導(dǎo)語：貨幣政策的傳導(dǎo)機制一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

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貨幣政策傳導(dǎo)機制是指由中央銀行信號變化而產(chǎn)生的脈沖所引起的經(jīng)濟過程中各中介變量的連鎖反應(yīng),并最終引起實際經(jīng)濟變量變化的途徑。貨幣政策的傳導(dǎo)機制及其效應(yīng)問題是貨幣經(jīng)濟學(xué)中最復(fù)雜的問題之一,也是國內(nèi)外學(xué)者的現(xiàn)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(fā)達國家紛紛陷入經(jīng)濟衰退。在發(fā)達國家紛紛動用貨幣政策和財政政策防止經(jīng)濟進一步下滑的同時,我國也在全球降息浪潮中下調(diào)人民幣基準利率,自2008年9月15日以來,央行連續(xù)4次降息,3次調(diào)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(diào)整,以“適度寬松”作為貨幣政策的最新基調(diào),為近十幾年來首次采用。從全球經(jīng)濟過熱到目前的全球經(jīng)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(jīng)濟的效果究竟多大,其傳導(dǎo)途徑是怎樣的,是本文的興趣所在。

2貨幣政策傳導(dǎo)機制理論及我國的研究

2.1西方貨幣政策傳導(dǎo)機制理論

關(guān)于貨幣政策的傳導(dǎo)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(tǒng)的凱恩斯主義觀點,強調(diào)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(jīng)由市場預(yù)期作用,影響長期利率和實際投資,最終影響產(chǎn)出;梅爾澤(Meltzer)強調(diào)貨幣主義觀點,認為貨幣政策變化,引起普遍的資產(chǎn)價格調(diào)整,通過“托賓Q效應(yīng)”影響投資,通過“財富效應(yīng)”影響消費,最終影響產(chǎn)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(chǎn)價格,影響企業(yè)和銀行的凈價值,進而影響經(jīng)濟中的信貸規(guī)模,最終影響產(chǎn)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(guān)于我國貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)的研究

對我國貨幣政策傳導(dǎo)機制的研究多為定性研究,動態(tài)定量研究并不多見。王振山、王志強(2000)較早地采用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗方法研究我國貨幣政策傳導(dǎo)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(dǎo)途經(jīng)。周英章、蔣振聲(2002)對我國1993-2001年間的貨幣政策傳導(dǎo)機制進行實證分析,結(jié)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(dǎo)發(fā)揮作用的,但信用渠道占主導(dǎo)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(yīng)。謝赤(2003)對SVAR模型在貨幣政策沖擊反應(yīng)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(shù)據(jù)構(gòu)建SVAR模型,通過比較分析利率、貨幣數(shù)量、匯率和信貸等主要金融變化的產(chǎn)出、價格等實際經(jīng)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(xué)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(dǎo)效應(yīng)的實證檢驗

3.1變量選擇與數(shù)據(jù)描述

本文采用CensusX12法消除數(shù)據(jù)的季節(jié)效應(yīng),對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)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(shù)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(shù)化)。首先對單變量時間序列進行單位根檢驗,結(jié)果表明原實際序列對數(shù)差分后平穩(wěn)。

3.2簡化式VAR模型的估計

為了研究利率、貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模對經(jīng)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(jù)AIC和SC準則,選擇滯后階數(shù)為3,由于方程右邊是內(nèi)生變量的滯后值,不存在同期相關(guān)問題,所以O(shè)LS估計是有效的。

經(jīng)檢驗,上述模型是平穩(wěn)的。四個方程調(diào)整后的擬合優(yōu)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(guān)關(guān)系。簡化的VAR模型卻無法刻畫它們之間的這種同期影響關(guān)系,需要用結(jié)構(gòu)VAR模型來刻畫。

為了進一步檢驗貨幣供應(yīng)量、利率和金融機構(gòu)貸款對我國產(chǎn)出的影響關(guān)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(gòu)貸款,但能Granger引起實際GDP,這與部分學(xué)者得出的結(jié)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(nèi)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(diào)整而抵消,貨幣供給的數(shù)量調(diào)整對產(chǎn)出的影響較弱,這與高鐵梅(2006)、劉金泉(2003)得出的結(jié)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(nèi)需有所增加的原因所致;實際金融機構(gòu)貸款對實際產(chǎn)出具有顯著的Granger因果關(guān)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(gòu)貸款是經(jīng)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(dǎo)機制中占有重要的地位。

3.3結(jié)構(gòu)VAR(SVAR)模型的估計

由于簡化式VAR模型不能刻畫同期相關(guān)關(guān)系,而SVAR模型則可以識別。為了考察實際利率、實際貨幣供應(yīng)量和實際金融機構(gòu)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(chǎn)出的長期影響。在上述估計出的簡化式VAR(3)模型基礎(chǔ)上,構(gòu)建AB-型的SVAR(3)模型。由于模型中有4個內(nèi)生變量,因此至少需要施加2k2-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k2+k=20個約束條件。本文根據(jù)經(jīng)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(gòu)貸款的變化沒有反應(yīng);實際利率對當期GDP的變化沒有反應(yīng),;實際貨幣供應(yīng)量對當期GDP的變化沒有反應(yīng)。由于模型擾動項服從多元正態(tài)分布的假設(shè),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(shù),以上各項系數(shù)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(yīng)量和實際金融機構(gòu)貸款變動對實際GDP的沖擊效應(yīng),可以引入脈沖響應(yīng)函數(shù)來識別這種沖擊效應(yīng)。

3.4SVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)

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(yè)往往對利率不敏感,對利率敏感的是中小企業(yè),但中小企業(yè)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(guī)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(gòu)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(wěn)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(yīng)量對實際GDP的影響。但可以肯定的是,前8期實際金融機構(gòu)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(dǎo)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(yīng)與傳導(dǎo)之謎——基于結(jié)構(gòu)VAR的分析[J].貨幣金融評論,2008,(11).