我國貨幣政策研究論文

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一、相關理論和研究的綜述中央銀行確定了貨幣政策目標之后,操作適當?shù)恼吖ぞ哒{控貨幣供給,通過經(jīng)濟體制內的各種經(jīng)濟變量,影響整個社會的經(jīng)濟活動,進而實現(xiàn)既定的貨幣政策目標。這個由貨幣政策工具啟動到貨幣政策目標實現(xiàn)的傳導運行過程,就是貨幣政策傳導機制。貨幣政策的傳導機制及其效應問題是貨幣經(jīng)濟學中最復雜的問題之一,各經(jīng)濟學流派從不同的經(jīng)濟條件出發(fā),分別形成了各自的貨幣政策傳導機制理論。

但從金融機構的資產負債的角度來看,西方貨幣政策傳導機制的理論大致可分為兩種:一是貨幣傳導途徑理論;另一是信用傳導途徑理論。

貨幣傳導途徑早期由凱恩斯(J.M.Keynes)提出,后經(jīng)希克斯(J.R.Hicks)等人的發(fā)展,形成了完全競爭市場條件下的貨幣政策傳導途徑理論,該理論認為貨幣供給的變動通過影響資本成本(利率)從而達到影響實際經(jīng)濟變量。由于貨幣傳導途徑忽視了信息的不完全和金融市場的自身結構問題,從而受到了20世紀80年代出現(xiàn)的信貸傳導途徑理論的挑戰(zhàn)。伯南克、布林德等運用信息經(jīng)濟學的理論,證明了信貸配給行為是銀行追求利潤最大化的自發(fā)產物,在基礎理論上說明了信用傳導機制,即信息不對稱性催生了金融中介機構,中介機構可以提高儲蓄轉化為投資的效率,因而對整個經(jīng)濟活動產生重大影響。為了驗證貨幣政策有效性理論,一大批經(jīng)濟學家就傳導機制問題進行了經(jīng)驗分析,從分析方法的角度看,其實證分析方法主要有三種:一是弗里得曼(M.Friedman)和舒瓦茨(A.J.Schwartz)在《1867—1960年美國貨幣史研究》一書中采用的具體歷史事件敘述分析法;二是復雜的結構模型方法,這種方法在50～60年代在學術界曾經(jīng)很盛行,這些模型很復雜,方程個數(shù)多達幾百甚至上千個,但20世紀70年代以后,此方法受理性預期理論和“盧卡斯批評”的抨擊;三是西蒙斯(Sims,1972)等人從統(tǒng)計學角度分析貨幣供應量與國民收入及價格的相關性和時間序列關系,并將格蘭杰因果性概念用于這方面的分析。這種思想后來發(fā)展成VAR模型(向量自回歸模型)及弱外生性檢驗分析,20世紀80年代至今,VAR模型在分析貨幣政策的傳導機制方面應用極廣。

近年來,我國學者也使用協(xié)整及VAR模型技術對我國貨幣政策的傳導機制進行了實證研究。王振山、王志強(2000)運用協(xié)整和Granger因果檢驗模型,分別利用1981～1998年間的年度數(shù)據(jù)和1993～2000年間的季度數(shù)據(jù)進行實證分析,分析結果表明,信用渠道是我國貨幣政策的主要傳導途徑,而貨幣渠道的傳導作用則不明顯;李斌(2001)運用交互影響的多元反饋時間序列模型,利用1991～2000年間的季度數(shù)據(jù)進行實證檢驗,結果證實信貸總量和貨幣供應量與貨幣政策最終目標變量都有很高的相關系數(shù),但信貸總量的相關性更大一些;周英章、蔣振聲(2002)運用協(xié)整和VAR模型的Granger因果檢驗等方法,利用1993～2001年間的季度數(shù)據(jù)進行實證分析也得出類似結論。

本文試圖以貨幣政策調控手段變化為現(xiàn)象背景,分兩階段對我國貨幣政策傳導的有效性進行實證分析。

二、計量模型的建立與實證分析(一)變量及樣本數(shù)據(jù)的選擇本文以貨幣供應量M2和M1作為貨幣政策傳導中的貨幣渠道的代表變量,以金融機構的各項貸款余額CR作為貨幣政策傳導中的信用渠道的代表變量,以國內生產總值(GDP)作為檢驗貨幣政策有效性的代表變量。文中選取季度值為樣本數(shù)據(jù)。為克服樣本序列的異方差性,對名義季度值M1、M2、CR和GDP,利用居民消費價格的季度指數(shù)PI調整后作對數(shù)處理。結合1993年中央銀行對貨幣供應量的調控由直接調控向間接調控轉變,并致力于1993～1994年以來嚴重通貨膨脹的治理;1997年底出現(xiàn)通貨緊縮現(xiàn)象,1998年中國人民銀行取消了國有商業(yè)銀行貸款規(guī)模的控制,以后又恢復、擴大公開市場業(yè)務的現(xiàn)實,我們將選取的樣本分割為兩個區(qū)間段,即1994年第一季度～1997年第四季度以及1998年第一季度～2003年第一季度。全部數(shù)據(jù)來源于相關各期的《中國統(tǒng)計》和《中國金融》。

(二)穩(wěn)定性檢驗為防止偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生,在做協(xié)整檢驗前,首先應對時間序列進行單位根的穩(wěn)定性檢驗。常用的增廣迪基-富勒(Augm

entedDicky-Fuller,ADF)檢驗模型為:Δyt=β1+β2t+(ρ-1)yt-1+∑mi=1γiΔyt-i+εt(1)式(1)中εt為白噪聲,Δ為差分算子,β1、β2、ρ、γi為待估參數(shù),y為所考察穩(wěn)定性的變量。采用麥金農(Mackinnon)臨界值,Δyt-i的最優(yōu)滯后期m由赤池信息準則(AIC)確定。利用Eviews軟件計算,得M1、M2、CR和GDP的單位根檢驗結果如表1:表1對變量單位根的ADF檢驗

注:3表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設,即在5%的顯著性水平下認為變量是平穩(wěn)的;33表示在1%的顯著性水平下拒絕原假設,即在1%的顯著性水平下認為變量是平穩(wěn)的。由表1可知,變量M1和CR在兩階段中均在1%的顯著性水平下是非平穩(wěn)的,而其一階差分則是平穩(wěn)的,因此它們都是I(1)的單位根過程;而M2在第一階段(通貨膨脹階段)5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的、1%的顯著性水平下是非平穩(wěn)的,在第二階段(通貨緊縮階段)5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的;GDP在兩階段中均為平穩(wěn)的。這就是說,每季度增量的GDP值序列是平穩(wěn)的,即總體經(jīng)濟的增長是平穩(wěn)的;貨幣供應量M1和貸款CR是不平穩(wěn)的,但其差分后得到的增量,即每個季度M1和CR的增加量是平穩(wěn)的;M2具有一定的穩(wěn)定性,且第二階段比第一階段更為明顯。

(三)協(xié)整檢驗下面用Johansen極大似然估計法檢驗經(jīng)差分修正后的平穩(wěn)序列M1、M2、CR和GDP之間是否存在協(xié)整關系,檢驗結果如表2。

表2中變量協(xié)整的結果表明,兩個階段的GDP、CR、M1以及GDP、CR、M2之間在1%的顯著性水平下都存在1個協(xié)整方程。也就是說,GDP、CR、M1以及GDP、CR、M2之間存在長期穩(wěn)定的關系,相應的經(jīng)濟含義就是貨幣政策在這兩個階段都能夠通過貨幣渠道和信用渠道的共同傳導影響經(jīng)濟增長。從表2還可以看出,兩個階段的GDP與CR在5%的顯著性水平下存在協(xié)整關系,GDP與M1以及GDP與M2在第一階段5%的顯著性水平下存在1個協(xié)整方程而在第二階段1%的顯著性水平下存在1個協(xié)整方程。這就是說,貨幣政策在這兩個階段都能夠通過貨幣渠道影響經(jīng)濟增長,且貨幣渠道在第二階段的作用更顯著。

(四)VAR模型的Granger檢驗為進一步分析貨幣渠道、信用渠道在我國貨幣政策傳導中的相對重要性,下面采用基于VAR模型的Granger檢驗法和方差分解技術對各變量之間是否存在因果關系進行檢驗。Granger檢驗的檢驗結果如表3。

表3中P概率值的統(tǒng)計意義是,若拒絕原假設則犯第一類錯誤(即“去真”錯誤)的概率,P概率值越小,表明拒絕原假設而犯的第一類錯誤越小,因此拒絕原假設的概率越大。

從表3中可以看出,第一階段的CR與M1以及CR與M2不存在Granger因果關系,這說明這一時期貨幣渠道與信用渠道之間的相關性很小。

即是說,在這一時期,貨幣的擴張并不必然引起信用的相應擴大,信用水平是由其它因素決定的。這種狀況充分刻劃了當時我國金融系統(tǒng)的非市場化特征以及金融機構之間并不存在內在經(jīng)濟聯(lián)系,自然也就談不上利用貨幣乘數(shù)分析貨幣政策的效果。CR在很大程度上是GDP增長的Granger原因,同時GDP也是CR變動的Granger原因。這就是說信用渠道是這一時期貨幣傳導的重要渠道,并且GDP也影響CR的增量,即GDP與CR之間是一種互為因果關系。檢驗還表明,在5%的顯著性水平上,M1、M2可以被認為是GDP的Granger原因,而GDP又在很大程度上是M1、M2的Granger原因,這也說明GDP對M1、M2有較大的影響,而貨幣渠道在這一時期的作用并不象信用渠道那么明顯。

第二階段的Granger檢驗表明:CR與M1不存在Granger因果關系,說明這一時期貨幣渠道與信用渠道之間的相關性很小。事實上,CR與M1不相關是金融體系不健全的必然結果。M2不是CR的Granger原因,而CR是M2的Granger原因。也就是說,放開銀行信貸后,銀行有自主貸款的權利,隨著商業(yè)銀行信貸風險約束觀念的逐步建立,加之社會信用薄弱、投資環(huán)境不理想,造成一定程度的信貸萎縮,信貸萎縮又削弱了存款的增加,從而使M2的存量受到影響;檢驗還表明,CR在很大程度上是GDP的Granger原因,而GDP不是CR的Granger原因,這就說明信用渠道在這一時期仍是貨幣傳導的重要渠道,并且信用渠道的作用在這一時期較之上一時期有所加強;M1與GDP之間不存在明顯的Granger因果關系,M1的變動對GDP的影

響不大;M2是GDP的Granger原因,而GDP不是M2的Granger原因,這表明貨幣渠道亦是這一時期貨幣傳導的重要渠道,并且,貨幣渠道的作用在這一時期較之上一時期亦有所加強,并且其作用比信用渠道顯著。這一檢驗結論說明,我國貨幣政策的間接調控正在發(fā)揮效應,政府的政策調節(jié)是有效的。(五)預測方差分解由上述Granger檢驗知,M1并不是GDP的Granger原因,故下面進行預測方差分解時僅考慮變量GDP、CR、M2沖擊對系統(tǒng)的預測均方誤差的貢獻,兩階段的計算結果分別如表4和表5所示。從表4可以看出,第一時期從1到10的預測期內,國內生產總值(GDP)的波動大部分可由它自身的波動解釋,其比例從100%到59181%,大約有0%至27163%的波動由信貸CR的波動解釋,大約有0%至12156%的波動由M2的波動解釋。

表5的數(shù)據(jù)則表明,在第二時期從1到10的預測期內,國內生產總值的波動大部分也可由它自身的波動解釋,其比例從100%到55178%,大約有0%至10186%的波動由信貸CR的波動解釋,大約有0%至33136%的波動由M2的波動解釋。但是,值得注意的是,第二階段與第一階段相比,M2的作用明顯增大,說明實施貨幣總量調節(jié)經(jīng)濟運行的政策手段,對于穩(wěn)定經(jīng)濟增長已變得愈來愈重要。

三、結論和政策建議從上述的實證分析結果,我們可以得出以下結論:111994至1997年通貨膨脹時期,我國貨幣政策主要是通過信用渠道影響實際經(jīng)濟總量的,貨幣途徑的作用不顯著,這一結論與當時實施的信貸緊縮政策是完全一致的。協(xié)整檢驗表明,信貸規(guī)模和貨幣供應量共同或單獨均與國內生產總值之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系,具有共同的趨勢。Granger因果檢驗表明,信貸規(guī)模對國內生產總值具有較強的解釋力,而貨幣供應量對國內生產總值的解釋力較弱,這一結論與當時我國金融體系單一,銀行在國民經(jīng)濟活動中扮演著絕對重要地位的現(xiàn)實是一致的。這一時期,由于資本市場、貨幣市場才剛剛起步,發(fā)展極不成熟,限制了企業(yè)的直接融資,導致作為借款者的企業(yè)對銀行的信貸依賴很大,同時,貨幣市場、資本市場發(fā)展滯后,也造成央行的貨幣政策在貨幣市場、資本市場上的傳導受到限制,所以信用渠道在這一時期貨幣政策傳導中發(fā)揮主導作用。

211998至2003年第一季度,我國貨幣政策雖然通過貨幣渠道和信用渠道共同影響實際經(jīng)濟總量,但貨幣傳導途徑已從信用途徑占主導地位向貨幣途徑占主導地位的轉變。

31隨著我國金融體系的進一步完善和金融創(chuàng)新的發(fā)展,銀行信用渠道的作用將逐漸被減弱,而貨幣渠道的作用則會加強,因此,今后在完善信用渠道的同時,更應重視貨幣渠道的影響。在增強信貸的有效供給、疏通信用渠道的同時,培育貨幣市場和資本市場,進一步發(fā)揮金融市場在貨幣政策傳導中的作用,疏通貨幣政策信號傳導到資本市場的途徑,推進利率市場化,進一步發(fā)揮利率在貨幣政策信號間接傳導中的作用,實現(xiàn)利率的市場化機制,逐步實現(xiàn)貨幣政策從以貨幣供應量為中間目標的供給型貨幣調控模式向以利率為中間目標的需求型調控模式的轉變。

[內容摘要]本文運用協(xié)整、向量自回歸的Granger因果檢驗以及預測方差分解等方法,對我國1994～1997年以及1998～2003年第一季度這兩個時期貨幣政策的傳導效果進行了實證分析,結果顯示貨幣渠道、信用渠道都對我國的貨幣政策傳導發(fā)揮一定的作用,但在第一階段起主要作用的是信用渠道,而第二階段起主要作用的則是貨幣渠道。