市场经济体制下我国货币政策传导的数量研究.doc

1、市场经济体制下我国货币政策传导的数量研究摘要:货币政策传导问题是货币理论的一个重要问题。研究货币政策传导的目的,在于揭示货币政策从开始实施到影响宏观经济传导过程的规律性,分析货币政策传导过程的效果,寻求完善货币政策传导机制的措施,更好地发挥货币政策在调节宏观经济中的作用。货币政策传导机制是运用货币政策工具或手段影响中介指标进而对总体经济活动发挥作用的途径和过程的机能;是货币政策启动、操作和对实际经济活动发挥作用或影响力的过程。货币政策的传导直接关系到货币政策目标能否实现即有效性问题。因此,对于货币政策传导机制的研究自然成为研究货币政策特别是货币政策效力的关键。 关键词:内部传导;外部传导;计量

2、模型;数量研究一、问题的提出1992 年党的十四大确立市场经济体制以来,我国的宏观经济形势发生了巨大的变化,货币政策调控也随之发生了巨大的变化,表现在:第一,改变了调控方式。1998 年我国取消了信贷规模的限制,标志着我国货币政策的宏观调控进入了间接调控时代。第二,央行实施货币政策的工具发生了巨大的变化。由此可见,近几年随着我国金融体制改革的逐步深化,它不仅与中央银行、金融机构、金融市场和各种货币政策变量相关,而且也联系着企业、社会公众。所以,货币政策传导机制的研究自然成为当前需要关注的重大课题。货币政策传导机制是货币政策启动、操作和对实际经济活动发挥作用或影响力的过程,是保证货币政策实施有效

3、性的关键。市场经济体制下我国货币政策传导的数量研究,在于定量分析我国货币政策传导机制问题,客观评价市场机制体制下我国货币政策传导的数量效果,这将有利于进一步完善我国货币政策传导机制,更好地发挥我国货币政策在宏观调控中的作用。二、市场经济体制下我国货币政策传导的计量模型(一)市场经济体制下我国货币政策传导的理论模型Granger 的因果关系检验表明:市场经济体制下我国货币政策传导中变量的关系是互为因果且存在滞后问题,在这里,我们主要讨论货币政策对经济变量的影响,关于互动问题我们作为后续问题处理,因此,我们仅建立以中介目标为因变量、货币政策工具为自变量的内部传导模型和以最终目标为因变量、以中介目标

4、为自变量的外部传导模型。我们构建的理论模型为结构非经典的多项式分布滞后模型,模型的一般形式为:yt=+ pi=oixt-i+t 由 Granger 因果检验我们知道,在内、外部传导中因变量是多个自变量共同作用的结果,为此,我们在多项式分布滞后模型一般形式的基础上进行了必要的修正,构建的理论模型为多元分布滞后模型:yt=+ ki=1 pj=oit-jxit-j+t 其中:常数项, it-j 滞后 j 期第 i 个自变量的回归系数, xit-j 滞后 j 期的第 i 个自变量(i=1, 2k, j=0, 1,p)。(二)市场经济体制下我国货币政策传导模型的参数估计及检验对分布滞后模型进行参数估计和

5、检验时,有三个问题需要说明:滞后期的确定方法。参数估计的方法。共线性问题的处理方法。1滞后期的确定方法。滞后期的确定问题是分布滞后模型确定的关键,我们已经对所选取的变量进行了 Granger 检验,已经明确了自变量与因变量之间的滞后期。所以,我们以 Granger 因果检验结果来确定模型中各自变量的滞后期。2参数估计方法。我们的模型是建立在对变量进行了 ADF 的平稳性检验基础上,解释变量与随机误差项不相关。因此,我们采用普通最小二乘法 OLS 来估计模型中各参数。3共线性问题的处理。从我们构建的理论模型来看,解释变量之间显然存在着共线性,模型自变量中存在共线性的直接后果就是参数估计量失去意义

6、。我们采用向后剔除逐步回归方法保留对因变量有显著影响、贡献率大的重要自变量,而剔除那些对因变量贡献率小、没有显著影响、与重要自变量存在共线性的自变量。即:从包含全部变量的回归方程中,根据检验的结果,每次剔除一个对 y 影响不显著的变量,直到无法剔除为止。本文利用 Eviews50 软件,以 OLS 方法估计参数,采用向后剔除逐步回归法,分别构建我国货币政策的内部和外部传导的模型,并对模型和回归系数进行统计检验。下边主要介绍市场经济体制下我国货币政策内部传导模型的参数估计及检验。根据 Granger 因果检验的结果,我们构建内部传导模型时因变量为 M2增长率,自变量包括 10 个变量,即:当期及

7、滞后 1、2 期的外汇占款的增长率,当期及滞后 3 期的存款准备金率的增量,当期及滞后 1 期的再贴现率增量,当期及滞后 1 期的 1 年期定期居民存款利率的增量,当期再贷款利率增长量(没有考虑滞后 9 期的再贷款指标是因为:观测值少,样本缺乏代表性;即使考虑其显著性很低)。以 1996 年第 1 季度2005 年第 4 季度为样本。利用 Eviews50 软件构建的内部传导模型是: M2 当期外汇 滞后 1 期 滞后 3 期增长=05217 占款+0075 外汇占款-01356 存款准备金率(R2=08165)模型 4-1 率 增长率 增长率 增长量 (00000) (0100) (0099

8、)模型 4-1 告诉我们:判定系数 R2=08165,说明该模型揭示了 M2 增长率变动的 8165%的原因。当期和滞后 1 期的外汇占款的增长率和滞后 3 期的存款准备金率的增长量是 M2 增长率的主要解释变量,其他自变量对 M2增长率的影响不显著。外汇占款对 M2 增长率的影响最大,表现在:第一,在只涉及 3 个变量的模型中就有 2 个是外汇占款;第二,从回归系数的绝对值(均为率的增减,可以直接比较)来看,当期外汇占款增长率的回归系数最大;第三,在不考虑其他因素时,当期外汇占款的判定系数最大。存款准备金率作为“最猛烈的货币政策传导的工具”的效应较低,表现在:存款准备金率对 M2 增长率的弹

9、性仅为-01536,明显低于当期外汇占款的 05217。再贴现工具利用的不足。表现在:其一,在模型中被剔除(与存款准备金率之间存在共线性);其二,在其他条件不变时,在显著性水平为 173%时,滞后 1 期再贴现增量对 M2 增长率的拟合优度仅为 444%。三、市场经济体制下我国货币政策内部传导的数量效果及评价经过了变量的选取、因果关系的统计检验和模型的建立三个环节,我们已经分别建立了市场经济体制下,我国货币政策内部和外部传导数量关系的多元滞后分布模型。本章的目的在于,根据实证分析结果分析我国货币政策传导的数量关系,并对其进行评价。货币政策传导的数量关系需要从两个方面考察,一是传导的效应本身,二

10、是传导效应发生所需要的时间时滞的长短。货币政策传导存在时滞的原因,是由于从中央银行需要采取一定的货币政策行动到该政策行动最终发挥作用需要一定的时间。下面,我们就结合发生效应的大小和效应发生所需时间来评价我国货币政策传导的数量关系。多元滞后分布模型包含了外生变量及其滞后量对内生变量的数量关系、Granger 检验反映的是双变量之间一个变量滞后期与另一个变量当期之间的因果关系。因此,我们就结合 Granger 检验结果和多元分布滞后模型参数来分析我国货币政策传导的数量关系。我们主要从内部传导的数量效果进行分析和评价。(一)市场经济体制下我国货币政策内部传导的数量效果中央银行设置中介目标的意义在于,

11、通过监测中介目标相机调整货币政策工具以实现预期的宏观经济目标。因此,在内部传导阶段,货币政策内部传导的数量关系就体现在:监测中介指标以判断货币政策工具的传导效应；根据中介指标的变化相机调整货币政策工具。1货币政策工具的传导效应。在这个环节的时滞是由货币政策工具的调整后,金融机构对货币政策工具的变化反应到行动的变化结果的时间差。通过 Granger 检验和传导模型的构建过程,我们发现:(1)外汇占款对M2 的影响最大。理由:外汇占款对 M2 的时滞最短。当期的外汇占款就对 M2 就有显著的影响。滞后 1 期外汇占款的增长率是 M2 增长率的显著原因,在内部传导模型中,系数最大的是当期的外汇占款的

12、增长率(05217),说明滞后 4 期外汇占款每增长 1 个百分点使 M2 增长率增长05217 个百分点。(2)存款准备金率的调整对 M2 增长速度的影响排在第二位。理由:滞后 3 期存款准备金率增量的系数为-01356,也就是说,存款准备金率每向下调整 1 个百分点使 M2 增长率增加 01356 个百分点。(3)再贴现率和居民存款利率的调整对 M2 增长率的影响,滞后期短但作用不显著。表现在:滞后 1 期二者均为 M2 增长率变动的显著原因。模型中没有体现这两个指标的作用效果,剔除的原因分别为再贴现与存款准备金率之间存在共线性, 1 年期定期居民存款利率调整对 M2 增长率的影响可靠性低

13、。其它因素不变时,滞后 1 期的再贴现利率的调整对 M2增长率的拟合优度为 444%的可靠性为 827%;滞后 1 期的 1 年期定期居民存款利率的调整对 M2 增长率的拟合优度为 182%的可靠性为 52%以下。(4)再贷款利率调整对 M2 增长率的影响滞后期长,作用不显著。理由:滞后 9 期再贷款利率的调整对 M2 的增长率才有显著的因果关系。模型中没有体现变量的理由是:如果考虑它,样本的代表性较低;即使采用滞后9 期的数据作为样本,由于它与存款准备金率有共线性模型中也不能体现它。在其他条件不变时,滞后 9 期的再贷款利率的增量对 M2 增长率的拟合优度为 115%的可靠性仅为 43%。2

14、货币供应量变化向政策工具的反馈效应。中央银行根据货币供应量的变化相机调整政策工具,以保证最终目标的实现,中央银行根据货币供应量的变化做出反应需要一定的时间,表现出 M2 变化对货币政策工具的滞后效应,通过实证分析,我们发现:(1)外汇占款对 M2 的变动最敏感。滞后 1、2、4、5 期 M2 变化均引起外汇占款增长率显著变化。(2)再贷款利率、再贴现率和调整时滞和 1 年期定期居民存款利率对 M2 变动的敏感度,分别排在第二、三、四位。M2 增长率发生变化 6 个月(滞后 2 期)后,再贷款利率显著进行调整(可靠性为 878%); M2 的增长率变化后, 12 个月显著引起再贴现率的变化(可靠

15、性为 90%); M2 增长率变化 18 个月后显著引起再贴现率的变化(可靠性为 83%)。(3)存款准备金率调整的敏感度排在最后一位。M2 增长率发生变化 2127 个月(滞后 7、8、9 期)后,存款准备金率均有显著调整(可靠性均在 90%以上)。(二)市场经济体制下我国货币政策内部传导数量效果的评价通过对货币政策内部传导的效果的度量,我们对市场经济体制下我国货币政策的内部传导的数量效果有了重要的认识。据此,对市场经济体制下,我国货币政策内部传导的效果做出评价。首先,中央银行综合使用多种货币政策工具调控货币供应量,效果明显,表现在:公开市场业务(外汇占款替代)是货币供应量增长率变化的最主要

16、因素。存款准备金率的调整对货币供应量增长率的拟合优度为615%。滞后 1 期的再贴现利率的调整对货币供应量的拟合优度为444%。再贷款、1 年期定期居民存款利率是货币供应量的显著Granger 原因。其次,中央银行调控货币供应量选择工具的顺序依次为:公开市场业务、调整基准利率、改变存款准备金率。再者,在内部传导过程中存在着一定的不足,表现在:公开市场业务操作相对被动。外汇占款规模不断增大,在稳定汇率的原则下,中央银行通过外汇公开市场操作大量投放基础货币,表现出其被动性。再贴现工具利用不足。中央银行选择调整再贴现滞后于再贷款和 1 年期定期居民存款利率的调整;仅在 76%的可靠性下滞后 1 期再

17、贴现利率的调整对货币供应量的拟合优度仅为 444%。存款准备金率对货币供应量的调控力度较低,存款准备金率每向下调整 1 个百分点 M2 增长率仅增加 01356个百分点,与“即使准备金率调整的幅度很小,也会在很大程度上引起货币供应量巨大的波动”不符。本文采用向量自回归、多元分布滞后模型,分析了市场经济体制下,我国货币政策传导的数量关系。得出以下主要结论:第一,市场经济体制下,货币政策传导效果明显,实现了“保持币值稳定,并以此促进经济增长”的最终目标。第二,综合使用了多种货币政策工具实施间接调控。第三,多种传导渠道共同发挥作用。货币供应量是经济发展的主要因素、金融机构贷款规模是经济发展的主要力量

18、、同业拆借利率在经济发展中的作用开始显现。第四,存在一定的不足。表现在:公开市场业务操作相对被动;再贴现工具使用的效果不佳。货币政策传导是货币政策实施有效性的重要保证,由于我国的市场经济体制还有待进一步完善,利用高等计量经济方法研究货币政策传导问题还处在探索阶段。参考文献:1 Christiania, Lawrence j, MartinEichenbaum andCharles LEvansModeling MoneyNBER Working Paper,No6371,19982Sims CAMacroeconomics and RealityEconometrical,1980,1-483刘锡良,曾志耕,陈斌中央银行学M中国金融出版社,20031474孙继国,吴海华同业拆借利率与宏观经济变量之关系研究J广东金融学院学报,2004,(10)