我國貨幣政策效應(yīng)的非對稱性研究

陳浪南　張華

摘 要 采用DAG技術(shù)識別SVAR模型，從“貨幣渠道”和“信貸渠道”兩個層面實(shí)證檢驗(yàn)了我國貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價格效應(yīng)在方向上的非對稱性，并比較了“貨幣渠道”和“信貸渠道”對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的有效性。實(shí)證結(jié)果表明，我國貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)與價格效應(yīng)具有不同的傳導(dǎo)途徑，前者以“貨幣渠道”傳導(dǎo)為主，而后者則以“信貸渠道”傳導(dǎo)為主。同時，我國貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價格效應(yīng)在方向上均存在顯著的非對稱性。相對于擴(kuò)張性貨幣供給政策及信貸政策沖擊，緊縮性貨幣供給政策及信貸政策沖擊對產(chǎn)出水平的影響時效快，影響程度大。此外，相對于緊縮性貨幣供給政策沖擊，擴(kuò)張性貨幣供給政策沖擊對價格水平的影響時效快。相對于擴(kuò)張性信貸政策沖擊，緊縮性信貸政策沖擊對價格水平的影響時效快。在短期，緊縮性信貸政策對價格水平具有比較大的影響，而在中長期，擴(kuò)張性信貸政策對價格水平的影響程度比較大。

關(guān)鍵詞 貨幣政策；非對稱效應(yīng)；DAG技術(shù)識別SVAR模型

[中圖分類號]F812.42 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A [文章編號]1673-0461（2018）01-0078-08

一、引 言

20世紀(jì)20年代以前，經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍認(rèn)為，擴(kuò)張性貨幣政策與緊縮性貨幣政策在實(shí)施效果上是對稱的，在經(jīng)濟(jì)不景氣的時候，政府可以通過施行擴(kuò)張性貨幣政策，有效刺激經(jīng)濟(jì)增長，同樣，在經(jīng)濟(jì)過度繁榮的時候，政府可以實(shí)施緊縮性貨幣政策有效防止通貨膨脹，抑制經(jīng)濟(jì)過熱。然而，20世紀(jì)30年代末，人們開始懷疑擴(kuò)張性貨幣政策的有效性，1929～1933年經(jīng)濟(jì)大蕭條期間，為了刺激經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，美聯(lián)儲實(shí)施一系列擴(kuò)張性貨幣政策，如美國3個月的國債率從1929年的5%下降到1932年的1%以下，但收效甚微。據(jù)此，凱恩斯提出了流動性陷阱。他指出，美國實(shí)施的一系列擴(kuò)張性貨幣政策使得其經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)陷入了流動性陷阱，導(dǎo)致貨幣政策失效。自此，經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始思考貨幣政策效果的非對稱性。近幾十年來，隨著經(jīng)濟(jì)、金融危機(jī)的頻頻爆發(fā)，貨幣政策已經(jīng)成為中央銀行實(shí)施宏觀調(diào)控、應(yīng)對危機(jī)的重要工具。2007年金融危機(jī)爆發(fā)后，我國宏觀調(diào)控傾向于采取適度寬松的貨幣政策和積極的財政政策，央行連續(xù)降低人民幣和外幣存款利率以后，貨幣供給和流動性已經(jīng)出現(xiàn)了明顯的松動，4萬億元財政資金強(qiáng)力啟動內(nèi)需，確實(shí)十分明顯地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，然而卻也伴隨著30年來史上最高的通貨膨脹，面對持續(xù)走高的通脹問題，央行在2011年6月20日再次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率0.5個百分點(diǎn)，這已經(jīng)是央行當(dāng)年第6次，同時也是2010年以來的第12次上調(diào)準(zhǔn)備金率。此后，央行在2011年基本上保持著準(zhǔn)備金率“一月一調(diào)”的節(jié)奏。此外，2010年以來，央行已經(jīng)5次加息，這樣大力度的緊縮性貨幣政策是否能夠有效地遏制通貨膨脹的持續(xù)上漲，在我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行當(dāng)中貨幣政策是否也具有一定程度的非對稱性，這是同宏觀經(jīng)濟(jì)決策密切相關(guān)的重要問題，也是一個需要加以檢驗(yàn)的實(shí)證問題。在此背景下，本文結(jié)合我國實(shí)際經(jīng)濟(jì)條件，采用較新的“有向無環(huán)圖”技術(shù)識別SVAR，從“貨幣渠道”和“信貸渠道”兩方面實(shí)證研究我國貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)和價格效應(yīng)在方向上的非對稱性問題，從而為我國宏觀政策當(dāng)局提供理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)的參考依據(jù)。

最早對貨幣政策在效果方向上的非對稱性進(jìn)行研究的是Cover（1992），隨后國內(nèi)外很多學(xué)者進(jìn)行效仿。該文通過1951：1～1987：4的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用兩步OLS方法檢驗(yàn)正負(fù)貨幣供給沖擊對產(chǎn)出影響的非對稱性。結(jié)果表明，無論在影響程度上還是在統(tǒng)計顯著性上，負(fù)向貨幣供給沖擊對產(chǎn)出的影響都要大于正向貨幣供給沖擊對產(chǎn)出的影響，從而證實(shí)了貨幣政策效應(yīng)非對稱性的存在。隨后，國內(nèi)外眾多學(xué)者對貨幣政策在效果方向上的非對稱性問題進(jìn)行了廣泛的研究，但綜合這些文獻(xiàn)來看，對不同方向貨幣政策的識別方法主要有兩種：一種是構(gòu)建貨幣供給方程，由殘差項(xiàng)識別，如Cover（1992）、Shahid Malik（2013）、黃先開和鄧述慧（2000）、陸軍、舒元（2002）、馮春平（2002）、張暾等（2013）等人的研究；第二種是通過HP濾波等時間趨勢分析法對貨幣政策工具變量直接進(jìn)行分析，如劉金全（2002）、邱宜欣、劉召虹（2012）、胡臻（2013）等人的研究。本文考慮到貨幣供給方程的構(gòu)建并沒有統(tǒng)一的理論依據(jù)，現(xiàn)有文獻(xiàn)構(gòu)建的貨幣供給方程也各有不同，因此本文采用第二種方法，即通過時間趨勢分析分解出不同方向的貨幣政策進(jìn)行分析。同時，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多只是對產(chǎn)出或價格方程進(jìn)行OLS回歸，考察不同方向貨幣政策的系數(shù)，或者采用VAR從單一貨幣政策傳導(dǎo)渠道考察貨幣政策在方向上的非對稱性，研究方法上具有一定的局限性。本文采用較新發(fā)展的“有向無環(huán)圖技術(shù)（DAG）”識別SVAR模型的擾動項(xiàng)結(jié)構(gòu)，采用脈沖響應(yīng)分析和預(yù)測誤差分解的方法，從“貨幣渠道”和“信貸渠道”兩個層面實(shí)證檢驗(yàn)我國貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)和價格效應(yīng)在方向上的非對稱性，在一定程度上克服了傳統(tǒng)VAR及SVAR模型中格蘭杰因果檢驗(yàn)不能刻畫變量間同期因果關(guān)系以及傳統(tǒng)choleskey分解方法受變量主觀排序影響的局限，提高了本文研究結(jié)論的可信性。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分是實(shí)證模型及方法；第三部分是變量選擇以及數(shù)據(jù)說明；第四部分是實(shí)證結(jié)果及分析；第五部分是本文的結(jié)論。

二、實(shí)證模型及方法

1.有向無環(huán)圖（DAG）

有向無環(huán)圖主要通過計算一系列變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣來分析判斷這些變量之間是否存在因果關(guān)系，尤其是同期因果關(guān)系，圖中的方向代表因果，但不存在閉合回路，因此名叫有向無環(huán)圖（Directed Acyclic Graphs）。與傳統(tǒng)的granger因果檢驗(yàn)不同，有向無環(huán)圖可以檢驗(yàn)變量之間的同期相關(guān)性，從而避免傳統(tǒng)方法在SVAR的識別問題中受到變量次序影響較大的問題。下面具體介紹有向無環(huán)圖是如何體現(xiàn)變量之間的因果關(guān)系的。

對于變量X，Y和Z，如果Y和Z的無條件相關(guān)系數(shù)不為零，但在給定X的條件相關(guān)系數(shù)為零，我們則可以說X既是Y也是Z的原因，記作Y←X→Z；反之，如果X和Z的無條件相關(guān)系數(shù)為零，但在給定Y下的條件相關(guān)系數(shù)不為零，則稱X和Z都是Y的原因，記作：X→Y←Z。endprint

有向無環(huán)圖由點(diǎn)和連結(jié)它們的有向邊組成，反映變量之間的同期因果關(guān)系。具體來說，若變量X和Y的連結(jié)方式是X→Y，表明X和Y存在同期因果關(guān)系，且X是引起Y變化的原因；若X和Y的連結(jié)方式是X-Y，表明X和Y存在同期因果關(guān)系，但它們誰是因誰是果還不明確；若X和Y的連結(jié)方式是X Y ，表明X和Y是相互獨(dú)立的，不存在同期因果關(guān)系。

Spirtes et al（1993）、Peter Spirtes（2005）對DAG的畫法提出和完善了PC算法。該算法的具體做法是，首先從“完全無向圖”出發(fā)，各個變量（頂點(diǎn)）之間均存在連線（邊），當(dāng)某兩個變量之間的相關(guān)系數(shù)或條件相關(guān)系數(shù)在某一給定顯著性水平下為0時，則移去這兩個變量之間的連線。該算法首先計算變量的相關(guān)系數(shù)（可理解成0階條件相關(guān)系數(shù)），移去相關(guān)系數(shù)為0的變量之間的連線，緊接著計算變量的1階條件相關(guān)系數(shù)，移去1階條件相關(guān)系數(shù)為0的變量之間的連線，這樣推進(jìn)下去，直到分析完變量的N-2階條件相關(guān)系數(shù)（N為變量的個數(shù)）。本文采用Fisher's Z統(tǒng)計量來推斷某兩個變量之間的相關(guān)系數(shù)是否顯著異于0。

在完成上述步驟后，我們需要為保留下來的連線畫出方向，即確定保留連線的變量之間的因果關(guān)系方向。主要借助“相鄰（adjacent）”和“隔離集（sepset）”兩個概念。兩個變量之間存在連線，我們稱該兩個變量是相鄰的，否則則稱該兩個變量是不相鄰的；隔離集是指使得某兩個變量之間的連線被移去的條件變量，即使得某兩個變量的條件相關(guān)系數(shù)為0的條件變量，例如，若

？籽（i，j|k）為0，則稱k為i，j的隔離集。這樣一來，我們可以很方便的給出有向無環(huán)圖的方向。例如，若X和Y相鄰，Y和Z相鄰，但X和Z不相鄰，即X-Y-Z，如果Y不在X和Z的隔離集里，則我們可以確定這3個變量的有向無環(huán)圖為X→Y←Z。

2. SVAR模型

縮減型VAR只能描述各個內(nèi)生變量的動態(tài)形成過程，注重內(nèi)生變量的“跨期”相關(guān)性，而沒有考慮內(nèi)生變量的同期相關(guān)性，而SVAR則可以根據(jù)相關(guān)理論設(shè)定變量之間的因果關(guān)系。SVAR（P）模型定義如下：

（1）B被設(shè)定為單位陣，這種情況下，最少需要施加約束條件個數(shù)為K（K-1）/2。

（2）A被設(shè)定為單位陣，這種情況下，最少需要施加約束條件個數(shù)也為K（K-1）/2。

（3）AB矩陣均被施加約束，這種情況下，最少需要施加的約束條件個數(shù)為K2+K（K-1）/2

本文采用第（1）種方式，結(jié)合DAG分析對SVAR模型施加約束。A矩陣的非對角元素反映了變量之間的同期相關(guān)關(guān)系即因果關(guān)系?？朔藗鹘y(tǒng)的Cholesky分解識別SVAR中主觀設(shè)定變量次序所帶來的偏誤，更準(zhǔn)確地反映了數(shù)據(jù)的真實(shí)生成過程。

三、變量與數(shù)據(jù)

1. 變量選擇

《中國人民銀行法》規(guī)定了我國貨幣政策的最終目標(biāo)是“促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)、保持物價穩(wěn)定和國際收支平衡”。結(jié)合我國現(xiàn)實(shí)國情，在金融危機(jī)的沖擊下，我國經(jīng)濟(jì)增長放緩，通貨膨脹高漲，因此，在這種情況下，筆者認(rèn)為應(yīng)當(dāng)將經(jīng)濟(jì)增長和物價穩(wěn)定作為我國貨幣政策的兩個最主要的最終目標(biāo)。因此，本文選取產(chǎn)出GDP和消費(fèi)者價格指數(shù)CPI作為衡量和評價我國貨幣政策效果的指標(biāo)?？紤]到貨幣政策的傳導(dǎo)渠道主要是“貨幣渠道”和“信貸渠道”，本文選取廣義貨幣供給量M2和金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款余額L作為貨幣政策工具變量，由于GDP數(shù)據(jù)只有季度數(shù)據(jù)，本文選取工業(yè)企業(yè)增加值Y作為產(chǎn)出水平的替代變量。

2. 數(shù)據(jù)來源及處理

本文所采用的數(shù)據(jù)除工業(yè)增加值Y ①來自wind數(shù)據(jù)庫外，其他數(shù)據(jù)全部來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，其中CPI經(jīng)筆者自己換算成定基比數(shù)據(jù)，選取1998年12月作為基期，全部數(shù)據(jù)的時間范圍是1999年1月至2013年5月。為了消除季節(jié)性因素，本文對所有的變量采用X-12的方法進(jìn)行了季節(jié)性調(diào)整，為了降低數(shù)據(jù)的異方差性，本文對各變量進(jìn)行了自然對數(shù)化處理，處理后的變量名都在原來的基礎(chǔ)上加上前綴“L”。

需要特別指出的是，本文采用Hodrick-Precott濾波法對不同方向上的貨幣政策進(jìn)行識別，對于某一特定的經(jīng)濟(jì)時間序列{St}，包含趨勢成分和波動成分?？梢圆捎肏P濾波將其波動成分和趨勢分離出來，具體做法如下：

在單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對各非平穩(wěn)變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

從表2可看出，跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果一致，都表明在5%的顯著性水平下無法拒絕“協(xié)整向量個數(shù)為0”的原假設(shè)。因此，各變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，本文將LY及LCPI進(jìn)行一階差分，與四個政策變量平穩(wěn)序列的水平值構(gòu)建VAR。

3. 各變量的因果關(guān)系的DAG分析

對各變量的水平VAR模型進(jìn)行估計后，可得到各變量的殘差相關(guān)系數(shù)矩陣，如下所示：

4. 基于DAG的SVAR估計

在上一節(jié)DAG分析的基礎(chǔ)上，我們得出了各變量之間的同期因果關(guān)系，據(jù)此，我們設(shè)定SVAR的約束矩陣形式為：

由此，可以估計出SVAR模型，進(jìn)一步分析貨幣政策在方向上的非對稱性。

（1）貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)在方向上的非對稱性。對產(chǎn)出進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，如圖3所示，貨幣供給政策對產(chǎn)出的影響具有非對稱性。具體表現(xiàn)在：擴(kuò)張性貨幣供給沖擊對產(chǎn)出的影響比較慢，在第3期達(dá)到最大，貨幣供給量增加1%，產(chǎn)出增加0.02個百分點(diǎn)，隨后逐漸降低，并收斂于0；緊縮性貨幣供給沖擊對產(chǎn)出的影響較快，貨幣供給減少1%，當(dāng)期產(chǎn)出水平減少0.04個百分點(diǎn)，隨后逐漸減少，并收斂到0。同時，相較于貨幣供給政策，信貸政策對產(chǎn)出的影響較小，但也存在非對稱性。表現(xiàn)在：擴(kuò)張性信貸政策對產(chǎn)出的影響比較慢，政策存在滯后性，在第2期影響達(dá)到最大，隨后逐漸降低并收斂于0；緊縮性信貸政策對產(chǎn)出的影響比較快，不存在時滯性。endprint

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，我們對SVAR展開預(yù)測方差分解，結(jié)果列于表3。方差分解分析的結(jié)果顯示，從第3個月開始，產(chǎn)出水平的波動有近10%來自貨幣供給的沖擊，而信貸沖擊的解釋程度不足2%，說明相較于“信貸渠道”，“貨幣渠道”是我國現(xiàn)階段貨幣政策傳導(dǎo)的主要途徑；在中長期，擴(kuò)張性貨幣供給政策沖擊對產(chǎn)出水平波動的解釋程度僅為2%，而緊縮性貨幣供給政策沖擊對產(chǎn)出的波動解釋程度為8%，擴(kuò)張性信貸政策沖擊對產(chǎn)出波動的解釋程度非常小，僅為0.6%，緊縮性信貸政策沖擊對產(chǎn)出波動的解釋程度則為1.2%，說明我國貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)在方向上存在非對稱性。表現(xiàn)為：相較于擴(kuò)張性貨幣政策，緊縮性貨幣政策對產(chǎn)出的影響更大，這與前面脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果是一致的。

（2） 貨幣政策價格效應(yīng)在方向上的非對稱性。同理，對價格水平進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果如圖4所示，貨幣政策價格效應(yīng)在方向上也存在明顯的非對稱性。擴(kuò)張性貨幣供給政策沖擊對價格的影響幾乎不存在時滯，當(dāng)期就有一個微小的正向效應(yīng)，隨后逐漸降低，最后收斂于0；緊縮性貨幣供給政策沖擊對價格的影響則相對較慢，存在時滯，大約在3個月后對價格波動的抑制作用達(dá)到最大，隨后逐漸降低，并收斂于0；擴(kuò)張性信貸政策沖擊對價格的影響比較慢，存在時滯，在第20個月達(dá)到最大，隨后逐漸降低，并收斂于0；緊縮性信貸政策沖擊對價格的影響則比較快，當(dāng)期就對價格產(chǎn)生抑制效果，當(dāng)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額減少1%時，價格水平增長率當(dāng)即下降0.002個百分點(diǎn)，隨即抑制效果慢慢降低，最后收斂于0。另外，從圖4還可以看出，相比貨幣供給政策沖擊而言，信貸政策沖擊對價格的影響更大，表明我國貨幣政策對價格水平的傳導(dǎo)途徑以“信貸渠道”為主。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，我們對上述“有向無環(huán)圖”下的SVAR中價格水平展開預(yù)測方差分解，結(jié)果列于表4。預(yù)測方差分解分析結(jié)果顯示，貨幣政策的價格效應(yīng)存在非對稱性。具體來看，從第一期開始，擴(kuò)張性貨幣供給政策沖擊對價格波動的影響程度便達(dá)1.4%，明顯大于緊縮性貨幣供給政策沖擊對價格波動的影響程度；信貸政策沖擊對價格波動的貢獻(xiàn)率大于貨幣供給政策，進(jìn)一步證實(shí)我國貨幣政策對價格的傳導(dǎo)途徑以“信貸渠道”為主。擴(kuò)張性信貸政策沖擊對價格波動的影響比較慢，在中長期對價格波動的貢獻(xiàn)率達(dá)到15%；而緊縮性信貸政策沖擊對價格波動的影響則比較快，第一期對價格波動的貢獻(xiàn)率便達(dá)到40%，中長期對價格波動的貢獻(xiàn)率約9%，可見，短期來看，緊縮性信貸政策沖擊對價格波動產(chǎn)生比較大的影響，但中長期來看，擴(kuò)張性信貸政策沖擊對價格波動產(chǎn)生比較大的影響。

五、研究結(jié)論與啟示

本文采用新發(fā)展的DAG技術(shù)識別SVAR模型，從“貨幣渠道”和“信貸渠道”兩個方面實(shí)證檢驗(yàn)我國貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價格效應(yīng)在方向上的非對稱性，并比較了“貨幣渠道”和“信貸渠道”對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的有效性，從而為我國宏觀政策當(dāng)局提供理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)的參考依據(jù)。

與以往SVAR模型采用傳統(tǒng)識別方法不同，本文采用的DAG技術(shù)是一個客觀數(shù)據(jù)決定（data-determined）分析方法，不僅能夠客服傳統(tǒng)choleski分解方法依賴變量順序的局限，而且還能反映變量之間的同期因果關(guān)系，在一定程度上大大提高了本文研究的合理性和科學(xué)性。

采用DAG技術(shù)研究發(fā)現(xiàn)，緊縮性貨幣供給政策到經(jīng)濟(jì)增長存在同期因果關(guān)系，擴(kuò)張性貨幣供給政策和緊縮性信貸政策到價格存在同期因果關(guān)系。我們由此對VAR的殘差項(xiàng)進(jìn)行結(jié)構(gòu)性分解識別SVAR，并通過脈沖響應(yīng)分析和預(yù)測方差分解分析發(fā)現(xiàn)，我國貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)與價格效應(yīng)具有不同的傳導(dǎo)途徑，貨幣政策對產(chǎn)出的影響以“貨幣渠道”傳導(dǎo)為主，而對價格的影響則以“信貸渠道”傳導(dǎo)為主。同時，本文的研究發(fā)現(xiàn)，我國貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價格效應(yīng)在效果方向上均存在明顯的非對稱性。

◇擴(kuò)張性貨幣供給政策沖擊及信貸政策沖擊對產(chǎn)出水平的影響時效慢，影響程度比較小，而緊縮性貨幣供給政策沖擊及信貸政策沖擊對產(chǎn)出水平的影響時效快，影響程度大；這與Cover（1992）、René Garcia & Huntley Schaller（1999）、Shahid Malik（2013）、陸軍、舒元（2002）、劉金全（2002）等人的研究結(jié)論完全一致。

◇擴(kuò)張性貨幣供給政策沖擊對價格水平的影響時效快，而緊縮性貨幣供給政策沖擊對價格水平的影響時效慢。擴(kuò)張性信貸政策沖擊對價格水平的影響時效慢，而緊縮性信貸政策沖擊對價格水平的影響時效快，在短期，緊縮性信貸政策對價格水平具有較大影響，而在中長期，擴(kuò)張性信貸政策對價格水平具有較大影響。這與邱宜欣、劉召虹（2012）等人的研究結(jié)果相似。

這些結(jié)論表明，在產(chǎn)出水平低，物價低的經(jīng)濟(jì)蕭條期，施行擴(kuò)張性的貨幣政策更傾向于提高物價水平，而對產(chǎn)出水平的促進(jìn)作用則相對不夠有效，而在產(chǎn)出水平高，通脹水平高的經(jīng)濟(jì)繁榮期，緊縮性的貨幣政策則更傾向于降低產(chǎn)出水平，而在治理通脹的能力方面則顯得不夠，說明單獨(dú)采用貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)具有一定的局限性，政策當(dāng)局應(yīng)當(dāng)合理搭配其他政策工具才能有效調(diào)控宏觀總體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況。

[注 釋]

① Wind數(shù)據(jù)庫中沒有2007年后的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)，這部分?jǐn)?shù)據(jù)由筆者根據(jù)工業(yè)增加值同比增長率換算得到。

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Abstract： This paper utilizes the SVAR model with DAG technique to empirically investigate the asymmetric effects of output effect and price effect of monetary policy on the direction from both"monetary channel"and"credit channel"，and compares the effect of"monetary channel" and"credit channel" on the real economy. The empirical results show that the output effect and the price effect of China's monetary policy have different ways of transmission，the former is mainly based on the"monetary channel"，while the latter is mainly based on the"credit channel". At the same time，both the output effect and the price effect of China's monetary policy have significant asymmetry in the direction. Compared with the expansive monetary supply policy and credit policy，the impact of the tight monetary supply policy and credit policy on the output level is fast and influential. In addition， the impact of the expansionary monetary supply policy on the price level is faster than the impact of the tight monetary policy. Compared with the impact of expansionary credit policy，the impact of the tight credit policy on the price level is fast. In the short term，tight credit policy has a relatively large impact on the price level， but in the medium and long term，expansionary credit policy has a relatively large impact on the price level.

Key words： monetary policy；asymmetric effects；SVAR model with DAG technique

（責(zé)任編輯：張丹郁）endprint