導(dǎo)語：我國貨幣政策研究論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、相關(guān)理論和研究的綜述中央銀行確定了貨幣政策目標(biāo)之后,操作適當(dāng)?shù)恼吖ぞ哒{(diào)控貨幣供給,通過經(jīng)濟(jì)體制內(nèi)的各種經(jīng)濟(jì)變量,影響整個(gè)社會(huì)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng),進(jìn)而實(shí)現(xiàn)既定的貨幣政策目標(biāo)。這個(gè)由貨幣政策工具啟動(dòng)到貨幣政策目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的傳導(dǎo)運(yùn)行過程,就是貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制。貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制及其效應(yīng)問題是貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)中最復(fù)雜的問題之一,各經(jīng)濟(jì)學(xué)流派從不同的經(jīng)濟(jì)條件出發(fā),分別形成了各自的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論。

但從金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)負(fù)債的角度來看,西方貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的理論大致可分為兩種:一是貨幣傳導(dǎo)途徑理論;另一是信用傳導(dǎo)途徑理論。

貨幣傳導(dǎo)途徑早期由凱恩斯(J.M.Keynes)提出,后經(jīng)?？怂?J.R.Hicks)等人的發(fā)展,形成了完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)條件下的貨幣政策傳導(dǎo)途徑理論,該理論認(rèn)為貨幣供給的變動(dòng)通過影響資本成本(利率)從而達(dá)到影響實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量。由于貨幣傳導(dǎo)途徑忽視了信息的不完全和金融市場(chǎng)的自身結(jié)構(gòu)問題,從而受到了20世紀(jì)80年代出現(xiàn)的信貸傳導(dǎo)途徑理論的挑戰(zhàn)。伯南克、布林德等運(yùn)用信息經(jīng)濟(jì)學(xué)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(chǎn)物,在基礎(chǔ)理論上說明了信用傳導(dǎo)機(jī)制,即信息不對(duì)稱性催生了金融中介機(jī)構(gòu),中介機(jī)構(gòu)可以提高儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率,因而對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生重大影響。為了驗(yàn)證貨幣政策有效性理論,一大批經(jīng)濟(jì)學(xué)家就傳導(dǎo)機(jī)制問題進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析,從分析方法的角度看,其實(shí)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(fù)雜的結(jié)構(gòu)模型方法,這種方法在50～60年代在學(xué)術(shù)界曾經(jīng)很盛行,這些模型很復(fù)雜,方程個(gè)數(shù)多達(dá)幾百甚至上千個(gè),但20世紀(jì)70年代以后,此方法受理性預(yù)期理論和“盧卡斯批評(píng)”的抨擊;三是西蒙斯(Sims,1972)等人從統(tǒng)計(jì)學(xué)角度分析貨幣供應(yīng)量與國民收入及價(jià)格的相關(guān)性和時(shí)間序列關(guān)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(yàn)分析,20世紀(jì)80年代至今,VAR模型在分析貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制方面應(yīng)用極廣。

近年來,我國學(xué)者也使用協(xié)整及VAR模型技術(shù)對(duì)我國貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證研究。王振山、王志強(qiáng)(2000)運(yùn)用協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?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(jìn)行實(shí)證分析,分析結(jié)果表明,信用渠道是我國貨幣政策的主要傳導(dǎo)途徑,而貨幣渠道的傳導(dǎo)作用則不明顯;李斌(2001)運(yùn)用交互影響的多元反饋時(shí)間序列模型,利用1991～2000年間的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果證實(shí)信貸總量和貨幣供應(yīng)量與貨幣政策最終目標(biāo)變量都有很高的相關(guān)系數(shù),但信貸總量的相關(guān)性更大一些;周英章、蔣振聲(2002)運(yùn)用協(xié)整和VAR模型的Granger因果檢驗(yàn)等方法,利用1993～2001年間的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析也得出類似結(jié)論。

本文試圖以貨幣政策調(diào)控手段變化為現(xiàn)象背景,分兩階段對(duì)我國貨幣政策傳導(dǎo)的有效性進(jìn)行實(shí)證分析。

二、計(jì)量模型的建立與實(shí)證分析(一)變量及樣本數(shù)據(jù)的選擇本文以貨幣供應(yīng)量M2和M1作為貨幣政策傳導(dǎo)中的貨幣渠道的代表變量,以金融機(jī)構(gòu)的各項(xiàng)貸款余額CR作為貨幣政策傳導(dǎo)中的信用渠道的代表變量,以國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為檢驗(yàn)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(duì)名義季度值M1、M2、CR和GDP,利用居民消費(fèi)價(jià)格的季度指數(shù)PI調(diào)整后作對(duì)數(shù)處理。結(jié)合1993年中央銀行對(duì)貨幣供應(yīng)量的調(diào)控由直接調(diào)控向間接調(diào)控轉(zhuǎn)變,并致力于1993～1994年以來嚴(yán)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(fù)、擴(kuò)大公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)的現(xiàn)實(shí),我們將選取的樣本分割為兩個(gè)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(guān)各期的《中國統(tǒng)計(jì)》和《中國金融》。

(二)穩(wěn)定性檢驗(yàn)為防止偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生,在做協(xié)整檢驗(yàn)前,首先應(yīng)對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。常用的增廣迪基-富勒(Augm

entedDicky-Fuller,ADF)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑?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(nóng)(Mackinnon)臨界值,Δyt-i的最優(yōu)滯后期m由赤池信息準(zhǔn)則(AIC)確定。利用Eviews軟件計(jì)算,得M1、M2、CR和GDP的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1:表1對(duì)變量單位根的ADF檢驗(yàn)

注:3表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),即在5%的顯著性水平下認(rèn)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(shè),即在1%的顯著性水平下認(rèn)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(jì)的增長是平穩(wěn)的;貨幣供應(yīng)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(gè)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(yàn)下面用Johansen極大似然估計(jì)法檢驗(yàn)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(guān)系,檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2中變量協(xié)整的結(jié)果表明,兩個(gè)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(gè)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(guān)系,相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)含義就是貨幣政策在這兩個(gè)階段都能夠通過貨幣渠道和信用渠道的共同傳導(dǎo)影響經(jīng)濟(jì)增長。從表2還可以看出,兩個(gè)階段的GDP與CR在5%的顯著性水平下存在協(xié)整關(guān)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(gè)協(xié)整方程而在第二階段1%的顯著性水平下存在1個(gè)協(xié)整方程。這就是說,貨幣政策在這兩個(gè)階段都能夠通過貨幣渠道影響經(jīng)濟(jì)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(yàn)為進(jìn)一步分析貨幣渠道、信用渠道在我國貨幣政策傳導(dǎo)中的相對(duì)重要性,下面采用基于VAR模型的Granger檢驗(yàn)法和方差分解技術(shù)對(duì)各變量之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。Granger檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3中P概率值的統(tǒng)計(jì)意義是,若拒絕原假設(shè)則犯第一類錯(cuò)誤(即“去真”錯(cuò)誤)的概率,P概率值越小,表明拒絕原假設(shè)而犯的第一類錯(cuò)誤越小,因此拒絕原假設(shè)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(guān)系,這說明這一時(shí)期貨幣渠道與信用渠道之間的相關(guān)性很小。

即是說,在這一時(shí)期,貨幣的擴(kuò)張并不必然引起信用的相應(yīng)擴(kuò)大,信用水平是由其它因素決定的。這種狀況充分刻劃了當(dāng)時(shí)我國金融系統(tǒng)的非市場(chǎng)化特征以及金融機(jī)構(gòu)之間并不存在內(nèi)在經(jīng)濟(jì)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(shí)GDP也是CR變動(dòng)的Granger原因。這就是說信用渠道是這一時(shí)期貨幣傳導(dǎo)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(guān)系。檢驗(yàn)還表明,在5%的顯著性水平上,M1、M2可以被認(rèn)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(duì)M1、M2有較大的影響,而貨幣渠道在這一時(shí)期的作用并不象信用渠道那么明顯。

第二階段的Granger檢驗(yàn)表明:CR與M1不存在Granger因果關(guān)系,說明這一時(shí)期貨幣渠道與信用渠道之間的相關(guān)性很小。事實(shí)上,CR與M1不相關(guān)是金融體系不健全的必然結(jié)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(quán)利,隨著商業(yè)銀行信貸風(fēng)險(xiǎn)約束觀念的逐步建立,加之社會(huì)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(yàn)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(shí)期仍是貨幣傳導(dǎo)的重要渠道,并且信用渠道的作用在這一時(shí)期較之上一時(shí)期有所加強(qiáng);M1與GDP之間不存在明顯的Granger因果關(guān)系,M1的變動(dòng)對(duì)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(shí)期貨幣傳導(dǎo)的重要渠道,并且,貨幣渠道的作用在這一時(shí)期較之上一時(shí)期亦有所加強(qiáng),并且其作用比信用渠道顯著。這一檢驗(yàn)結(jié)論說明,我國貨幣政策的間接調(diào)控正在發(fā)揮效應(yīng),政府的政策調(diào)節(jié)是有效的。(五)預(yù)測(cè)方差分解由上述Granger檢驗(yàn)知,M1并不是GDP的Granger原因,故下面進(jìn)行預(yù)測(cè)方差分解時(shí)僅考慮變量GDP、CR、M2沖擊對(duì)系統(tǒng)的預(yù)測(cè)均方誤差的貢獻(xiàn),兩階段的計(jì)算結(jié)果分別如表4和表5所示。從表4可以看出,第一時(shí)期從1到10的預(yù)測(cè)期內(nèi),國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的波動(dòng)大部分可由它自身的波動(dòng)解釋,其比例從100%到59181%,大約有0%至27163%的波動(dòng)由信貸CR的波動(dòng)解釋,大約有0%至12156%的波動(dòng)由M2的波動(dòng)解釋。

表5的數(shù)據(jù)則表明,在第二時(shí)期從1到10的預(yù)測(cè)期內(nèi),國內(nèi)生產(chǎn)總值的波動(dòng)大部分也可由它自身的波動(dòng)解釋,其比例從100%到55178%,大約有0%至10186%的波動(dòng)由信貸CR的波動(dòng)解釋,大約有0%至33136%的波動(dòng)由M2的波動(dòng)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(shí)施貨幣總量調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的政策手段,對(duì)于穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長已變得愈來愈重要。

三、結(jié)論和政策建議從上述的實(shí)證分析結(jié)果,我們可以得出以下結(jié)論:111994至1997年通貨膨脹時(shí)期,我國貨幣政策主要是通過信用渠道影響實(shí)際經(jīng)濟(jì)總量的,貨幣途徑的作用不顯著,這一結(jié)論與當(dāng)時(shí)實(shí)施的信貸緊縮政策是完全一致的。協(xié)整檢驗(yàn)表明,信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量共同或單獨(dú)均與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,具有共同的趨勢(shì)。Granger因果檢驗(yàn)表明,信貸規(guī)模對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值具有較強(qiáng)的解釋力,而貨幣供應(yīng)量對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的解釋力較弱,這一結(jié)論與當(dāng)時(shí)我國金融體系單一,銀行在國民經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中扮演著絕對(duì)重要地位的現(xiàn)實(shí)是一致的。這一時(shí)期,由于資本市場(chǎng)、貨幣市場(chǎng)才剛剛起步,發(fā)展極不成熟,限制了企業(yè)的直接融資,導(dǎo)致作為借款者的企業(yè)對(duì)銀行的信貸依賴很大,同時(shí),貨幣市場(chǎng)、資本市場(chǎng)發(fā)展滯后,也造成央行的貨幣政策在貨幣市場(chǎng)、資本市場(chǎng)上的傳導(dǎo)受到限制,所以信用渠道在這一時(shí)期貨幣政策傳導(dǎo)中發(fā)揮主導(dǎo)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(shí)際經(jīng)濟(jì)總量,但貨幣傳導(dǎo)途徑已從信用途徑占主導(dǎo)地位向貨幣途徑占主導(dǎo)地位的轉(zhuǎn)變。

31隨著我國金融體系的進(jìn)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(huì)加強(qiáng),因此,今后在完善信用渠道的同時(shí),更應(yīng)重視貨幣渠道的影響。在增強(qiáng)信貸的有效供給、疏通信用渠道的同時(shí),培育貨幣市場(chǎng)和資本市場(chǎng),進(jìn)一步發(fā)揮金融市場(chǎng)在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用,疏通貨幣政策信號(hào)傳導(dǎo)到資本市場(chǎng)的途徑,推進(jìn)利率市場(chǎng)化,進(jìn)一步發(fā)揮利率在貨幣政策信號(hào)間接傳導(dǎo)中的作用,實(shí)現(xiàn)利率的市場(chǎng)化機(jī)制,逐步實(shí)現(xiàn)貨幣政策從以貨幣供應(yīng)量為中間目標(biāo)的供給型貨幣調(diào)控模式向以利率為中間目標(biāo)的需求型調(diào)控模式的轉(zhuǎn)變。

[內(nèi)容摘要]本文運(yùn)用協(xié)整、向量自回歸的Granger因果檢驗(yàn)以及預(yù)測(cè)方差分解等方法,對(duì)我國1994～1997年以及1998～2003年第一季度這兩個(gè)時(shí)期貨幣政策的傳導(dǎo)效果進(jìn)行了實(shí)證分析,結(jié)果顯示貨幣渠道、信用渠道都對(duì)我國的貨幣政策傳導(dǎo)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。