货币政策效应（共12篇）
货币政策效应 篇1
1变量选取和模型构建
一是货币政策。主要指标为货币供应量, 货币供应量和股票价格之间的关系虽没有定论, 但大多认为两者之间存在着相互影响的关系。而且自1996年以来, 政府开始把货币供应量作为货币政策主要控制指标, 每年提出货币供应量 (M1和M2) 的预期目标。通过货币供应量与股价之间的关系分析, 也可反映出货币政策的有效性。在此, 我们选取M2作为货币供应量指标。
二是宏观经济环境。一般可用GDP相应指标来表示, 但由于GDP只有季度数据, 月度数据不可得, 而本文主要分析2006年至2007年股价的变化情况, 时间段较短, 季度数据不够, 因而我们采用了另一些相关的指标代为表现, 包括反映居民生活水平的消费价格指数CPI和房屋销售价格指数RES。之所以选取这两者作为解释变量在于两者能在一定程度上反映居民的生活水平, 进而体现出宏观经济环境, 特别近两年CPI和RES成为人很十分关注的指标, 颇具代表性。
三是股票市场本身。股票成交量对股市的影响是显而易见的, 因而将它引入模型自然无可厚非。
至此, 我们建立如下模型, 包括线性模型和非线性模型, 总体回归方程如下:
CISH=C+M2+RES+CPI+STV+ε
LOG (CISH) =C+LOG (M2) +LOG (RES) +LOG (CPI) +LOG (STV) +ε
其中, CISH:上证股票综合指数, 由每月末的收盘指数得到;
M2:广义货币供应量; CPI:消费价格指数;RES:房屋销售价格指数; STV:上证A股成交金额。
2回归模型分析
我们选取了自2006年1月至2007年8月共20组数据, 数据来源:金融界网站数据中心和搜狐财经历史数据。运用EVIEWS软件采用OLS方法对模型进行参数估计。根据拟合优度, 参数显著性水平及自相关性等各种检验, 选取了以下方程作为分析对象:
CISH=-32846.920.024558M2+156.0565RES+98.91914CPI+2.32STV
N=20, R2=0.9749, Adjusted R2=0.9683, D.W.=1.8517, F=145.8596
CISH=-34926.3+0.0281M2+259.9868RES+2.36STV
N=20, R2=0.9737, Adjusted R2=0.9687, D.W.=1.8344, F=197.0963
LOG (CISH) =-59.0654+3.9049LOG (M2) +3.1036LOG (RES) +0.1414LOG (STV)
N=20, R2=0.9863, Adjusted R2=0.9837, D.W.=1.8091, F=384.2491
从以上回归模型的结果, 我们大致可以看出以下几点:
(1) 货币供应量M2与股指CISH呈正相关关系, M2每增加1亿元, 股指上升0.028个点, M2每增加1%, 股指上升约3.9%。
(2) 房屋销售价格指数RES与股指CISH也呈现出正向关系, RES每增加1个点, 股指CISH上升259.99个点, RES每增加1%, 股指CISH上升约3.1%。
(3) 上证交易所每月成交金额STV也是股票指数变动的一个主要因素, 成交额每增加1亿元, 股指增加约2.36个点位, 成交额每增加1%, 股指增加0.14%, 这个影响是很显著的。
为了进一步研究这几个变量之间的关系, 我们采用了VAR模型。在进行VAR模型分析之前, 先要做单位根检验, 检验结果表明, CISH对数的一阶差分, M2对数的一阶差分, CPI对数的一阶差分和M2的一阶差分都是平稳的。于是用EVIEWS对LOG (CISH) , LOG (M2) 和LOG (CPI) 进行VAR模型估计。结果表明, 对于股指CISH, 上期的货币供应量的变化率对其影响是显著的, 并且系数为正, 说明货币供应量的增加将使股价上升;上期物价CPI的变化率对其也有一定的影响, 且也呈正向关系。这与我们之前所得到的研究结果相同。
接着是脉冲响应图。
最后为考察M2和CISH之间的因果关系, 我们运用格兰杰因果检验:
结果显示, M2的变化不能引起格兰杰的股指变化的可能性为0.04815, 表明货币供应量的变动是推动股票市场发展的原因;而股指CISH变化不能引起M2变化的可能性高达0.84699, 因而我们认为只存在货币供应量对股票市场的单向影响关系, 这和大多数的研究结果类似。
3原因分析
3.1货币供应量
货币供应量主要从以下两个方面影响股指:
(1) 流动性过剩。
流动性过剩, 通俗地说, 就是资金比较充裕。而现在我们所说的流动性过剩就是指有过多的货币投放量。这些多余的资金需要寻找投资出路, 于是便流向了股市、房市等投资领域, 带来了投资过热 (经济过热) 的现象。而造成流动性过剩的一个根本原因在于中国不断推升的贸易顺差, 而紧缩银根并不能改变中国贸易顺差的地位, 于是美元储备越来越多, 国家不得不向经济体系发放人民币, 这就造成了流动性过剩。当过多的资金流入股市, 而新股上市的速度跟不上资金的增加速度时, 在供需关系的推动下, 大量的资金追逐相对少数的股票, 就会带来股价的上涨, 即出现了由经济过剩带来的股票市场的流动性过剩。
(2) 人民币升值。
人民币升值一方面标志着以人民币计价的资产全线升值, 那么以人民币计价的股票当然应该上涨。另一方面, 人民币升值加上对其进一步升值的预期会对国际资本, 尤其是投资性资本产生巨大吸引力, 吸引它们流入购买以人民币计价的资产, 而在股市尚未完全开放的中国市场, 房地产及金融券商便是金融资本短期内流入的最好投资平台。于是, 金融资本在短期内流入, 这无疑会增加国内资本市场的货币供给, 增大M2, 进而刺激股票市场行情上涨。具体关系为:人民币升值→热钱流入→M2增加→股市上涨→吸引更多热钱流入→加大人民币升值压力。
3.2通货膨胀
近年来, CPI不断创下新高, 尤其是今年8月份CPI指数更是达到6.5%, 创十年来新高, 更显现出明显的通货膨胀趋势。央行近两年虽不断加息, 但加息幅度不大, 至今为止, 一年期存款利率还不到6%, 无法改变银行存款负利率的现象。另外, 加息主要是对于工资影响的物价产生效果, 而导致此次CPI上升过猛的主要因素来自国际, 而不是国内。国际粮价上涨, 推高整体CPI, 属于成本推动型通货膨胀。加息会抑制需求, 但现在供求没有问题, 所以加息对抑制通胀的效果不会很显著。通胀的压力加上在牛市的背景下, 投资股市的回报率远远高于存款利息, 使得居民更热衷于投资于股市来获取更高的收益, 所以加息并不会使居民将资金从股市撤出而转存银行。
3.3楼市
房价的居高不下推动房地产板块一路上升, 进而对股价也有一定的影响。
3.4市场预期与货币政策的滞后作用
最后, 从心理学角度分析, 对于央行的如此频繁地采用货币政策, 市场已经习惯, 甚至预期的加息幅度还大于央行实际的调整幅度, 外加货币政策具有滞后效应, 所以央行采取的这些紧缩性货币政策对市场来说, 就像是温水里煮青蛙, 就算有作用, 也不会立刻反映出来。
4政策建议
(1) 改善社会资源配置结构和贸易结构, 逐步减少或取消外资企业在中国享有的各种优惠政策, 增强本土企业的竞争优势与竞争能力, 使出口主要由低成本低价格的劳动密集型产品向高技术高附加值的资本密集型产品过渡, 建立公平合理的国内与国际经济环境。
(2) 大力发展资本市场, 调整金融市场结构。
第一, 鼓励合法合规资金进入股票债券等资本市场, 鼓励和扩大企业通过发债方式筹措资金, 改变现今散户撑盘的局面, 培养机构投资者, 使之成为资本市场的主导力量。
第二, 加快批准上市公司的数量, 增加投资者的选择, 这样集中炒股热钱也会相对减少。
第三, 完善市场的资源配置与金融秩序, 建立统一有效的全国资本市场和多元化的市场风险配置机制。
(3) 通过加薪等手段提高居民收入, 以缓解通货膨胀的冲击, 并通过冻结房价来解决三大资产 (人力资产、金融资产、实物资产) 价格失衡和配比失调问题。
摘要：近年来, 央行频繁采取紧缩性货币政策进行宏观调控, 但这些货币政策对股市的影响出现了与以往相悖的情况。针对这一现象, 采用股价指数、货币供应量、居民消费价格指数、房价指数和股市成交金额作为相应的代表变量, 在建立线性模型和对数模型的基础上, 又建立了VAR模型, 利用脉冲响应和格兰杰因果检验等计量方法, 对上述变量之间的关系作出了分析, 得出相应结论, 并给出相关政策建议。
关键词：股价指数,货币政策,货币供应量
参考文献
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货币政策效应 篇2
1.货币政策时滞
货币政策时滞是指货币政策从研究、制定到实施后发打实际效果的全部时问过程
（1）货币政策时滞的构成①内部时滞，指从政策制定到货币当局采取行动这段时问，它又分为两个阶段:a.从形势
变化需要货币当局采取行动到它认识到这种需要的时距，称为认识时滞;b.从货币当局认识到
需要采取行动到实际采取行动这段时问，称为行动时滞。内部时滞的长短取决于货币当局对
经济形势发展的预见能力、判定对策的效率和行动的决心等。
②外部时滞，又称影响时滞，指从货币当局采取行动开始到对政策目标产生影响为止的这段过程。外部时滞主要取决于客观的经济与金融条件。外部时滞又可分为操作时滞和市
场时滞两个阶段:a.操作时滞是指从调整政策工具到对中间目标发生作用的时距:b.市场时滞
是指从中问目标发生反应到其对最终目标产生作用所需要的时间。
（2）时滞对货币政策效果的影响
一般说来，时滞短，则政策见效快，也便于中央银行及时调整货币政策的方向和力度。但相对来说，时滞长短对政策效果的影响不是最重要的，最重要的是时滞是否稳定可预测。
如果时滞不稳定，难以预测，那么，即使货币政策措施是正确的，出台的时机也合适，但货
币政策可能会在错误的时点上生效，结果可能适得其反。
2.货币流通速度的影响
货币流通速度如果不稳定，难以预测，则货币政策的效果不仅可能被削弱，而且货币
政策可能会成为影响经济稳定的根源。这是因为，社会总需求从流虽上看，表现为一定时期
内的货币支出总量，它等于货币供应量与货币流通速度的乘积。如果货币流通速度是一个难
于预测的波动不定的量，那么，即使中央银行能完全按照预定的目标调节货币供应量，也难
以使总需求和GDP达到预期的水平，这时，货币政策就难以达到预期的效果。
3.微观经济主体预期的抵消作用
当一项政策措施出台时，各种微观经济主体立即会根据可能获得的各种信息，预测政
策的后果，从而很快作出对策，而且很少有时滞。而对微观主体广泛采取的具有抵消性作用的对策，货币当局的政策可能归于无效。不过，实际情况是，公众的预测即使非常准确，实
施对策即使很快，其效应的发挥也有个过程，因此，货币政策仍会部分有效。
4.其他经济政治因索的影响
(1)宏观经济条件的变化。一项既定的货币政策出台后，要保持定的稳定性和持续性，不能朝令夕改。在这段时问内，如果经济出现某此始料不及的情况，而货币政策又难以作出
相应调整时，就可能出现货币政策效果下降甚至失效的情况
(2)既得利益者的政治压力。货币政策的实施，可能会影响到一些阶层、集团、部门或
货币政策刺激消费需求的效应分析 篇3
关键词:货币政策;消费率;金融抑制
一、背景:我国消费率的特征
内需不振,特别是我国居民消费率偏低,是从上世纪90年代末以来深受国内外关注的一个问题。
在1997年“东南亚金融危机”爆发后,我国面临外需大幅紧缩的情况,也正是在这种背景下,我国第一次提出并实施了刺激内需的宏观经济政策。当时,一个有力的依据是,居民消费率由1980年代初的52.8%波动下降到1997年的45.3%,下降了7个百分点。然而,让人始料不及的是,在这种政策背景下,进入2000年,居民消费率不但未能止住下滑的势头,而且持续下滑,至2008年降为35.3%(见图1)。
从国际间数据比较来看,我国消费率无论是与发达国家相比,还是与发展中国家相比,都是偏低的。从表1可以看出,同属发展中国家,“金砖四国”之一的印度2007年消费率是表中发展中国家最低的,仍然比中国高16个百分点。以2005年数据为准,美国和英国的消费率最高,为86.5%,高出我国近36个百分点。这个差距确实太大了!
数据来源:国家统计局官方网站,国际数据。经作者整理。
注:na表示数据暂时不可获得,下同。
针对消费率持续下降的状况,我国央行先后出台了一系列货币政策刺激消费:
(一)大力发展消费信贷业务。自1998年5月8日中国人民银行下发《个人住房贷款管理办法》起,我国消费信贷从无到有,增长很快。到2007年底,未偿消费贷款总额达3.28万亿元,年均增长率高达48%,占金融机构贷款份额也从1999年的1.5%增长到2007年的12.5%。
(二)多次下调存贷款利率和法定存款准备金率。“东南亚金融危机”爆发后,我国进入第一个降息周期,中国人民银行先后8次下调存贷款利率,存款利率由10.98%下降到2002年2月21日的1.98%,下降了9个百分点。“次贷危机” 爆发后,我国进入第二个降息周期,2008年9月至12月四个月时间内,央行先后5次下调存贷款利率,存贷款利率分别累积下调1.89和2.16个百分点,调整频率和幅度均为我国金融史上所罕见。
同时,由于2008年下半年美国“次贷危机”蔓延加深,中国对宏观经济政策进行了重大调整,按照“保增长、扩内需、调结构”的要求,中国人民银行先后四次下调存款准备金率,并且鼓励商业银行加大对“三农”、中小企业、就业、助学、灾后重建、消费等改善民生类信贷支持的力度。
(三)加大公开市场操作力度,注入大量流动性。2009年,货币信贷总量快速增长,信贷结构继续优化,对扭转经济增长下滑趋势、提振市场信心发挥了重要作用,有力地支持了经济平稳较快发展。2009年末,广义货币供应量 M2余额为 60.6万亿元,同比增长27.7%,增速比上年同期高10个百分点。同期,人民币贷款余额为 40万亿元,同比增长31.7%,比年初增加9.6万亿元,同比多增4.7万亿元。值得一提的是,2009年上半年比2007年全年新增贷款还要多一万亿元,增幅之大已远远超过1997-1998年“东南亚金融危机”时期。
从以上分析可以看出,我国消费率无论是与发展中国家,还是与发达国家相比,均处于最低水平,且进入2000年以来,呈现出加速下降的态势,这既与消费率演进规律相悖,也与我国政策背景不符。可以看出,我国刺激内需的宏观经济政策,无论是货币政策还是财政政策,均没有达到预期的效果。
二、影响我国消费率的根本因素分析:国际比较
如果从时间上追溯的话,我国实施扩大内需的政策是在1997年“东南亚金融危机”之后,至今已有十多年的时间。为什么进入二十一世纪我国却出现居民消费持续下降、城乡消费差距扩大、提振消费政策难以奏效的局面呢?不少专家学者指出由于我国医疗、教育、社保方面不健全,居民“预防性储蓄”动机增强,导致居民消费意愿不强,这是引起我国消费率近几年持续下降的一个重要原因。本节希望通过几组国际数据的横向比较,说明制约我国消费需求不振,消费结构不合理的体制和制度上的因素:
(一)储蓄率居高不下
高储蓄率、高投资率是导致我国低消费率的关键因素,不少专家学者都是通过研究高储蓄率来研究我国的低消费率的。Kuijs(2007)认为从数量上看,高储蓄率至少解释了中国低消费率的20%。
从表2可以看出,与以出口导向型发展模式为主的亚洲相比,储蓄率最高的马来西亚为36.3%,比中国低5.8个百分点。我国储蓄率比表中亚洲国家平均水平高出11.3个百分点。在发达国家中,储蓄率最高的日本为26.5%,比中国低15.6个百分点,表中发达国家储蓄率平均水平与中国的差额为22.5个百分点。
另外,中国的储蓄率还具有一些特点,需要引起我们的注意:
一是中国储蓄率近几年逐年上升。2000年为36.8%,到2006年上升为50.6%。与之形成显明对比的是,发达国家储蓄率相对稳定,进入2007年还略有下降。
二是中国居民储蓄率呈逐年下降的趋势。与人们直觉不一致的地方是:造成中国总储蓄率在近几年呈上升态势的是企业储蓄率的连年递增,而非居民储蓄率上升所致。相反,居民储蓄率呈波动下降趋势,政府储蓄率则呈倒“U”型趋势。从表3来看,企业储蓄率2000年为15.3%,到2006年为28.3%,增加了约一倍。造成我国企业储蓄率直线上升的主要原因,是“东南亚金融危机”后,在国有经济“抓大放小”改革中,国企不再承担职工的医疗卫生、社会保险及教育等社会责任,其利润率自然上升,留成收益增加,造成企业储蓄率大幅度上升。企业利润上升的背后是企业职工被迫承担改革成本,特别是企业职工大量下岗,居民自己承担医疗、社会保险及教育等支出,因此在企业储蓄率直线上升的同时出现了居民储蓄率下降的局面。
(二)产业结构不合理
第一、第二产业比重过重,第三产业比重过轻,形成了重工业占主导地位的不合理产业结构。表4显示:2000年三次产业占比的世界平均水平分别为3.6%、29.2%和67.1%,2007年我国三次产业的比重分别是11.7%、48.1%和40.2%,从工业化进程和产业结构演进规律来看,未来我国应大力发展服务业,降低工业特别是重工业的比重,尽快实现产业结构调整的目标。
(三)城乡收入差距不断扩大
城乡收入差距扩大是造成我国城乡消费水平差距扩大的根本性因素。发展中国家普遍存在刘易斯所说的“二元结构”现象,存在着所谓的“穷困陷阱”。这种城乡“二元格局”拉大了城鄉居民收入差距,农民消费也远远低于城市居民。收人差距扩大成为消费市场尤其是农村消费市场难以启动、有效需求不足的一个重要原因。从图2可以看出,我国在改革开放初期,收入不平等指数是倒数第二位的,但伴随着经济发展的却是城乡收入差距的不断扩大,到2003年,中国收入不平等指数位列全球第三,仅次于以收入分配差距大著称的巴西和阿根廷。并且,城乡收入差距近几年呈持续走高的趋势。中国社科院发布的《中国城市蓝皮书》称,截至2008年末,我国城镇人口已达6.07亿,城镇化率已达到45.7%,城乡收入差距在4至6倍左右。而2007年全国城乡收入比为3.31,2000年城乡收入比只有2.79。
(四)社会保障程度低
社会保障程度高有助于“对冲”消费者未来不确定性风险,减少其预防性储蓄动机。表5数据显示,最近几年中国社会保障支出占财政支出的比重为10%-12%,而发达国家一般在30%-50%之间,比如美国,近几年社会保障支出虽有所下降,但2006年其社保支出占财政支出的比重仍保持在35%以上。发展中国家社会保障支出一般会低于发达国家,以印度、韩国为例,2005年,两国社会保障支出占财政支出的比重为17%左右,也比我国高出6个百分点。多年来,中国储蓄率在全球排名第一,虽然高储蓄率是多年来我国经济高速成长的重要保证,但造成储蓄率高增长的根本原因并非完全是居民收入的增加,而是由于我国社会保障体系不完善,老百姓有钱不敢花,宁愿承受负利率也要将钱存入银行。所以在增加居民收入的同时,只有大幅增加政府公共支出,如住房、医疗、养老、教育支出等等,才能免除居民消费的后顾之忧,也只有这样才能降低我国居民储蓄率,刺激消费需求。
(五)金融抑制
金融抑制反映到利率上,指政府将银行利率控制在均衡市场利率水平以下。存在金融抑制的国家往往有意识地实行低利率政策为其宏观经济政策服务。从国际数据比较来看,经济增长率与资本的成本是接近相等的。在发达国家,经济真实增长率与真实利率的差额也是很小的。据世界银行资料显示,2001-2005年间,发达国家经济增长率平均为2.2%,而真实利率为1.2%,两者相差1个百分点;同属“金砖四国”的巴西、印度和俄罗斯,差额也没有中国这么大(见图3)。造成差额过大的原因,在于中国农村存在大量剩余劳动力,工资水平整体偏低。另外,人为压低利率水平,降低企业资金成本,导致资本收益率高企。当然,这是在利率管制环境下,通过人为扭曲利率水平来实现的。
简而言之,我国消费率偏低是与以投资和出口为主导的经济增长模式密切相关的。资本密集型的第二产业劳动力容纳能力有限,加上户籍制度等限制农村剩余劳动力向第二、第三产业转移,限制农户由农村向城市流动,使得国民收入的初次分配向资本倾斜。工资收入占GDP比重下降,导致我国城乡收入差距扩大,农村消费需求不振,最终导致城乡消费水平差距扩大。值得指出的是,1990年代末以来的国企改革是一把“双刃剑”,通过“减员”确实达到了“增效”的目的,然而,其增效的背后是把诸如住房、医疗、养老、子女教育等包袱扔给了社会,自己轻装上阵。在国家没有建立起完善的社会保障体系之前,居民只能自己承担改革成本,这是造成居民不敢消费的主要原因。
三、货币政策刺激消费的实证分析
从货币政策角度来看,为何多次降息、下调存款准备金率均没有改变我国消费率下降的趋势,消费增长速度一直低于经济增长速度?是由于货币政策传导渠道受阻,还是消费受制于制度性、结构性因素,货币政策力有不逮呢?如果是货币政策传导受阻,则应从消除金融抑制方面入手,疏通传导渠道;如果消费需求不足的问题不是在货币供给的层面,则应认识到货币政策的局限性,转而以财政政策、收入政策为主,货币政策起协调配合的作用。这些问题,在我国面临外需大幅紧缩的外部环境下,是很值得研讨的现实问题。下面从实证角度对货币政策刺激消费需求的效果进行检验,以期为上述问题作出回答。
参照余永定(2000)的消费函数对我国货币政策调节消费需求的效果进行实证研究。函数形式也取为对数线性,回归方程为:
式一中,消费(C)的数据来自国内生产总值(支出法)中的消费部分 , 取其中的城镇居民消费这一部分。W是城镇居民可支配收入总额,作为对比检验,本文同时用单纯的工资性收入(GZ)作为收入的备择变量进行检验 。储蓄S0采用的是城镇居民储蓄存款年末余额数据,滞后一期进入回归方程。价格P采用的是CPI指数,由于该指数只能找到1985年之后数据,1985年以前的则用城镇居民消费价格指数替代 。W/ P(或GZ/P)和 S0/ P是将名义收入(名义工资)和名义存款除以物价指数换算为实际收入(实际工资)和实际储蓄。利率i取一年期储蓄存款的平均利率 。同时,本文用真实利率作备择变量,用于检验金融抑制对消费的影响。真实利率(ri)等于一年期储蓄存款平均利率平减当年通货膨胀率。
为了检验信贷渠道的影响,本文设信贷增长率(credit)变量。这里用M2增长率减去GDP增长率来表示通货膨胀预期Pe 。同时,为了检验产业结构和其他体制性因素对居民消费率的影响,本文用第二产业在三次产业中的比重作为代理变量(policy),以第二产业产值除以总产值而得。1998年以来我国经济金融状况发生了较大变化,因此本文设二值变量year98 ,进行检验。以上数据均可通过历年的《中国统计年鉴》以及中经统计数据网得到。整个数据的样本期为 1978 -2008年。
运用统计软件,最终结果如下:
以上结果经过异方差调整,调整后R的平方为0.93,说明居民消费率变动的93%,可用上述模型解释。式二中,* 表示在10%水平上显著,**表示在5%水平上显著。对比余永定(2000)等人的回归结果,可以看出cpi、pe和i的符号均一致,但是收入变量不显著,GZ变量则与预期相反。这里有几个需要注意的地方:pe系数比余永定(2000)等人的要小,则不显著;收入变量不显著,没有进入方程。而在余永定(2000)等人的模型中,收入变量是对消费影响最重要的因素,系数高达0.31,说明收入每提高1%,消费就会上升0.31%。在式二中,cpi系数为0.31,恰好与余永定(2000)等人模型中的收入变量系数相等。这或许说明菲利普斯曲线在我国是成立的。由于在余永定(2000)等人的模型中,cpi代表的是经济增长景气,根据奥肯定理(Okun's law),就业与经济增长呈正比关系,因此,cpi与收入(W)和工资(GZ)之间当呈正相关关系。由于三者之间有着这种理论关系,不可避免会出现系列相关,所以就出现了收入(W)系数不显著,工资(GZ)系数符号与理论预期相反的结果。这是对回归结果解释时,需要特别小心的地方。
就货币政策作用效果看,信贷渠道(credit)系数不显著,说明我国信贷渠道在刺激消费时效果不明显。利率系数则表明其显著地、反向地影响消费,说明在影响居民消费需求上,利率渠道比信贷渠道更有效。反映我国金融抑制的代理变量——真实利率(ri)对居民消费率有着显著的、负向的影响,这与本文强调的金融抑制对消费需求的负效应是一致的。
值得特别强调的是,反映我国产业结构失衡的变量policy对消费率的影响不仅在统计上是显著的,而且在经济意义上也是显著的。从系数数值来看,它是所有回归系数中最大的。其数值表明第二产业在三次产业中的比重每提高1个百分点,居民消费率就平均下降0.45个百分点。Year98不顯著,说明并没有必要设此变量。
四、结论和建议
总结上面分析可得以下结论:
(一)影响我国消费率的因素复杂多样,医疗、教育、社保方面不健全,产业结构不合理,收入初次分配倾向资本,城乡收入差距扩大和金融抑制等均制约了我国居民消费需求。收入增长缓慢,分配倾向资本,造成居民无钱消费;医疗、教育、社保方面不健全,预期支出增加,导致居民不敢消费;金融抑制下,缺乏财富效应,使得居民不能借贷消费。在收入增长缓慢的情况下,金融无法发挥其跨期配置资源、平滑消费的功能,这是我国货币政策在刺激消费时受阻的一个重要原因。
(二)在刺激消费时,利率政策比信贷政策更有效。一方面,由于我国存在普遍的金融抑制,商业银行在发放贷款时会倾向于“国有企业、大企业和上市企业”,对中小企业和居民消费信贷的需求往往难以满足,造成信贷政策传导受阻。另一方面,我國居民大部分金融资产以银行存款形式持有,中央银行通过利率政策可以很有效地影响居民从存款中获得的财产性收入。因此,利率工具相对信贷工具更有效。
具体政策建议如下:
首先,从短期看,应保持市场流动性充足。应鼓励商业银行向符合条件的中小企业发放贷款,政府则需加大对中小企业贷款担保的力度,降低银行放贷风险。商业银行还应在控制信贷风险的前提下,大力拓展居民消费信贷业务。
其次,从中期看,应有序推进利率市场化改革,消除金融抑制,充分发挥多层次、成熟的金融体系对居民消费的综合促进作用。大力发展票据市场、债券市场等融资性金融市场以丰富居民投资渠道,降低投资风险,降低居民储蓄率。着力培育共同基金、社保基金等机构性投资者,给城乡居民带来稳定的投资收益。资本市场要做好投资者利益保护工作,利用股市的财富效应刺激消费。
最后,从长期来看,大力改善社会保障状况、切实提高劳动者在国民收入初次分配中的份额、尽快缩小城乡居民再分配差距是促进消费增长,优化消费结构的根本之路。货币政策在其中的作用,是通过发展保险机构特别是商业性社会保障的保险机构,来化解居民未来的不确定性风险,减少国家在提供社会保障体系方面面临的财政压力。
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国内货币政策效应研究新进展 篇4
改革开放以来, 我国实施了区域经济“梯度发展”战略。在市场经济机制下, 虽然外向型经济的东部地区经实现了高速发展, 但一开始的关于产业从东部地区向中西部地区梯度转移的构想并没有实现。由于自身条件的限制, 西部地区在国家实施西部大开发战略的推动下发展仍相对缓慢, 加剧了地区之间发展的非均衡现象。作为货币经济学领域的前沿分支, 货币政策区域效应研究开始将视角从宏观层面延伸至了区域层面, 将各个地区在产业结构和金融结构等方面的非均质性研究纳入货币政策操作对经济运行影响的研究体系。国内研究主要基于风险价值模型 (VAR) 和结构向量自回归 (SVAR) 模型, 研究各区域经济指标对货币政策变量冲击的脉冲响应, 判断和分析中国货币政策效应是否存在区域性差异, 进而分析引起货币政策区域效应的因素。
(一) 货币政策区域效应存在性实证研究
何丽娜 (2010) 运用VAR模型和脉冲响应函数实证检验安徽和江苏两省评价统一的货币政策对安徽省和江苏省的真实产出和物价的影响。申俊喜、曹源芳、封思贤 (2011) 首次避开“三分法”和“八分法”的区域划分———采用更能反映区域差异的内地31个省来反应区域差异, 运用区域AD-AS模型和VAR等计量方法, 分析统一货币政策对我国不同省城经济增长和物价两个指标的脉冲差异。葛腾飞、孙自胜 (2013) 通过定量分析验证广义货币供给量M2和GDP之间的关系, 对我国东北、东、中、西四大区域货币政策区域差异特征进行检验, 发现货币政策对全国和区域经济发展水平都具有显著的影响, 但具体各区域的影响程度不一样。
张细松 (2012) 通过实证检验指出我国东、东北、中、西部地区并不总是同时处于经济周期的繁荣或衰退阶段, 不同调控方向的货币政策对处于不同周期阶段的四大地区经济的影响程度是不同的。在其基于货币政策调控方向差异的区域效应研究中, 他认为货币政策不同调控方向的货币供给冲击对四大地区所产生的效应存在较大差异, 紧缩与扩张性货币政策存在多重不对称效应。丁涛、赵昕东 (2012) 研究货币政策对通货膨胀影响的区域效应进行定量分析, 发现货币政策冲击造成的各个省份的通货膨胀周期是不同的, 有显著的区域效应。
(二) 对货币政策区域效应的解释
王昊 (2012) 和罗玉冰 (2013) 分别对西北五省区货币政策的区域差异进行比较分析, 认为五省区产业结构、财政实力、金融发展和政府行为的差异是西北地区产生区域差异的主要原因;信贷渠道在五省区的传导效果存在差异, 同一阶段不同省区在信贷渠道传导速度、深度及影响时间长短上都有自己的特点, 同一地区在稳健的货币政策和适度宽松的货币政策两个阶段, 信贷渠道传导效应也不尽相同。
陆虹 (2012) 收集了1996~2012年的相关季度统计数据, 运用STR模型和LM统计检验方法, 对我国货币政策信贷传导渠道的非对称效应及地区经济影响进行了实证研究。研究结果显示, 我国货币政策信贷传导渠道效果存在明显的不对称性, 即具有很强的非线性特征;同时, 这种不对称性对我国及东中西部地区的经济运行存在不同的影响。
黄德勇 (2012) 对我国东、西部地区分别用VAR模型和VER模型对投资周期波动中的货币政策区域差异进行研究, 东部地区带动宏观经济政策变化的能力较强, 财政政策是投资波动的主要因素;而西部地区被动跟随宏观经济政策的变化, 投资自身遭受的冲击是投资波动的主要因素。李菁、赵邦宏 (2013) 对财政政策和货币政策对我国区域经济效应差异作定量比较, 发现货币政策与财政政策的搭配协调效果在西部地区表现最佳, 中部地区较弱, 东部地区效应最弱, 甚至表现为负效应, 提出因地制宜改善金融环境, 加强政策协同效应。
郭立平 (2013) 认为经济差异是货币政策区域效应产生的重要因素, 并对货币信贷、存款准备金、再贷款、公开市场操作、再贴现等政策实施的区域差异影响进行深入分析, 认为在我国政府主导型发展模式下, 宏观层面的金融体制改革影响下的市场化进程以及微观经济主体在资金报酬引导下参与市场化进程的交互影响过程, 是造成不同地区间金融资源形态迥异、货币政策区域差异多样化的根本原因。
由于地域广阔、经济结构复杂, 我国是一个典型的“非最优货币区”, 货币政策非对称性是困扰我国当局决策的最大问题之一。货币政策区域差异是我国不同区域货币市场发育程度、经济金融结构、货币政策传导机制和传导主体上的差异导致的, 央行应加大各大区分行在制定和执行货币政策过程中的影响力, 采取适度差别的区域货币政策, 大力发展经济欠发达和不发达的中西部地区的区域金融机构和金融市场, 缩小区域经济发展差距, 促进区域经济协调发展。
二、货币政策传导渠道对其效应的影响研究
货币政策传导渠道是中央银行通过货币政策工具影响货币供求作用于实体经济的具体途径。货币政策传导渠道理论分为货币渠道理论和信用渠道理论。货币渠道理论认为金融资产只有货币和债券两种形式, 贷款和债券可以相互替换, 货币政策传导渠道主要包括利率、汇率、资产价格、货币供应量等。信用渠道观点则认为, 金融资产包括货币、债券和银行贷款, 银行贷款是特殊的, 债券不能与之替代。货币政策通过影响银行信用可得性, 使投资发生变动, 进而影响产出。围绕这两个方面, 我国学者近几年对货币政策传导渠道效应展开了更深入、更广泛的研究。
(一) 以货币渠道为视角的最新研究
何丽娜 (2012) 则从外汇占款角度分析区域效应的作用机制, 认为外汇占款取代再贷款成为我国中央银行基础货币投放的主渠道, 造成经济开放程度高的发达地区在基础货币投放量和区域货币乘数上远远超过其他区域, 从而导致货币政策内部传导的区域非对称效应, 我国基础货币的区域供应量应与该区域的经济发展相适应。
马理、巫慧玲、张琴 (2013) 应用PVAR模型对2003~2012年期间31个省区的央票交易面板数据进行研究, 证实从央票操作到市场利率与货币供应量, 再到经济产出与物价水平波动的货币政策传导路径确实存在, 且在发达地区、次发达地区与不发达地区的传导效果存在差异。
毛彦军、王晓芳、徐文成 (2013) 运用新凯恩斯DSGE模型, 以居民消费占当期储蓄存款余额的比为消费约束的度量指标, 分析消费约束对货币政策宏观效应的影响和影响机制。推演发现, 消费约束会通过直接影响居民消费的边际效用进而影响消费和产出的方式影响货币政策对产出和通货膨胀水平的调控能力, 降低货币政策的有效性。
(二) 以信用渠道为视角的最新研究
卞志村、杨全年 (2010) 从与信贷渠道动作密切相关的信贷配给角度, 通过修正贷款决策模型分析了信息不对称前提下我国转轨经济中的地域性信贷配给, 其突出表现为金融市场的“银政壁垒”, 即由于行政区划、金融监管和金融机构内部垂直管理所造成的金融资本的割裂状况, 限制了金融资本的跨区域流动, 进而通过信贷渠道对实体经济产生非对称性影响, 形成了以区域货币政策效应的差异性和配给均衡的特征。认为区域差别化的货币政策调控并不能从根本上解决我国货币政策区域效应问题, 突破金融市场的“银政壁垒”才是解决问题之关键。
王志强、蔡祥锋 (2013) 章运用协整检验、Granger因果关系检验、向量自回归模型等计量方法分析了货币供应量M2、利率与股市变动的关系, 并得出在当前利率未市场化的经济环境下, 虽然中央银行可以通过货币供应量和利率两种方式影响股票市场, 但货币供应量M2更有效, 调节利率对股市的影响并不显著。与传统的经济学理论认为的货币供应量的增加将导致股票价格上升的结论不一致, 这于我国利率尚未市场化, 利率对股票市场的调控作用不明显的现状相符。
傅先义、张辉、陈安平、郭德焐等 (2013) 分析了利率市场化对区域货币政策传导有效性的影响, 认为利率与货币政策传导可以有效互动, 缓解区域性与结构性差异。而有效的货币政策必须在利率市场化的条件下才能发挥作用, 应完善利率定价机制, 增强基层行的定价灵活性。
我国货币政策传导渠道与其他经济体相比更加复杂, 传导机制也具有多重性。从近几年货币政策转变的频度过快, 市场难以对经济形成合理的预期, 充分暴露了利率传导渠道的滞后性, 我们应积极推进利率市场化, 逐步提升市场主体对利率的敏感度, 建立由市场供求决定金融机构存贷款利率水平的市场利率体系和形成机制。
三、金融创新对货币政策效应影响研究
金融危机后, 官方加强金融市场监管, 宏观政策紧缩的情况下, 资金面较为紧张, 刺激了金融创新的发展。目前金融市场上, 一方面衍生金融工具层出不穷, 另一方面, 互联网金融创新正如雨后春笋席卷全球, 影子银行逐渐走进大众视野。金融创新使实际投资对利率的敏感程度下降, 致使货币政策利率渠道和信用渠道的传导机制及效果减弱, 广义利率传导机制也变得模糊。
(一) 衍生产品创新影响货币政策效应的研究
金融创新在一定程度上改变了货币政策的传导机制和传统的传动机构, 使得很多商业银行的存款结构的变化。邢博木 (2013) 认为, 金融创新分流了大量的非银行金融机构、商业银行的资金来源, 特别是活期存款显著下降, 这使得央行调整商业银行货币供应量的数量的政策效应被削弱。
方显仓 (2013) 研究金融创新对货币政策利率与信用渠道传导的影响发现, 金融创新改变了产品市场均衡与货币市场均衡的性态, 使IS曲线变陡、LM曲线变得平缓, 降低了货币政策利率渠道的传导效率, 认为利率和货币供应量作为货币政策中间指标的作用已经下降, 金融创新使信用渠道传导及其效果变得更加复杂和不确定。
张伟等 (2013) 从理论和实证的角度分析银行理财产品创新对货币政策传导的影响路径, 发现理财产品的增加会导致存款准备金率对货币供应量影响的边际效应减小, 从而影响存款准备金率对货币供应量的调整作用, 并在一定程度会上导致了货币乘数的下降。建议将表外理财产品发行规模作为货币政策重要参考指标, 优化货币供应量统计口径。
斯文 (2012) 通过分析在利率衍生品对货币政策信用传导渠道, 对比发现利率衍生品推出后信用传导机制畅通程度出现明显变化, 信用传导渠道被大大弱化。斯文 (2013) 通过运用普通回归模型和向量自回归模型进行实证研究, 证实了中国外汇衍生品市场已经对货币政策汇率传导渠道产生了显著的影响, 并且汇率传导渠道的功能出现明显的减弱迹象。
(二) 影子银行影响货币政策效应的研究
近年来, 随着经济金融的快速发展, 传统的商业银行主导的金融体系由于受到严格的管制, 逐渐无法满足市场对金融服务的需求, 影子银行在此背景下迅速发展。哈斯 (2012) 认为影子银行独特的运行机制独立于传统货币政策调控范围之外, 其对货币政策的理论和实践形成诸多挑战, 增加了货币政策的制定难度, 削弱了货币政策执行效果, 同时对货币政策的稳健运行和工具效力产生影响。
骆振心、冯科 (2012) 认为影子银行一方面通过信用创造增加了社会总的货币供应量, 影响货币政策调控效果;另一方面它的利率水平更能反映资金需求情况, 大大偏离了中央银行的基准利率水平, 对货币政策利率传导渠道形成了挑战。此外, 影子银行对宏观经济政策有突出的非对称性, 对货币政策传导造成了“梗阻”和“渗漏”效应, 货币政策的实施效果被严重削弱, 增加了货币政策效力的不确定性。
总之, 无论是金融产品创新还是影子银行, 都使信贷供给更加趋于隐蔽, 给以我国货币供给量为主要目标的货币政策造成了很大困难。货币当局应当重新审视货币政策工具和货币供给量统计口径, 加强商业银行表外业务和影子银行信贷活动监管, 打造更加全面、透明的信息信息发布平台, 加强货币政策的实施效果。
四、研究述评
纵观国内已有的文献可以看出, 我国学者对货币政策效应的研究给予了极大的兴趣和关注, 并且取得了丰硕的研究成果。伴随我国市场改革与转型的持续深入, 我国学者对货币政策以及其效应的研究更加注重理论与实证的结合, 根据不同阶段货币市场出现的新情况、新热点, 学者们的研究各有侧重。近几年, 区域非均衡视角下的货币政策效应受到了学者们的广泛关注, 学者们普遍认为各区域货币市场的发育程度、经济结构与传导机制上的差异是货币政策区域效应差异存在的根本原因, 完善欠发达和不发达的中西部地区的经济金融结构, 实行有效的、适当的差异化货币政策是大部分学者都坚持的观点, 无疑也是必要的。货币政策传导渠道问题是宏观经济学的中心问题之一, 国内学者近几年对货币政策传导渠道的研究更多地专注于具体的指标量化分析, 研究成果更加切合国家货币政策发展与改革的需要。当前利率市场化和资本项目逐步开放已然是大势所趋, 合理布局全国经济金融结构, 疏通货币传导渠道还需付出更多努力。
有关金融创新对货币政策的影响的研究, 在金融危机后不断升温, 尤其是影子银行对货币政策效应的弱化问题吸引了国内众多学者的目光, 纷纷提出自己的见解, 为提升我国货币政策效应建言献策。由于, 目前影子银行还属于一个新鲜事物, 其发展方向与规模还有待观察, 但加强影子银行活动监管和增加信贷透明度, 应当其资金流动规模与银行表外业务共同纳入货币政策制定的参考。
国内对货币政策效应的研究虽然成果丰硕, 但在复杂的国内国际形势下, 对具体的可操作性的应对方案研究的文献仍然很少, 还有待于更深入的、与时俱进的研究与探讨。
摘要：近年来, 在银根缩紧的刺激下, 国内金融市场热点一浪接一浪, 货币政策效应显著, 但也呈现出明显的区域非对称性, 有关货币政策效应研究热点集中在区域非均衡、传导渠道、金融创新等领域。我国学者在前一阶段研究基础上, 对货币政策效应研究展开了新一轮的探索, 不仅有助于对已有货币政策实践的反思, 同时也有助于中国货币政策在实践中不断完善和修正, 为新一轮货币政策的发展和改革提供借鉴。
对我国货币政策弱效应的辩证分析 篇5
一、我国货币政策具有弱效应
自1998年我国经济出现通货紧缩以来，中央银行采取的一系列积极的旨在刺激经济增长的货币政策，从现实情况看，其货币政策操作力度是相当大的，然而却与国内市场需求持续不旺、经济增长缓慢的政策实施效果形成了较大的反差。这究竟是因为货币政策本身已经陷入了“流动性陷阱”，还是由于受客观经济新形势的影响，货币政策有效发挥存在时滞？一时间，人们禁不住对我国货币政策的有效性提出了质疑。
如果仅仅从近几年货币政策的表现就断言货币政策无效，似乎有失偏颇。因为从我国货币政策实践来看，1984年以前，我国的金融政策一直都处于计划经济体制的控制下，因而谈不上有真正意义上的货币政策；1984年中国人民银行确立为中央银行后，其职能和地位得到日益巩固和加强，货币政策也日渐成为其调控宏观经济的重要手段之一，加上金融在现代市场经济中的核心地位越来越明显，货币政策在经济运行和发展中的作用也越来越重要。例如，1993-1996年，为治理因社会总需求过剩而引发的通货膨胀，中央银行实行适度从紧的货币政策，有效地抑制了通货膨胀，同时保持了经济的快速发展，因而成功地实现了经济的“软着陆”。可以说，这是我国中央银行首次成功地运用货币政策来治理通货膨胀，其效果是显著的。1998年我国经济出现严重的通货紧缩，为扩大国内需求、刺激经济增长，中央银行又采取了扩张性的货币政策。应该说，我国治理通货紧缩的货币政策效果也是有的，但发挥得不够，属于弱效应（这似乎验证了凯恩斯学派早已有过的解释：货币政策的紧缩功能强而扩张功能弱）。为此，国内许多学者也从不同的角度对我国货币政策有效性做出了不同的解释。
二、对我国货币政策弱效应的辩证分析
1998年以来的货币政策弱效应已是不争的事实，其原因是复杂的，必须辩证地加以分析。首先，我国正处于向市场经济的过渡时期，经济制度和经济结构都有着自己的特色，具有金融制度的二元结构、金融市场体系残缺与滞后、政府对金融业过度管制等金融特征，因而不能完全照搬西方发达市场经济国家对货币政策有效性的评价标准去衡量我国货币政策 效应（因为西方国家对货币政策有效性的分析是立足于发达资本主义经济，市场体系完善、机制健全），而应更多地立足于发展中国家的国情，建立符合我国实际的分析框架。换言之，同样的货币政策，在西方国家能够带动经济的复苏，而在我国却可能无明显效果，或短期有效、长期无效。其次，以物价稳定作为最终目标是20世纪90年代以来西方各国货币当局采取的货币政策，我国也不例外。但物价应稳定在什么范围之内，虽然国内学者做了大量的实证分析，然而至今还没有一个合理的量化标准。换言之，目前理论界认为的货币政策弱效应是基于不同的监控指标体系之上得出的结论。再者，从理论上说，货币政策的意义就在于货币当局通过改变一定的经济参数，达到影响实体经济活动的目的。因此，中央银行的独立性、货币政策目标的选定和传导机制的确定等内部制约因素以及经济开放度、现行汇率制度、金融创新和资本市场现状等外部影响因素，对货币政策有效发挥都有着制约性影响。具体分析如下：
1.内部因素的制约
（1）中央银行独立性与货币政策效应分析。中央银行独立性是指中央银行可以自主决定货币政策和金融监管的程度。由于我国从计划经济向市场经济过渡是一个渐进的过程，因而中央银行自成立起就始终摆脱不了政府的影响，受制于政府的行为；中央银行自主选择货币政策的能力十分有限，独立性较弱。表现在：中央银行在制定货币政策时，既要考虑自身的目标偏好，又要考虑政府部门的目标偏好，因而形成了实为多重目标的单一目标——稳定货币币值，并以此促进经济增长。中央银行作为“最后贷款人”的角色定位以及我国货币供应具有的内生性[1]与外生性“混合特征”，便明证了中央银行不能独立地随意控制货币供应量。而事实上，并不是所有的基础货币变动都是中央银行意愿决定的，这里还存在着许多经济学家常提到的货币供给的“倒逼机制”过程。然而，对于我国这样一个发展中国家而言，保持币值稳定与经济增长之间的矛盾是非常突出的，因此中央银行极有可能迫使自己在多重目标之间寻找平衡。这种弱的独立性，导致货币政策效果难以有效发挥。
（2）货币政策目标与货币政策效应分析。一般而言，一个国家的宏观经济政策目标主要有四个：经济增长、物价稳定、充分就业和国际收支平衡。然而，从现实情况看，要完全实现这四个目标，达到宏观经济政策效果是不可能的。因为这四者之间存在着内在冲突，会 严重削弱政策效果，因而西方许多国家的货币政策相继完成了从“多目标”到“单目标”的转变。我国货币政策最终目标虽然也选定为单一目标，但这一目标实际上却包含着两层含义。由于必须考虑到经济增长的重大政治和社会意义，因而中央银行在兼顾经济增长和物价稳定双重目标的同时，更偏重于经济增长。但在目前我国通货严重紧缩的情况下，究竟应该偏重于经济增长还是保持币值稳定，都会产生“囚徒困境”，[2]削弱货币政策效应。
（3）货币政策传导机制与货币政策效应分析。货币政策是不能直接影响实体经济的，而是要通过一定的中介来传导货币政策的意图。因此，从某些程度上说，货币政策的效果取决于货币政策传导机制是否灵活、畅通，货币政策传导机制也就成为货币政策理论研究的核心问题。我国对货币政策传导机制的研究始于1998年，主要是以西方国家的货币政策传导机制理论为基础的，至今尚未探索出一条适合我国国情的货币政策传导途径。具体表现在：
第一，凯恩斯学派的传统利率传导途径不符合我国国情。凯恩斯学派认为，利率是整个传导机制的核心，即决定货币政策传导机制是否畅通的关键因素是货币需求的利率弹性和投资需求的利率弹性。然而，我国的现实情况是，受计划经济体制的影响，我国基本上还是实行管制利率，利率的市场化程度很低，同时实体经济对利率弹性也呈现出非预期化特征。因此，用凯恩斯学派的利率传导途径来发挥我国货币政策的作用十分有限。
第二，货币学派的资产相对价格变动传导途径在我国缺乏金融市场支持。以弗里德曼为代表的货币学派认为，如果货币供应量增加到供过于求的状况，则货币资产的持有者会将多余的货币用于购买各种资产，从而增加产出。也就是说，货币政策的传导主要是通过公众多余的现金余额支出变动来影响支出和收入，从而达到国民收入的增加。这需要有充裕的货币以及完善的金融市场和丰富的金融资产的支持。而目前我国的金融市场还不完善，即使公众有能力也有愿望对其资产结构进行调整，也缺乏可供选择的金融资产。因此，用货币学派的资产相对价格变动传导途径来发挥货币政策的作用也是有限的。
第三，随着资本市场的不断发展，以托宾为代表的股票市场传导途径在我国存在现实阻滞。托宾的q理论认为，当中央银行实行扩张性货币政策时，货币供应量上升，利率下降，促使股票价格上涨，q值相应上升，企业也相应增加投资，从而总产出增加。因此，货币政 策通过股票市场传导的关键，取决于资本市场的规模、资本市场的运行效率以及金融市场各子市场间的一体化程度。而目前我国的资本市场发展还相当滞后，不仅规模偏小，而且还处于规范发展阶段；另外，我国资本市场与货币市场几乎完全被割裂，通过股票价格提高形成的财富效应和流动性效应也不是很明显。因此，通过股票市场传导货币政策存在现实阻滞。
目前我国货币政策传导主要通过信贷途径。但据李晓西等同志的研究报告，[3]目前我国货币政策传导过程存在六方面问题：一是货币政策传导机制中的机构存在活力不足的问题；二是传导机制的客体即企业存在活力不足的问题；三是货币政策传导的路径过窄；四是货币政策传导速度下降；五是货币政策传导的动力和信号有失真问题；六是货币政策传导的环境不容乐观。这些都严重影响了我国货币政策的有效发挥。
2.外部因素的影响
随着我国加入WTO以及对外开放的进一步加快，我国货币政策有效发挥面临着许多新的外部因素的影响，具体包括：
（1）经济开放度对货币政策效应的影响。货币政策效应与经济开放度密切相关。在开放经济条件下，一国总需求和总供给与国际收支形成了一种紧密的联系，从而使经济运行方式和货币政策环境发生根本性变化。即：货币政策对产出和物价水平的影响程度依赖于经济开放度；经济越开放，货币政策对产出的影响越小，而对物价水平的影响越大。因此，随着我国经济开放程度的不断加快，在货币政策实施和传导的过程中必然会受到国外经济因素的影响。同时，随着我国加入WTO以及跨国银行的大量进入，跨国银行可从我国银行业手中抢占大量的业务和市场，影响资金资源的合理配置，使得国有商业银行在货币政策传导中的作用受到极大的影响；也使得我国现行的以货币供应量为中介目标的有效性被削弱，因而货币政策效应也会受到不同程度的影响。
（2）现行汇率制度对货币政策效应的影响。由于我国现行的钉住汇率制度缺乏必要的弹性，因此无法及时地对外部冲击作出反应，这在一定程度上影响了货币政策的效果。具体表现在：第一，由于我国的汇率制度实际上是钉住美元的，因此会出现所谓的“储蓄、投资 和通货紧缩”悖论，即越实行扩张性的货币政策，对通货紧缩的预期反而会增大；第二，钉住汇率降低了套利风险，会造成短期资本外逃，投资对经济的推动作用受到阻滞；第三，钉住汇率无法及时应对国际金融市场的汇率变化，影响进出口增长，进而影响货币政策效应。
（3）金融创新对货币政策效应的影响。金融创新对货币政策效应的影响包括对货币政策中介目标的影响、对货币政策工具的影响和对货币政策传导机制的影响。就货币政策中介目标来讲，金融创新使得货币供应量脱离了中介目标的基本要求，与中介目标的“三性”（可控性、可测性、相关性）差距拉大。因此货币供应量是否仍适合继续作为我国货币政策的中介目标，已成为现实问题。具体说来，金融创新使得货币供应的内生性增强，中央银行对货币供应的可控性降低；金融创新增加了货币供应定义和计量的难度，降低了货币供应量作为中介目标的可测性；金融创新改变了各层次货币总量的决定因素，削弱了货币供应量与货币政策最终目标的相关性。就货币政策工具来讲，金融创新降低了法定存款准备金政策的作用效率，弱化了再贴现政策的操作效果。就货币政策传导机制来讲，金融创新对货币政策传导途径有弱化作用。[4]
（4）资本市场对货币政策效应的影响。目前我国的资本市场发展是畸形的，主要有二层含义：一是指资本市场与货币市场之间的非均衡发展；二是指资本市场本身的非规范发展。由于资本市场与货币市场之间的非均衡发展，尤其是股票市场的高收益，造成了虚拟货币需求猛增，相应降低了货币供应量对实体经济的刺激，削弱了货币政策效应；而资本市场的非规范发展，使得大量银行资金流入股市，游离于实体经济之外，导致货币政策无法顺利传导致实体经济，同样削弱了货币政策效应。在当前中国股市的发展状态下，通过股市上扬促进经济增长只能是一个幻想。[5]
三、提高我国货币政策效应的对策
随着我国经济体制改革的进一步深化以及对外开放进程的进一步加快，货币政策有效发挥受到的影响也将越来越多。面对经济发展过程中出现的新问题、新要求，我们必须对我国的货币政策作出适当的调整，尽可能地使货币政策效果达到最佳状态。
从前面的分析中我们不难看出，无论是内部制约因素还是外部影响因素对货币政策的作用，最终都落在了货币政策目标、货币政策传导机制、货币政策协调性等方面。以下就此提出调整对策：
1.我国加入WTO后，随着金融市场的进一步开放，对外经济部门在国民经济中的地位越来越重要，经济的外部平衡开始成为我国货币政策制定中必须考虑的经济因素。因此，在强调稳定货币币值这一政策目标的同时，也应关注国际收支平衡，选择汇率目标区作为现阶段的汇率制度安排，这是我国货币政策能否有效发挥的至关重要的方面。另外，为实现货币政策最终目标，应尽快建立适应我国国情的物价水平监控指标体系。
2.适时把利率作为货币政策中介目标。货币政策中介目标从总量性指标逐步过渡到价格性指标已是世界性的趋势，随着我国利率市场化进程的推进以及利率弹性的增大，应适时把市场利率作为货币政策中介目标。这既可消除金融创新对中介目标的不利影响，又可消除外资银行业务扩展对中介目标的不利影响。但在目前还不具备条件的情况下，可采取渐进调整的策略：即把货币供应量作为货币政策的主要中介目标，并将外汇存款和外资银行存款纳入货币供应量统计范围，同时参照短期利率指标，逐步过渡到以利率为单一的货币政策中介目标。
3.优化货币政策传导机制，构建适应我国国情的货币政策传导途径。针对目前我国货币政策传导过程中出现的问题，在短期内，我们必须着眼于流通信贷传导途径，改善信贷配给机制，消除对非国有企业的歧视，并大力发展一些中小金融机构和贷款担保机构以支持中小企业的发展，使信贷传导途径这一传导机制能够畅通无阻。从长期看，必须完善货币政策传导机制，扩大货币政策的作用范围，实现货币政策传导机制从信贷途径为主向利率途径为主的转变。同时，注重资本市场在货币政策传导中的作用，拓宽货币政策传导途径，使货币政策能够通过更多的途径对经济实体产生更广泛的影响。
4.加强货币政策与财政政策的协调发展。由于货币政策偏重于总量调整，而财政政策侧重于结构调整，故在目前我国供过于求、通货紧缩的市场格局下，应当充分利用财政政策和货币政策的协调配合来消除体制性障碍和结构性供给刚性，将扩张性货币政策的能量释放到 有利于改革和结构调整的方向上来。
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货币政策效应 篇6
摘要：能源作为现代工业的血液，无论从长期还是短期来看，其价格的波动都会对国内经济运行产生很大影响。文章建立了一个简易的宏观经济分析框架，在此基础上，实证检验主要国内外冲击因素对能源价格波动的冲击效应。结果表明：（1）货币供应量是影响国内能源价格最重要的因素，其次为国外能源价格的滞后1期变量；（2）国内能源产量、经济增长水平、利率水平以及我国实际有效汇率对能源价格影响不显著。最后，提出了本文结论与政策建议。
关键词：货币政策；能源价格波动；冲击
一、 引言
随着我国进一步加快工业化和城市化进程，能源对我国经济发展的重要性日益凸显，能源价格波动对生产和生活的影响也越来越大。维持能源价格稳定已上升到国家战略发展的高度。能源作为工业生产乃至国民经济最重要的战略物资，其价格波动对经济社会持久稳定发展产生深刻影响。能源安全的核心问题在于将能源价格维持在合理区间。过去几年里，国内原油价格与煤炭价格波动呈现出相似的变动趋势（详细变化见图1，定基指数以2003年7月为100计算）。2003年～2008年，国内原油价格一路上扬，从27美元/桶涨到137多美元/桶，国内煤炭价格从35美元/吨涨到223美元/吨。扣除通胀影响后，原油和煤炭价格分别上涨了105%和67%，与此同时，我国M2层次的货币供应量保持约20%的增速迅猛增长，截至2008年底，相应M2由2003年初的190 545.05亿元，快速拉升至2008年底的475 166.60亿元，上涨了约149%。从2009年起，国内原油价格和煤炭价格均出现大幅回落，国内原油价格一度跌落至39.52美元/桶，国内煤炭价格跌落到75.25美元/吨，但是，自2009年2月起，我国M2层次的货币供应量增速开始超过20%，并一直持续至2010年5月，此时M2为663 351.37亿元。与之相应，国内原油和煤炭价格在随后的1年内快速攀升。近期，国内能源价格呈现回落趋势，我国M2层次的货币供应量环比增速控制在13.5%以下。新常态下，稳健的货币政策目标一方面是稳定国内物价水平，另一方面是保持合理的经济运行速度，而两方面目标均离不开我国名义货币供给量的稳步增长。由于国际国内能源价格定价日趋金融化，货币政策对价格的影响越来越大。因此，研究货币政策对能源价格波动的影响，对宏观调控、能源价格改革、治理通胀等有现实指导意义。
由于能源价格波动对于宏观经济稳定意义重大，有大量文献对其价格波动进行分析。Wang等（2009）的研究表明，在市场经济体制完善的国家，一国政府能够使用间接方式干预能源价格波动。林伯强和李江龙（2012）认为国内原油价格的波动性由两方面决定，一是国内原油价格是否与国际接轨；二是国内原油定价机制是否容易引发原油市场投机行为。孙宁华和江学迪（2012）对我国2002年以来国内能源价格大幅上涨现象进行了分析，他们认为其重要原因在于国内能源需求大幅增加。李志斌和张维（2014）的研究表明，原油价格除了受到供求因素影响之外，还受到OPEC对其价格干预、库存量、投机等因素的影响。然而，邱延冰（2012）的研究发现，OPEC剩余产能与油价高低并无显著关系。由于煤炭在我国能源消费结构中占有重要地位，丁志华等（2011）的研究发现，影响国内煤炭价格的因素主要包括国民生产总值、第二产业产值、煤炭成本、煤炭供给以及零售物价指数。郭国峰和郑召峰（2011）认为国外能源价格不会影响我国煤炭价格。面对不断上涨和波动的能源价格，胡冰川（2010）从货币政策角度，研究了其与国内大宗商品价格间的关系。张晓慧等（2010）指出，研究能源价格上涨应该考虑货币及总需求变化等宏观经济变量。胡援成和张朝洋（2012）的研究表明，我国货币扩张与国内能源价格间的传导效应显著。赵玉和张玉（2014）的研究发现，美国量化宽松货币政策造成了我国原油及煤炭价格的上涨。中国人民银行扬州市中心支行（2014）分析了货币政策和货币因素影响国内能源价格上涨的主要渠道和内在机制，他们认为，货币因素能够从需求拉动、成本推动以及预期驱动三个方面影响国内能源价格，此外，货币因素对国内能源价格上涨的贡献度超过了供给和需求因素。肖卫国等（2015）提出央行在调控国内货币总量时，应将能源价格纳入其中，合理化货币结构。
总结国内外研究不难发现，现有文献多以原油市场和煤炭市场为研究对象分析能源价格上涨的成因。由于能源价格除最主要的煤炭价格和原油价格外，还包括天然气价格。为准确反映国内能源价格的整体情况，本文在综合考虑三种能源价格的基础上，研究国内货币政策对能源价格的影响。
二、 理论模型
能源品具有资本属性，本文将可交易金融资产引入传统经济模型，建立一个包含有四个市场：信贷市场、商品市场、货币-资产市场和外部市场的一般均衡模型。
1. 商品市场均衡。产出可表示为净出口与吸收之和，其中，资产价格能够影响吸收。商品市场的均衡表示为：
y=A（y，i（p），p，G）+x（r）-rm（y，r）
其中：00，mr<0。
2. 信贷市场均衡。假设贷款利率可表示为市场利率与某一特定值之和，为简便起见，本文只考虑能源这一种资产，价格用P表示，i表示市场利率，则信贷供给Ls表示为：
Ls=Ls（p，i+i0），Lsp>0，Lsi>0
同时假定信贷需求只受贷款利率影响，而不受资产价格影响，则信贷供给Ld表示为：
Ld=Ld（i+i0），Ldi<0
当信贷市场均衡时，i=i（p），其中ip<0，即i和P呈反向变动关系。
3. 货币—资产市场均衡。交易性需求、对交易性资产的货币需求以及投机性需求共同构成了总的货币需求，交易性需求取决于收入、对交易性资产的货币需求取决于资产预期收益率、投机性需求取决于利率。货币-资产市场均衡表示为：
Md=M（y，i（p），p）=M，My>0，Mi<0，Mp>0
4. 外部市场均衡。假设资本流动除受国内外利差影响外，还受国内外资产相对价格影响。外部市场均衡表示为：
x（r）-rm（y，r）+k（i（p），p）=0，ki>0，kp>0
当满足以下条件时，四个市场同时达到均衡：
A（u，i（p），p，G）-rm（y，r）-y=0
M（y，i（p），p）-M=0
x（r）-rm（y，r）+k（i（p），p）=0
因此，p=？祝（y，r，i，M，pf，？着），表明能源价格与国内货币供给、人民币汇率、国内利率、国外能源价格等因素有关。
三、 变量的选取、数据来源和研究方法
1. 变量的选取与数据来源。根据以上理论模型及数据的可获得性，本文选取了以下变量：
（1）被解释变量。国内能源价格（DEPI），能源价格主要包括煤炭、原油和天然气价格，作为主要工业原料的煤炭在我国当前能源消费结构中占据主要地位，但煤炭价格并不能完全反映我国能源价格的整体情况，而我国目前尚未制定相应的国内能源价格指数。考虑到燃料和动力购进价格指数对我国能源价格变化水平的科学反映，故本文选其衡量我国能源价格总体水平，燃料和动力购进价格指数数据来源于WIND数据库。
（2）解释变量。
①国外能源价格（FEPI），本文选用国际能源商品价格指数衡量国外能源价格，该指数包含了煤炭、原油和天然气价格，具有较强代表性，数据来源于IMF数据库。
②国内能源产量（DEPP），由于国内能源价格和国外能源价格综合考虑了煤炭、原油和天然气，为使国内能源产量与之较好匹配，我们根据目前国内能源产量结构对其进行同单位换算而得。数据来源于历年《中国能源统计年鉴》。
③国内货币供应量（M2），该变量为货币和准货币，反映了现实购买力和潜在购买力。数据来源于《中国统计年鉴》。
④国内经济增长水平（GDP），本文参考王孝松（2012）对经济增长水平的处理方法，选用我国消费者信心指数代替经济增长变量，并对其以1999年1月为基期进行调整。消费者信心指数数据来源于WIND数据库。
我国实际有效汇率变量（REER）数据直接取自IMF数据库，国内利率水平（R）数据来源于WIND数据库。本文采用月度数据，样本数据区间为1999年1月～2015年10月。
2. 研究方法。根据第二部分理论模型推导结果，冲击我国能源价格波动的主要因素为：（1）国内冲击因素，其中包括货币供给、能源产量；（2）外部冲击因素，主要考察我国实际有效汇率、国外能源价格。由于模型采用月度数据，故首先对被解释变量国内能源价格、解释变量国外能源价格、货币供应量、国内能源产量进行季节调整；其次，用美国实际有效汇率对国外能源价格进行调整得到真实能源价格；最后，为减轻时间序列模型可能存在的多重共线性和序列相关，除在解释变量中加入各变量的滞后项之外，采用被解释变量和解释变量的差分形式，即采用环比增速衡量各变量的增长率。计量模型如下所示：
？驻DEPI_Ratet=？茁0+■？茁i？驻DEPI_Ratet-i+■？姿i？驻FEPI_ Ratet-i+■？准i？驻M2_Ratet-i+■？准i？驻REER_Ratet-i+■？鬃i？驻DEP_Ratet-i+？兹（L）？驻XTt+？滋t（1）
（1）式中，XT为控制变量向量，？兹（L）为控制变量滞后项参数。控制变量包括经济增长水平，国内利率水平。
四、 实证结果分析
根据以上建模思想，选择各变量合适的滞后期。由于模型一至模型六均不存在序列相关性，故各模型设定无误。模型（1）的具体回归结果及分析见表1。
从模型一的回归结果可以看出，我国能源价格滞后1期变量不显著，说明当期能源价格不受其滞后期的影响；货币供给增长率变量在5%显著性水平上通过检验，且系数为正，说明国内货币政策显著正向冲击我国能源价格。当加入国内能源产量增长率变量及其滞后1期变量和国外能源价格增长率变量及其滞后1期变量之后，根据模型二的估计结果，我们发现：除国外能源价格增长率滞后1期变量和货币供给增长率变量在5%显著性水平上通过检验之外，国内能源产量增长率等其他变量均无法通过显著性检验。这表明我国能源价格除受国内货币政策冲击外，国外能源价格增长率滞后1期变量同样对其有显著正向冲击作用。模型三在模型二的基础上加入我国实际有效汇率变量，由估计结果不难发现，模型三与模型二在系数估计值大小、符号方向及显著性水平上并无明显变化，这表明，我国实际有效汇率和其他解释变量在差分形式下并不存在多重共线性，因此，模型估计的结论是稳健的。同时也可以看出，货币供给增量和滞后1期的国外能源价格对国内能源价格冲击效应显著。模型四、五、六是分别加入国内利率增长率变量、国内GDP增长率变量以及同时加入经济增长和利率变量的估计结果，回归结果显示，货币供给增长率和滞后1期国外能源价格增长率变量系数仍然显著，且符号方向不变，同时，国内GDP增长率和国内利率增长率变量系数均无法通过显著性检验。
根据表1的回归结果，我们得到以下几点结论：（1）以货币供给增长率表示的国内货币政策是冲击我国能源价格波动的最主要因素，其次是国外能源价格增长率滞后1期变量；（2）国内能源价格不受国内能源产量增长率变化的影响；（3）国内GDP增长率、实际有效汇率增长率和国内利率增长率对我国能源价格均无显著影响。
五、 结论与政策建议
实证结果清楚地显示，货币政策对我国能源价格产生了强烈的冲击效应，广义货币供应量增长是导致我国能源价格上升的最主要因素。此外，国外能源价格滞后一期变量与我国能源价格成正相关关系，而国内能源产量、经济增长水平、实际有效汇率及国内利率水平则对我国能源价格的冲击并不显著。上述研究结论表明，货币政策已成为导致当前我国能源价格波动的关键性变量。
低能源价格是把“双刃剑”。现阶段，国内外能源市场整体价格呈下滑态势，我国能源产业发展迎来机遇期，能源价格下跌为推进能源价格机制改革提供了有利条件。同时，可以在国际能源需求疲软以及人民币预期升值阶段加大能源进口力度，以较低成本满足国内能源需求。考虑到我国能源价格波动具有长期性，短期内能源价格向下波动与能源价格长期内下降并没有必然联系，由于货币供给量增速与能源价格显著正相关，政府有必要从货币政策角度，关注包括能源价格在内的总体物价水平。因此应当继续坚持稳健的货币政策，将货币信贷总量控制在合理水平，对能源价格上涨的货币条件进行控制，不断完善货币信贷工具，培育我国能源金融市场，提高金融调控能源价格的能力，在充分发挥金融调配资源的前提下提升我国能源在国际市场上的定价权。
参考文献：
[1] 丁志华，赵洁，周梅华.基于VEC模型的煤炭价格影响因素研究[J].经济问题，2011，（3）：45-48.
[2] 郭国峰，郑召峰.国际能源价格波动对中国股市的影响[J].中国工业经济，2011，（6）：26-35.
[3] 胡冰川.消费价格指数、农产品价格与货币政策——基于2001-2009年的经验数据[J].中国农村经济，2010，（12）：37-45.
[4] 胡援成，张朝洋.美元贬值对中国通货膨胀的影响：传导途径及其效应[J].经济研究，2012，（4）：101-123.
[5] 林伯强，李江龙.原油价格波动性及国内外传染效应[J].金融研究，2012，（11）：1-15.
[6] 李志斌，张维.贵金属现货、原油和人民币汇率动态关系的实证分析[J].财贸经济，2014，（4）：48-58.
[7] 邱延冰.国际原油价格的决定因素研究[J].国际金融研究，2012，（7）：75-88.
[8] 孙宁华，江学迪.能源价格与中国宏观经济：动态模型与校准分析[J].南开经济研究，2012，（2）：20-32.
[9] 王孝松，谢申祥.国际农产品价格如何影响了中国农产品价格[J].经济研究，2012，（3）：141-153.
基金项目：国家自然科学基金面上项目“能源价格波动、信息化投资和技术进步对我国低碳经济增长的影响—基于IGEM与微观模拟联结模型的研究”（项目号：71573291）。
作者简介：张志敏（1964-），女，汉族，山东省济南市人，中央财经大学经济学院教授、博士生导师，研究方向为国际贸易政策、人民币国际化；周工（1988-），男，汉族，湖北省武汉市人，中央财经大学经济学院博士生，研究方向为能源经济理论与政策。
货币政策效应 篇7
根据传统的经济学理论可知, 利率的升降等同于货币当局实施的宽松或紧缩的货币政策。一般而言, 提高利率就是央行紧缩银根的结果, 降低利率就是央行放松银根的表现。因此, 利率水平便自然地被认为是反映央行货币政策松紧程度的指标。然而, 一些学者却持有不同的观点, 认为如果按照惯常的传统经济学理论, 那么面对当前的现实问题就无法找到适当的解决方法, 于是必须把利率的高低与宽松或紧缩的货币政策区别进行分析。对于利率高低与松紧货币政策之间的关系认识上的差异, 便导致了不同的货币政策主张。由此可见, 能否正确地认识利率高低与松紧货币政策的关系, 对人们理解和执行的央行货币政策有着至关重要的现实意义。根据费雪的分析, 名义利率将随着人们预期通货膨胀率的提高而提高, 通货膨胀率的增加完全反映到名义利率上, 名义利率与物价水平将呈现同方向变动。这种长期效应通常被称之为“费雪效应 (Fisher effect) ”。那么, 利率的变动能否成为衡量央行货币政策松紧的指标, 其关键在于我国的名义利率与通货膨胀率之间是否存在费雪效应。
2 文献回顾
关于名义利率与通货膨胀率预期的实证研究中, 名义利率对预期通货膨胀率是同比例的调整。Wal-lace、Warner (1993) 采用了Johansen的最大似然统计方法证明了名义利率与通货膨胀率之间存在同比例的调整关系。Mishkin、Simon (1995) 分别利用美国和澳大利亚的数据进行实证, 结果显示在美、澳两国的某些时期存在较明显的长期费雪效应, 尽管短期的费雪效应不存在。国内学者对采用费雪效应进行专门的实证研究较少。谢平、罗雄 (2002) 对我国的货币政策数据对泰勒规则进行实证检验后得到, 利率对通货膨胀率的回归系数为0.81。王少平、陈文静 (2008) 利用中国1990-2007年的名义利率的月度数据, 通过非参数方法分析了名义利率与通货膨胀率之间存在非线性特征, 其费雪效应较弱, 系数为0.143。对相关文献的梳理可以发现, 由于采用的样本容量以及计量分析方法存在差异, 其所得到的结论也不一致。
本文将在理论分析的基础上采用标准的费雪效应模型进行费雪效应在中国的实证检验, 为了避免“费雪悖论”, 本文借鉴了Mishkin于1992 年发表的 “Is the Fisher Effect for Real?”一文中的分析方法, 检验样本为1990-2012年我国央行公布的名义利率, 数据类型为时间序列数据。
3 利率与通货膨胀率关系的理论分析
根据传统的经济学理论可知, 货币利率和实际利率的变动与一般物价水平的变动成反比。
现金交易数量论的代表人物, 美国经济学家欧文·费雪 (Irving Fisher, 1867—1947) 于1930年首次将利率区别为实际利率与货币利率。实际利率 (Real rate of Interest) 亦即真实利率, 是指以实物衡量的利率, 是剔除了通货膨胀因素后所得到的利率;而货币利率 (Money Rate of Interest) 是指以货币标准衡量的, 在借贷市场中所形成的利率。费雪对二者之间的关系进行了深刻的演绎。根据费雪的分析, 货币价值与物价水平是同一事物的两个方面, 货币价值与一般物价水平是互为倒数的关系。利率与货币价值的变动方向相反, 与物价变动的方向相同。一般物价水平较高时利率伴随着有增高的倾向, 一般物价水平低时利率也伴随着有降低的倾向, 但是利率的变动一般要滞后于物价水平的变动。显然, 利率与一般物价水平呈同方向变动, 这里所指的利率实际上指的是名义利率。
名义利率r可以表示为:
上式经过变形可得:
式中:R———实际利率;
a———金融工具寿命期间的预计年通货膨胀率。
当通货膨胀率仅处于一般水平时, 乘积项Ra会很小, 计算时通常忽略不计, 因此:
习惯上, 这个公式被称为费雪效应。
设定以下回归方程对通过膨胀率与名利利率之间的关系进行检验:
上式中Yt、Xt为t期的名义利率和通货膨胀率。如果Yt和Xt之间存在协整关系, 则表明名义利率与通货膨胀率之间存在长期的均衡关系, 在此基础上再估计β的值。
4 利率与通货膨胀率关系的实证分析
4.1 变量定义与数据来源
本文用Yt来表示名义利率, 用一年期的存款基准利率表示;Xt表示通货膨胀率, 用消费价格指数CPI来代替。检验样本为22年间即1990-2012年的数据, 样本的数据类型为时间序列数据, 来源为中国人民银行、国家统计局的官方网站。
4.2 模型参数的估计与检验
根据时间序列计量经济学的基本概念可知, 在用一个时间序列变量对另一个时间序列变量做回归时, 甚至二者之间并无任何有意义的关系, 也常常会得到一个很高的R2值, 也就是出现无谓回归, 所以应先对数据进行平稳性检验以避免出现伪回归现象。只有两变量序列均为同阶的单整序列, 才考虑是否存在协整关系。因此要对式 (4) 进行协整分析, 首先对Yt、Xt两个时间序列进行单位根检验。 全部检验过程利用Eviews5.0软件对Yt和Xt进行ADF检验, 检验结果见表1。
由ADF检验可知, Yt、Xt均为I (1) 过程。根据协整理论, 若变量为同阶单整的, 则可能存在协整关系, 即长期稳定关系。本文利用向量自回归模型中的Jo-hansen协整检验方法对Yt、Xt进行检验。运用OLS对估计式 (4) 进行协整检验, 得下列回归方程:
然后对回归残差ηt进行单位根检验, 结果显示ηt在1%的水平上显著, 拒绝零假设, 因而可认为估计残差序列ηt是平稳时间序列即I (0) , 表明变量序列Yt和Xt之间存在长期稳定的关系。
本文采用Bewley (1975) 的动态模型来估计长期中的费雪效应:
首先对Bewley的动态模型进行回归得到方程中各系数的估计量, 经过检验, 当p取8, q取5时模型最优, 此时AIC的值达到最优为0.002012, R2的值达到0.996913。 然后再重新定义变量以消除短期效应, 。通过OLS回归就可以得到完全修正的工具变量估计量。长期费雪效应的估计模型为:
再运用广义矩估计法 (GMM) 来估计方程 ΔYt=α+βΔXt+ηt, 工具变量集包含t-1期及以前的差分变量 (ΔYt-1、ΔYt-2、ΔYt-3、ΔYt-4、ΔXt-1、ΔXt-3、ΔXt-4) 。因此, 短期费雪效应的估计模型为:
5 结论与政策含义
有前文的实证分析可知, 尽管利率与通货膨胀率的原值是非平稳的时间序列, 但两者之间存在着长期的稳定关系。实证结果表明, 中国在1990-2012年间存在着部分的长期费雪效应。通过回归方程可知通货膨胀率上升1%, 名义利率只上升0.615%, 可以理解为央行调整利率只是为了控制通胀。在短期回归方程中β=0.619119>0, 其t统计量显著, 回归方程估计显著。因此实证检验也证明了存在部分的短期费雪效应。误差修正模型显示名义利率受到费雪效应的影响, 对于短期的均衡关系的偏离会在下一期得到修正。
由前面分析可知, 由于长期和短期费雪效应的存在, 名利利率的上升一部分是由于央行实施紧缩的货币政策的结果, 而另一部分是通货膨胀所致。所以利率的升降并不等同于宽松或紧缩的货币政策。因此, 应该慎用利率作为货币政策的指标。货币政策的目标是保持物价稳定, 但利率的调整与通货膨胀率的变动并非是相同幅度的变化。因此我国的货币政策目标更倾向于经济增长、充分就业等其他目标, 对于通货膨胀率的反应是不明显的或迟缓的, 这也就可以更好的理解我国央行近来将货币政策倾向于保持币值稳定的法定目标的行为逻辑。
摘要：首先进行理论分析, 然后采用标准的费雪效应模型进行费雪效应在中国的实证检验。为了避免“费雪悖论”, 区分了长期与短期费雪效应。结果显示, 中国在1990-2012年的22年间存在着部分的长期和短期费雪效应。长短期费雪效应的存在表明:名义利率的上升一方面是由通货膨胀率上升所致, 另一方面是央行实施宽松货币政策的结果。因而, 名义利率的升降与宽松或紧缩的货币政策并不完全等同。
关键词：名义利率,货币政策,费雪效应
参考文献
[1]Wallace, M.R.and Warner, J.T., The Fisher Effect and the Term Structure of Interest Rates:Test of Co integration[J].Review of Economics and Statistics, 1993, (2) 75:320-324.
[2]Mishkin, F., Simon, J.An Empirical Examination of the Fisher Effect in Australia[J].Economic Record, 1995, (71) :227-239.
[3]谢平, 罗雄.泰勒规则及其在中国货币政策中的检验[J].经济研究, 2002, (3) :3-12.
[4]王少平, 陈文静.我国费雪效应的非参数检验[J].统计研究, 2008, (3) :79-85.
[5]Bewley.R.A.The Direct Estimation of the Equilibrium Response in a Linear Dynamic Model[J].Economics Letters, 1975, (3) :357-361.
货币政策效应 篇8
关键词：货币政策,区域效应,综列协整
货币政策是以调节总量为主的宏观经济政策, 但由于区域经济发展水平差异, 实行统一的货币政策会导致不同区域间在宏观经济指标上表现出不同的效果, 这就是所谓的货币政策的区域效应, 正是Scott开启了这一新的研究领域。
一、文献综述
国内外对货币政策的区域效应研究颇丰。巴曙松 (1998) 认为, 我国东西部地区存在经济、金融发展水平的巨大差距, 中央银行实行高度统一的货币政策, 会导致货币政策执行效果与目标不一致, 降低货币政策的有效性。焦瑾璞等 (2006) 从货币政策传导机制和货币政策工具执行效果两个方面深入、全面分析货币政策的区域效应, 并提出了相应的政策建议。丁文丽 (2006) 运用协整检验和Granger因果关系检验方法对1990年以来货币政策效应进行检验, 发现各区域信贷供给量和货币供给量与经济增长之间的影响关系确实存在着较为显著的差异。张晶 (2006) 从利率渠道、信贷渠道和汇率渠道出发, 利用VAR模型和IRF检验证实中国货币政策存在显著的区域效应。曾康霖 (1995) 指出, 经济、金融发展不平衡必然会引起银行信贷借存差的问题。王维强 (2005) 认为, 区域差异的存在可能扭曲统一货币金融政策的作用机制, 耿识博等 (2005) 通过建立货币政策区间不对称效应模型, 分析了货币政策对区域经济的差异影响。刘玄等 (2006) 利用VAR模型和冲击响应函数方法对1997年1月至2004年8月货币政策传导的地区差异问题作实证分析, 发现东部地区对货币政策敏感度高于中西部地区。宋旺等 (2006) 基于VAR模拟货币供给量M2冲击对东中西部实际产出的影响, 证实我国存在明显的货币政策效应区域差异。常海滨和徐成贤 (2007) 将全国划分为八大区域, 基于Granger因果关系、协整关系分析一年期存款基准利率和各区域内金融机构各项存款余额之间的关系, 认为部分地区货币政策传导机制通畅, 部分地区传导机制不通畅。杨晓和杨开忠 (2007) 基于Granger因果关系、协整关系、脉冲响应分析方法, 分析M1和人均GDP之间关系, 认为货币政策对东中西各地区影响依次减弱。曹永琴 (2007) 基于Panel Data和SVAR研究, 发现货币政策效应的区域差异主要体现在广义货币冲击对区域真实人均国民生产总值的影响上, 微观主体可以通过多元化投资分散货币冲击, 减少货币政策区域效应差异。陈安平 (2007) 通过建立一个包括政府投资、银行贷款、价格指数和东中西部人均产出等变量的SVAR模型, 分析认为自1978年以来, 货币政策对中西部, 尤其是对西部的影响明显增加。江群等 (2008) 运用固定效应变系数模型估计中国八大综合经济区实际产出对信贷冲击的敏感系数, 研究表明, 我国货币政策信贷传导效果存在显著的区域效应。郭评生、吴伟军 (2009) 利用结构向量自回归模型, 证实我国货币政策确实存在明显的区域效应。
Scott (1955) 用自由储备率的变动与各地银行储备之间的关系, 研究了货币政策的差异性影响。Garrison等 (1979) 分析美联储货币政策对美国8个经济区的影响, 发现货币政策对不同地区的制造业收入影响差异较大。Carlino等 (1998) 研究发现各州金融发展程度和产业构成等对美国的货币政策存在显著的区域差异。Aksoy等 (2002) 、Huchet (2003) 、Belke等 (2005) 、Clausen等 (2006) 证实欧洲中央银行统一的货币政策下货币政策效应区域差异性是存在的。David (2006) 建立VAR模型分析南非1的M1和各省物价指数关系, 发现各地对货币政策冲击敏感度不一致。Bias (1992) 通过美联储公开市场操作、贴现率与美国12个州的州内M1等指标建立地区货币供应模型, 认为美国国家货币政策具有显著的区域差异效应。
二、数据来源与说明及模型设定
1、数据来源与说明
(1) 货币政策中介变量。国外的货币政策区域效应研究多基于利率, 然而我国货币市场不成熟, 人民币利率缺乏弹性、市场化程度较低, 全国一致的利率水平是无法显现货币政策区域效应的。故此以广义货币供给量作为货币政策中介变量是比较好的选择。不过当前阶段缺乏各自治区的货币供给量统计数据, 鉴于此, 本文使用各自治区贷款来替代货币供应量。
(2) 区域经济协调发展指标。如文献综述所阐述, 大多数对中国货币政策区域效应研究都是以人均GDP或以经过价格水平调整的GDP或人均GDP来测度区域经济协调发展的指标。考虑到打工经济非常突出, 打工者生活、工作的大多数时间是远离户籍地的, 不适宜用人均总量水平来测度经济发展。况且货币政策影响的是宏观经济变量, 货币政策中介变量本身也是宏观经济变量, 无需进行平均化处理。此外, 价格水平影响了GDP的核算, 也影响了货币的实际投放量的核算, 故而实证分析也无需进行价格水平的调整。本文是基于月度数据分析, 而当前阶段缺乏各自治区的月度GDP统计数据, 故此, 本文使用各自治区月度工业增加值来代替。
本文是从月度数据收集的现实困境以及整个经济运行态势的转换角度来确定数据样本期的。2004年以来由于房地产市场泡沫、能源价格带动整个物价水平持续显著上升, 央行持续采取了适度紧缩货币政策, 而从2008年下半年开始, 我国受到金融危机的巨大冲击, 作为应对措施, 财政政策和货币政策都完全转向了, 受数据不足所限本文不能捕捉紧缩和积极货币政策的差别效应, 所以本文选择的样本期间为2004年1月至2008年6月。本文所有使用的数据来自于中宏数据库以及中国统计年鉴。
2006年11月以后国家统计局不再公布月度工业增加值数据, 故此本文使用该公式计算出后续数据:月度工业增加值=上年同期月度工业增加值× (本期数比上年同期增长%+1) ×消费者物价指数 (上年同期=100) /100。利用估计算的各自治区2006年11月之前月度工业增加值与公布的数据进行两变量线性回归分析得到的斜率系数, 经WALD检验与“1”无显著差异, 这表明估算的数据替代效果良好。
2、面板数据结构模型
本文以Yit、Xit分别表示第i个自治区t期月度工业增加值与工业贷款, 建立五个自治区的综列模型为:
令yit=log (Yit) , xit=log (Xit) , 则上述模型可以表述为:
其中βi度量i自治区工业增加值的工业信贷弹性, αi度量了i自治区工业增加值对工业信贷的静态依赖, μit综合反映了所有其他因素在t期对i自治区工业增加值的影响。
三、实证分析
为避免缪误回归, 在进行协整检验前, 需要对综列变量进行综列单位根检验来证实变量是由综列单位根过程生成。
1、综列单位根检验
所谓综列单位根检验是指将综列变量各横截面序列作为一个整体进行单位根检验, 本文应用Im、Persaran和Shin的统计量实现综列单位根检验。
(注:检验形式——有截距但不含趋势项。)
对各自治区的工业增加值y和工业总产值x综列变量分别进行IPS检验。由检验结果 (如表1) 可知, 模型的2个变量的综列数据水平值的检验的下尾单侧p值均大于99%, 不能拒绝存在综列单位根的原假设;而其一阶差分数据检验的下尾单侧p值均为0, 高度显著地拒绝原假设。故此可认为, 2个变量的综列数据均为I (1) 过程所生成。
2、综列数据协整分析
基于 (2) 式估计αi, βi, 得到的结果如表2所示。
由估计的结果, 在10%的显著水平上, βi通过了t检验, 这表明从长期看货币政策显著影响各自治区的发展。并且除新疆外, 其他四个自治区扩张的货币政策会导致经济同向增长, 其中宁夏贷款弹性达到1.335, 而广西、内蒙古贷款弹性更是都超过2.000, 工业增加值的增长率超过贷款的增长率, 表明在这些区域贷款对经济发展能提供更大的推动作用。
3、短期动态调整分析
综列模型揭示了五个自治区工业增加值与工业贷款的长期均衡关系, 为决策部门提供了制定差异化货币政策的依据。进一步还可以利用如下误差校正模型分析两经济变量的短期动态调整, 即:
其中, 为模型估计的残差, 为短期调整效应, 该效应反映上一期对平衡关系的偏离在本期所得到的修正。估计结果如表3所示。
从结果可以看出, 内蒙古和宁夏自治区短期调整系数具有正确的符号, 并且在5%的水平上显著, 尽管其他三个地区调整系数是正的, 但统计上并不显著。估计的结果印证了前述综列协整关系的存在。与反映长期均衡关系的协整向量不同, 反映各自治区工业贷款短期变化对工业增加值的短期影响。估计结果显示, 除西藏外各自治区贷款的短期变化对工业增加值的增长具有抑制作用, 不过在统计上除内蒙古外都不显著。五个自治区中三个的短期效应系数为正, 两个为负, 绝对值最大的为内蒙古0.168, 这意味着其均衡偏差在下一期约有16.8%得到调整, 这些表明各自治区信贷的影响具有发散性, 并且对各地区的影响存在差异。
四、结论
基于综列数据协整模型以及短期动态调整分析, 对2004年1月至2008年6月五个自治区经济增长与货币政策关系进行实证研究, 民族地区存在明显的货币政策区域效应:货币供应对经济发展的推动力度有显著差异, 且短期上货币政策的影响具有发散性。
鉴于分析的结论, 本文建议:第一, 考虑各民族地区的实际情况, 建立充分反映区域经济特点的货币政策体系, 实施差别化的货币调控政策, 例如在贷款额度, 存款准备金率等方面给予区别对待。第二, 培育发展区域金融市场, 增强区域融资能力。民族地区货币市场发展滞后, 货币政策传导效率低下。对民族地区适当降低金融机构的准入门槛, 大力发展本地化经营的区域性中小金融机构, 使货币政策能更有效的发挥作用。第三, 强化金融监管政策, 避免民族地区信贷违规流向其他地区而影响政策效果以及政策的调整。
参考文献
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[4]陈安平:我国财政货币政策的区域差异效应研究[J].数量经济技术经济研究, 2007 (6) .
人民币货币政策的区域效应分析 篇9
货币政策的含义有广义和狭义之分。广义的货币政策是政府、央行及相关部门实施一切关于货币的规定及采取的相关措施。而我们传统意义上的货币政策是指中央银行为了实现既定的经济目标而运用各种工具调节货币供应和利率,进而影响宏观经济的方针和措施的总和。
货币政策的含义包括: ①政策目标,即货币政策要达到的最终目标。在我国货币政策的主要目标是保持金融稳定并以此促进经济增长、充分就业以及保持国际收支平衡; ②中介目标,即为了实现特定政策目标所选取的操作对象。通常情况下央行可实际操作的中介目标有利率、货币供应量、银行信贷规模、基础货币、超额准备金及股票市值等; ③货币政策工具,即实现货币政策目标所运用的手段。它主要包括法定存款准备金、再贴现政策以及公开市场业务等。
2区域效应的概念以及区域的划分
区域效应是指由于地理区位的不同,会影响区域间诸如经济发展程度、经济结构、对外贸易程度等的经济发展差异,因此统一的政策实施会在区域间产生差异。影响货币政策效应的因素主要包含三个方面: 第一是货币政策的时滞。第二是货币流通速度的影响。第三是微观主体预期之间的对消作用。对于区域的划分主要基于2005年国务院发布的 《地区协调发展的战略和政策》,由传统的东、 中、西三个经济板块变更为东部、中部、西部以及东北部四大经济板块。
3关于货币区域理论的几种观点
3. 1最优货币区理论
1961年,罗伯特·蒙代尔教授发表的文章 《最优货币区理论》,是最优货币区理论最初的雏形。这一时期的经济烙印即是布雷顿森林体系、西方国家整体的低通货膨胀率、各国实行资本管制与早期欧洲一体化进程。最优货币区理论就源于学者对于在这种经济情况下固定汇率与浮动汇率孰优孰劣的争论。这一时期研究的重点是讨论衡量最优货币区的各种条件和评判指标。蒙代尔提出将要素在地区间的充分流动作为最优货币区的评判指标,如果几个地区之间具备了要素的充分流动,则可以判断其为最优货币区,反之,则没有达到形成最优货币区的标准。
3. 2货币中性理论
关于货币中性的理论包括新古典学派的面纱论和哈耶克的货币中性理论。新古典学派的 “面纱论”产生于19世纪末20世纪初的金本位流行的大背景下,其基本前提是理性预期和市场全部持续出清。新古典学派允许经济存在非均衡状态,并认为非均衡状态的存在迫使产生经济恢复均衡的某种力量。新古典学派的实际余额效应指出价格水平通过货币持有量实际价值的变化对消费产生影响。理性预期学派包括卢卡斯、华莱士等人均认为: 无论是长期还是短期,货币都是中性的。
3. 3货币非中性理论
对于货币政策的非中性理论实质上是货币政策的有效性理论。货币均衡理论认为保持货币中性并不是无条件的,保持货币中性是要付出代价的,因此货币不可能一直是中性的,货币政策有效是要付出一定的代价的。
3. 4货币政策传导机制理论
货币政策传导机制是货币政策从最初制定到最后实现最终目标过程中各个环节之间的相互联系、各种因果关系的总和以及运行的过程。货币当局在制定货币政策之后, 从选用一定的货币政策工具进行显示操作开始,到实现最终目标之间,所经过的各种中间环节相互之间的有机联系及因果关系的总和。
( 1) 利率传导渠道: 利率传导渠道是最为传统的货币政策传导机制。凯恩斯将货币、利率以及投资三者之间的关系用流动性偏好和投资利率弹性来解释,流动性偏好是货币与利率之间的关系,投资利率弹性是投资与利率之间的关系。由于货币、利率以及投资之间存在着这样的关系,货币就可以通过利率来影响投资,从而影响社会经济活动。在这个过程中货币供应量的调整必须先影响利率, 才能使投资和产出产生变化。
( 2) 信贷传导渠道: 凯恩斯关于利率传导渠道的观点是建立在完善的金融市场基础之上的,在完善的金融市场中间各种金融资产可以相互替代,货币供给可以通过利率影响产出。事实上绝对完善的金融市场并不存在,信贷传导渠道就建立在这种不完善金融市场的基础之上。由于资本市场的不完全性导致了银行贷款和其他金融资产的不完全替代。银行贷款的额度是由货币政策影响的,而信息的不对称性导致大多数的企业只能依靠银行贷款,而社会中仅有极少一部分企业能够选择其他的融资方式( 诸如发行股票、大额存单等) 。
( 3) 汇率传导渠道。关于汇率传导渠道的理论包括瑞典学者卡塞尔的购买力平价理论、凯恩斯的利率平价模型和蒙代尔- 弗莱明模型。①购买力平价理论。购买力平价分为绝对购买力平价和相对购买力平价。绝对购买力平价是两种货币在各自国内购买力之比所决定的。相对购买力指标,是一种根据各国不同的价格水平计算出来的货币之间的等值系数。根据购买力平价公式,当一国的通货膨胀率高于另一国的通货膨胀率,本币汇率就会下跌,反之,本币汇率则会上升。在浮动汇率制度下,中央银行具有影响国内通货膨胀的能力。②利率平价理论。利率平价说认为利率与汇率的关系极为密切,由于国际间套利性资本流动,如果一国中央银行实行扩张性货币政策,货币供给的增加大于货币需求的增加,利率就会自然的趋于下降,此时若另一国的利率水平没有变动,那么由于资本存在逐利性,本国的资本就会流入另一国,追求更高的利率收益,导致本币汇率下降。③蒙代尔- 弗莱明模型。开放经济下的IS - LM模型中,总供给曲线是平缓的,产出会随着总需求做出积极的调整; 经常项目平衡取决于收入和本国产品与外国产品的相对价格,汇率固定或浮动,资本流动不完全,汇率预期是固定的。如果央行此时釆取扩张的货币政策,会使国内利率下降,导致资本外流、汇率下降。在固定汇率制度下,货币政策是无效的。
4中国货币政策区域效应的影响因素
4. 1区域经济发展水平的差异
中国经济高速增长的同时,区域发展不平衡问题也逐渐凸显。东部、中部、西部和东北地区四大经济板块间经济发展差距逐渐明显。主要体现在: ①经济总量上的区域差异。我国东部地区生产总值远高于其他三个地区,东北排在第二、中部排在第三、西部地区排在最后。地区生产总值最高地区的地区生产总值是最低地区的3倍多。②人均收入水平的区域差异。收入水平与其对货币冲击的反应强度紧密相关。当人均收入水平极低而只能满足温饱时, 其支出只能满足基本生活需要,此时的货币政策呈现刚性; 而当人均可支配收入极高时,收入的很大一部分将用于投资和储蓄,人们可以分散投资渠道降低货币政策带来的冲击,这部分收入高的人对货币政策冲击并不敏感; 当人均收入水平处于中等时,不同于其他两种状况,货币冲击反应强度是先随着收入水平上升的,而到达某一临界点后又开始下降。各地区城镇居民收入差异有所缩小,西部地区增长较快。
4. 2区域产业结构差异
经过多年的现代工业路线的发展,我国东部地区已经形成了以长三角、珠三角以及环渤海等经济圈为中心的经济工业带,工业化水平位居世界前列。总的来说东部地区第一产业所占比重较低,第二、第三产业所占比重相对较高。中部经济板块是我国著名的能源原材料基地。中部地区的第二产业比重低于东部。西部地区同中部地区相对类似,重点发展原材料和能源工业,提供东部地区。东北地区拥有深厚的重工业生产基础,但是由于改革开放后,我国经济的重点放在东部地区,东北的工业发展日渐衰落, 在全国的工业总产值占比下降,工业产品的市场份额也降低,同时它的第三产业发展也十分缓慢,经济发展水平不高。
货币政策对不同的产业冲击效果是不相同的,对于资本密集型的产业,由于对资本的要求高,因此货币政策的微小变化都会对该产业造成巨大冲击。而对于对资本需求量比较小的产业,其受货币冲击的程度就相对要小得多。
4. 3区域金融发展水平差异
经济发展的水平和结构从根本上决定了金融发展的水平和结构。我国经济的货币化和金融化程度在逐步提高, 但是地区间金融发展程度是有所差别的,东部地区和东北地区的金融发展程度相对较高,中部地区和西部地区的金融发展程度相对较低。在我国,融资渠道比较单一,居民所拥有的金融资产大部分是来自在金融机构的存款( 针对我国主要是银行) ,而企业融资大部分也是通过来自金融机构的贷款。金融市场和金融机构在货币政策的传导过程中起着至关重要的作用,货币当局制定相应的货币政策后,选用一定货币政策工具作用于货币政策中介目标,并最后实现最终目标的过程中,中间必须要以金融市场和金融机构为媒介。货币政策要想充分发挥其作用,必须有完善的金融市场和金融体制。我国东部发达地区和欠发达地区之间的金融资产工具有很大差异。东部地区无论是传统的低风险资产工具( 存款、债券) ,还是高风险资产工具( 股票) 所占比重都远高于其他三个地区,由此说明在金融发展水平高的地区,金融理财工具多样化程度高,融资渠道多,居民对于多样性理财工具的接受程度高。而中部、西部以及东北地区这三个经济欠发达地区则呈现出相反的态势。就银行业金融机构分布来讲,东部地区所占的比重最大,西部地区次之,然后是中部地区和东北地区。
摘要：货币不仅仅在国际间会产生区域效应,在一国内部对货币政策也会产生不同的区域效应,本文将在对货币政策含义的分析和回顾的基础之上,将我国(仅指我国大陆)划分四个区域,并分析其对货币政策的不同反映。
货币政策效应 篇10
货币政策作为政府宏观调控的主要工具, 在促进我国经济平稳健康发展和维持物价稳定等宏观经济目标上发挥了重要作用。但也应该看到, 由于我国各地区省份在经济发展水平和金融市场发展程度存在较大差异, 尤其东、中、西部区域文化和消费习惯等方面亦有不同, 社会经济发展水平长期以来存在着明显“梯度差异”和非均衡性, 货币政策的传导渠道和传导效率也不尽相同, 统一的货币政策会产生区域差异效应。研究货币政策区域效应, 对于正确制定和有效实施货币政策、协调区域经济的发展有着重要的现实意义。此外, 我国当前正处于经济结构调整的转型期, 统一的货币政策也面临着前所未有的考验。而国际经验表明, 转型期是一国区域间社会经济差距扩大最快的时期, 如何协调区域经济发展, 缩小差距, 是现阶段我国货币政策需要考虑的因素。
因此, 研究货币政策区域效应, 是基于我国地区社会经济差异的现实需要, 同时也是处于经济结构调整转型期的客观要求, 对于政策制定货币政策和充分有效地发挥货币政策效应有着重要的政策理论价值和现实指导意义。
二、货币政策区域效应的理论基础
1. 最优货币区理论
作为研究货币统一性的理论基础, 最优货币区理论 (Optimum Currency Area) 是检验某个国家是否适宜加入货币联盟的指导, 其传统理论的发展侧重强调单一标准, 这在国外学者看来有着不同的标准划分, 如Mundell (1961) 提出以生产要素的流动性、Mckinnon (1963) 的经济开放度和Kenen (1969) 的产品多样化。进入20世纪70年代, 随着经济与金融关系的日益密切, 最优货币区理论的划分标准有了更深层次的发展, 以通货膨胀相似性作为标准的观点出现于Haberler (1970) 和Fleming (1971) 的研究中, 而Ingram (1973) 则着眼于全球经济的一体化, 论证了将金融市场一体化作为标准的可行性。20世纪80年代后, 随着宏观经济学的发展, 理性预期逐渐得到了学者的重视和应用, 并在评价货币联盟的成本和收益方面引入政策可信度、时间非一致性和政策规则等考虑因素, 为欧洲中央银行实行统一货币政策体系提供了理论支持。
2. 货币政策传导渠道
货币政策的传导主要有利率、汇率和信贷三个渠道, 统一的货币政策实施可能会由于地区差异在传导渠道上有不用的侧重, 从而产生货币政策区域效应, 国内外大多数学者的相关研究也支持了这样的观点。
第一, 利率渠道。货币政策调控经济活动主要基于利率的渠道作用, 是传统凯恩斯主义理论的观点, 由于产业结构对利率比较敏感, 产业结构存在较大差异的地区就会产生明显的货币政策区域效应。许多研究表明, 在统一的货币政策下, 第二产业占主导地位的地区对利率的敏感度高于以产业结构以农业和服务业为主的地区, 地区间的货币政策区域效应也会比较明显。
第二, 汇率渠道。在开放经济中, 利率会通过汇率对一国的进出口贸易产生影响。紧缩货币政策下, 大量的外国资本会由于国内实际利率的上升而流入本国, 从而推动本币升值和推高待出口商品的价格, 导致出口减少和总产出的下降, 反之亦然。出口额占地区产值的比例较大的区域, 货币政策通过汇率渠道的影响就会较大。
第三, 信贷渠道。货币经济理论认为, 由于金融市场的发展不完善, 信息不对称的存在会使经济活动中产生逆向选择和道德风险等问题, 从而为信贷渠道的存在提供了前提条件。而银行在信贷市场中占据重要地位, 使货币政策通过信贷渠道对社会经济产生影响成为可能。因此, 银行信贷渠道是货币政策发挥作用的重要渠道。
三、我国货币政策区域效应研究的新进展
欧美发达国家对货币政策区域效应的研究较早, Scott (1955) 研究了美国的信贷政策在纽约和其他区域之间的执行效果, 发现地区之间存在着明显的时滞, 是最早研究货币政策区域效应的学者。国外学者开创了货币政策区域效应研究的先河, 在研究方法上对我国学者的相关研究产生了重要的影响。国内学者对护臂政策区域效应的研究主要基于国外学者的理论研究和经验借鉴。我国货币政策区域效应的研究视角主要有货币政策传导渠道视角、经济和金融结构视角和房地产行业效应等三个视角。
1. 货币政策传导渠道视角
高云峰、阮莉莉 (2012) 通过构建面板模型, 研究了我国东部、东北部、中部和西部地区的货币政策执行效果, 发现东部、中部和东北地区省份的经济发展对贷款投放比西部地区敏感, 表明我国确实存在着明显的货币政策区域效应。王昊 (2012) 运用向量自回归模型, 实证分析了陕西、甘肃、宁夏、青海和新疆等西部五省区的货币政策区域效应, 发现在稳健的货币政策和适度宽松的货币政策下, 信贷传导渠道均导致了西部五省区的区域效应差异和变化的不一致。卢胜荣、李文博 (2013) 从产业传导渠道的研究视角, 运用面板数据和广义最小二乘发 (FGLS) 研究发现, 区域产业结构差异导致了我国地区间货币政策效应的双重非对称性。而在传导渠道对货币政策区域效应的影响方面, 朱芳、吴金福 (2014) 运用SVAR模型实证研究发现, 信贷渠道对货币政策区域效应的解释力度最大, 其次是汇率渠道, 利率渠道最小。
2. 经济和金融结构视角
王玮 (2011) 从金融结构差异的角度研究了我国东北部、中部和西部的货币政策差异, 发现东北地区对于货币政策的反应程度远远高于中部和西部地区。王丽颖 (2013) 通过比较分析吉林省和浙江省在我国2007-2008 (紧缩) 、2008-2009 (稳健中带宽松) 、2010 (稳健中带紧缩) 等不同货币政策阶段内两省在信贷规模、固定资产投资、消费需求和存贷比等方面的差异, 发现吉林省和浙江省存在货币政策区域效应。在适度宽松的货币政策下, 浙江省市场主体对货币政策更敏感, 而在紧缩的货币政策下, 吉林省由于经济欠发达, 金融市场发展先对不够完善, 市场主体融资手段有限, 在信贷规模上收缩得更快。
国内学者除了运用通比较分析法, 分析我国区域省份在统一货币政策的影响下经济指标的差异来以判断是否存在货币政策区域效应外, 也有不少学者采用面板数据模型和向量自回归模型等实证分析方法研究货币政策区域效应存在与否。
阮莉莉、高云峰、罗艳 (2011) 利用1985年—2008年间中国东部 (浙江省、山东省、广东省) 和西部 (贵州省、陕西省、甘肃省) 等经济金融发展水平不同的区域面板数据, 采用单位根检验及面板数据模型等方法, 验证了由于信贷制度差异, 导致我国东、西部存在显著的货币政策区域效应。赵书扬、康宇虹 (2011) 基于CRS方法, 分析了我国货币政策在东北部、东部、中部和西部的执行效果, 认为我国货币政策在政策效率上存在明显的区域效应, 发现货币政策在经济较发达的东部地区具有较高的效率, 且区域间的货币政策效率差距明显。谢冰、蔡洋萍、戴盛 (2012) 则以湖南省和广东省为例, 基于两省经济和金融差异的角度, 运用VAR模型和脉冲响应等实证方法验证了湖南省和广东省的货币政策效果, 发现统一货币政策对经济欠发达地区的效应弱于经济发达地区, 在一定程度上加大了我国区域经济发展的不平衡性。杨达 (2012) 运用面板数据模型和向量自回归模型, 分别从区域投资的长期效果和短期效果两个方面对货币政策效用进行实证检验, 结果表明:在统一的货币政策框架下, 由于区域间不同的经济和金融环境差异, 各区域投资对货币政策冲击的反应程度, 无论是在长期敏感度还是短期中不同时点上都存在着显著的差异。崔泽园、王书华 (2013) 构建动态面板模型进行实证检验发现, 由于区域金融结构的差异性, 我国东、中、西部地区之间的货币政策区域效应显著。王婷婷 (2014) 基于金融结构的视角, 我国东部的货币政策区域效应最大, 其次是中部和东北部, 西部最小, 并且区域间的产出效应差异程度大于价格效应。
3. 房地产行业区域效应视角
曹娇 (2011) 实证研究发现, 货币政策对上海的房地产价格的影响效应比长沙显著。李茜 (2014) 的实证研究也表明, 货币政策工具对不同地区的房地产价格的影响效力存在差异。钟晨 (2014) 进一步实证研究发现, 我国东部地区房地产价格对利率比较敏感, 而信贷总量和货币供应量等货币因素对中西部地区的房地产价格的影响较大。韩国高 (2014) 通过动态数据面板模型实证研究发现, 无论是价格型货币政策还是数量型货币政策, 我国货币政策对中西部地区的房地产供求调控效应均强于东部地区。
四、结论
通过梳理相关文献可以发现, 国内学者对于我国货币政策区域效应的研究大都表明了我国货币政策区域效应确实显著存在, 其原因主要在于区域经济发展水平和产业构成的差异, 以及金融市场发展程度不一致带来的不同的传导渠道对货币政策的敏感性差异。同时, 国内学者对我国货币政策区域效应的研究, 还为我国有针对性地解决不同地区的货币政策区域差异效应指明了方向, 为统一货币政策框架下实施区域差别化策略以缩小区域经济差距提供了理论支持和实证基础。
货币政策效应 篇11
【关键词】货币政策 股票市场 影响效应 沪深股市
中央银行货币政策的变动与股票市场之间的关系，始终是金融经济学界研究与关注的重点问题之一。一般情况下，货币政策变动会直接或者间接的对股票市场产生影响，货币政策变化首先对人们手中的财富多少产生影响，人们手中财富多少的变化又通过消费与投资需求影响到股票市场的总需求，人们可能通过改变投资方式对股票市场的总供给产生影响，进而影响到股票市场中股票的价格及走势。因此，借助于货币政策的调整来影响与促进股票市场健康发展，就成为一条有效的经济调控渠道。但是，当前货币政策变动究竟对股票市场能够产生什么影响、产生多大影响，产生影响的机理及股票市场变动能不能用来指导我们相关货币政策的制定与实施等问题，我们的认识还不是很深入，有必要就上述问题作进一步探讨。
一、国内外货币政策与股票市场关系研究的现状
国外货币政策变动与股票市场之间关系的研究文献与内容已相当丰富，概括起来国外相关研究方法、内容框架主要遵循两条主线，其中一条主线是用官方公布的发行的货币总量或者基础货币量来衡量货币政策变化，而在实证分析上主要是采用单方程“协整分析”方法结合Granger因果关系检验来开展研究，是早期广泛采用的研究方法之一。另一条主线则是源于1980年Sims和1992年Bemanke与Blinder的研究成果，1980年sims首先提出了一种新的多方程计量分析方法，即向量自回归，简称为VAR，自此VAR成为货币政策变动与股票市场之间关系研究的一个方便且有效的工具；1992年Bernanke和Blinder则在VAR方法的基础上详细论证了联邦基金利率是一个有效的货币政策合意度量指标，自此开启了国外相关研究的大幕。
国内已有越来越多的学者开始探讨我国货币政策变动与股票市场之间的关系问题，其基本思路则是参照前述国外的研究方法，取得了一定研究成果。首先，理论方面，2002年我国学者易纲、王召尝试进行了封闭条件下包含金融资产的货币政策传导机制模型构建研究，得出增加的货币供给不会完全转化为商品价格上涨，其中一部分会流入到股票市场中引发股票价格上涨，进而产生财富效应拉动人们进一步消费。实证方面，2003年我国学者胡援成、程建伟以货币供应量、名义利率和真实利率為解释变量，以我国沪深股市中的股票流通总市值为被解释变量，采用协整、Granger因果检验方法进行了分析研究，得出货币供应量与股票市场之间存在着正向因果关系。理论与实证结合方面，2009年我国学者何国华、黄明皓利用“协整分析”方法证实了股票流通市值与货币供应量M1之间呈正相关关系，而与银行间同业拆借利率之间呈负相关关系。
二、我国货币政策变动对股票市场的影响效应探析
如前所述，VAR已经完全替代单方程分析成为货币政策变动与股票市场之间关系研究的主流方法。笔者在评述国内外相关研究文献基础上，欲进一步厘清我国货币政策变动对股票市场的影响效应，讨论情况如下：
（一）货币政策变动的股票市场作用力度及特征
已有研究证明，国家的货币政策与股票市场之间总体上存在着正向相关关系，一般来说扩张性货币政策对股票价格上涨有昨，紧缩性货币政策则不利于股票市场发展。通过进一步的分析研究发现，我国货币政策变动对股票市场的作用力度接近于1：1，有非常明显的“政策市”特征。在我国股票市场对货币政策变动的反应时间上，一个重要特征是“时间短”，货币政策变动会在短时间内对股票市场产生影响，影响可以分为两步，第一步是政策变化影响股民预期而影响股票市场供给，引发股票价格变动；第二步是货币政策真正影响到人们手中的财富量而引起股票市场供求变化，进而影响股票价格及走势。后者较前者发生慢，但影响更持久。
（二）货币政策变动的股票市场反应作用机理
货币政策变动对股票市场产生影响，主要借助于流动性效应、通货膨胀效应和产出效应三个效应来实现。三个效应中，其中流动性效应占据着统治地位，这说明我国的股票市场是一个明显“资金推动型”市场，当我国实行的是扩张性货币政策时，增加的货币会倾向于流入股票市场而非实体经济。通货膨胀效应，对于股票价格的上涨有一定贡献，股票市场可以在一定程度上抵抗通货膨胀作用，因此有人将股票市场称为通货膨胀的“避风港”。产出效应，相对于前两个效应而言，其对股票市场的贡献率最小，就实际情况而言其对股票市场的影响几乎是一个令人遗憾的结果，根本原因在于产出效应是与我国实体经济的发展息息相关的。
（三）货币政策变动的沪深股票市场反应异同
总体来说，沪深两市对于我国货币政策变动的反应基本上是一致的，都与货币政策变动呈正向相关关系，在时间作用特征上也基本相同。如果说有所不同之处，主要体现为两个方面：一是货币政策变动对沪市的作用力度较深市要大一些；二是沪市的货币政策反应较深市更加的平稳。两个不同之处与两市的上市公司特征有关。沪市上市公司规模相对较大，不乏一些超级大盘，而深市上市公司多为中小企业，市值相对较小，上市公司规模越大，受货币政策变动影响也越大，但对抵抗力也较大，故反应较平稳；深市多为中小企业，经营机制更为灵活，对货币政策变动能够及时做出调整，故作用力度会相对小一些，但是由于公司规模小反应可能更为剧烈。
（四）货币政策对股票市场变动的反应与调整
货币政策根据股票市场的反应做出调整，前提条件是货币政策能够对股市产生较大影响，如前所述本文已经给出了肯定答复。货币政策变动的原有目的是促进实体经济发展，这就转化为以下两个子问题：第一个问题是货币政策变动能否通过股票市场作用于实体经济；第二个问题词是如果货币政策能够通过股票市场作用于实际经济，这种作用是否有效率？就第一个问题来说，在我国实行扩张性的货币政策的情况下，有相当部分的货币增量会转变为“热钱”流入股票市场，对我国实体经济产生的作用有限；第二个问题来说，货币政策变动如果能通过股市有效率对实体经济产生作用，股票市场本身应该首先有效率，通过研究现我国股票市场本身还缺乏有效的价格发现功能，还不能发挥股票市场应有的聚集与分配资金功能。可以说，我国还没有形成一个完整的“货币政策--股市--实体经济”作用链条，至少目前为止，货币政策还没有必要就股市变动情况做出反应调整。
参考文献
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货币政策效应 篇12
货币政策传导机制是指货币管理当局确定货币政策目标后, 运用货币政策工具实现货币政策目标的过程, 它是影响货币政策信号在金融经济系统的传导效率和作用效果的关键因素。银行信贷渠道是我国货币政策传导的一条重要渠道, 其作用机制为:货币供应↑→存款↑→贷款↑→投资↑→总产出↑。2007年美国次贷危机爆发并迅速演化为全球性的金融危机。随着危机深化和蔓延, 2008年下半年对我国实体经济的冲击开始显现, 我国货币政策的重点逐渐从对付上半年的通货膨胀转向对抗国际金融危机的冲击。本文从货币政策信贷传导渠道出发, 研究国际金融危机下我国货币政策信贷渠道传导的效应, 为提高我国货币政策信贷渠道传导效率提供对策建议。
2 文献回顾
国外对货币政策传导渠道理论研究历史较久, 货币政策传导机制理论分为货币渠道和信贷渠道。前者认为, 金融资产只有货币和债券两种形式, 银行贷款是债券的一种;后者认为金融资产包括货币、债券和银行贷款, 债券与贷款之间不能替代, 货币政策能够影响信用可得性, 从而影响投资, 进而影响产出。Bernanke和Blinder (1988) 开创了银行贷款渠道的研究, 建立了CC-LM模型, 正式探讨货币政策如何通过信贷渠道传导的问题。Bernanke和Gertler (1995) 将信贷渠道分为资产负债表渠道和银行贷款渠道, 前者分析货币政策如何通过影响资产抵押净值作用实体经济, 后者分析货币政策如何通过影响银行向厂商提供贷款的数量和价格作用实体经济。
我国货币政策信贷渠道效应研究主流观点认为信贷渠道是我国货币政策传导的主渠道。蒋英琨、刘艳武等 (2005) 通过脉冲响应分析实证研究了我国1992-2004年的货币政策传导机制, 结论为, 从对物价和产出最终目标影响的显著性看, 贷款的影响最为显著, M2次之, M1最差。冀爱华 (2007) 采用E-G两步法和Granger因果关系检验分阶段分析了商业银行贷款对货币政策传导的作用, 表明1998年以后贷款对GDP的作用在减弱。唐雷、赵卫东 (2008) 从理论上论证了以银行为主体的金融结构决定了我国的货币传导机制应以信贷传导机制为主, 并建立计量模型刻画出了传导途径。李志辉, 王连军 (2010) 采用贝叶斯方法来估计模型中各参数的后验均值和具有时变参数的向量自回归方法分析了我国货币政策在两次金融危机期间的货币传导效果。
3 指标选取与样本数据说明
参考大部分学者选用的变量和鉴于月度数据的可得性, 本文选取金融机构各项贷款余额为信贷渠道的代理变量, 基本建设投资和社会消费品零售总额分别为中间传导变量。而货币政策的最终目标之间往往存在矛盾, 不可能同时达到, 又由于研究的时间跨度短, 采用了月度数据, 基于此, 选择工业增加值和居民消费物价指数为货币政策最终目标。这样就形成贷款、投资、工业增加值、物价以及贷款、消费、工业增加值、物价两组变量。
金融危机对我国的影响从2008年下半年开始显现, 所以以2008年6月为基期, 利用我国公布的消费物价月环比指数构造月定基指数, 再用各变量名义值分别除以月定基指数得到实际工业增加值 (RINV) 、基本建设投资 (RI) 和实际社会消费品总额 (RSC) 。样本区间为2008年7月-2010年12月, 对季节性较强的数据采用Census X12方法进行调整, 并作对数处理。数据来源于国家统计局、《中国经济统计月报》、中国人民银行网和RESSET财经金融研究数据库。
4 模型构建与测算
4.1 平稳性检验
本文采用ADF法对LNLOAN、LNRINV、LNRI、LNRSC、LNCPI进行单位根检验, 以判断各序列的平稳性。利用软件Eviews5.0分别对各变量的水平值和一阶差分值进行检验, 其中, 检验过程中滞后项的确定采用AIC准则, 检验结果见表。从表1看出, 经过一阶差分后, 这些变量在5%的显著水平下拒绝原假设, 为I (1) , 其一阶差分构成平稳的时间序列, 可以进行协整检验。
4.2 协整检验
从单位根检验结果可知, 上述变量的水平值是非平稳序列, 其一阶差分是平稳的时间序列, 这表明变量之间存在着长期的稳定关系, 因此, 分别对LNLOAN、LNRI、LNRINV、LNCPI序列和LNLOAN、LNRSC、LNRINV、LNCPI序列两组变量进行Johansen-Juselius (JJ) 检验。由表2可知, 在5%的显著性下, 第一组变量LNLOAN、LNRI、LNRINV、LNCPI存在两个协整向量, 第二组变量LNLOAN、LNRSC、LNRINV、LNCPI存在一个协整向量, 这表明两组变量均存在长期稳定的关系。
注:检验形式 (C, T, K) 表示单位根检验方程的常数项、时间趋势项和滞后项的阶数, 加入滞后项是为了使残差项为白噪声, △表示差分算子。
注:在5%的显著性水平下。
4.3 格兰杰因果检验
为进一步确定变量间的因果关系, 采用基于向量自回归 (VAR) 模型的格兰杰因果检验法进行检验。根据FPE (Final Predication Error) 准则确定滞后阶数。从表3和4中显示:在5%的显著性水平下, 贷款是实际投资、实际社会消费品和居民消费物价水平的格兰杰原因, 实际投资是实际工业增加值的格兰杰原因, 实际社会消费是实际工业增加值的格兰杰原因。从这两组变量的因果关系的检验结果表明, 货币政策通过信贷渠道对实际工业增加值和物价水平产生影响。
4.4 货币政策最终目标对商业银行贷款的脉冲响应分析
协整检验和因果关系检验, 只验证信贷渠道是我国货币政策的传导路径之一, 为更具体的确定货币政策传导的反应时滞, 本文采用基于向量自回归 (VAR) 模型的脉冲响应函数进行检验。
4.4.1 变量顺序
脉冲响应的结果依赖于各变量进入模型的顺序, 本文依据格兰杰因果关系检验确定两组变量的顺序分别为:LNLOAN、LNRI、LNRINV、LNCPI和LNLOAN、LNRSC、LNRINV、LNCPI。
4.4.2 脉冲响应分析
(1) LNLOAN、LNRI、LNRINV、LNCPI构成的VAR脉冲响应分析。
采用AIC和SC标准, 确定变量的滞后长度为3, 冲击响应期为12个月。
在图1中, 金融危机下LNRI对LNLOAN的响应在前3个月是负的, 在以后的月份产生正的响应, 第七个月达到最大, 为2.5173%, 十二个月累计的响应值为16.2608%。可见在金融危机下, 投资对贷款的反映很强烈, 贷款对投资有很大的拉动效应, 且该效应作用持久。在图2中, 金融危机下LNRINV对LNRI一个标准差冲击的响应波动较大, 但仍为收敛的, 在第五个月达到最大值, 为0.6614%, 第四个月也较高, 达到0.4280%, 从第十个月开始转为负值, 前九个月累计响应为1.2643%。由此看出, 在国际金融危机背景下, 投资同样对于促进工业增加值的增长具有明显效果。
在图3中, 金融危机下LNCPI对LNLOAN的脉冲响应函数则表现为持续的正效应, 并趋向于0, 其中, 在第四个月达到最大值, 为0.7527%, 之后缓慢下降趋于0。在国际金融危机后, 贷款的增加对于物价水平的上升作用比较明显。
(2) LNLOAN、LNRINV、LNRSC、LNCPI构成的VAR脉冲响应分析。
采用AIC和SC标准, 确定滞后长度为2, 冲击响应期为12个月。
在实际社会消费品零售额 (LNRSC) 对贷款 (LNLOAN) 的脉冲响应函数中 (见图4) , 在金融危机下, LNRSC表现出持续的正响应, 并且从长期看趋于稳定。具体的, 在第四个月达到最大, 为0.5109%, 此后缓慢下降, 前四个月的累积响应值1.2307%, 从五月开始该响应值一直在0.32%处徘徊。和别的响应值趋于0不同, 消费对贷款的响应值趋于0.32%。这说明, 贷款对于消费的效应明显且持久。
在图5中, 金融危机下, LNRINV对LNRSC的响应全部为正效应, 且长期趋于0, 在第二个月至第五个月效果明显, 累计达到1.899%, 以后各月相应值都在0以上, 十二个月累计效应为2.3798%。可见在金融危机下, 投资对消费有很大的促进作用, 且效果持久。
在图6中, 可以看出, 在该模型中与在LNLOAN、LNRI、LNRINV、LNCPI构成的VAR模型中, LNCPI对LNLOAN冲击的响应比较类似。LNCPI对LNLOAN的脉冲响应函数呈现先负响应后正响应的形式, 第二个月为-0.0696%, 从四月份以后都是正效应。十二个月的累积效应达到0.6569%, 因此, 在金融危机下, 贷款对于物价的拉动起一定作用, 作用力也比较持久。
5 结论与建议
综上所述, 在国际金融危机下, 虽然企业和居民对未来经济发展前景的预期存在不确定性, 我国货币政策信贷渠道传导机制仍是有效的。
(1) 贷款、投资、工业增加值、物价以及贷款、消费、工业增加值、物价两组变量都存在长期稳定的关系。根据格兰杰因果检验, 货币政策通过信贷渠道对实际工业增加值和物价水平产生影响。
(2) 从脉冲响应函数来看, 国际金融危机背景下, 贷款的增加极大地促进了投资与消费, 投资和消费的增加均可促进实际工业增加值, 因而可以通过扩大贷款来带动投资和消费的增长, 再促进实际工业增加值的增加, 实现经济发展。
(3) 从实际居民物价指数对贷款的脉冲响应来看, 金融危机下基本表现为持续的正效应, 表明贷款的增加会促进物价上涨。2010年全年我国新增人民币贷款达7.95万亿元, 超出年初制定的7.5万亿元信贷规模4500亿元, 宽松的货币政策引起了我国通胀问题, 2010年12月我国CPI达到4.6%, 2011年1月和2月我国CPI均高达4.9%。
因此, 为使货币政策信贷渠道健康高效的运行, 提出以下建议:实行适度紧缩的货币政策, 抑制金融机构的贷款冲动。继续深化金融机构改革, 构建竞争性银行体系, 形成符合市场经济规律的灵活经营机制。加强信贷资金的结构性调控, 加快对中小企业贷款的创新, 为中小企业发展提供资金来源;优化消费信贷环境, 促进消费信贷的良性发展, 以此拉动国内消费需求。加强信贷监管力度, 最大限度避免道德风险, 加强银行的审慎监管。
摘要：采用单位根检验、协整检验以及基于VAR模型的格兰杰因果关系检验和脉冲响应, 实证分析了国际金融危机下中国货币政策信贷渠道传导效应, 发现国际金融危机下, 投资和消费对贷款冲击的响应时滞较短, 且带动作用明显, 贷款增加也会促使物价轻微上扬。最后, 提出疏通信贷渠道的对策。
关键词：国际金融危机,货币政策,信贷渠道,传导效应
参考文献
[1]蒋瑛琨, 刘艳武, 赵振全.货币渠道与信贷渠道传导机制有效性的实证分析——兼论货币政策中介目标的选择[J].金融研究, 2005, (5) .
[2]冀爱华.商业银行行为对我国货币政策传导作用的实证分析[J].金融经济, 2007, (8) .