币政策调控取向变迁指数，对《货币政策执行报告》具有较好的拟合效果和前瞻指引功效。同时，货币政策调控取向变迁指数对《货币政策执行报告》中的长期“稳健”取向描述具有一定矫正功效。此外，货币政策调控取向变迁指数对突发事件冲击的时点反应比较充分，但也可能存在个别时点上的惯性特征。

第三，货币政策外生成分为货币政策中剔除内生成分之后的剩余部分，货币政策外生成分存在正值和负值两种情形，正负值反映“稳增长”和“稳物价”目标外的货币政策空间情况。M2外生成分具有一定“稳预期”功效，存在“饥饿效应”和“宿醉效应”。不同货币政策空间下，货币政策的“稳预期”效应不同。对比来看，货币政策空间充足时期货币政策的短期效应比较明显，但由于信心的短期属性和企业行为主体“逆向”选择心理，货币政策空间不足时期货币政策可能具有长期效应但并不稳定。

（二）政策启示

本文关于货币政策调控取向和外生成分识别的研究，有利于各界理解货币政策调控取向的时变特征及货币政策中介指标内外生成分，结合分析结论，得到如下政策启示：

第一，正确认识M2中存在内外生成分的事实。作为重要的宏观调控方式，货币政策一直是政府调控经济高速增长和高质量发展的重要手段之一。然而，随着各界对M2成分认知的逐步加深，越来越多研究者认识到M2本身存在内外生成分，直接将M2增长率作为货币政策的代理变量，忽视了货币政策外生成分的影响，可能引发“虚假”调控幻觉。为此，各界应该正确认识并尝试精准分离出M2的内生成分和外生成分，从而准确刻画数量型货币政策的真实有效性。

第二，合理释放货币政策空间。不同货币政策空间下，货币政策的“稳预期”效应存在较大差异。货币政策空间充足时期货币政策的“稳预期”效应比较显著，货币政策空间压缩对货币政策“稳预期”效应产生了短期削弱作用。多目标和多工具背景下，政府要善于运用其他货币政策量价工具进行宏观调控，并积极协调配合其他政策工具，为货币政策调控提供充足空间，着力疏通货币政策传导机制，有效兼顾货币政策的长短期调控效果，实现货币政策“逆周期”调节和“跨周期”调控的有机结合。

第三，理性看待货币政策的“饥饿效应”和“宿醉效应”。货币政策中介变量表征出一定“稳预期”作用，但存在长短期差异。货币政策既有短期“饥饿效应”，也有长期“宿醉效应”。把握好货币政策“饥饿效应”和“宿醉效应”现实意义重大，政府要善于发挥货币政策的短期效应，同时把握好货币政策的操作频率和频次，既不能让宏观经济变量长期处于“宿醉”状态，也不能丧失货币政策中介工具的“跨周期”属性。

（三）学术展望

本文关于货币政策调控取向定量测度与外生成分识别的相关研究，具有重要学术参考价值。然而，不可否认，本文研究仍然存在一定拓展空间，具体体现在：

第一，货币政策调控取向变迁指数的高频测度。本文基于M2和经济基本面变量同比增速数据，科学测算出季度货币政策调控取向变迁指数，为各界开展货币政策调控取向相关问题研究提供了数据支撑和方法镜鉴。然而，经济系统时变动态属性下，季度货币政策调控取向变迁指数的前瞻指引功效仍然受限。为此，后续研究者可以尝试基于月/日度等高频经济变量数据，准确描述和刻画货币政策调控取向的高频状态，如采用工业增加值月度数据替代GDP增长率进行月度货币政策调控取向变迁指数测算，采用货币政策数量型和价格型中介指标测算货币政策调控取向变迁指数。

第二，经济政策协同视角下的货币政策有效性研究。本文基于外生成分分离视角开展的货币政策动态有效性研究，对于各界深入理解和科学调整货币政策真实有效性认知现实意义重大。然而，不可否认的是，本文的理论分析和实证研究为货币政策单一框架下的有效性分析，并未考虑财政和宏观审慎等其他政策。当前，中国经济已经呈现出明显“多工具”和“多目标”特征。为此，后续研究者应该尝试在财政政策、货币政策、宏观审慎政策等宏观经济调控和治理大系统框架体系下，探讨货币政策真实有效性问题。

参考文献

陈创练、单敬群、刘晓彬，2022，“信贷流动性约束、宏观经济效应与货币政策弹性空间”，《经济研究》，第6期，第101-118页。

陈创练、郑挺国、姚树洁，2016，“时变参数泰勒规则及央行货币政策取向研究”，《经济研究》，第8期，第43-56页。

陈小亮、王兆瑞、郭俊杰，2021，“老龄化是否削弱了中国货币政策的‘稳增长效果？”，《经济学动态》，第5期，第79-96页。

董兵兵、徐慧伦、谭小芬，2021，“货币政策能够兼顾稳增长与防风险吗？——基于动态随机一般均衡模型的分析”，《金融研究》，第4期，第19-37页。

郭长林、顾艳伟、梁骁，2022，“宽松货币政策是否真的会推高宏观杠杆率”，《世界经济》，第11期，第3-26页。

林木材、牛霖琳，2020，“基于高频收益率曲线的中国货币政策传导分析”，《经济研究》，第2期，第101-116页。

刘金全、张龙，2019，“新中国70年财政货币政策协调范式：总结与展望”，《财贸经济》，第9期，第35-50页。

刘金全、申瑛琦、张龙，2023，“美联储政策不确定性、中国政策差异化反应与宏观经济波动”，《统计与信息论坛》，第8期，第78-88页。

刘伟、蔡志洲，2021，“中国经济发展的突出特征在于增长的稳定性”，《管理世界》，第5期，第11-23+12页。

刘伟、陈彦斌，2021，“‘两个一百年奋斗目标之间的经济发展：任务、挑战与应对方略”，《中国社会科学》，第3期，第86-102+206页。

刘晓光、张杰平，2016，“中国杠杆率悖论——兼论货币政策‘稳增长和‘降杠杆真的两难吗”，《财贸经济》，第8期，第5-19页。

尚玉皇、赵芮、董青马，2021，“混频数据信息下的时变货币政策传导行为研究——基于混频TVP-FAVAR模型”，《金融研究》，第1期，第13-30页。

孙艳华、白仲林、李敏，2022，“一種估计并分解宏观经济政策动态因果效应的方法”，《统计研究》，第11期，第147-160页。

王东京，2019，“中国经济稳中求进的优先目标及其宏观政策取向”，《管理世界》，第5期，第1-8页。

王燕武、李文溥，2020，“居民负债压力下的财政政策效应”，《中国工业经济》，第12期，第28-46页。

张成思、唐火青、陈贞竹，2022，“货币政策冲击对实体企业投资选择影响的‘宿醉效应”，《金融研究》，第9期，第1-19页。

张成思、田涵晖，2020，“通货膨胀结构性分化与货币政策反应机制”，《世界经济》，第9期，第3-26页。

张洁、欧阳志刚，2021，“经济增长与通货膨胀的趋势和周期——基于内生结构变化的共同趋势和相依周期的研究”，《系统工程理论与实践》，第4期，第809-829页。

张龙，2021，“中国货币政策调控取向的动态演进、微观变迁与突变识别”，《经济学家》，第7期，第101-109页。

张龙、刘金全，2022，“经济政策、货币政策与宏观经济波动——基于分阶段和分区制的研究”，《金融论坛》，第1期，第71-80页。

张龙、殷红、王擎，2020，“数量型还是价格型——来自货币政策‘非线性有效性的经验证据”，《中国工业经济》，第7期，第61-79页。

Antolín-Díaz， J. and Rubio-Ramírez， J. F.， 2018，“Narrative Sign Restrictions for SVARs”，American Economic Review， 108（10）：2802-2829.

Chen， K.， Ren， J. and Zha， T.， 2018，“The Nexus of Monetary Policy and Shadow Banking in China”，American Economic Review， 108（12）：3891-3936.

Claus，E. and Nguyen， V.H.， 2020，“Monetary Policy Shocks from the Consumer Perspective”，Journal of Monetary Economics， 114（C）：159-173.

Cúrdia， V.， Ferrero， A.， Ng， G.C. and Tambalotti， A.， 2015，“Has U.S. Monetary Policy Tracked the Efficient Interest Rate？”，Journal of Monetary Economics， 70（3）：72-83.

Jordà， O.， 2005，“Estimation and Inference of Impulse Responses by Local Projections”，American Economic Review， 95（1）：161-182.

Kurz， M.， Piccillo， G. and Wu， H.， 2013，“Modeling Diverse Expectations in an Aggregated New Keynesian Model”，Journal of Economic Dynamics & Control， 37（8）：1403-1433.

Ludvigson， S.C.， Ma， S. and Ng， S.， 2021，“Uncertainty and Business Cycles：Exogenous Impulse or Endogenous Response？”，American Economic Journal-Macroeconomics， 13（4）：369-410.

Ramey， V.A. and Zubairy， S.， 2018，“Government Spending Multipliers in Good Times and in Bad：Evidence from US Historical Data”，Journal of Political Economy， 126（2）：850-901.

Reifschneider， D. and Williams， J.C.， 2000，“Three Lessons for Monetary Policy in a Low-Inflation Era”，Journal of Money Credit and Banking， 32（4）：936-966.

Uhlig， H.， 2005，“What are the Effects of Monetary Policy on Output？ Results from an Agnostic Identification Procedure”，Journal of Monetary Economics， 52（2）：381-419.

Regulation Orientation Measurement， Exogenous Components Identification and

“Stabilizing Expectation” effect of Monetary Policy：

Empirical Evidence from Quantitative Intermediary Indicators

Zhang Long  Zhang Weiqi  Shen Yingqi

Abstract：Firstly， this paper gives the empirical fact that M2 may have endogenous components from the perspective of “counter cycle”， and uses the endogenous component elimination idea to measure the change index of monetary policy regulation orientation， focusing on its fitting effect and guiding effect on the Monetary Policy Implementation Report. Furthermore， this paper quantitatively identifies the exogenous components of M2 of monetary policy and uses the tool variable local projection method to analyze the “stabilizing expectation” effect of monetary policy and the policy spatial heterogeneity characteristic. The results show that： first， there is a strong correlation trend between M2 and economic fundamental variables， and M2 contains the information of economic fundamental variables. Second， the time-varying characteristics and dynamic attributes of the change index of monetary policy regulation orientation are obvious. Except for a few time points， it has a good fitting effect and guidance effect on the monetary policy regulation orientation in the Monetary Policy Implementation Report， and can accurately identify the instantaneous sudden change time point and micro change process of the monetary policy regulation orientation. Third， monetary policy has the effect of “stabilizing expectations”. The “hunger effect” and “hangover effect” of monetary policy are different in different policy spaces. In the period of sufficient policy space， the short-term effect of monetary policy is obvious. Due to the short-term attribute of confidence and the adverse selection psychology of behavioral subjects， the monetary policy in the period of insufficient policy space may have long-term effect but unstable.

Keywords： Monetary Policy; Regulatory Orientation; Exogenous Component; Policy Space

（責任编辑：柳阳）