货币政策的实质精选(九篇)

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第1篇：货币政策的实质范文

关键词：异质预期；公众学习；溢出效应

中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1000176X（2010）12005304

预期理论作为货币政策有效性研究领域的基础理论之一，长期以来一直受到学术界的广泛关注，并由此得到迅速发展。预期理论主要研究微观主体根据已有信息对未来经济发展路径做出判断以及这一判断与实际经济走向的相互影响关系，其中蕴含着微观主体利用学习能力进行信息更新的意义［1］。随着学术界对预期理论研究的不断深入，我们接触到了异质预期的概念,异质预期的基本含义是指由于不同主体在认知能力以及信息占有量等方面的差异，对同一信息产生的不同预期。异质预期会随着主体学习能力的提高以及获取信息的增加最终收敛于理性预期。从中我们可以看到异质预期包括两方面的内容：一是不同主体之间的预期有差异，这就意味着有不同知识和学习背景的主体对同一种信息的理解不同；二是主体会通过学习不断更新自己的预期，而学习更多是一种交流过程，这就意味着微观主体的异质预期会相互影响，微观主体的学习因此体现为一种公众学习形式。本文首先总结异质预期与公众学习方面的代表性研究，然后分析存在异质预期的微观主体在学习过程中的相互影响，最后以中国实例总结异质预期对货币政策执行效果的影响。

一、异质预期的基础理论

1.异质预期的分析基础

程均丽［2-3］系统地介绍了异质预期理论以及在货币政策信息沟通领域的应用。对于异质预期的模型分析有两种形式：（1）预测者选择动态型，可以理解为不同预期主体所用方法的博弈均衡。假设对后期变量的预期取决于对前期经济情况的不同判断方式。以对通货膨胀率e的判断为例，假设人们对et+1的预期来源于两种形式：一是根据et-1的数据推算，我们设这种情形为A；二是根据历史上通货膨胀的周期波动来推算，设为B，那么对未来通货膨胀的总体预期即为et+1=pA+（1-p）B，其中p（0＜p＜1）为选择A的可能性，（1-p）为选择B的可能性。对未来的通胀预期取决于人们根据经济变化对不同方法的选择。（2）学习收益型，主体了解自己所处的不完全信息环境，因此会通过不断地学习来获得新的信息收益。这种学习收益会产生收益递增与收益递减两种情况。

以货币政策信息沟通为例，当货币政策可信性较高，主体对未来货币政策的预期逐渐与实际情况接近，经济主体便不会对新信息表现得敏感，即不依靠新信息也能依靠以往的判断预测货币政策的走向，学习收益较低，相应地获取和甄别新信息的成本也很低；当货币政策可信性较低，经济主体无法凭借经验形成准确预期时，经济主体就会对新信息表现得非常敏感，学习收益较高，相应地获取和甄别新信息的成本也很高。

进一步，在经济主体的学习过程会呈现两个方向的反应，其一是由于主体理性有限，尤其是将自身偏好因素结合到对经济形势的判断中时难免会出现错误，但是通过持续的学习这些错误会消失，异质预期最终收敛于理性预期。但是North［4］认为，学习是一个取决于诸多要素的累加过程，因此学习中产生的预期误差也可能会不断增大，对最终理性预期的形态可能偏离得比以前更大。因此Orphanides 和 Williams［5］指出，异质预期可能会延长经济波动的周期，即由于异质预期的不完全信息环境，经济主体为了获得更多的信息和甄别能力，需要不断学习，尤其是当经济出现自己预期之外的波动时，会对信息更加敏感，便更需要花费时间去学习以减少自己面对的不确定性。然而这个渐进过程会导致经济回归到均衡水平的时间被拉长。

2.公众学习与异质预期

徐亚平［1］认为，对于大多数人来说知识的更新所依靠的不是学术研究性质的模型分析，而是从传播中获取。有效的信息沟通并不是指信息量的多少，而是信息的鉴别和理解能力。在经济社会中，人们的学习是内部性和外部性的综合作用，既有自身的知识，又要依靠外界资源充实更新知识。Fuka［6］认为，异质预期是一种非常复杂的传递机制，由于不像理性预期那样高度抽象，异质预期所造成的经济变化是隐性的，即无法通过公开的信息渠道来观察异质预期的变化而只能直接观察结果。一个经济中预期的波动取决于乐观预期与悲观预期的均衡性，样本空间越大，这种均衡性对经济的影响就越大。

3.异质预期与中央银行预期管理

关于中央银行应该如何对存在异质预期影响的公众预期加以引导，程均丽［3］认为存在一个“最优相机政策”，即货币当局在货币政策的决策模型中利用适应性学习的性质将预期作为一个独立的变量对待，通过平滑引导将异质预期逐渐收敛于理性预期。从中国实际来看，货币当局在近几年开始注重微观主体预期的观测，但是对预期的调节效果并不明显；在货币政策信息的获取上，微观主体缺乏一个具有高度可信性的权威渠道。中央银行所的信息与微观主体实际接触到的情况并不相符，导致公众对中央银行实际意图信息比较敏感，一有相关消息放出便会引起盲从行为。

二、存在溢出效应的异质预期模型

溢出效应可以理解为人们行为出现相互影响现象。异质预期出现混同，是由于在学习过程中人们更多地通过与他人的交流来对自身原有的信息进行改进，因此我们可以将这一过程看做一个含有溢出效应的学习过程。但是在溢出效应存在的情况下，如果微观主体本身判断能力不强、信息获取渠道又过于混乱的话，信息量的增加反而会使微观主体无所适从，产生盲从效应。我们通过一组公式来阐述这一问题。

按照徐亚平［1］所提出的，公众学习模型可以体现为yet=kyet1+lyet2+φgt+et，其中决定预期的基本变量包括不同权重的经济主体自身对信息的判断kyet1、他人对信息的判断lyet2、经济信息φgt以及随机扰动因素et。我们将该式进行简化，能够更加明确地表现出学习过程中的相互交流情况。假设个人预期取决于经济主体自身的判断以及与他人的交流，并且假设一个只包含两个微观主体a与b的学习环境，主体所得到的信息只有两个组成部分，即自身信息与外界信息，面对的信息环境相同，但二者禀赋不同，因此采用程均丽［3］提出的不同的经济预测方法，此时我们得到这样一组关系：

从上式可知，溢出效应k越大，即交流越多，微观主体所要付出的学习努力就越少，在这种情况下，微观主体不需要付出太多成本就能够获得足够的信息，但是微观主体坚持自身判断的空间也就受到挤压，尤其是当学习成本很高时，微观主体就会放弃自身判断转而屈从一般信息进行经济活动。这一点我们在下文中用货币政策的执行效果作为对象进行实证考察。

三、异质预期与货币政策执行效果

1.对模型的延续思考

从上述分析出发，我们也可以将信息的处理与信息的数量拆分考虑，用一个极端的假设来阐明这个想法，即个人本身是没有任何信息的，只具有信息判断和甄别能力。上文中提到的个人信息是人们依靠自身的甄别能力从外在信息中筛选吸收作为自己的知识。从这个角度入手就能明确如下问题：（1）沟通并不意味着信息的多少而在于信息被理解的程度。当人们本身理解能力欠缺时，货币政策就没必要发送更多的信息而只需要保证已经的信息被准确地理解和执行。（2）当理解和甄别能力受限后，就要保证信息来源的权威性。信息来源混乱会大大增加信息接收方的鉴别成本，当信息接收方无法承担这种鉴别成本时，就会放弃鉴别产生盲从效应或羊群效应。以最简单的例子来说，当我们急于做出判断时听到的却是来自不同渠道的、内容相互不一致的并且具有不可验证性的信息时，我们会采取无所谓的态度来跟随自己的直觉或者追随多数人的行为［7］。（3）当多数人的行为引起的经济波动超出货币当局预期时，货币当局就会采取措施将其逐步引导到自己设定好的轨道中来。经过这样一番循环后，人们对信息的判断鉴别能力由此增长。从这个角度来研究人们的学习能力的话，可以看出人们的能力之所以提高是由于经历的相关事件不断增多，也就是我们所说的经验。在一个特定的金融体系中，人们对金融信息的判断如何取决于人们参与金融活动的多少，因此，在公众学习理论中，我们不可忽视国家宏观制度因素在此间扮演的重要角色。

2.对我国实例的分析

由于我国金融活动的普及性以及市场化程度都处于有待完善的初级阶段，微观主体对于金融行为的理解较浅，缺乏丰富的金融经验，因此当中央银行货币政策信息并且这一信息经过商业银行发生延迟或放大时，大多数微观主体并不能理解中央银行与商业银行之间的博弈过程而只能充当看客［8］，并且对中央银行应该何时采取何种动作进行不断的猜疑，此时多方信息交织杂乱，公众更加无所适从。以我国货币当局既要保增长又要稳物价的政策目标来说，这实质上是中央银行与政府之间的利益均衡问题，按照国家的宏观经济发展计划，对物价、就业等经济变量的关注与调控是一个长期的过程，但是微观主体一般只关心短期内自身收益情况（例如公众更愿意关注短期内收入、物价和就业的变动情况，而不是宏观的远期通货膨胀控制计划），而此时如果中央银行的货币政策操控能力不强，短期内公众会对中央银行行为以及独立程度产生质疑。由此微观主体便更倾向于忽视中央银行的官方信息而依附另一方向的信息并产生羊群效应，而此时一旦货币政策的变动与这一方向相左，本来正常的货币政策调整反而会出现超出公众预期的情况。

首先，以2004―2007年9次提高存贷款利率的政策操作为例，。数据主要来自于1993年、2000年、2005年、2008年《中国金融年鉴》以及1995年、1998年、2000年、2008年、2009年《中国统计年鉴》。

中央银行提高存贷款利率的意图显然是执行稳健的货币政策，对投资增长逐年增加，信贷投放过快的宏观形势加以控制。从理论上看，中央银行进行利率上调之后，理应降低公众的通胀预期，但是从实际情况来看，由于中央银行对存贷利差的调整不够科学，使短期存贷利差加大，反而刺激了银行继续投放贷款。同时，由于国内融资环境不健全，就算是贷款利率提高，很多企业也只能选择银行贷款来进行生产，致使贷款成本增加，进而推动产品价格上涨。而直接观察到价格上涨的公众自然会持续自己的通胀预期。因此，中央银行在这一阶段尽管公布了政策操作的一些具体信息，在货币政策透明度方面取得了进步，但是对公众预期的引导仍然谈不上有效。

其次，以2007年的连续政策变动为例，为了警惕房地产市场、基金市场价格上扬造成的经济过热，中央银行于2007年3月、5月、6月、7月、8月、9月和12月分别就基准利率和准备金率做出调整，但是市场反应并不明显。此阶段中国物价上涨、经济波动等问题并不完全与货币发行量有关，商品供求、融资制度等因素相较货币发行量更能解释此阶段的经济波动，2007年猪肉价格上行是物价大幅上涨的主要原因，而此时中央银行连续收紧货币政策使一些中小企业面临融资困难，同时大企业的融资过量导致大量富余资金流入股市楼市，使资产泡沫持续膨胀。并且随着信息传播媒介的发展，此时公众也通过各种渠道接触到了各个方面的信息，面对复杂的原因集合，结合中央银行当前政策调控效果的不明朗，公众对信息的判断成本迅速提高，导致跟风投机现象盛行，也是2007―2009年股市大幅波动等经济动荡现象的重要原因。

四、结 论

关于微观主体预期与中央银行之间的信息沟通问题，本文认为应明确三个方面：

第一，中央银行货币政策决策体现出的是货币当局对政府利益与微观主体利益，宏观经济长期战略和微观主体短期预期之间的利益协调，并且以或单独、或多重的政策终极目标来体现各方的博弈均衡。

第二，微观主体预期显示出的信息不一定与中央银行货币政策关注的最终目标重合，因为中央银行所关注的是整个国民经济，包含所有行业的整体信息，而微观主体进行信息反馈的途径，一定是微观主体本身能够驾驭的途径，可能不会与实体经济之间存在着固定或显著的影响关系，不需要中央银行利用货币政策进行宏观调控，但是却可以比较明确地反映出微观主体的预期，是货币政策预期引导过程中必需的信息来源。

第三，中国中央银行在行政决策以及目标设定等方面尚不具备足够的独立性，中央银行实际上是作为以国务院为核心的诸多主宰转型期经济发展策略的政府部门的人身份出现，受其委托对物价、就业、国际收支、经济增长加以调控以实现政府意图。因此，在货币政策信息沟通过程中就会出现政出多头的现象，本属于中央银行专有职能的货币政策控制权被分散到对中央银行具有委托关系的各个部门，以至于国务院、发改委、统计局以及其他权威组织成员的言论都会对微观主体理解货币政策信息构成影响。从第二部分的公式以及中国实践中我们都可以看出，如果微观主体学习成本过高导致对信息缺乏判断能力，就会放大异质预期产生的预期冲击，导致中央银行对微观主体预期的管理更加困难。

因此，本文认为对中央银行信息沟通能力的改进，不仅仅要强调货币政策信息的透明度，更应该强调微观主体对所公布信息的理解。在当前中国特殊的转型期经济政治背景下，强调货币政策的科学性、前瞻性以及信息沟通效率，要比单纯强调货币政策信息透明度更有实际意义。

参考文献：

［1］ 徐亚平.公众学习、预期引导与货币政策的有效性［J］.金融研究，2009,(1).

［2］ 程均丽.异质预期及其经济影响――基于货币经济学的新视角［J］.当代经济研究，2009,(3).

［3］ 程均丽.异质预期下的货币政策:相机还是承诺［J］.国际金融研究，2010,(3).

［4］ North，D.C.Institutions and Economic Theory［J］.American Economist, 1992，（spring）:3-6.

［5］ Orphanides，A.，Williams，J.C.Imperfect Knowledge，Inflation Expectations and Monetary Policy［R］.FRBSF Working Paper，2002.

［6］ Fuka，M.Should Private Expectations Concern Central Bankers?［R］.CERGE-EI Working Paper Series，2005，( ISSN1211-3298)277.

第2篇：货币政策的实质范文

中国人民银行

中国人民银行，简称央行，是中华人民共和国的中央银行，中华人民共和国国务院组成部门。在国务院领导下，制定和执行货币政策，防范和化解金融风险，维护金融稳定。

中国人民银行根据《中华人民共和国中国人民银行法》的规定，在国务院的领导下依法独立执行货币政策，履行职责，开展业务，不受地方政府、社会团体和个人的干涉。

（来源：文章屋网 ）

第3篇：货币政策的实质范文

[关键词] 货币政策；传导机制；完善

[中图分类号] F820.1 [文献标识码] B

近几年来，为应对全球金融危机，配合我国宏观经济政策需要，中央银行调整了货币政策，出台了一些新的改革措施，但货币政策在实施过程中遇到了困难和阻力，货币政策传导机制不畅的问题日益突出，影响了货币政策效果。

一、货币政策传导机制不畅的原因分析

货币政策传导机制是中央银行运用各种货币政策工具，把货币政策传递到商业银行等，实现货币政策目标的作用过程。而货币政策传导机制不畅与我国体制转轨阶段有直接关系，具体表现在货币政策的传导主体、传导媒介和传导客体等方面存在新旧体制交替和排斥，制约和影响了货币政策的传递和实施效果。

（一）中央银行在实现宏观调控方式的转变中，货币政策在操作和作用发挥等方面受到一定限制

1.市场化货币政策工具缺乏充分发挥作用的基础。为实现中央银行由以直接调控为主向以间接调控为主的转变，中央银行陆续摒弃了一些传统的货币政策调控手段，并在运用市场化手段调控货币供应量上取得一定进展。

2.金融市场发展滞后，制约了中央银行货币政策操作空间。经验表明，金融市场发达与否，对货币政策传导影响较大。我国金融市场建设还存在明显不足，一是市场比较单一，缺乏系统和层次。仅有全国银行间同业拆借市场、债券市场和证券市场。且市场缺乏纵深，仅存在银行间、机构间的批发易市场，像柜台交易等基础性市场则没有。二是市场存在分割现象，缺乏联通。既存在地域分割，又存在条条分割，不同的市场主体分割于不同的市场。三是市场交易工具较少。缺乏形式的多样化、可满足不同投资者需求的金融工具，使交易不够活跃。金融市场的这种现状使中央银行货币政策缺乏足够的运作空间，一些市场化货币政策工具难以有效发挥作用。同时也制约了其基础性资源配置功能作用的发挥，影响了能够及时正确反映社会资金供求状况的市场利率的形成，不能为中央银行及时调整货币政策提供正确的信号，进而影响了中央银行货币政策的针对性和时效性。

3.中央银行货币政策传导路径单一，影响了货币政策效力。中央银行基础货币投放主要通过国有商业银行进行，窗口指导也主要面对国有商业银行，其他金融机构则往往被忽略，造成广大中小金融机构游离于货币政策传导之外。近年来，发生了存款重新向大银行集中的现象，而中小金融机构存款增长缓慢，为防范流动性风险而必须提高备付率，使金融体系整体货币派生能力受到抑制。表现在贷款上则是信贷资金纷纷流向大城市和大企业，农村资金大量流向城市，中小企业资金需求难以得到银行支持，影响了货币政策的充分传导。同时，分业管理使货币政策作用范围缩小，中央银行的货币政策只能在银行业内部调整和传导，资本市场和保险市场上的资金调控与货币政策缺乏有机联系，使货币政策失去了一个重要的传导媒介，弱化了货币政策的影响力和货币政策对整个经济的导向作用。

（二）中央银行货币政策传导在商业银行内部受阻，影响了货币政策实际效应的发挥

近些年来，中央银行调控货币供应量的操作已明显区别于传统经济而具有经济杠杆的特征，已不再是完全取决于经济主体行为的内生变量。而商业银行自身矛盾重重和体制改革滞后又加剧了货币供应量的外生性，造成货币政策在商业银行内部传导过程受阻。商业银行面临着防范和化解金融风险与迅速实现商业化改革的双重挑战，风险约束机制明显加强。但相应的激励机制没有跟上，风险控制与激励机制的不对称和责权利的不统一，造成商业银行过度关心贷款的风险，甚至以特殊市场份额和贷款的盈利为代价，放贷行为过于谨慎，甚至发生“惜贷”现象。其结果是银行的风险有所“缓解”，但广大企业的金融服务被忽视。那些融资渠道本来就狭窄的中小企业和企业的季节性储备资金、扩大生产规模所需的流动资金、新产品开发、短平快项目所需贷款等正常资金需要难以得到满足。

二、加快货币政策传导机制的完善和创新

多年来，我国货币政策一直以治理通货膨胀为重点，相应的货币政策传导呈现出“逆程序”的特征，即企业倒逼商业银行，商业银行倒逼中央银行。而近年来的货币政策传导程序发生了很大变化，由“逆程序”变为“顺程序”，即中央银行驱动商业银行，商业银行驱动企业。这种新的传导程序使传统的货币政策传导路径遇到困难，很可能出现传导阻滞，必须对货币政策传导机制进行完善和创新。

（一）优化货币政策中介目标，加快利率市场化进程

在目前条件下，以货币供应量作为我国货币政策的中介目标，比较可行。而由于金融对外开放尤其是金融创新的加快，货币供应量作为中介指标的可测性、可控性以及有效性会大大降低。我国要对货币供应量指标进行完善，增加其涵盖内容，把外资金融机构存款和国内金融机构外汇存款纳入统计监测范围，提高其操作时效，并逐步过渡到以利率作为中介目标。

经过改革积累和宏观经济环境的改善，利率市场化已经成为金融改革的重要任务。人民币贷款利率需要加快改革步伐，应按照先外币、后本币，先贷款、后存款，先农村、后城市的总体思路，稳步推进。建立起以中央银行利率为基础、以货币市场利率为中介、金融机构存贷款利率由市场决定的市场利率体系和形成机制。这样能增强金融业的竞争活力，提高服务水平，还能提高利率的市场弹性，准确反映社会资金供求状况，为中央银行运用利率手段调节货币供应量，提高货币政策时效创造条件。

（二）建立统一灵活高效的货币市场，完善和扩大资本市场，扩大公开市场业务

1.加快发展货币市场。一是要发展同业拆借市场。扩大全国银行间同业拆借市场统一电子网络，扩大市场覆盖面。积极推进行业务，为众多中小金融机构进入全国市场创造条件。同时应更多地吸收证券公司等非银行金融机构进入银行间市场，增加货币政策的传导范围。二是发展债券市场。注意加快债券市场基础设施建设，完善市场发展的相关技术条件，加紧研究开办银行柜台债券交易业务，并尽量增加市场交易主体，着手培育人和做市商制度，建立一个面向所有金融机构、企业法人和居民的全国统一的债券市场。三是发展票据市场。中央银行应通过完善再贴现政策，引导和推动票据市场立足于面向所有金融机构和企业法人，完善票据发行和贴现机制，为中央银行运用再贴现手段传导货币政策创造更大的空司。

2.完善资本市场。一是要尽快弥补证券市场的结构性缺陷，建立为创新型中小企业服务的二级股票市场或场外交易市场，以造就足够多的市场参与主体。要在市场的参与和准入方面降低壁垒，减少行政性管理，在侧重于标准控制的同时让更多的进入资本市场的企业获得证券融资的可能性。二是要解决证券市场功能的结构性缺位问题，强化其资源配置作用。运用资本的趋利性、流动性，引导筹资者和投资者按市场规则追求资源配置效率，发挥资本市场在优化金融结构和传导货币政策方面的作用。

3.扩大公开市场业务操作。为满足中央银行利用货币市场调节基础货币的需求，要扩大市场债券数量，尤其要增加短期债券发行量，扩大交易规模，提高商业银行债券持有量占其总资产的比例，以满足商业银行资产流动性需要。同时，要允许更多的非银行金融机构或其他机构进入债券市场。这样中央银行可以通过货币市场吞吐债券影响商业银行及非银行金融机构的资产负债结构，实现扩大或收缩货币供应量的目的，提高货币政策传导的效率和效果。

（三）提高货币政策决策的科学性，优化传导路径

1.完善决策机制。中央银行应综合考虑各种因素对货币政策时滞的影响，提前做好货币政策安排，增强政策透明度，促使公众产生合理的政策预期。要加强信息交流，实现信息共享，避免监管出现盲区或盲点。在制定货币政策时要充分考虑和发挥证券市场和保险市场的作用，以扩大货币政策的传导范围。

2.理顺传导机制。要着力理顺货币政策在银行业内部的传导机制。在人民银行内部，要适应管理体制改革的现实适当扩大分行和省会、城市中心支行对辖区货币供应量的调控权力，以加快货币政策在系统内部的传递速度。对政策性银行可增加金融债券的市场化发行规模，完善政策性金融功能，扩大其信贷投放。对国有商业银行则要进行综合性改革，重点完善其法人治理结构，加快股份制改造步伐，建立严格规范的信息披露制度，在防范风险的同时，建立健全信贷激励机制，改进金融服务，发挥其在货币政策传导中的主力军作用。中小金融机构在落实对中小企业和农村货币政策方面发挥着不可或缺的作用，在货币政策传导过程中环节少、传导快，要把它纳入货币政策调控的范围，在再贷款、再贴现等方面与国有商业银行一视同仁。在商业银行信贷萎缩的条件下，支农再贷款可以引导农村信用社优化信贷投向、改善经营状况、增加农民收入、活跃农村经济，受到了普遍欢迎。中央银行要充分运用这些有效的传导媒介和路径，实现货币政策目标。

[参 考 文 献]

[1]陈学彬.中央银行概论[M].北京：高等教育出版社，2000-07

第4篇：货币政策的实质范文

关键词:协整检验;格兰杰因果检验;货币政策传导机制

Abstract:Monetary policy transmission mechanism of asset prices takes effect mainly through two ways: one is based on the Q theory of the“Tobin effect”,and the other is based on Modigliani’s “consumer wealth effect”. With the rapid development of China’s stock market,some scholars have made useful explorations on the Tobin effect in the monetary policy transmission mechanism.This article selectedQ ratio,M2,investment and GDP,from the second quarter of2002 to the third quarter of 2007,took use of cointegration test and Granger causality test,found that Tobin effect was limited in the monetary policy transmission mechanism function,monetary policy took effect mainly through other ways.

Key Words:cointegration test,Granger causality test,monetary policy transmissionmechanism

中图分类号:F822.0 文献标识码:A文章编号:1674-2265(2009)09-0050-05

一、理论基础和文献回顾

(一)理论基础

经过长期理论研究,一般认为货币政策传导机制包括四种:利率传导机制、信贷传导机制、资产价格传导机制和汇率传导机制。其中资产价格传导机制通过两种途径实现:一种是基于Q理论的“托宾效应”,另一种是基于莫迪利亚尼的“消费财富效应”。

托宾的Q理论揭示了货币经由股票市场而作用于投资的一种可能,反映了股票价格和投资支出的相互关系。Q是一个比值,被定义为:按照金融市场估价的企业的价值对企业现有资本的税后重置成本的比率(奇林科,2000)。如果用MV代表市场价值,RC代表重置成本,则Q=MV/RC。Q比率的重要性在于,对每一项资本资产而言,它提供了一个存量市场估价与重置成本的对比度,从而对该资本资产的后续增量投资产生了直接的影响。当Q上升时,企业可以通过发行新股筹集资金进行投资,投资支出增加;当Q很低时,企业可以通过购买其他企业而获得已经存在的资本,从而用于新投资品的购买将会很少。其货币政策传导机制如下:货币供应股票价格Q投资支出总产出。即当货币供应增加时,更多的货币流向股票市场,股票价格上升,结果是股票价格愈高,则Q愈高,从而投资支出愈高。托宾Q理论的核心是企业在市场价值上升时可以通过并购、增发新股等手段进行扩张和投资。

托宾的Q值比较真实地反映了公司的内在价值与市场价值之间的关系。考虑到重置成本估算的难度,市场分析人士通常使用股票市值与公司净资产的比率作为Q值的替代值,这样再结合传统的市盈率和市净率指标来对上市公司进行分析以及价值度量,可以排除市盈率的局限性,将市价、利润与资产结合起来统筹考虑。托宾的理论为分析资本市场提供了一个有效的工具,Q理论也成为连结虚拟经济和实体经济的重要根据。托宾Q值常用的计算公式为:Tobin Q=(MVE+PS+DEBT)/TA,其中MVE是公司的流通股市值,PS为优先股的价值,DEBT是公司的负债净值,TA是公司的总资产账面值。而在我国上市公司股权分置改革前,分为流通股市值和非流通股市值,非流通股部分主要以公司净资产表示,股改完成后则不存在这种差别。

(二)文献回顾

对基于托宾效应的货币政策传导机制,我国的相关研究并不丰富,进行系统研究的尤其少,只是在研究货币政策传导机制中涉及到托宾Q效应,且基本停留在运用数据进行较为简单的统计检验阶段。尤其是针对股权分置时期Q理论的有效性方面,并没有运用理论及数理方法对Q值与投资是否存在相关关系进行分析的文献。胡冬梅(2008)运用协整分析以及格兰杰因果检验对我国1994―2007年第二季度的货币政策传导机制进行了实证分析,分别检验了我国货币政策在利率传导途径、汇率传导途径、托宾的Q效应和居民的财富效应传导途径以及银行信贷渠道中的有效性。实证分析得出的基本结论是:我国货币政策传导机制的有效性较弱,以上四种传导途径在我国都不畅通。谯璐璐(2008)采用相关系数、单位根检验、协整理论和格兰杰因果检验对我国转轨经济下2000―2007年季度数据进行实证分析,结果表明货币渠道或信贷渠道不能独立对货币政策的传导发挥作用,而是需要共同作用影响经济总产出,且相比而言货币渠道更为重要。在转轨经济下,短期完善信贷渠道长期规划货币渠道成为提高货币政策传导有效性的关键。但二者在研究托宾的Q效应时都是以上证指数代替Q值,难免出现偏差。故本文在现有研究成果基础上,选取最新的数据,针对我国资本市场发展的实际情况,检验基于托宾效应的货币政策传导渠道是否通畅和有效。

二、计量分析

(一)研究方法和数据选取

本文选取广义货币M2作为货币供应量指标。广义货币M2是中央银行货币政策的主要目标,并且其数量在金融中介机构的资产中占绝大部分(约80%―90%)。M2不仅反映现实的购买力,还反映潜在的购买力;狭义货币M1仅反映经济中的现实购买力。若M1增速较快,则消费和终端市场活跃;若M2增速较快,则投资和中间市场活跃。中央银行和各商业银行可以据此判定货币政策。由于本文研究货币供应量与Q值和投资的关系,故选择广义货币M2更为合适。另外,本文以全社会固定资产投资作为度量投资I的指标,国内生产总值GDP作为衡量产出的指标。

本文首先对变量广义货币M2、Q、投资I和国内生产总值GDP进行平稳性检验,再对四组变量Q与M2、I与Q、GDP与I、GDP与M2进行协整检验,然后通过格兰杰因果检验探讨各组变量之间是否具有统计上引起和被引起的关系,在此基础上结合我国经济实际情况,分析基于托宾效应的货币政策传导机制的效果。

1. 托宾Q值的测算。在托宾定义的Q比率中,重置成本就是厂商在产品市场上重新购买一个工厂或机器设备的成本,它不仅包括有形资产,还包括企业资产负债表上的其他项目,而证券的市场价值既包括股票也包括债务,反映的是股票持有者对某一公司资产的剩余索取权的价格的预期。在进行Q值的计算时,国内文献中给出的方法多种多样。袁绪亚等(2001)用公司总资产替代重置成本来计算Q值。由于国内长期存在的股权分置问题,文献中关于计算Q值的讨论主要集中在存在非流通股时公司市值应该怎样计算,较为普遍的算法是用每股净资产代替非流通股价格,用以计算非流通市值。对于尚未流通的限售股来说,其市值的衡量我们依然选择每股净资产。本文通过对Chung和Pruitt(1994)的方法进行修正,计算托宾Q值,计算公式如下:

其中MV1表示非流通市值,用每股净资产代替非流通股价格,用以计算非流通市值;MV2表示流通市值;DEBT是公司的负债净值,利用负债减去流动资产进行衡量,而TA则为总资产的账面价值。为了能够纵向讨论我国A股市场从股权分置时代迈向全流通时代中上市公司的托宾Q值的变化情况,我们分别选择了三个时点对托宾Q值进行了测算。在WIND数据库中分别选择到2006年底、2007年底和2008年3月的三个时点为止的所有已经完成股权分置改革的股票,在剔除其中的ST或曾经被ST的股票后分别留下其中的1142只、1331只和1367只股票作为样本股,进行中国股票市场目前Q值的计算和区间分类。通过对2006年底A股所有上市公司Q值的计算,我们发现此时有11.21%的公司托宾Q值小于1,而近89%的股票拥有大于1的托宾Q值。然后在2007年的上涨推动下,2007年底测算的托宾Q数据表明所有的A股上市公司托宾Q值均在1之上。2008年3月底的测算中,随着2008年市场的显著调整,仍旧有98%的公司具有大于1的托宾Q值。三个时点中拥有最大Q值的三家公司分别为张裕A(000869),安信信托(600816)和威尔科技(002016)。在大幅上涨后的2007年底,市场的托宾Q值拥有最大的均值和方差。仔细研究托宾Q值的变化,不难发现,市场价值作为托宾Q值的分子,受到了市场走势的正向影响。2007年在托宾Q值普遍偏高的情况下,2008年各股出现了大幅减持的局面,使得托宾Q比率向均值1回归,但是尽管2006年底的托宾Q值已经显示出较高的水平,2007年的市场却非跌反涨,甚至到2007年底出现了托宾Q值全部大于1的情况。这种现象产生的原因,一方面是由于2006年至2007年的投资整体处在牛市的环境下,人们的投资热情高涨,另一方面是由于我们在计算的过程中对重置成本采用的近似而造成的偏差。因此,究竟托宾Q值对于投资的引导作用是否与理论上保持一致是值得我们探讨的问题。

2. 相关数据选取。市场的托宾Q比率,其计算方法与(1)式中公司的托宾Q比率计算方法类似,用市场的均值代替各股,财务数据的时期与市场价值时期选择一致,计算2002年第二季度到2007年第三季度的Q值①。在保证数据可得性与可靠性的基础上,本文选取了2002年第二季度到2007年第三季度的M2、I和GDP共22个样本来研究基于托宾效应的货币政策传导渠道的效果,其中M2、I和GDP的计量单位为万亿元。

(二)单位根检验

为了保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性,我们利用Eviews5.0先后对相关变量的水平值和一阶差分序列进行ADF检验,检验结果如表1。

由表1中的数据可知,M2、Q、I和GDP时间序列的ADF统计量大于10%显著性水平下的临界值,接受原假设,时间序列含有单位根,是非平稳序列;一阶差分序列D(M2)、D(Q)、D(I)和D(GDP)的ADF值小于5%显著水平下的临界值,是平稳序列。

(三)变量的协整检验

由于M2、Q、I、GDP都是属于I(1)时间序列,因此Q与M2、I与Q、GDP与M2、GDP与I之间可能存在协整关系。检验变量之间是否存在协整关系的常用方法是恩格尔―格兰杰(Engel & Granger)两阶段法,但这种方法在处理有限样本时的估计具有偏差,故采用Johansen检验法对各组变量进行协整检验。JJ检验法是基于动态分布滞后模型(VAR)来估计模型的长期均衡关系,以得出一个有效无偏估计。

在检验之前,必须首先确定 VAR模型的结构。运用赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)选择滞后阶数,本文中滞后二阶的SC值和AIC值最小,故确定滞后阶数为二阶来构建VAR模型。其检验方法是首先计算回归方程的迹,然后逐一与不存在协整关系和存在一个协整关系等假设前提下的迹值进行比较,当回归方程的迹值大于假设条件下的Johanson临界分布值时,拒绝其前提假设,反之,接受其假设,检验结果如表2。

由表2的检验结果可以看出,以检验水平5%判断,变量Q与M2、I与Q、GDP与I、GDP与M2之间存在一个协整关系。Granger指出,若变量之间存在协整关系,则这些变量至少存在一个方向的Granger因果关系。因此,下面进一步探讨上述各组变量之间是否具有统计上引起和被引起的关系,以便与实际经济情况进行对照。

(四)变量的Granger因果检验

所谓因果关系是指变量之间的依赖性,作为结果的变量是由作为原因的变量所决定的,原因变量的变化引起结果变量的变化。Granger因果检验通常有两种方法:一种是成对Granger因果检验;另一种是基于VAR模型的Granger因果检验。

1. 成对Granger因果检验。英国经济学家格兰杰从预测的角度赋予因果关系新的含义,他在考察序列x是否是序列y产生的原因时采用这样的方法:先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列x的滞后期取值是否可以提高y的被解释程度。如果是,则称序列x是y的格兰杰原因,此时x的滞后期系数具有统计的显著性。从以上的定义可以看出,格兰杰因果关系检验需要估计以下两个回归方程:

其中白噪声和假定是不相关的。检验的零假设为:

为了检验此假设,我们可以采用F检验。如果拒绝前者而不拒绝后者,则存在由x到y的单向因果关系,反之相反;如果两个假设都不拒绝,则x和y是两个独立的序列;如果两个假设都拒绝,则x和y之间存在双向因果关系。

从表3可以得出,在滞后2、4、5阶的情况下,以5%的显著性水平判断,广义货币M2是Q值变动的格兰杰原因;在滞后2―3阶的情况下,以5%的显著性水平判断,投资I和国内生产总值GDP互为格兰杰原因;广义货币M2是国内生产总值GDP变动的格兰杰原因;投资I是Q值变动的格兰杰原因。在滞后2―5阶的情况下,以5%的显著水平判断,Q值都不是投资I变动的格兰杰原因。

2. 基于VAR模型的Granger因果检验。在检验之前,必须首先确定VAR模型的结构,运用赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)选择滞后阶数,本文中滞后二阶的SC值和AIC值最小,故确定滞后阶数为二阶来构建VAR模型。

从表4中可以得出,在5%显著性水平下,广义货币M2是Q值变动的格兰杰原因;投资I和国内生产总值GDP互为格兰杰原因;广义货币M2和国内生产总值GDP互为格兰杰原因;投资I是Q值变动的格兰杰原因,但Q值不是投资I变动的格兰杰原因。

三、结论

从上述计量分析的结果来看,基于托宾效应的货币政策传导渠道并不畅通,主要是中间环节“Q投资I支出”中断。格兰杰因果检验结果表明:Q值不是投资I变动的格兰杰原因,即Q值的上升并不会显著地促进投资I的增加。广义货币M2是国内生产总值GDP变动的格兰杰原因,表明货币供应量能显著地影响产出,货币政策主要是通过其他的传导渠道发挥作用。

托宾Q理论的核心是企业在市场价值上升时可以通过并购、增发新股等手段进行扩张和投资。这就需要存在一个庞大、发达、有序、信息畅通的股票市场,生产要素可以在这个市场自由流动。但从我国目前的情况来看,股市发展程度还不高,由于国有股、法人股、社会公众股分割等多种原因,离资源自由流动还有很大的距离,资本效益规律就不能通过市场有效发挥作用。股票价格的变动对投资的影响非常有限。我国银行贷款仍然占了企业融资的很大比例,在资本约束机制缺乏的条件下,银行贷给企业的资金不能全部以资本要素的形态进入生产过程,其中一部分资金与产值最大化无关;且相当部分企业无法在股票市场融资,因此股票价格的变动只影响为数不多的上市公司,却不能影响非上市公司。上市公司获得股票融资后未必能将资金充分有效地用于投资。而且,我国经营者还普遍存在着经营理性程度不高、投资决策随意性较大的问题,将股票融资用于非主营业务,而不能带动投资增加的可能性很大。在这样的情况下,托宾的Q理论就失去了充分发挥作用的条件。这也使得我国股票价格变动对投资的效应不如市场经济较成熟的国家。此外,我国货币政策影响股票价格的方向是不确定的,股票价格随利率上升而一起上升的现象屡屡发生,从而更无法有效地判断货币政策影响投资的方向和力度。因此,在我国托宾Q理论在短期内还很难有所作为。

注:

①Q值数据计算可参阅巴曙松,朱元倩,郑弘.全流通市场下的估值中枢为何呈现下移趋势[J].金融发展研究,2008,(4).

参考文献:

[1]沈前进.我国货币政策传导机制研究[J].法商论丛,2008,(1).

[2]蒙永亨,曾青春. 对完善我国货币政策传导机制的思考[J].广西社会科学,2004,(7).

[3]胡冬梅. 我国货币政策传导机制实证研究[J].南京社会科学,2008,(5).

[4]谯璐璐. 我国货币政策传导的有效性―基于四种途径的实证分析[J].特区经济,2008,(8).

[5]巴曙松,朱元倩,郑弘.全流通市场下的估值中枢为何呈现下移趋势[J]. 金融发展研究,2008,(4).

第5篇：货币政策的实质范文

【正 文】

一、操作框架的内在不确定性

操作框架的内在不确定性是指中央银行在某一操作框架中通过政策操作实现价格稳定目标时，其政策传导的各个阶段中可能存在各种冲击因素，这就使得中央银行在该操作框架中能否和在多大程度上实现价格稳定目标具有不确定性。目前西方经济学者针对以价格为导向的传导机制提出了货币模式(money paradigm)和菲利普斯曲线模式(phillips curve paradigm)①，然后依据两种模式分别建立了操作框架，并分析了每种框架中的冲击因素，进而提出这两种操作框架的内在不确定性。

(一)依据货币模式的操作框架的内在不确定性

1．货币模式

货币模式是以交易说货币数量论为理论基础，从货币的交易媒介功能出发，强调纯粹具有交易媒介功能的交易性货币、交易性货币缺口在传导中的关键作用，并认为交易性货币的收入流通速度是稳定的，而且如果能准确识别其中的以收入交易为基础的交易性货币即可实现名义产出目标，同时名义产出目标再通过分解可得通胀目标。

交易说货币数量论是由Fisher于1911年提出的[1]248-251。他认为，人们出于降低交易成本、提高交易效率的目的，需要一种能够在商品、劳务的支付以及债务清偿中普遍接受的物品，货币也就由此产生。那么，纯粹具备这一功能的物品被称为交易性货币(transaction money)。并且，在交易性货币与商品、劳务和债券等交换时，将形成货币量、交易流通速度、价格水平、交易量的恒等关系，他用交易方程式加以概括：

MV[，T]=PT

其中，M指一定时期流通的交易性货币平均存量；T指一定时期的交易总量；P指价格水平；PT指交易总量的名义价值；V[，T]指一定时期同一货币支付所有交易的次数，被称为交易流通速度(transaction velocity)，而且该变量在短期内是不变的。因此交易性货币量将以固定的正比例作用于交易总量、价格水平。

事实上，上述交易方程式中对交易总量的概念并未定义清楚。交易总量概念的模糊给统计工作带来了困难。由此，Sehumpeter、Aftalion、Angell等提出按国民收入核算所强调的收入交易来表示交易方程式。收入交易(income transaction)是指生产者转让生产、获取货币收入的交易，即货币与生产的交易。实际上，这种交易体现了现货交易中货币与最终产品、服务交易的本质。这是因为，从价值增值的角度来看，最终产品、服务的总价值(即国民生产总值)是一系列中间产品生产过程中的生产实现新增价值的累积和，可以认为，货币与最终产品、服务的交易可归结为货币与生产的交易，可见，收入交易也就表示货币与最终产品、服务的交易。另一方面，采用收入交易建立交易方程式既避免了原有方程式中因孤立考察货币与中间产品的交易而产生的与最终产品、服务交易的重复计算，又排除了国民收入核算中所不包含的货币与金融资产的交易。由此，交易方程式还表示为：

MV[，y]=Py

其中，M指一定时期与生产或者说与最终产品、服务交易的货币平均存量，这种货币亦称为以收入交易为基础(income-based transactions)的交易性货币；y指一定时期生产者的生产所创造的总产品价值，等同于最终产品、服务的总价值量。P指价格水平；Py指名义产出；V[，y]指一定时期同一货币支付生产或者说最终产品、服务的次数，称为收入流通速度(income velocity)。

可以推论，由于交易性货币的交易流通速度在短期内可视为常量，而具有收入交易功能的交易性货币是交易性货币的一部分，那么该货币的收入流通速度亦是稳定的。可见，以收入交易为基础的交易性货币量将以固定的正比例作用于名义产出。

如果交易说货币数量论的上述观点是成立的，那么货币模式认为，中央银行可以通过向社会系统注入一定数量的交易性货币，进而形成交易性货币缺口(即货币供给大于需求的非均衡状态)，就会引起产出、价格变动，从而再次实现货币供求均衡。在这一过程中，中央银行通过监控其中的以收入交易为基础的交易性货币即可实现控制名义产出目标。

具体而言，假设中央银行采取了偏松的政策操作，这就意味着，在一定的价格水平下，中央银行注入过多的货币将导致企业和个人实际持有的货币数量大于其意愿持有的货币数量，从而出现了交易性货币缺口状态。但是，随着企业和个人逐渐意识到其所持有额外增加的货币将是持久性的，则会将过剩的货币处理掉。而这种处理货币的过程实际上包含了企业、个人之间的一系列相互交易的过程。正如弗里德曼所说：“个人将持有的多余的现金余额设法通过购买债券、商品和服务，通过偿还债务，甚至作为礼品而支付一大笔钱来处理他们过剩的货币余额，而不是从相应来源上收取货币余额”[1]249。而且，在企业和个人通过相互交易以试图将过剩的货币余额支付出去时，这种多支出的尝试会增加商品、服务、债券的需求，从而导致价格上升、产出增加。其中，价格上升会导致企业和个人实际持有的货币数量减少，而产出提高则相应增加他们所意愿持有的货币数量，从而货币缺口趋于消失，货币供求重新均衡。可见，在货币供求由非均衡到回复均衡的过程中，产出和价格的调整起到了关键作用。那么，按照交易说货币数量论所提出的以收入交易为基础的交易性货币与名义产出具有固定的正比例关系，则中央银行通过监控这类货币就有可能实现名义产出目标。同时，名义产出再分解为实际产出和通胀即可实现通胀目标。

2．依据货币模式的操作框架、冲击因素及其不确定性

在实践中，依据这一模式的操作框架可以描述为：

(1)中央银行在准备金市场中通过公开市场操作调控准备金头寸以实现调整准备金总量这一操作目标；

(2)准备金总量再由货币创造过程形成货币存量这一中介目标；

(3)货币存量作用于名义产出；

(4)名义产出加以分解进而实现通胀目标。

还需说明的是，货币模式所使用的货币诸如交易性货币、以收入交易为基础的交易性货币均是功能意义上的概念，然而，在现实中由于金融创新的广泛存在，大量新产生的货币资产不仅具有交易媒介功能，而且还具有价值储藏功能，这使得中央银行难以找到与交易性货币、以收入交易为基础的交易性货币功能相一致的货币资产。通常的处理方法是，按照各类资产转化为交易媒介的难易程度(即货币性程度)，将其列为一统计指标，然后使用货币总量(monetary aggregate)这一统计意义上的概念概括某一类资产的货币性程度，并在操作框架中使用这一概念。

这一框架中可能存在以下几种冲击因素，并由此构成了该框架的内在不确定性：

(1)中央银行在准备金市场中通过公开市场操作调控准备金头寸以实现准备金总量目标时，该市场上存在着各种冲击因素使得其对操作目标的调控具有不确定性。

(2)中央银行通过调控准备金总量目标以实现货币存量目标时，因为货币创造过程是由中央银行所改变的准备金总量水平、银行和公众的资产组合行为共同决定，所以当存在影响中央银行调控准备金水平、银行和公众的资产组合行为的冲击因素时，则其实现货币存量目标的过程具有不确定性。

(3)货币模式认为，以收入交易为基础的交易性货币的收入流通速度是稳定的，由此通过监控这类货币可实现名义产出目标。但是，在操作实践中，中央银行使用的是统计意义上的货币总量概念，并且监控货币总量收入流通速度的稳定性。但是，货币总量并不等同于功能意义上的以收入交易为基础的交易性货币概念，因此其收入流通速度将可能受到各种冲击因素的影响而不稳定，这使得中央银行由调控货币存量目标而实现名义产出目标的过程中具有不确定性。

(4)在名义产出分解为实际产出、通胀率时存在权重分配的问题，这就使得实现通胀目标的过程具有不确定性。哈吉米可拉齐斯曾认为，其权重分配取决于“对经济的额外假定以及经济的特性”[2]。例如，在劳动力的高就业率和生产能力的高利用率的情况下，名义产出则分解为过高的通胀率和过低的实际产出。反之，如果经济处于过低就业率和低的生产能力利用率的情况下，名义产出将分解为过高的实际产出和过低的通胀率。

(二)依据菲利普斯曲线模式的操作框架的内在不确定性

1．菲利普斯曲线模式

菲利普斯曲线模式是以现代凯恩斯主义为理论基础，以资本市场较为发达、利率市场化程度较高的国家为背景，强调短期实际利率在传导中决定总需求的作用和产出缺口通过菲利普斯曲线决定通胀的作用。

就短期实际利率决定总需求而言，在利率市场化程度较高的国家中，准备金市场上的短期利率是反映全社会资金供求状况的基准利率，并通过利率期限结构等方式影响到长期利率、汇率和资产价格。同时，按照现代凯恩斯主义学派的观点，长期利率进一步作用于耐用消费品、汇率作用于进出口以及资产价格通过财富效应共同影响到总需求。可见，短期利率在决定总需求中起到了关键作用。还需说明的是，这里的利率和汇率均指经通胀预期调整后的实际利率和汇率，这样才能真实反映借款成本和货币币值。

那么，当中央银行由调控短期实际利率改变总需求并形成产出缺口时，产出缺口将通过菲利普斯曲线的通胀与产出缺口的替代关系决定通胀。

菲利普斯于1958年首先提出反映货币工资率与失业率存在长期稳定替代关系的菲利普斯曲线，随后萨尔缪森和索罗在1960年通过工资成本加成定价原则将其修改为通胀与失业率的函数关系[3-4]。同时，奥肯于1970年进一步建立了失业率与产出缺口的经验关系，将其改写为通胀与产出缺口的函数关系[5]。这样就使得通胀内生于总需求，中央银行就通过政策操作改变总需求和产出缺口，并通过通胀与产出缺口的替代关系实现通胀目标。

2．依据菲利普斯曲线模式的操作框架、冲击因素及其不确定性

其操作框架可以描述为：

(1)中央银行在准备金市场中通过公开市场操作调控准备金头寸实现短期名义利率这一操作目标；

(2)同时根据对通胀的预测相应调整利率目标值以实现短期实际利率这一中介目标；

(3)短期实际利率再通过市场预期影响到长期实际利率、实际汇率和资产价格，进而作用于总需求并形成产出缺口；

(4)产出缺口又通过菲利普斯曲线决定通胀。

值得说明的是，中央银行在这一框架中通常实施的是中性(neutral)的货币政策。信奉这种框架的经济学者认为，当实际产出处于潜在产出水平时，将出现无加速通胀(通缩)的通胀水平，也即实现了价格稳定、充分就业和最大化的可持续增长的目标。并且他们还指出尚存在与潜在产出相对应的均衡实际利率(equilibrium real interest rate)，那么，当实际利率高于均衡实际利率时，将会使得实际产出低于潜在产出，同时形成通缩压力；反之，则会形成通胀压力。这样，中央银行应准确预测通胀，并及时调整短期名义利率，使得短期实际利率处于均衡实际利率水平。

上述框架还可能存在以下几种冲击因素，从而构成了该框架的内在不确定性：

(1)中央银行在准备金市场中通过公开市场操作调控准备金头寸以实现短期名义利率目标时，存在着各种冲击因素使得其对操作目标的调控具有不确定性。

(2)中央银行在预测通胀的基础上相应调整短期名义利率目标从而实现短期实际利率目标时，通胀预期的变动可能构成了冲击因素，并使得这一传导过程具有不确定性。

(3)当短期实际利率通过市场预期作用于长期实际利率、实际汇率和资产价格时，市场预期的变动可能构成传导过程中的冲击因素，并使得这一传导过程具有不确定性。

(4)当产出缺口由通过菲利普斯曲线的通胀与产出缺口替代关系决定通胀时，可能存在导致替代关系不稳定的冲击因素，就使得通过产出缺口实现通胀目标的过程具有不确定性。

基于以上分析，西方经济学者针对价格稳定目标，又集中考察了每种操作框架中政策传导的各个阶段所面临各种冲击因素的性质、作用机制、影响效应及中央银行相应采取的操作策略[6]。

二、操作框架选择的不确定性

上述两种操作框架是中央银行实现价格稳定目标的可选操作框架。那么，中央银行作为政策制定者，在操作实践中应选择哪种框架?这就存在着框架选择的不确定性问题。一般而言，由于各种操作框架所包含的冲击因素性质和中央银行为控制冲击因素所采取操作策略的有效性有所差异，这就使得中央银行在依据不同的操作框架实现价格稳定目标的控制力将有所不同，在这种情况下，中央银行可能倾向于采取能将冲击因素内生化和实现价格稳定目标的控制力较强、不确定性较低的操作框架。

事实上，从西方市场化国家对操作框架选择的经验来看，出于上述原因，大都经历了20世纪70年代末采用依据货币模式的操作框架，在80—90年代纷纷转为采用依据菲利普斯曲线模式乃至最新流行的通胀目标模式的操作框架。

如前所述，在依据货币模式的操作框架中，导致中央银行实现价格稳定目标不确定性的冲击因素有四类。其中，对于前两种在准备金市场和货币创造过程中所存在的冲击因素又可以分为独立于政策操作的外在性因素和源于政策操作本身的内在性因素。对于外在性因素，中央银行只要及时识别和预测，并恰当地做出响应，基本上是可以抵消的。而内在性冲击因素是由商业银行对政策操作的预期与中央银行的本意不一致而引起的，中央银行通过引导商业银行预期，减少其预期错误并与政策意图相一致，即可消除这一因素[7-8]。

然而，对于影响货币总量收入流通速度不稳定性和名义产出分解为真实产出和通胀率的权重分配这两类因素，中央银行则难以有效地运用操作策略加以控制。就前者而言，又具体包括金融市场交易波动、新型替代资产出现以及公众对中央银行实现经济稳定性的可信性预期变动等因素[9]，而中央银行难以有效控制的根本原因在于，这一框架假设货币供求非均衡，并强调货币量在政策传导中起关键作用。而在依据菲利普斯曲线模式的操作框架中，假设货币供求始终均衡而只强调利率的作用，这就使得影响货币需求的冲击因素内生化，从而促使了依据菲利普斯曲线模式的操作框架替代依据货币模式的操作框架。

另一方面，名义产出在实际产出与通胀率之间权重分配的不确定性也导致了操作框架的替代。依据货币模式的操作框架本质上是关于名义产出而非通胀决定的操作框架，因此，对于实现通胀目标而言，尚存在名义产出在实际产出与通胀之间权重分配的不确定性。然而，依据菲利普斯曲线模式的操作框架则通过菲利普斯曲线的产出缺口与通胀的替代关系将名义产出分解，也就是说，以这种替代关系的形式将权重分配内生化。同时，尽管也存在导致替代关系不稳定的冲击因素，但是中央银行仍然能够通过特定的操作策略对大部分的冲击因素加以控制，从而较为准确地实现通胀目标。事实上，当许多学者对美国20世纪90年代的菲利普斯曲线中的替代关系提出质疑时，Stock和Waston通过细致的统计分析发现，这种替代关系对于预测通胀仍是最有用的[10]。

事实上，没有哪一种模式及其框架能够概括货币政策传导机制的所有方面。Engert和Selody就曾指出，中央银行应发展一个包括多重模式的操作框架，并且其政策操作是依据这些框架做出从而减少操作失误[11]。在实践中，西方国家的中央银行在基于依据菲利普斯曲线模式的操作框架做出决策的同时，还关注于货币总量的变动。这是因为，尽管短期内货币总量与通胀的关系并非密切，但是从长期看，货币总量与通胀具有稳定关系。

饶有意味的是，当西方市场化国家采取了依据菲利普斯曲线模式的操作框架之后，除了美国较为成功地实现了价格稳定目标之外，相当多的国家并未实现，它们又纷纷转为采用依据通胀目标模式的操作框架，并且大都实现了价格稳定目标。事实上，与依据菲利普斯曲线模式的操作框架相比，这种操作框架本质上仍是其延续，都是由中央银行通过调控短期实际利率改变总需求、产出缺口的方式实现通胀目标。而更为进步的是，中央银行还通过对公开的通胀目标做出承诺，并试图用自身的声誉为代价保证既定目标的实现。其原因在于，在菲利普斯曲线操作框架中，公众对中央银行实现经济稳定的可信性预期的变动构成了菲利普斯曲线中通胀预期形成方式乃至通胀与产出缺口替代关系不稳定的冲击因素[12]，当中央银行通过政策微调实现价格稳定目标时，如果公众的可信性预期变动时，将会改变其通胀预期形成方式中前向参照政策所要实现的既定通胀目标与后向参照过去通胀的比重，进而使得替代关系不再稳定，也就难以实现目标。正如Sniderman所指出；“菲利普斯曲线框架本身并不能使通胀趋势下降或锚住通胀预期”[13]。而通胀目标模式框架中，中央银行试图使得公众完全形成中央银行实现价格稳定的可信性预期，也就是将这一预期内生化。那么，公众在通胀预期形成中可能会完全参照政策所要实现的既定通胀目标而不再参照过去通胀，通胀预期形成方式稳定不变，同时通胀预期接近于既定的通胀目标，这样中央银行就可能通过微调实现既定目标。

三、对我国的启示

西方经济学者对货币政策传导机制不确定性理论的研究可以为我国货币当局实现价格稳定目标提供新的分析思路。也不难看出，上述研究的关键在于建立理论上的模式和实践意义上的操作框架。如果从近几年来人民银行逐步建立的依托于以银行间债券回购市场为准备金市场②和公开市场操作为日常性政策工具、超额准备水平为主(用于控制货币供应量目标)和货币市场利率为辅(用于监测市场流动性状况)的操作目标以及货币供应量为中介目标的调控机制来看，我们可能应从货币模式及其操作框架来理解我国货币政策传导机制。

这主要是因为，由于目前我国利率市场化程度较低，存、贷款利率和汇率尚未完全放开，准备金市场与其他货币市场和资本市场缺乏联动，这就使得该市场上的短期利率无法作为基准利率由市场预期作用于其他长期利率和汇率，人民银行也就无法通过调控利率实现通胀目标。由此，菲利普斯曲线模式及其框架并不适用，而货币模式及其框架则成为了唯一选择。在这种情况下，我们就可以将我国货币政策传导机制的不确定性理解为人民银行在依据货币模式的操作框架下实现价格稳定目标过程的不确定性。这就意味着，针对价格稳定目标，我们应主要分析这种操作框架中内在的不确定性，即传导中各阶段的冲击因素性质、作用机制、影响效应以及相应的操作策略。事实上，目前国内学者已经对其中操作目标调控、货币创造、货币总量收入流通速度不稳定等不确定性进行了深入分析[14-16]，但是对名义产出分解权重的不确定性研究较少，这可能是未来的研究方向。

尽管如此，笔者还认为，从学术研究的角度看，菲利普斯曲线模式及其框架仍然有借鉴意义。我们可以将短期利率作用于总需求的传导过程加以简化，而在AD-AS模型中考察产出缺口由菲利普斯曲线决定通胀目标过程的不确定性，进而分析影响菲利普斯曲线不稳定的冲击因素性质、作用机制、影响效应以及相应的操作策略。

另一方面，虽然目前操作框架并无选择而言，但是随着将来利率市场化程度不断提高，采用依据菲利普斯曲线模式的框架条件成熟时，将同样可能面临着操作框架的选择问题。

笔者认为，从西方国家的操作框架的演进来看，我国未来的操作框架可能会经历由依据货币模式向依据菲利普斯曲线模式的变迁。再从部分国家的操作框架转变为依据通胀目标模式来看，国内有学者指出这也是我国操作框架的改革方向，并提出只要主要条件具备即可初步实施诸如宣布较宽的通胀目标等做法[17-18]。事实上，在这一框架中，中央银行对通胀目标做出承诺的前提条件是其通过调控短期实际利率和产出缺口实现通胀目标，由于这一传导途径的可控性较强，因此准确实现既定的通胀目标是可能的。然而，由于目前人民银行仍是调控货币供应量目标，并且货币量与通胀目标关系并不稳定，由此让人民银行对某一通胀目标做出承诺并不现实，并且如果长期未能实现该目标将反过来损害到其信誉。因此，采用这一框架并不适宜，而较为切实的做法是加快推进利率市场化改革，完善利率的形成和传导机制，实现向依据菲利普斯曲线模式的操作框架转变。

注释：

①除了这两种模式之外，从20世纪90年代起在一些西方国家开始流行通胀目标模式(inflation targeting paradigm)，详见后文分析。

②银行间债券回购市场和拆借市场都是我国银行间短期借贷资金的市场，但是由于拆借市场上蕴含着较大的信用风险而始终无法解决，而债券回购市场上的资金交易是以债券抵押为基础，违约风险较小，致使回购市场的交易额从1998年起超过了拆借市场的交易额，由此我们认为，债券回购市场可视为我国的准备金市场。

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【原文出处】南京审计学院学报

【原刊期号】20063

【原刊页号】9～14

【分 类 号】F62

【分 类 名】金融与保险

【复印期号】200612

【作 者】张勇/章中信

第6篇：货币政策的实质范文

关键词：量化宽松货币政策；国际收支；向量自回归模型

中图分类号：F830.9文献标识码：A文章编号：1008-2670（2013）06-0018-07

传统的货币传导机制是以利率为操作目标，通过金融市场向经济体进行传导。当经济体系陷入零利率或低利率流动性陷阱之时，发达国家推出多轮量化宽松政策，购买政府债券和其他长期债券，继续为经济体系注入流动性或基础货币，以防止经济体系陷入长期通缩。此举加速了全球流动性失衡，大量资金涌入包括中国在内的新兴市场经济体，相关影响逐步显现。现有的研究主要集中于对本国货币政策的有效性进行检验，较少对外溢效应进行研究。当前，维护国际收支平衡是我国宏观调控的中心任务之一，探究发达经济体量化宽松货币政策对我国国际收支的影响，进而提出积极有效的应对措施有着重要的理论和现实意义。

一、量化宽松货币政策实施回顾与展望

量化宽松货币政策（Quantitative Easing Monetary Policy，简称QE），是指中央银行在实行零利率或近似零利率政策后，通过购买国债等中长期债券，增加基础货币供应量，向金融市场注入大量流动性的一种特殊的货币市场干预方式。量化宽松货币政策旨在以货币流动性的超量供给来鼓励开支和借贷，因此也时常被人们形象地描述为“央行疯狂印钞票”[1]。只有在利率等常规工具失效情况下，货币当局才会采取这种极端做法。美国次贷危机之后，发达经济体陆续实施了量化宽松货币政策。

（一）美联储量化宽松货币政策

次贷危机以来，美国经济复苏疲软，失业率较高，通胀率较低，国民经济急需财政政策和货币政策支持。由于财政赤字和政府总举债均超过警戒线，刺激性财政政策实施空间不大，而美联储已经将基准利率降至接近零水平，传统货币政策失效。在此情况下，美联储先后实施四轮量化宽松货币政策。

QE1的实施时间为2008年11月至2010年3月，政策目标是直接向金融机构和企业提供流动性。主要措施为：购买由房地美、房利美和联邦住宅贷款银行的价值1000亿美元的债权及其担保的5000亿美元的资产支持证券。此后，短期资金市场逐渐恢复到危机以前水平，私人部门信心增加，在一定程度上带动了消费增长，美国经济开始复苏，但劳动力市场情况仍不容乐观。

QE2的实施时间为2010年11月至2011年6月，政策目标是推动房地产业和改善就业。主要措施为：增加6000亿美元的长期国债购买量，所购国债集中于2-10年期限，每月约购买750亿美元；维持再投资政策，即把此前QE1购买的到期机构债和抵押贷款支持证券MBS转投资于长期国债。此后，美国房地产业开始复苏，失业率缓慢回落。

QE3自2012年9月15日开始实施，政策目标为压低长期利率、支持资产价格和改善就业，主要措施为：每月购买400亿美元的抵押贷款支持证券（MBS），继续执行扭曲操作（OT），延长所持有证券的到期期限，并把到期证券回笼资金继续用于购买机构MBS，从而降低房地产的融资成本，维持长期超低利率。受此影响，房地产市场回暖，失业率降至7.8%。

QE4自2012年12月13日推出，政策目标为保持货币政策稳定性和连续性，形成私人部门的良好预期，扩大投资，推动经济进一步复苏。主要措施为：从2013年1月起每月采购450亿美元的长期美国国债以替代2012年底到期的扭曲操作。

（二）欧洲央行量化宽松货币政策

其政策核心是购债计划，包括长期再融资操作（LTRO）、证券市场计划（SMP）和直接货币交易计划（OMT）。

LTRO的实施时间为2008年4月至2012年2月，政策目标是为金融市场注入流动性，稳定金融市场。主要措施为：欧洲央行通过降低某些资产抵押证券（ABS）的利率门槛来增加抵押的有效性。商业银行通过交付这些抵押物，获得不同期限的贷款，用以购买债，并将后者抵押给欧洲央行。此后，银行流动性增强，资金紧张问题得到缓解，抑制了不断攀升的国债收益率，但单纯的注资并未能引起市场预期的好转而使银行扩大信贷。

SMP的实施时间为2010年5月至2012年3月，政策目标是稳定金融市场和缓解危机国家融资压力。主要措施为：欧洲央行和各国央行从公开市场购买政府债券或在二级市场上购买由欧元区成员国政府或公共实体发行的债券，以及在一级市场或二级市场上购买由欧元区私营企业发行的债券。SMP在短期内有效地减少了蔓延整个欧元区的债券市场风险。但市场担心此类政府债券会恶化央行资产负债表，并最终影响欧元的稳定。

OMT于2012年9月6日开始实施，政策目标是提振市场信心和稳定金融市场，主要措施为：欧洲央行在二级市场上作为参与者无限量购买债券，购买对象主要为3年期以下的国债，其实施的前提条件是受援助国申请欧洲金融稳定基金（EFSF）和欧洲稳定机制（ESM）的援助，并接受其监督。这一措施有效地提振了市场信心，并在信贷市场上产生了较好的效果，但由于欧盟存在内部机制问题，欧洲央行量化宽松货币政策对经济复苏的刺激效果受到影响。

（三）日本央行量化宽松货币政策

为应对次贷危机，日本央行在总结2001-2006年非常规货币操作政策经验和教训的基础上，再度启动了量化宽松货币政策，主要分为流动性注入和资产购买与结构调整两个阶段。

第一阶段实施时间为2008年4月-2010年10月，政策目标是向市场注入流动性。主要措施为：以改善金融机构资本状况为主的缓解金融机构资本约束的政策；以改善央行负债表特别是资产方结构的信贷宽松政策；以缓解大企业涌入信贷市场对中小企业贷款挤出效应和银行惜贷现象的企业融资支持计划。这一政策由于日本央行被动的扩张和调整资产负债表而效果有限。

第二阶段于2010年10月开始实施，政策目标是向市场注入流动性、维持长期低利率、刺激消费和投资。主要措施包括：货币市场操作指导方针、维持中长期低利率甚至零利率的物价稳定承诺、启动资产购买计划。截至2012年底，日本央行多次大规模购买资产，总额达101万亿日元。流动性注入对缓解银行惜贷行为等方面起到了一定作用，在一定程度上修复了票据和债券市场，减少了挤出效应，但一部分流动性被截留在金融系统内部，没有全部注入到实体经济中。

从上述发达国家量化宽松货币政策的推进过程来看，从政策的实施到最后终结都要经历一个较长的过程，发达国家量化宽松货币政策实施后也必然面临一个退出前景的问题。从各发达国家市场反应情况来看，各国量化宽松货币政策的退出前景也不够明朗。美联储主席本·伯南克表示，如果失业率持续以美联储预计的速度下降，美联储打算在2013年晚些时候缩小货币刺激计划规模，并在2014年中之前彻底终止购买债券行动。但7月11日伯南克又表示，即使美国失业率下降至6.5%的美联储目标，也不会急于上调短期利率。这又为美联储量化宽松货币政策何时退出打上了一个问号。欧洲央行行长马里奥·德拉吉6月25日表示，欧洲央行在欧元区经济衰退期间不会提前收回其货币宽松政策。欧洲央行执委科尔也表示，欧洲央行支持经济增长并对抗欧元区危机的政策举措“需要多久”就会持续多久，而且如有必要还会出台进一步措施。德新社报道认为，如果欧洲不追随美联储的做法，日本也不会，因为日本才刚刚开始着手实施经济刺激计划。美国量化宽松退出将会是一个渐进的过程，应该不会在一两年内就彻底退出，退出的路径应该是先减少购债规模，再逐步停止购债，最后抛出债券、调高利率。

二、量化宽松货币政策的对外传导机制分析

（一）贸易渠道传导机制

量化宽松实施国家向陷入流动性危机的金融机构提供充足的流动性，用以稳定金融体系，鼓励银行增加对企业与个人贷款，刺激国内需求。从政策效果来看，短期内发达经济体量化宽松政策对金融稳定、经济恢复、促进消费产生了较为明显的作用。发达经济体外贸进口量庞大，尤其美国是传统的进口依赖型国家，消费是国内的支柱性产业，大量的消费品仍将依赖低成本新兴市场国家提供。因此在短期内，量化宽松政策有助于刺激国内需求，提高对进口产品的吸收能力，从而有利于改善我国外需环境，增加我国出口和贸易顺差。

图1中国对美国、日本、欧盟出口变化

数据来源：WIND数据库海关数据显示：2013年一季度，我国出口总额为5089亿美元，同比增长18.4%，其中对美国出口796亿美元，同比增长6.8%；对欧盟出口760亿美元，同比增长1.1%。进出口顺差431亿美元，而去年同期进出口顺差8.6亿美元。

（二）金融渠道传导机制

一是利率传导。境外低利率和全球的低风险规避被认为是新兴市场经济体资本快速涌入的两个重要推动因素。鉴于美、欧、日在世界经济中的地位，其利率水平变动往往决定着全球的流动性状况。发达经济体通过多轮量化宽松政策向世界经济注入了大量流动性，利率水平调低至历史最低水平，引导公众预期利率保持低位，这种预期对跨境资金流动产生明显的信号作用，带动了全球流动性的迅速扩张，成为跨境套利资本流入最直接的推手。

二是汇率传导。在发达经济体量化宽松货币政策过程中，中央银行购买长期国债导致银行和私人部门持有的货币增多，引发市场对本国货币贬值的预期，大量的投机资本从发达国家往发展中国家流动。大量资本流入我国，会直接影响外汇市场供需，导致人民币被动升值，从而使得我国出口产品价格竞争力下降，贸易顺差规模缩小，同时人民币升值预期会引起国际资本的继续流入。

三是贸易融资传导。量化宽松货币政策增加了资本供给，同时也增加了银行体系的流动性，促使银行对进出口企业的支持。银行可以充分利用境内外融资利差，帮助企业境外融资，改善外贸企业融资环境，引起跨境资金流入和货物贸易顺收顺差差异扩大。

四是直接投资传导。当金融危机发生时，跨国公司会以本国的流动性为原则，境外子公司趋向将资金撤回国内。发达经济体量化宽松政策使资金直接进入商业票据、公司债务等市场，降低非金融机构的风险，从而避免了我国外商投资企业大规模资金撤离的影响。同时，发达经济体量化宽松政策使全球金融局势逐步企稳，投资者风险偏好降低，增大了资金流入新兴市场的动力，有利于我国吸引直接投资。

五是资产价格传导。目前国际市场大宗商品均以美元计价，且金融属性越来越强，已成为机构投资者避险和投机的重要载体。发达经济体的量化宽松政策导致全球货币泛滥，使得以美元计价的石油、贵金属和农产品等全球大宗商品价格出现上涨。同时，美国量化宽松政策实施后，美元的贬值预期形成，国际投资者抛出美元，选择持有大宗商品，助推价格上涨。

四、量化宽松货币政策对我国国际收支影响的实证分析

根据发达国家为便于分析比较，本文将美国、日本和欧盟作为发达国家代表。采取量化宽松货币政策的时间范畴，本文以2008年7月以来的月度数据为基础，探索建立包含我国对发达国家进出口、跨境收支、货币供应量、利率及实际有效汇率等指标的向量自回归模型（VAR）。VAR模型相对于联立方程组模型有诸多优越性：首先，对模型中的所有变量不再区分是内生变量还是外生变量，都可以作为内生变量来处理，减少了由于主观判断有误而增加的联立方程组的不确定性；其次，VAR模型可以不以严格的经济理论为依据，在建模时只要说明两件事，一是确定哪些变量是有关系的，可以把相互有关系的变量包含在模型里，二是确定内生变量的滞后阶数，以使模型反映出变量之间相互影响的绝大部分。

（一）数据的准备

1.数据来源

本文选取我国对美日欧跨境收入、跨境支出、进口额、出口额、美日欧货币供应量M1、欧美日银行间隔夜拆借平均利率、人民币实际有效汇率等指标进入模型（如表1所示）。考虑到量化宽松政策的实施区间和月度数据的可得性，所有变量取值区间为20081表1变量含义及数据来源变量名称1变量含义1数据来源LSR1我国对美日欧跨境收入取对数1国家外汇管理局LZC1我国对美日欧跨境支出取对数1国家外汇管理局LIM1我国对美日欧进口取对数1中国海关LEX1我国对美日欧出口取对数1中国海关LM11美日欧基础货币供应量总额取对数1各国央行网站AI1美日欧银行间隔夜拆借平均利率1中经网LEER1人民币实际有效汇率取对数1国际清算银行年7月至2013年6月，数值上首先作对数处理（利率指标除外）。

2.数据处理

从指标LSR、LZC、LIM和LEX的折线图看，均呈现明显的季度性波动，故使用X-11法对指标进行处理以消除季节性波动。相应地，调整后的指标分别为LSRSA、LZCSA、LIMSA和LEXSA。

3.单位根检验

借助Eviews5.0软件，采用目前使用最为广泛的ADF（Augmented Dickey-Fuller test statistic）方法，对LSRSA、LZCSA、LIMSA、LEXSA、LM1、AI和LEER进行平稳性检验，结果如表2所示，除AI为平稳序列外，其余六个均为一阶单整序列。

（二）建立VAR模型

1.VAR模型滞后期的选择1表2变量含义及数据来源变量1ADF检验值11%临界值15%临界4.VAR模型的估计结果

对LSRSA、LZCSA、LIMSA、LEXSA、LM1、AI和LEER建立一阶VAR模型，模型的估计结果如下所示。七个方程的拟合度都较高，F检验全部通过，模型的整体效果较好，说明我国对美日欧跨境收支、进出口数据与欧美日量化宽松期间地货币供应量、利率与汇率之间的相关性较强。

（三）VAR模型分析

建立LSRSA、LZCSA、LIMSA、LEXSA、LM1、AI和LEER的脉冲响应函数（如图2所示）：

我国对美日欧跨境收入（LSRSA）方面，人民币实际有效汇率（LEER）波动在第2期开始会对跨境收入产生一个极小的正向冲击，在第4期转为0.0038单位的负向冲击，到第9期最大，为-0.0105；美日欧货币供应量（LM1）在第2期开始会对跨境收入产生一个0.0195单位的正向冲击，到第7期最大，为0.0298；利率（AI）波动在第2期开始会对跨境收入产生一个0.0130单位的正向冲击，到第3期最大，为0.0137。

我国对美日欧跨境支出（LZCSA）方面，人民币实际有效汇率（LEER）波动对跨境支出的影响并不显著；美日欧货币供应量（LM1）在第2期开始会对欧跨境支出产生一个0.0183单位的正向冲击，到第5期最大，为0.0222；利率（AI）波动会对跨境支出产生正向冲击，但不明显。

我国对美日欧进口（LIMSA）方面，人民币实际有效汇率（LEER）波动在第2期开始会对进口产生一个0.0195单位的负向冲击，到第4期达到最大，为-0.0216；美日欧货币供应量（LM1）在第2期开始会对进口产生一个0.0105单位的正向冲击，到第4期最大，为0.0167；利率（AI）波动会对进口的负向冲击不明显。

我国对美日欧出口（LEXSA）方面，人民币实际有效汇率（LEER）波动在第2期开始会对出口产生一个0.0036单位的负向冲击，到第5期达到最大，为-0.0126；美日欧货币供应量（LM1）在第2期开始会对出口产生一个0.0098单位的正向冲击，到第5期最大，为0.0155，利率（AI）波动对出口的冲击不明显。

综上所述，金融危机以后我国对美日欧跨境资金流动和外贸情况表明，欧美日量化宽松带来的货币供应量增加，短期内会对我国对其跨境收支和进出口产生正向冲击，且对跨境收支变化的解释能力较强；人民币实际有效汇率的变动会对我国对美日欧的进出口产生负向冲击，对我国对美日欧的跨境收入产生短期的正向冲击，对支出产生负向冲击。分析结果表明，人民币升值会带来进出口额的下降，跨境收入短期的上升和支出的下降，这与理论分析结果一致；相对而言，美日欧银行间拆借平均利率对我国的影响不显著，解释能力较弱。

五、应对量化宽松货币政策影响的政策建议

（一）进一步加快国内金融体制改革。加快国内金融体制改革，建立健全相应的制度和程序，是保障我国金融体系安全的关键所在。当前而言，要探索将资本流动管理纳入审慎管理的框架，建立逆周期的资本缓冲工具，抑制资本波动的顺周期性[2]。同时，加强部门合作力度，形成金融监管合力，有效打击违规行为。

（二）防范和遏制资产泡沫。从金融危机中汲取的教训之一是“充分的监管政策有利于遏制潜在的资产泡沫”。当前，要保持货币政策连续性和稳定性，进一步增强调控的针对性和灵活性。要根据国内外金融形势，灵活运用多种货币政策工具，保持信贷适度增长，优化信贷结构，有效贯彻落实“有扶有控”的信贷政策。现阶段，中国人民银行、证监会、银监会等部门应加强合作与协调，有效阻止信贷资金和国际游资流入股市和房地产市场，进而遏制资产价格泡沫。

（三）促进对外贸易发展方式转变。首先要不断优化升级我国对外贸易结构，通过提高技术创新能力，提升出口产品的科技含量和附加值、掌握产品生产的核心技术、提升企业核心竞争优势，掌握对外贸易主动权；其次要积极扩大国内市场需求，降低对国外市场的依赖度，使内需真正成为经济增长的推动力，确保我国经济可持续发展。

（四）加快人民币国际化进程。从战略角度而言，人民币在亚洲国家取得区域货币的地位，并广泛地运用人民币计价、交易和结算，是应对量化宽松政策的有效手段。当前，应统筹境内外人民币市场建设，注重境内、境外人民币离岸市场的“防火墙”功能。进一步扩大货币互换的范围和规模，稳步推进中国与其他国家的货币互换。逐步拓展人民币境外直接投资试点范围，提升人民币在计价、结算、投资、储备等领域的地位，使境外人民币结存有良好的投资渠道、规范的回流机制和较佳的流动性。

（五）完善人民币汇率形成机制。完善汇率形成机制人民币汇率包括两个核心问题：一是汇率水平，二是汇率形成机制。只有不断完善汇率形成机制，才能从根本上保证汇率水平的均衡和合理。[3]目前应考虑逐步扩大提高人民币汇率弹性空间，加快人民币汇率形成机制改革，形成有弹性、双边波动的人民币汇率形成机制，削弱投机资本的持续流入动机。逐步放宽企业和个人对外投资的汇兑及范围限制，促进境内居民充分利用国际金融市场优化资产配置。

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第7篇：货币政策的实质范文

关键词：货币政策；信贷传导；贷款种类；SVAR

文章编号：1003－4625（2009）02－0015－05中图分类号：F822.1文献标识码：A

Abstract: The financial system of China is bank-oriented, and bank loans are the main financing sources for enterprises, so credit market is the main transmission channel of monetary policy. This paper investigates the impacts of tightening monetary policy and real economic shocks to different types of bank loans using quarterly data from 1st quarter of 1997 to 2nd quarter of 2008 with the application of SVAR. The study results show that the consumer loans decrease, while commercial and industrial (CI) loans and medium-and-long term loans are influenced slightly because of the increase of the interest rate. Several reasons are analyzed why the supply of CI and medium-and-long term loans may actually increase after a monetary contraction in this paper.

Key Words: Monetary Policy; Credit Transmission; Loan Types; Structural VAR

一、引言

Robert Roosa（1951）提出的信用可获性理论（Credit Availability Doctrine）是货币政策信贷传导渠道理论的最初形态，这一理论认为“当中央银行通过实施货币政策变动利率时，将会引起贷款者即金融机构的反应，使其为保持一定程度的流动性而调整资产构成，将会引起贷款增减，最终实现中央银行调整经济的目标”。这一传导理论可概括为:货币政策利率贷款者借款者、储蓄者一般信用可获性社会经济活动。

其后，Stiglitz, J., and A. Weiss （1981），Ramey, V. （1993）， Bernanke and Gertler （1988，1995）等的研究成果确立了信贷渠道作为货币政策传导机制的基础。

对于我国投资推动型的经济增长而言，以银行贷款为主的信贷传导渠道发挥着关键作用。理论上，货币政策形成的新增货币供给会增加银行资金供给与贷款能力，进而影响企业的投资支出与居民的消费需求，最终促进经济增长。但货币政策的信贷传导渠道传导能否保持通畅，关键在于货币供应量变化能否有效影响银行体系的信用规模。货币当局所能控制的只是基础货币和贷款基准利率，而银行体系的信贷规模在很大程度上取决于商业银行自身的行为。

近年来，我国货币政策信贷传导渠道及其效应问题越来越引起国内学者的重视，在为数较少的实证研究中，研究成果显示信贷渠道是我国货币政策传导的主要传导途径（王振山、王志强，2000；李斌，2001；蒋瑛琨、刘艳武、赵振全，2005)。货币政策的信贷传导渠道具体分为“银行贷款渠道”和“资产负债表渠道”，本文从“银行贷款渠道”分析货币银行政策信贷传导渠道的有效性。

从现有的国内外研究文献来看，学者在研究货币政策的信贷传导渠道时，对信贷变量都直接取各类贷款规模的总和，由于“贷款总和”这个综合性变量没有考虑不同种类贷款的差异，当不同种类贷款在货币政策作用下具有不同的运行规律时，“贷款总和”的实证结果就会隐藏一些关于不同种类贷款在货币政策传导机制中的有用信息。我国直接融资不发达，各类企业都严重依赖于银行贷款，当出现信贷紧缩时，各类企业贷款的获得性都会受到程度不同的影响。

为了更加清晰而完整地描绘出我国货币政策信贷传导渠道的有效性及其存在的问题，本文在“信贷变量”的选择上有了更加科学的处理，按贷款用途和贷款期限对金融机构的贷款规模总和进行细分，并对不同种类贷款受实际经济和货币政策冲击的反应情形进行比较研究，在此基础上得出政策建议与启示。

二、货币冲击效果的实证估计

（一）识别货币冲击的结构向量自回归（SVAR）方法

为了对货币政策传导的动态过程进行实证分析，本文建立SVAR模型：

Zt=Г+■AiZt-i+ui

其中，Zt是一个k×1维的向量，其中包括kc个X■■和kl个X■■以及中央银行执行货币政策的工具变量it，所以Zt=[X■■,it,X■■]，且k=kc+1+kl；Г表示k×1维的常数向量；Ai表示参数矩阵；假设干扰向量u表示序列不相关的且其方差―协方差矩阵表示为?蒡u；q表示一个非负的整数。Zt只对外生的货币政策冲击做出反应，而不受其他外部冲击的影响。

假设kc,kl≥0，并且如果kc=0，则kl>0，如果kl=0则kc>0。参数矩阵A满足如下限制性条件：

A=A110■ 0■A21A22 0■A31A32 A33

其中，A11是一个kc×kc维的矩阵，A21是一个1×kc维的矩阵，A22是一个1×1维的矩阵，A31是一个kl×kc维的矩阵，A32是一个kl×1维的矩阵，A33是一个kl×kl维的矩阵，0i×j是一个i×j维的零矩阵。注意以上结构与中央银行信息集的假设一致。Zt中各变量对货币政策冲击所做出的反应与X■■和X■■中变量的顺序无关。中央银行根据X■■中变量的当期值和Zt中各变量的滞后值来设定it，因此X1t为零。其中，X■■中变量的当期值与it是同期不相关的。因此，一个外生的货币政策冲击可以被视为对it的修正项得到估计。

SVAR模型也可以运用OLS方法得到估计，并使用脉冲响应函数的方法清楚地概括出SVAR模型的动态结构的性质，即分析出任何一个变量的扰动是如何透过模型影响所有其他变量，最终又反馈到最初的那个变量自身上来的。

（二）指标选择和数据处理

1.指标选择

利率调整是中央银行对物价变化所做的政策反应，鉴于样本期内利率变动与经济景气变化之间的互动增强，利率在调节经济景气变化方面的作用更加明显。

由于货币市场工具占商业银行资产的比例较低，货币市场短期利率的变动无法直接影响商业银行的贷款利率和资产结构调整。

因此本文选择央行规定的1年期贷款利率作为利率指标，由于这一利率指标除偶尔调整外，大部分时间缺少变化，这样一来就不利于计量分析，本文使用同期7日银行间债券市场回购利率进行指数调整。

我国货币政策的最终目标是“稳定物价，并以此促进经济增长”。因此经济增长指标（GDP）和物价指标（CPI）从整体来看最能反映货币政策实施的最终效果。

为了更加细致地勾勒出贷款渠道对货币政策变动的反应，本文将金融机构贷款按借款主体和期限细分为短期工商业贷款（CI）①、非金融性公司和其他部门的中长期贷款（简称中长期贷款，LONGT）和居民个人的消费贷款（CONS）三类主要贷款②，通过SVAR模型分别勾画出这三类贷款对货币政策变动所做出的反应，这种分析可以为货币政策的制定和实行提供更加明确的理论指导。

2.数据来源与处理

样本期名义GDP、CPI、1年期贷款利率、工商业贷款、中长期贷款和消费贷款的季度数据来源于《中国人民银行统计季报》、《中国经济景气月报》、中国人民银行网站（pbc.省略）和国家统计局网站（stats.省略）。名义GDP 经过居民消费价格的季度定基比指数CPI调整后得到实际值，并且利用X―11方法进行了季节调整。CPI利用国家统计局公布的零售物价月同期比指数（即与上一年度的同期物价百分比）和月环比指数构造中国零售物价的月定基比指数（基年为1996年），再利用零售物价的月定基比指数得到它的季度定基比指数。为了消除数据中可能存在的异方差问题，本文对所有变量数据进行了自然对数变换。

（三）实证过程

为了确保SVAR模型设定的正确性，我们首先要对单变量时间序列进行平稳性检验，根据AIC和SC取值最小的准则确定模型的滞后期数，本文选择滞后一期，即p=1。单位根检验结果见表1。

表1各序列的ADF结果（1997年第一季度至2008年第二季度）

注:其中检验形式(c ,t ,1) 分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后1期，表示差分算子,*和**分别表现检验值小于5%和1%的置信水平下的临界值。

检验结果表明：变量GDP、CPI、INTEREST、CI、CONS、LONGT都是非平稳的，但是其一阶差分又都是平稳的，即是I（1）的。

对下面的回归结果中，我们只报告一单位标准差货币政策利率冲击和一单位标准差实际经济GDP冲击发生两年半内不同经济变量的累积反应值。

由于在SVAR模型中可以得到正交化的脉冲响应函数，即可以单独考虑各个变量的冲击对其他变量的影响，因此本文分别分析货币政策对实际经济变量GDP和CPI以及货币政策和实际经济对不同贷款种类的影响。

图1、图2分别考察实际经济变量GDP、CPI对利率冲击的反应情形。

图1 GDP对利率冲击的反应曲线图2 CPI对利率冲击的反应曲线

首先，观察实际GDP对货币政策结构性冲击的反应。从图1中可以看出，给定利率一个正向的冲击，从第1期后对实际GDP就有一个负的影响，并在第二季度达到最低点（-0.013），之后开始震荡上升。虽然利率对经济的影响有波动，在个别季度出现正效应，但总的来看还是以负影响为主，这与经济理论是基本吻合的――紧缩性的货币政策对经济增长有抑制作用。

但从长期来看，GDP对利率结构性冲击的反应较小（-0.002）。这说明我国的货币政策短期内有一定效果，反应最强值是（-0.013），长期内的作用力非常弱。

从实际GDP方差的结构性分解中还可以进一步看出，实际GDP的变动几乎绝大部分取决于自身和价格的结构性冲击。

其次，观察价格水平CPI对货币政策结构性冲击的反应。如图2所示，面对利率上调的冲击，价格水平随即向下波动，其最大效应出现在第二个季度（-0.00095），三个季度后价格水平大致保持正的反应，并趋于新的稳定水平。

这说明货币政策对价格水平只有短期的微弱影响，即央行试图通过上调贷款利率抑制贷款需求从而降低价格水平的预期难以实现。从方差的结构性分解中发现价格水平的变动主要是由价格的结构性冲击来解释。

图1和图2中CPI和GDP都在当期发生了程度不同的负向反应，说明利率上调对抑制经济总量过热过快增长和物价上涨有不同的效果，相比之下，GDP的影响效果较CPI更显著些。

CPI对利率冲击反应不明显的原因是中国经济的高速发展往往伴随着较高的通货膨胀率，无论是从年度还是季度数据来看，GDP增长率都是CPI变化率的Granger原因（王智勇，2008），可见，如果要控制CPI的变化幅度，或者说要控制通货膨胀，单靠货币政策工具是无法实现的，对GDP增长率的适当控制也必不可少。

接下来对不同种类贷款分别受货币政策冲击和实际经济冲击的反应情形作比较分析，具体情形见图3、图4和图5。

图3工商业贷款受货币政策和实际经济冲击的反应曲线

工商业贷款是我国商业银行短期贷款的主要业务，样本期内工商业贷款规模占短期贷款规模的50%―60%左右，在经济周期性波动过程中，工商业贷款规模、质量往往会随宏观经济的周期性变化发生显著的变动。

从图3我们可以看出，利率上调当期对工商业贷款的影响并不大，仅在第三季度有微弱的负影响（-0.001）,此后一直处于正影响阶段,长期中趋近于0.007。提高利率的紧缩性货币政策对工商业贷款影响不大的原因是利率指标为1年期贷款利率，而工商业贷款是贷款期限在一年以内的短期周转性贷款。工商业贷款在受到实际经济冲击后，出现了正向反应，在随后的三个季度内不断上升，在第三季度达到最大（0.014），过了三个季度后正向反应减弱，长期中维持在0.01水平，由于工商业贷款与实际经济周期有相同方向的变化规律，实际经济冲击相对货币政策冲击对工商业贷款的影响更大些。

图4消费贷款受实际经济和货币政策冲击的反应曲线

从图4中我们可以看出，实际经济对消费贷款的影响在短期内表现为负反应，在第二季度达到最大（-0.015），从第三季度开始转为正反应，长期中为正影响（0.01），而一个标准差的紧缩性货币冲击发生后，消费贷款当期反应为正（0.0015），但随后不到一个季度就开始转为负影响且随时间推移逐渐加大，长期中趋于(-0.013)。由于我国现有住房按揭贷款是从下一年开始执行调整后的新利率，所以加息对消费贷款的影响有一定的滞后性，会随时间推移逐渐显现。

图4的变化情形说明消费贷款的借款主体，居民个人的利率敏感性较强，对加息的反应调整较大。如2005年个人住房贷款利率优惠政策取消后，各地普遍出现持币待购、提前还款及全额付款比例上升等现象。

经过2006年和2007年的多次加息，特别是2007年的连续六次加息，其累积效应和持续加息预期对购房者心理影响逐渐加大，2008年第一季度全国各地普遍出现提前还贷的。

图5中长期贷款受实际经济和货币政策冲击的反应曲线

从图5中我们可以看出，实际经济对中长期贷款的影响无论是短期还是长期都是正反应，长期中趋于0.036,说明经济快速增长在某种程度上导致了对中长期贷款需求的旺盛，同时也刺激商业银行中长期贷款规模的扩张。一个标准差的紧缩性货币冲击发生后，中长期贷款的反应不明显,只在第四季度有负反应（-0.003），长期中趋于0.015。我国中长期贷款以企业项目贷款为主，因此中长期贷款的增长速度一直是反映宏观经济固定资产投资是否过热的重要指标。

中长期贷款的利率敏感性较差的原因除借款主体利率敏感性差外，还有另一个原因是利率政策导致贷款利率期限结构的变化。央行紧缩性货币政策是将各期限的贷款基准利率上调相同的百分点（如0.27），如果所有的贷款都按央行的基准利率来执行，那么贷款利率的期限结构将会变得更为平坦。这意味着借入长期贷款更可取，贷款利率期限结构的这一变化会在一定程度上鼓励借款者借取更长期的资金，对短期资金的需求会相对减弱。

对商业银行而言，相比短期贷款，中长期贷款的利差更高，在经济高涨时期可以成为商业银行稳定的高收入来源，这也正是目前条件下虽然中央银行屡次采取调高利率的方式收紧流动性，但中长期贷款仍然过快增长、引发固定资产投资难以控制的原因。

三、研究结论

从利率的形成机制来看，1年期贷款利率只能反映中央银行对未来价格变化的预期，不能反映其他市场参与主体的预期。

因此当对不同种类贷款受利率冲击的脉冲响应分析时我们发现：

加息的紧缩性货币政策效果更多地受到货币政策传导的微观基础――商业银行、企业和居民的影响。

本文在分析不同种类银行贷款对利率冲击的反应后，发现企事业单位为借款主体的贷款（工商业贷款和中长期贷款）利率敏感性明显弱于以居民为借款主体的贷款（消费贷款）利率敏感性，这一结论与戴桂勋（2007）的实证研究结果一致，这一发现从另一个角度解释了我国货币政策中利率传导渠道效果不显著的原因，可以为将来货币政策的制定和实行提供非常明确的理论指导，如人民银行以后在调整利率时，可以采取差别贷款利率调整做法。

商业银行在中央银行货币政策传导机制中扮演着十分重要的角色，央行的货币政策只有得到商业银行的积极响应，才能达到调控效果。已经市场化改革了的商业银行，其经营机制和目标已经发生了较深刻的变化，在利润与股东价值最大化的上市公司纪律约束下，单纯的利率政策是难以实现预期货币政策目标的，我国中长期贷款在紧缩性货币政策下不断创新高就是很好的明证。

另外，根据国外研究发现，当利率高企、经济低迷时，银行更倾向于发放工商业贷款，因为这类资产是流动资金贷款，能获得相对高的回报率（因为短期利率水平高）并且比中长期贷款更加安全，不知这一研究结论是否适合于我国当前及以后一段时间内银行贷款结构的变化。

四、结语

2008年7月，中央根据新的经济形势将宏观调控的目标由前期的“双防”变为“一保一控”。按照“一保一控”的方针，从紧的货币政策也适时做出调整，为化解次贷危机可能引发的经济衰退风险，央行近来多次降息、下调存款准备金率、调整中央银行票据发行以及取消对商业银行信贷规模硬约束等，向市场明确传导出了货币政策“转向”信号。虽然利率下调和放松贷款规模能够带来减少投资成本、刺激消费等功效，但作用效果和作用时间目前都还很难确定。

为了增加货币政策信贷传导渠道的有效性，央行除了对贷款规模进行总量控制外，还需要对贷款种类进行结构调整，以增强货币政策信贷传导渠道的有效性。

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[9] Christiano, Lawrence J., Martin Eichenbaum, Charles Evans. Nominal Rigidities and the Dynamic Effects of a Shock to Monetary Policy[R]. NBER Working Paper.

第8篇：货币政策的实质范文

一、前 言

近些年台湾地区的利率持续下降，原因来自于自2000年开始居高不下的失业率，加上国际经济恶化严重冲击台湾地区出口，使得区内经济成长持续低迷，再加上当时银行逾放比率持续攀高，银行对债信差的企业紧缩放款，金融市场新台币资金大量流向外汇存款及股市下跌的窘境；另一方面，美国多次调降利率也造成全球主要国家利率竞相走低，为避免新台币和美元利差扩大带动新台币升值而冲击出口产业竞争力，金融主管部门持续以宽松货币政策刺激景气。

根据凯恩斯论点，当利率水准很低，低到不能再低的程度时，社会大众预期未来利率将走高，宁愿持有货币而不愿进行消费或投资，所以货币主管部门增加货币供给以带动景气的政策将无法奏效，即所谓的“流动性陷阱”。再者，当厂商对前景不看好时，尽管利率跌得再低也不会贸然投资，即存在“投资陷阱”。当社会上出现这两种现象时，意味着货币的利率管道将无效，此时如果货币政策有效势必是其它货币传递管道的功劳。当日本陷入十几年的经济萧条，日本央行持续维持低利率水准，仍然没有能力刺激景气的复苏，引发了日本是否陷入流动性陷阱及投资陷阱的讨论(如Hondroyiannis, Swamy, and Tavlas 〈1999〉)。但许多经济学者(Mishkin 〈2003〉, Bernanke 〈2000〉)指出利率管道并非是货币政策传递的唯一管道，认为日本央行应该还有可以施力之处，强调即使利率管道不畅通，也还可以藉由其它如资产价格(股价)管道、汇率管道，使货币政策产生刺激景气的实质效果。

利率管道的相关文献中， Hondroyiannis, Swamy, and Tavlas (1999)实证结果并不支持日本存在流动性陷阱的假说。Krugman (2000)及 Coenen, Orphanides and Wieland (2004)处理日本流动性陷阱的问题。Miyao（2002）的结论为利率对日本的实质产出有恒常效果。Mehrotra (2006)发现在日本和香港地区利率上升都确实能降低物价和产出水准，而台湾地区的货币政策没有显著影响。

在有关货币与股价的相关文献中，Bakshi and Chen (1996)发现股价报酬和货币成长的相关性依赖于产出成长和货币成长的相关性。Boyle (1990), Danthine and Donaldson (1986), Foresi (1990), Lee (1989, 1992), LeRoy (1984), Lucas (1982), Marshall (1992), and Stulz (1986)等人的实证结果发现实质股票报酬和货币成长呈正相关，而名目股价和货币波动同期负相关。Bernanke and Gertler (2000)通过观察在小型规模的总体模型下不同的货币政策法则，发现当有关部门施行政策只考虑通货膨胀而不考虑股价时，所得到的产出和通货膨胀是最低的。Miyao（2002）指出，日本股价对产出有长期正向的延迟效果。Forster（2005）发现股价和德国经济彼此相关，当有全面性的股价移动时，会同时反应在德国的消费和私人投资。陈君达等(2006)研究认为不论台湾地区公司规模的大小，货币政策对实质股票报酬之影响大于名目股票报酬。

至于汇率管道的文献有，Dornbusch (1976)印证汇率是货币传递机制上一个很重要的管道。Branson (1977)得到货币供给与汇率呈正向关系的结果。Obstfeld and Rogoff (1995)由货币需求方程式观察汇率动态调整。Eichenbuam and Evans (1995)显示美国施行紧缩性的货币政策导致美国利率很明显且持续地上升。Mehrotra (2006)指出日本和香港地区的名目有效汇率上升能降低物价和产出水准，但台湾地区的货币政策和汇率冲击价都没有显著影响。Svensson (2001, 2003) 指出若多个经济体系都存在流动性陷阱，那么不论各国的汇率制度是否相同，皆不能同时采用货币贬值的策略。

以上探讨货币传递管道的实证文献多是观察长期资料，但日本上一波的不景气被怪罪为日本央行货币政策的操作不当，因为只一味调降利率希望藉由利率管道刺激景气，忽视其它货币传递管道。这样的说法使我们想了解这段低利率时期，其它货币传递机制是不是可有效运作，因此本文只针对台湾地区在2000―2006年和日本在1993―2006年这一波经济衰退的低利率时期分别探讨货币政策的有效性。除利率管道之外，我们也将检验股价管道以及汇率管道是否畅通，以寻求为何日本在此段时期货币政策似乎无效的答案。

在研究方法上将针对采用的变量特性做回归分析，由于总体经济变量常具有时间数列的特性，且变量之间会相互影响，因此，本文采用VAR(vector autoregression)模型来检视货币政策的传递管道是否畅通。

二、 研究方法（VAR）和检定

总体经济变量常具有时间序列的特性，且变量间会相互影响，依照本文所探讨的货币政策管道来看，我们会发现当金融主管部门施行货币政策，进而影响利率、汇率和股价等变量，再透过这些变量来影响产出。但是当产出改变，金融主管部门又会因产出而有不同的调整，紧接着又进行再次的循环，如此变量之间便不断地相互影响，无法特别认定外生变量。因此，本文采用VAR模型来探讨货币政策的管道是否畅通，在VAR的模型中，所有变量都视为内生，可排除认定外生变量的问题。

VAR模型的主要目的是预测某一个变量的改变对整个VAR系统中所有变量的影响，原因在于VAR模型只能观察经济变量间的互动情况，无法解释变量间的正负关系及变量间彼此影响的程度，而“冲击反应函数分析”可以看出某误差项在过去某一时间产生变化之后，使应变量跟随着产生一连串变化或调整的过程，因此可以观察变量间的正负关系。至于“预测误差的变异分解”则是对VAR模型的预测误差成分进行分解，以作为变量间影响程度的依据。因此，这样的影响将透过“冲击反应函数”和“预测误差的变异分解”来呈现。本文将依循着下列的步骤和方法架构出一个完整的VAR模型。

（一）VAR模型的排序与落后期的选定

首先，本文根据经济理论做变量的挑选和排序，用缩减式呈现如下：

本文希望观察到的是当期的货币政策是否会影响当期的利率、股价、汇率及产出，但是我们并不在乎当期利率、股价、汇率和产出的变动是否会改变金融主管部门的货币政策行为，因此本文把代表货币政策的工具――金融拆款利率 (ibor) 放在模型的最下方，再探讨透过当期的利率 (r)、汇率 (e) 和股价 (pe) 的改变是否会影响当期产出，也就是在此不强调当期产出对经济社会带来的效果，因此把代表产出的变量 (y) 放在模型的最上方。至于中间变量的摆放也是依据传统的经济理论来放置。

由于本文主要探讨的是货币政策的三种管道，而且特别强调“低利率”时期，我们分三种情况说明：(1)在利率本就很低的情况下，金融主管部门依旧施行扩张性的货币政策，利率是否还有下降的空间？换言之，在这段时期是否存在着“流动性陷阱”？我们预期货币和利率为负向关系。(2)在低利率时期，货币政策是否会因为对利率的影响变小而更加依赖另外两个管道？因此在实证结果上要留意货币政策在汇率和股价两个管道是否畅通。预期货币政策和此两种管道之间的关系应为正向。(3)若实行扩张性的货币政策导致利率下降，是否能刺激消费和投资并增加产出，我们关心是否存在“投资陷阱”；本地区货币贬值是否透过增加净出口而提升产出；资产价格(股价)的增加代表着财富的增加，因此人们会增加消费和投资以累积产出。因此预期利率和产出呈现负相关，汇率与股价则和产出呈现正相关。

另外，由于VAR分析主要是对经济变量之间的互动与冲击影响过程进行分析，所以在架构出一个VAR模型时不只要留心变量排序问题，还要谨慎地根据理论模型来挑选适当的变量，在使用VAR模型时，因为我们没办法很明确地看出变量中是否有外生变量，又很希望挑选的变量都具经济意义，往往会将参考的变量都纳入其中，可是当放入的变量过多时又会丧失过多的自由度，所以要慎重选取。本研究依据经济理论来架构VAR模型，因此没有变量选取的疑虑。VAR模型决定后，必须选择最适的落后期数，本文搜集的资料为月资料，台湾地区资料共60笔，日本资料共153笔，因此设定最大落后期数为4期，再使用最小SBC (Schwartz Bayesian Criterion) 的方法来挑选出最适落后期，最后根据统计结果，台湾地区或日本的资料都选取落后一期为最适落后期。

（二）单根和共整合

根据理论，本文得知所选取的变量必须本身是定态的时间数列，原因在于变量都是非定态数列时，有可能会因为彼此具有相同的趋势项而产生“假性回归”的现象。相对地，如果变量间存在着共整合，而我们却直接差分作VAR，将会导致错误的估计。一般来说，最普遍用到的单根检定有三种：ADF单根检定(Augmented Dickey-Fuller test)、PP单根检定(Phillips-Perron tests)和KPSS (Kwiatkowski, Phillips, Schmidt, and Shin Test)单根检定。经过检定，不论是台湾地区或日本的变量经过判定都为定态数列，使用原本水准 (level) 值即可。

三、 实证模型设定

（一） 变量说明

在价量不兼容的情况下，我们必须选择一种作为货币政策的指针，观察台湾地区金融主管部门和日本央行的政策，均比较偏向控制价的变量，即金融业拆款利率，因此本文主要以金融业拆款利率作为货币政策的变量。

由于希望能讨论投资陷阱或财富效果，因此需要消费及投资变量，但因为此两变量都无月资料，我们只能直接讨论政策对实质产出的影响。本文观察的资料是月资料，所以在资料的搜集上，不论是金融业拆款利率、利率、汇率和股价都有月资料可循，但产出资料却没有，在此采用工业生产指数作为产出变量。

（二）资料转换及来源

1． 台湾地区的样本资料。采用2001年10月到2006年9月的月资料为时间序列资料。一个月期存款利率(r)、金融业拆款利率(ibor)和汇率(e)都来自于金融主管部门统计数据库。 其中利率为银行业牌告利率的一个月期存款率，利用费雪方程式处理成实质利率，汇率则是先从金融主管部门统计数据库取得各主要通货当地外汇市场或纽约外汇市场银行间即期交易的收盘价的月资料(月资料系日资料之平均值)，为台币对美元的直接报价资料，再以台湾地区与美国的GDP 平减指数处理成实质变量，最后取log值。股价指数(pe)为台湾地区金融主管部门统计数据库的加权股价指数月均值，利用GDP平减指数处理成实质变量。GDP 平减指数以2001年为基期，资料取自台湾地区有关方面统计信息网。工业生产指数(y)则是取自于台湾地区权威经济研究机构数据库的共同经济指针。

2． 日本的样本资料。至于有关日本低利率时期的研究，则采用1993年10月到2006年6月的月资料，同为时间序列资料。金融业拆款利率、一个月期存款利率、股价指数为东京日经225指数月均值，皆从日本银行统计数据库取得。汇率和日本的GDP平减指数都取自于台湾地区权威经济研究机构统计数据库。工业生产指数则取自于台湾地区权威经济研究机构数据库的共同经济指针。处理成实质利率、实质汇率和实质股价的方法和台湾地区资料相同，唯一的区别为以日本与美国的GDP平减指数来处理，而且以2000年为基期。

四、实证结果分析

（一） 冲击反应分析

根据所设模型，利用向量自我回归分别估计台湾地区和日本的三种货币政策传递管道，以观察“冲击反应分析图”。通过由冲击反应分析图，一方面可看出变量间的正负向关系以及哪期冲击的影响最大，同时由于有上下两条曲线代表参数估计之信赖区间的上下限，更可界定出某变量的冲击是否对另一变量具有显著影响力。图1中，金融业拆款利率对实质利率呈现显著的正向影响，与预期相同，而且在第6期影响最大，意味着当台湾地区有关方面实行扩张性的货币政策使金融业拆款利率下降也会导致实质利率的下降，显示出在台湾地区这段时期里，仍具有流动性效果 (即流动性陷阱不存在)。金融业拆款利率对实质汇率有正向影响但不显著；金融业拆款利率对实质股价也有正向影响，但在统计上没有显著影响力。因此显示在这段时期，台湾地区的货币政策在实质汇率和实质股价这两管道上并不畅通。 金融业拆款利率的冲击三个管道的冲击

注：上下两条曲线代表参数估计之信赖区间的上下限。变量放置依序为工业生产指数(y)、实质股价(pe)、实质汇率(e)、实质利率(r)、准备货币(res)、金融业拆款利率(ibor)。再来说明三个管道对产出的冲击反应。实质利率对工业生产指数有负向影响，而且在第二期影响最大；实质汇率和实质股价对工业生产指数都为正向影响，其中实质股价对工业生产指数在第四期影响最大，三者的符号都与理论及预期相符，但在统计上并没有显著影响力。最后整体来看，金融业拆款利率对工业生产指数具有负向影响，和预期相符但不显著。资料显示虽然三者的影响方向都符合预期，然而并没有显著的影响，因此无法指明货币政策的施行确实能透过此三种管道来刺激产出，而且货币政策(金融业拆款利率)并不能影响产出，这样的结果显示着台湾地区在这段低利率时期，货币政策是无效的。 金融业拆款利率的冲击三个管道的冲击

图2为日本金融业拆款利率对实质利率的冲击反应和台湾地区同样都为正向影响，但不同之处在于金融业拆款利率对实质利率并没有显著影响力，也就是说在此处我们会发现日本1993―2006年的低利率时期存在着流动性陷阱，金融业拆款利率对实质汇率有显著负向影响，且随着时间变化，负向相关愈加明显。而金融业拆款利率对实质股价一开始呈现正向影响，在第20期转为负向影响，但统计上没有显著影响力。实质利率对工业生产指数一开始为负向影响，在第17期转成正向；实质汇率对工业生产指数为负向影响；实质股价对工业生产指数呈现正向影响。然而三个管道在统计上都不具显著影响力。

（二） 预测误差变异的分解

有关台湾地区和日本的工业生产指数的预测误差变异数分解结果呈现于表1和表2，其排列顺序为工业生产指数、实质股价、实质汇率、实质利率、准备货币、金融业拆款利率。不论是台湾地区或日本在第一期时，工业生产指数的外生性都是100%，显示货币政策（金融业拆款利率）在施行时会有时间和效果的落后现象，同时也反应三个管道（实质利率、实质汇率和实质股价）的传递不是立即的。随着时间的变化，工业生产指数的外生性慢慢被稀释，换句话说工业生产指数逐渐被其它变量所解释。

观察表1，在第24期时，工业生产指数被自己所解释的部分已经减少成只剩67．77%，其中有极大部分(22．43%)是被准备货币所解释，其次是被实质利率所解释，约3．33%，不论是金融业拆款利率或三个管道的解释成分都不高。通过日本资料表2则发现，尽管经过了两年，工业生产指数大部分(81．36%)还是被自己所解释，其它变量中解释程度最高者为实质汇率，在第24期时，工业生产指数有9．09%被实质汇率所解释，第二高者为实质股价，有5．89%的解释程度，而且其中工业生产指数被实质利率所解释的部分是所有变量中最低的，意指实质利率对工业生产指数的影响最小。

五、结 论

本研究主要针对前一波经济不景气的低利率情况来探讨台湾地区和日本是否面临到凯恩斯所说的流动性陷阱或投资陷阱的问题，并且观察除了利率管道外，汇率和股价管道是否畅通。使用VAR模型分别针对台湾地区和日本分析其冲击反应分析图和预测误差变异。经实证结果显示，针对利率管道的部分，使用一个月期存款利率来衡量，发现台湾地区并未存在“流动性陷阱”，也就是说，扩张性的货币政策施行后，实质利率仍有下降的空间。进一步检定“投资陷阱”发现，实质利率对产出并没有显著影响力，透露出似乎存在着“投资陷阱”，意即虽然短期实质利率持续调降使得长期实质利率跟着降低，但由于预期心理的因素，厂商对未来前景不看好，因此无法刺激消费和投资进而增加产出。另外实质汇率和实质股价管道也不畅通。

日本得到不同的结果，货币政策只透过实质汇率这个管道产生效果，对实质利率和实质股价管道是没有显著影响力的，也就是存在着“流动性陷阱”，因为利率已经很低，尽管日本银行持续施行扩张性的货币政策也无法使利率往下调整；和台湾地区相同的是，货币政策对产出也没有显著影响。此外无论是台湾地区或日本在这段时期，货币政策指针对产出的贡献是相当小的。

实证结果引申的意义为，在景气低迷这一阶段，台湾地区有关方面持续调降利率试图刺激经济回温的效果其实非常有限。如果分析上并无错误，那么是否货币政策真的就无效呢？后续的研究可以尝试以“信用观点”切入。

这样的结论可能与实际的经济社会走势有关，也可能与数据处理有关。本文有关观点可改进之处有：(1)低利率定义其实是见仁见智，本文是以3%以下为标准，若使用基准不同便可能会有不同的结果。(2)采行的货币政策指针是以金融业拆款利率为主，然而有关方面真正在施行货币政策时所瞄准的“操作目标”分为数量变量和价格变量两种，故选择不同的操作目标也可能影响结果。(3)一般总体研究以年或季资料较为稳定，但台湾地区或日本经历的这波低利率时期并不长，只能以月资料来分析成为本研究受到的限制。

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Effectiveness of Monetary Policy during Low-interest-rate Periods ――Experiences of Taiwan Region and Japan

第9篇：货币政策的实质范文

    在一个转轨时期的金融环境中,货币政策传导与金融监管之间会产生诸多冲突,如何协调并建立两者间的新型平衡关系,是当前金融改革的一大难点。就此,本文拟从两大冲突与矛盾着手,分析货币政策目标与监管规则的冲突、集权式运行模式的矛盾等方面,来论述建立功能性金融监管模式服务于货币政策传导的问题。

    (一)货币政策目标与监管规则之间的冲突

    传统的货币政策目标是稳定物价、充分就业、促进经济增长、平衡国际收支。自20世纪90年代中期以来,我国直接调控逐步缩小,间接调控运用不断增多,货币政策的最终目标基本锁定为稳定物价并以此促进经济发展。应该讲,稳定物价的最终货币政策目标是相当明确的,它根据历史上货币政策传导各环节中多主体的行为取值之和进行政策调整,这是一个变量的概念,是一个多重主体的、多变的集体选择后果。

    但是,该货币政策目标经过金融体系的过滤后,则与现行监管规则之间产生极大冲突,这种冲突存在于货币政策传导的渠道之中。

    从1991年至2001年,我国证券市场筹集资金近8000亿元,但贷款却增加80000多亿元,其中1999年,非金融部门以银行借款方式从国内金融机构融入的资金为10734亿元,占其总融资量的61%,以债券及股票方式融入的资金为3744亿元,占其总融资量的21%。这些数据说明国内非金融机构部门的融资仍以间接融资为主,故银行信贷传导仍是我国货币政策传导的主渠道。

    那么,为创造健康金融运行环境,服务于货币政策传导的金融监管也就集中于信贷政策的监管,它建立在中央银行一系列政策法规基础之上。考虑信贷政策作为货币政策客体——商业银行的经营准绳,其对商业银行经营具有巨大影响力,故其具有相对长期稳定的内在特质要求。

    于是,为平滑物价变动,中央银行需要连续调整货币政策时,却因信贷政策处于一种僵化的状态,对于货币政策的变动弹性较小,使得中央银行在此之间难以寻找实质性的平衡点。例如,近年来中央银行不断降息,并通过窗口指导,推动商业银行放贷,特别是对中小企业的贷款投放,但是实践证明,老化的贷款管理办法及严厉的贷款责任人制度,强硬地制约了商业银行的放贷积极性,也制约着中央银行自身的货币政策意图实现,这就意味着我国的金融监管规则无法为货币政策提供坚实的运行支撑。

    (二)集权运行模式的矛盾

    有效的货币政策传导,需要市场化程度较高的金融运行环境,通过金融市场作用于政策客体,对其资产的结构、财富的变动、信用供应的可能及预期产生一系列影响,以达到政策目标。

    但是,中央银行的另一种职能——金融监管却因其自身的运行模式,加大了货币政策的社会运行成本,改变了货币政策预期效果。尤其在我国,金融监管与货币政策共存于一体,即中央银行集权运行双职能,使得金融监管同货币政策传导之间产生内生性冲突。

    观察可知,我国的中央银行并不具备决策的独立性,它要服从于政府的各种利益调整要求。既然中央银行对货币政策不具有独立控制权,其结果就是,金融监管成为中央银行职能的重中之重;特别是在金融市场化水平很低的情形下,消极监管更成为监管主流,这是中央银行损失最小、利益最大的一种选择。

    与此同时,金融监管还会受到外部利益集团的干预,更使得为货币政策传导服务的预期监管目标发生扭曲。所以,在运行载体同质的基础上,集权式的货币政策管理与金融监管使中央银行产生两难抉择,即中央银行为实现货币政策,需要开展积极监管,但却强烈地受制于自身的“成本——收益”比较机制的约束,而转向货币政策配合值很低的消极监管,最终降低中央银行对宏观经济的推动作用。以上具体表现为两个方面:

    第一,货币政策管理体制建设乏力,中央银行内部的货币政策推行无法落实。

    目前,我国省会城市中心支行负有货币发行调度之责,却没有货币信贷管理之权,两者在一个省区分别由省会城市中心支行和大区行管理,脱节难以避免,实际上这是货币政策职权在中央银行内部的分割与肢解。但是,中央银行对于内部货币政策执行渠道所存在的组织障碍,至今未予解决。探究其源,改革管理体制是中央银行集权运行双职能中收益解相对较低的行为取向,中央银行自身没有主动改革的动力。

    第二,监管目标模糊化,降低监管效率。

    因为货币政策传导集中于信贷市场,所以监管重点也就在于信贷政策的监管。对此,中央银行出台了许多管制政策,但却会与货币政策产生矛盾。例如,近期许多地区所出现的个人外汇质押贷款一律禁止的政策,实际上就是为控制外汇持有量,提高人民币的国际地位,也为防止洗钱行为而制定的信贷政策。

    但是孰不知,该政策严重制约了个体经济的融资渠道,严重阻碍了商业银行个人消费信贷业务的发展,这明显与中央银行的窗口指导意见相左,可见该项管制政策的真实目的非常模糊。于是许多商业银行在利益驱使下依然故我,模糊的监管政策更成为“空中楼阁”。

    (三)根源分析

    分析上述货币政策与金融监管的两大基本冲突,笔者认为其产生的根源在于体制性干扰,它栖居于商业银行与企业两个货币政策传导领域。

    第一,商业银行领域。

    20世纪90年代后期,我国商业银行的市场化经营态势不断显现,制定了公司化治理结构目标,并逐步推进各自的改组上市工作。但是,其进程是缓慢的。主要问题在于,首先在官本位下,商业银行无法内生出具有人格化的合格委托人,银行行长是没有委托人的人,实质为“内部控制人”,以其为代表的银行管理层虽不拥有剩余收益索取权,但其拥有实质控制权,附加监督机制的缺位,导致商业银行的内部控制现象非常严重。近年来日益增多的金融大案、要案可为佐证。

    因此,商业银行产权制度缺陷必然制约货币政策的贯彻,引发为对付监管而产生的事前的选择与事后的道德风险。所以,中央银行调控货币政策的主要手段——信贷政策,以及为之配套的监管政策,在经过内部控制人“过滤”后,已发生严重变形。

    第二,企业领域。

    上文已述,我国企业主要依靠间接融资来进行扩大再生产。但是,目前大多数企业,尤其是国有企业,因为国有产权的缺位,国有资产所有者的保值、增值要求犹如“隔山打虎”,经过企业内部控制人的“利益求解”之后,最优解趋向于内部人,致使企业对利率变化所带来的成本变动敏感度很低。同时,在企业对外融资方面,因为企业内部信息的不透明,造成直接融资门槛的提高,间接融资同时出现“惜贷”现象。

    于是,企业对于货币政策的变动反应,远未达到中央银行预期目的。连续多年来的通货紧缩,使得企业对于经济发展前景更持悲观态度,从而在商业银行出现“惜贷”现象的同时,企业也出现“惜借”现象,扩大再生产的步伐放慢,货币政策的作用空间被无形压缩。

    综上所述,中央银行调节货币政策,实施金融监管,现行采用市场化的管理手段,但是这些管理手段的实施对象却是“非市场化的受体”,其所有权、控制权的缺陷,导致其不存在理性选择的动机,无法呼应中央银行的各项政策,中央银行的决策基础也就存在决策空洞。于是货币政策与金融监管亦就各行其道,无法有效统一。

    (四)功能性监管是消解冲突的重要途径

    上述冲突的解决途径有三,分别为体制突破、货币政策传导机制的建设、监管机制重建等。前两者已有较为成熟的意见,恕不赘言。在此,本文着重从监管机制重建方面来讨论,即通过改变消极监管方式,建立功能性监管模式,以消解货币政策与金融监管两者之间的冲突,推进货币政策的实施。

    正如上文所言,以间接融资为主导的国内金融市场特性,使中央银行配合货币政策的监管方式主要为信贷政策的监管,而这种监管方式是建立在银行单一功能的实施基础之上,它以机构组织为监管界限,淡化了商业银行对应于货币政策的多重功能性反应。那么,建立功能性监管模式,则可从货币政策的实施目标出发,特别是阶段性目标,以货币政策所要求的效果,反向界定、推动监管的配合功能,完成中央银行对宏观经济发展的支持。

    功能性金融监管最先由哈佛商学院罗伯特·默顿提出,在此框架下,金融监管关注的是金融机构的业务活动及其所能发挥的基本功能,而非金融机构的名称,政府公共政策的目标是在功能给定的情况下,寻找能够最有效地实现既定功能的制度结构。

    相对于传统的机构监管模式,功能性监管的建设及其对货币政策的配合优势主要体现在以下三个方面:

    第一,功能性监管可以实现金融监管规则与货币政策目标的有效统一。