市場經濟體制下我國貨幣政策傳導的數量研究

市場經濟體制下我國貨幣政策傳導的數量研究

摘要:貨幣政策傳導問題是貨幣理論的一個重要問題。研究貨幣政策傳導的目的,在于揭示貨幣政策從開始實施到影響宏觀經濟傳導過程的規(guī)律性,分析貨幣政策傳導過程的效果,尋求完善貨幣政策傳導機制的措施,更好地發(fā)揮貨幣政策在調節(jié)宏觀經濟中的作用。貨幣政策傳導機制是運用貨幣政策工具或手段影響中介指標進而對總體經濟活動發(fā)揮作用的途徑和過程的機能;是貨幣政策啟動、操作和對實際經濟活動發(fā)揮作用或影響力的過程。貨幣政策的傳導直接關系到貨幣政策目標能否實現(xiàn)即有效性問題。因此,對于貨幣政策傳導機制的研究自然成為研究貨幣政策特別是貨幣政策效力的關鍵。

關鍵詞:內部傳導;外部傳導;計量模型;數量研究

一、問題的提出

1992年黨的十四大確立市場經濟體制以來,我國的宏觀經濟形勢發(fā)生了巨大的變化,貨幣政策調控也隨之發(fā)生了巨大的變化,表現(xiàn)在:第一,改變了調控方式。1998年我國取消了信貸規(guī)模的限制,標志著我國貨幣政策的宏觀調控進入了間接調控時代。

第二,央行實施貨幣政策的工具發(fā)生了巨大的變化。

由此可見,近幾年隨著我國金融體制改革的逐步深化,它不僅與中央銀行、金融機構、金融市場和各種貨幣政策變量相關,而且也聯(lián)系著企業(yè)、社會公眾。所以,貨幣政策傳導機制的研究自然成為當前需要關注的重大課題。

貨幣政策傳導機制是貨幣政策啟動、操作和對實際經濟活動發(fā)揮作用或影響力的過程,是保證貨幣政策實施有效性的關鍵。市場經濟體制下我國貨幣政策傳導的數量研究,在于定量分析我國貨幣政策傳導機制問題,客觀評價市場機制體制下我國貨幣政策傳導的數量效果,這將有利于進一步完善我國貨幣政策傳導機制,更好地發(fā)揮我國貨幣政策在宏觀調控中的作用。

二、市場經濟體制下我國貨幣政策傳導的計量模型

(一)市場經濟體制下我國貨幣政策傳導的理論模型

Granger的因果關系檢驗表明:市場經濟體制下我國貨幣政策傳導中變量的關系是互為因果且存在滯后問題,在這里,我們主要討論貨幣政策對經濟變量的影響,關于互動問題我們作為后續(xù)問題處理,因此,我們僅建立以中介目標為因變量、貨幣政策工具為自變量的內部傳導模型和以最終目標為因變量、以中介目標為自變量的外部傳導模型。我們構建的理論模型為結構非經典的多項式分布滯后模型,模型的一般形式為:yt=α+pi=oβixt-i+μt由Granger因果檢驗我們知道,在內、外部傳導中因變量是多個自變量共同作用的結果,為此,我們在多項式分布滯后模型一般形式的基礎上進行了必要的修正,構建的理論模型為多元分布滯后模型:yt=α+ki=1pj=oβit-jxit-j+μt其中:常數項,βit-j滯后j期第i個自變量的回歸系數,xit-j滯后j期的第i個自變量(i=1,2……k,j=0,1,……p)。

(二)市場經濟體制下我國貨幣政策傳導模型的參數估計及檢驗

對分布滯后模型進行參數估計和檢驗時,有三個問題需要說明:①滯后期的確定方法。②參數估計的方法。③共線性問題的處理方法。

1·滯后期的確定方法。滯后期的確定問題是分布滯后模型確定的關鍵,我們已經對所選取的變量進行了Granger檢驗,已經明確了自變量與因變量之間的滯后期。所以,我們以Granger因果檢驗結果來確定模型中各自變量的滯后期。

2·參數估計方法。我們的模型是建立在對變量進行了ADF的平穩(wěn)性檢驗基礎上,解釋變量與隨機誤差項不相關。因此,我們采用普通最小二乘法OLS來估計模型中各參數。

3·共線性問題的處理。從我們構建的理論模型來看,解釋變量之間顯然存在著共線性,模型自變量中存在共線性的直接后果就是參數估計量失去意義。我們采用向后剔除逐步回歸方法保留對因變量有顯著影響、貢獻率大的重要自變量,而剔除那些對因變量貢獻率小、沒有顯著影響、與重要自變量存在共線性的自變量。即:從包含全部變量的回歸方程中,根據檢驗的結果,每次剔除一個對y影響不顯著的變量,直到無法剔除為止。

本文利用Eviews5·0軟件,以OLS方法估計參數,采用向后剔除逐步回歸法,分別構建我國貨幣政策的內部和外部傳導的模型,并對模型和回歸系數進行統(tǒng)計檢驗。下邊主要介紹市場經濟體制下我國貨幣政策內部傳導模型的參數估計及檢驗。

根據Granger因果檢驗的結果,我們構建內部傳導模型時因變量為M2增長率,自變量包括10個變量,即:當期及滯后1、2期的外匯占款的增長率,當期及滯后3期的存款準備金率的增量,當期及滯后1期的再貼現(xiàn)率增量,當期及滯后1期的1年期定期居民存款利率的增量,當期再貸款利率增長量(沒有考慮滯后9期的再貸款指標是因為:①觀測值少,樣本缺乏代表性;②即使考慮其顯著性很低)。以1996年第1季度~2005年第4季度為樣本。利用Eviews5·0軟件構建的內部傳導模型是:M2當期外匯滯后1期滯后3期增長=0·5217占款+0·075外匯占款-0·1356存款準備金率(R2=0·8165)模型4-1率增長率增長率增長量(0·0000)(0·100)(0·099)模型4-1告訴我們:①判定系數R2=0·8165,說明該模型揭示了M2增長率變動的81·65%的原因。當期和滯后1期的外匯占款的增長率和滯后3期的存款準備金率的增長量是M2增長率的主要解釋變量,其他自變量對M2增長率的影響不顯著。

②外匯占款對M2增長率的影響最大,表現(xiàn)在:第一,在只涉及3個變量的模型中就有2個是外匯占款;第二,從回歸系數的絕對值(均為率的增減,可以直接比較)來看,當期外匯占款增長率的回歸系數最大;第三,在不考慮其他因素時,當期外匯占款的判定系數最大。

③存款準備金率作為“最猛烈的貨幣政策傳導的工具”的效應較低,表現(xiàn)在:存款準備金率對M2增長率的彈性僅為-0·1536,明顯低于當期外匯占款的0·5217。

④再貼現(xiàn)工具利用的不足。表現(xiàn)在:其一,在模型中被剔除(與存款準備金率之間存在共線性);其二,在其他條件不變時,在顯著性水平為17·3%時,滯后1期再貼現(xiàn)增量對M2增長率的擬合優(yōu)度僅為4·44%。

三、市場經濟體制下我國貨幣政策內部傳導的數量效果及評價

經過了變量的選取、因果關系的統(tǒng)計檢驗和模型的建立三個環(huán)節(jié),我們已經分別建立了市場經濟體制下,我國貨幣政策內部和外部傳導數量關系的多元滯后分布模型。

本章的目的在于,根據實證分析結果分析我國貨幣政策傳導的數量關系,并對其進行評價。

貨幣政策傳導的數量關系需要從兩個方面考察,一是傳導的效應本身,二是傳導效應發(fā)生所需要的時間———時滯的長短。貨幣政策傳導存在時滯的原因,是由于從中央銀行需要采取一定的貨幣政策行動到該政策行動最終發(fā)揮作用需要一定的時間。下面,我們就結合發(fā)生效應的大小和效應發(fā)生所需時間來評價我國貨幣政策傳導的數量關系。

多元滯后分布模型包含了外生變量及其滯后量對內生變量的數量關系、Granger檢驗反映的是雙變量之間一個變量滯后期與另一個變量當期之間的因果關系。因此,我們就結合Granger檢驗結果和多元分布滯后模型參數來分析我國貨幣政策傳導的數量關系。我們主要從內部傳導的數量效果進行分析和評價。

(一)市場經濟體制下我國貨幣政策內部傳導的數量效果

中央銀行設置中介目標的意義在于,通過監(jiān)測中介目標相機調整貨幣政策工具以實現(xiàn)預期的宏觀經濟目標。因此,在內部傳導階段,貨幣政策內部傳導的數量關系就體現(xiàn)在:①監(jiān)測中介指標以判斷貨幣政策工具的傳導效應；

②根據中介指標的變化相機調整貨幣政策工具。

1·貨幣政策工具的傳導效應。在這個環(huán)節(jié)的時滯是由貨幣政策工具的調整后,金融機構對貨幣政策工具的變化反應到行動的變化結果的時間差。通過Granger檢驗和傳導模型的構建過程,我們發(fā)現(xiàn):(1)外匯占款對M2的影響最大。理由:①外匯占款對M2的時滯最短。當期的外匯占款就對M2就有顯著的影響。滯后1期外匯占款的增長率是M2增長率的顯著原因,②在內部傳導模型中,系數最大的是當期的外匯占款的增長率(0·5217),說明滯后4期外匯占款每增長1個百分點使M2增長率增長0·5217個百分點。

(2)存款準備金率的調整對M2增長速度的影響排在第二位。理由:滯后3期存款準備金率增量的系數為-0·1356,也就是說,存款準備金率每向下調整1個百分點使M2增長率增加0·1356個百分點。

(3)再貼現(xiàn)率和居民存款利率的調整對M2增長率的影響,滯后期短但作用不顯著。表現(xiàn)在:①滯后1期二者均為M2增長率變動的顯著原因。②模型中沒有體現(xiàn)這兩個指標的作用效果,剔除的原因分別為再貼現(xiàn)與存款準備金率之間存在共線性,1年期定期居民存款利率調整對M2增長率的影響可靠性低。③其它因素不變時,滯后1期的再貼現(xiàn)利率的調整對M2增長率的擬合優(yōu)度為4·44%的可靠性為82·7%;滯后1期的1年期定期居民存款利率的調整對M2增長率的擬合優(yōu)度為1·82%的可靠性為52%以下。

(4)再貸款利率調整對M2增長率的影響滯后期長,作用不顯著。理由:①滯后9期再貸款利率的調整對M2的增長率才有顯著的因果關系。②模型中沒有體現(xiàn)變量的理由是:如果考慮它,樣本的代表性較低;即使采用滯后9期的數據作為樣本,由于它與存款準備金率有共線性模型中也不能體現(xiàn)它。③在其他條件不變時,滯后9期的再貸款利率的增量對M2增長率的擬合優(yōu)度為1·15%的可靠性僅為43%。

2·貨幣供應量變化向政策工具的反饋效應。中央銀行根據貨幣供應量的變化相機調整政策工具,以保證最終目標的實現(xiàn),中央銀行根據貨幣供應量的變化做出反應需要一定的時間,表現(xiàn)出M2變化對貨幣政策工具的滯后效應,通過實證分析,我們發(fā)現(xiàn):(1)外匯占款對M2的變動最敏感。滯后1、2、4、5期M2變化均引起外匯占款增長率顯著變化。(2)再貸款利率、再貼現(xiàn)率和調整時滯和1年期定期居民存款利率對M2變動的敏感度,分別排在第二、三、四位。M2增長率發(fā)生變化6個月(滯后2期)后,再貸款利率顯著進行調整(可靠性為87·8%);M2的增長率變化后,12個月顯著引起再貼現(xiàn)率的變化(可靠性為90%);M2增長率變化18個月后顯著引起再貼現(xiàn)率的變化(可靠性為83%)。(3)存款準備金率調整的敏感度排在最后一位。M2增長率發(fā)生變化21~27個月(滯后7、8、9期)后,存款準備金率均有顯著調整(可靠性均在90%以上)。

(二)市場經濟體制下我國貨幣政策內部傳導數量效果的評價

通過對貨幣政策內部傳導的效果的度量,我們對市場經濟體制下我國貨幣政策的內部傳導的數量效果有了重要的認識。據此,對市場經濟體制下,我國貨幣政策內部傳導的效果做出評價。

首先,中央銀行綜合使用多種貨幣政策工具調控貨幣供應量,效果明顯,表現(xiàn)在:①公開市場業(yè)務(外匯占款替代)是貨幣供應量增長率變化的最主要因素。②存款準備金率的調整對貨幣供應量增長率的擬合優(yōu)度為6·15%。

③滯后1期的再貼現(xiàn)利率的調整對貨幣供應量的擬合優(yōu)度為4·44%。④再貸款、1年期定期居民存款利率是貨幣供應量的顯著Granger原因。

其次,中央銀行調控貨幣供應量選擇工具的順序依次為:公開市場業(yè)務、調整基準利率、改變存款準備金率。

再者,在內部傳導過程中存在著一定的不足,表現(xiàn)在:①公開市場業(yè)務操作相對被動。外匯占款規(guī)模不斷增大,在穩(wěn)定匯率的原則下,中央銀行通過外匯公開市場操作大量投放基礎貨幣,表現(xiàn)出其被動性。②再貼現(xiàn)工具利用不足。中央銀行選擇調整再貼現(xiàn)滯后于再貸款和1年期定期居民存款利率的調整;僅在76%的可靠性下滯后1期再貼現(xiàn)利率的調整對貨幣供應量的擬合優(yōu)度僅為4·44%。③存款準備金率對貨幣供應量的調控力度較低,存款準備金率每向下調整1個百分點M2增長率僅增加0·1356個百分點,與“即使準備金率調整的幅度很小,也會在很大程度上引起貨幣供應量巨大的波動”不符。

本文采用向量自回歸、多元分布滯后模型,分析了市場經濟體制下,我國貨幣政策傳導的數量關系。得出以下主要結論:第一,市場經濟體制下,貨幣政策傳導效果明顯,實現(xiàn)了“保持幣值穩(wěn)定,并以此促進經濟增長”的最終目標。

第二,綜合使用了多種貨幣政策工具實施間接調控。第三,多種傳導渠道共同發(fā)揮作用。貨幣供應量是經濟發(fā)展的主要因素、金融機構貸款規(guī)模是經濟發(fā)展的主要力量、同業(yè)拆借利率在經濟發(fā)展中的作用開始顯現(xiàn)。第四,存在一定的不足。表現(xiàn)在:公開市場業(yè)務操作相對被動;再貼現(xiàn)工具使用的效果不佳。

貨幣政策傳導是貨幣政策實施有效性的重要保證,由于我國的市場經濟體制還有待進一步完善,利用高等計量經濟方法研究貨幣政策傳導問題還處在探索階段。