貨幣政策傳導機制
時間：2022-03-08 05:36:00
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1貨幣政策傳導機制是指由中央銀行信號變化而產生的脈沖所引起的經濟過程中各中介變量的連鎖反應,并最終引起實際經濟變量變化的途徑。貨幣政策的傳導機制及其效應問題是貨幣經濟學中最復雜的問題之一,也是國內外學者的現實研究熱點。
2007年美國次貸危機引爆了一場全球性的金融危機,進而以美國、歐洲、日本為首的發達國家紛紛陷入經濟衰退。在發達國家紛紛動用貨幣政策和財政政策防止經濟進一步下滑的同時,我國也在全球降息浪潮中下調人民幣基準利率,自2008年9月15日以來,央行連續4次降息,3次調整存款準備金率,同時加大貨幣投放放量。更為重要的是,我國貨幣政策做出了重大調整,以“適度寬松”作為貨幣政策的最新基調,為近十幾年來首次采用。從全球經濟過熱到目前的全球經濟緊縮,各國的貨幣政策一直扮演著重要的角色。然而,對于我國貨幣政策對實體經濟的效果究竟多大,其傳導途徑是怎樣的,是本文的興趣所在。
2貨幣政策傳導機制理論及我國的研究
2.1西方貨幣政策傳導機制理論
關于貨幣政策的傳導機制一直存在著很多爭議,米時金(Mishikinetc.,1995)對三種主流的理論進行了比較完整的概括。泰勒(Taylor)堅持傳統的凱恩斯主義觀點,強調貨幣資金利率的作用,認為貨幣政策變化,引起短期市場利率變化,經由市場預期作用,影響長期利率和實際投資,最終影響產出;梅爾澤(Meltzer)強調貨幣主義觀點,認為貨幣政策變化,引起普遍的資產價格調整,通過“托賓Q效應”影響投資,通過“財富效應”影響消費,最終影響產出;伯南克(Bernanke)則提出了新的信貸觀點,認為貨幣政策變化,影響資產價格,影響企業和銀行的凈價值,進而影響經濟中的信貸規模,最終影響產出。圍繞這三大理論存在大量的理論分析與實證檢驗,但是分歧仍然很大(瞿強,2008)。
2.2關于我國貨幣政策傳導效應的研究
對我國貨幣政策傳導機制的研究多為定性研究,動態定量研究并不多見。王振山、王志強(2000)較早地采用協整檢驗和Granger因果檢驗方法研究我國貨幣政策傳導機制,認為在20世紀80-90年代,信用渠道是我國貨幣政策的主要傳導途經。周英章、蔣振聲(2002)對我國1993-2001年間的貨幣政策傳導機制進行實證分析,結果表明我國的貨幣政策是通過信用渠道和貨幣渠道的共同傳導發揮作用的,但信用渠道占主導地位。裴平、熊鵬(2003)檢驗了我國1998-2002年“積極”貨幣政策中的“滲漏”效應。謝赤(2003)對SVAR模型在貨幣政策沖擊反應分析、最佳貨幣政策指標方面進行了探討。瞿強(2008)用我國1996-2008的月度數據構建SVAR模型,通過比較分析利率、貨幣數量、匯率和信貸等主要金融變化的產出、價格等實際經濟變化的影響模式,觀察到信貸是一個特別注意的變量。還有大量的學者進行了相似的研究,采用的方法也基本相同,在此不再贅述。
3我國貨幣政策傳導效應的實證檢驗
3.1變量選擇與數據描述
本文采用CensusX12法消除數據的季節效應,對季節調整后的數據作進一步處理(消除物價因素影響,這里以1990年1季度為100),并對上述變量進行對數化處理以消除異方差的影響(由于實際利率可能為負,因此實際利率不能對數化)。首先對單變量時間序列進行單位根檢驗,結果表明原實際序列對數差分后平穩。
3.2簡化式VAR模型的估計
為了研究利率、貨幣供應量和信貸規模對經濟波動的短期影響及其貢獻度,本文建立了四變量的VAR模型,根據AIC和SC準則,選擇滯后階數為3,由于方程右邊是內生變量的滯后值,不存在同期相關問題,所以OLS估計是有效的。
經檢驗,上述模型是平穩的。四個方程調整后的擬合優度分別為R2RR=0.937、R2M1=0.915、R2loan=0.845、R2GDP=0.85,模型的擬合程度較好,但擾動項存在同期相關關系。簡化的VAR模型卻無法刻畫它們之間的這種同期影響關系,需要用結構VAR模型來刻畫。
為了進一步檢驗貨幣供應量、利率和金融機構貸款對我國產出的影響關系,對上述估計的VAR進行Granger因果檢驗。
實際利率不能Granger引起實際M1、實際金融機構貸款,但能Granger引起實際GDP,這與部分學者得出的結論不同;實際M1外生于實際GDP的概率為0.14372,這反映了我國內需不足,部分商品處于供大于求,因此當對貨幣的需求擴張時,會由于價格調整而抵消,貨幣供給的數量調整對產出的影響較弱,這與高鐵梅(2006)、劉金泉(2003)得出的結論相同,但實際M1外生于實際GDP的概率卻顯著地下降了,這可能是近幾年我國內需有所增加的原因所致;實際金融機構貸款對實際產出具有顯著的Granger因果關系,這一點和我國的實際情況相符合,從早年的信貸配給到目前的信貸政策,金融機構貸款是經濟運行的重要先行指標,表明信貸渠道在我國貨幣政策傳導機制中占有重要的地位。
3.3結構VAR(SVAR)模型的估計
由于簡化式VAR模型不能刻畫同期相關關系,而SVAR模型則可以識別。為了考察實際利率、實際貨幣供應量和實際金融機構貸款對實際GDP的短期影響,本文僅對SVAR模型施加短期約束,不考慮上述變量對實際產出的長期影響。在上述估計出的簡化式VAR(3)模型基礎上,構建AB-型的SVAR(3)模型。由于模型中有4個內生變量,因此至少需要施加2k2-k(k+1)/2=22個約束條件才能使得SVAR(3)模型滿足可識別條件。由于AB-型的SVAR(3)模型包含了k2+k=20個約束條件。本文根據經濟理論,再施加三個約束條件:實際利率對當期實際金融機構貸款的變化沒有反應;實際利率對當期GDP的變化沒有反應,;實際貨幣供應量對當期GDP的變化沒有反應。由于模型擾動項服從多元正態分布的假設,可以使用完全信息極大似然法(FIML)估計得到SVAR(3)模型的所有未知參數,以上各項系數都比較顯著,SVAR(3)模型較好地被識別。為了考察實際利率、實際貨幣供應量和實際金融機構貸款變動對實際GDP的沖擊效應,可以引入脈沖響應函數來識別這種沖擊效應。
3.4SVAR模型的脈沖響應函數
給實際利率一個正向的沖擊,從第1期(以季度為單位)開始直到第4期,對實際GDP有一個正向的沖擊,之后雖有負向沖擊,但總體影響卻是正的,單就我國的實際情況來說,投資對利率的敏感性很小,國有企業往往對利率不敏感,對利率敏感的是中小企業,但中小企業在貨幣市場上融資非常困難,不得不從地下金融市場中獲取資金,最終拿到的資金利率往往是正規市場上的幾倍甚至十幾倍。
3.5SVAR模型的方差分解
考慮到實際GDP對自身的貢獻率,實際金融機構貸款對實際GDP的相對方差貢獻率在前8期時都是最大的,第1期的貢獻率達到92.56%,但從第二期開始顯著下降;實際M1對實際GDP的相對方差貢獻率在第8期之后穩定在20%左右;實際利率對實際GDP的相對方差貢獻率從第1期到第2期有一個跳躍式的上升,第9期后保持在40%左右,超過了實際貨幣供應量對實際GDP的影響。但可以肯定的是,前8期實際金融機構貸款對實際GDP的影響是最大的。因此,有理由認為我國貨幣政策傳導的途徑主要是信貸渠道。
參考文獻
[1]瞿強.中國貨幣政策效應與傳導之謎——基于結構VAR的分析[J].貨幣金融評論,2008,(11).
摘要:采用2000年1季度-2008年4季度的季度數據,通過構建一個四變量的SVAR(3)模型,以檢驗我國貨幣政策傳導的實際效應。實證結果表明,我國主要是通過信貸渠道的傳導途徑來影響實體經濟的,但信貸渠道對實體經濟的沖擊過于猛烈,不適合作為貨幣政策的中介指標。
關鍵詞:貨幣政策;信貸渠道;傳導效應;SVAR模型