摘要:采用2000年1季度-2008年4季度的季度数据,通过构建一个四变量的svar(3)模型,以检验我国货币政策传导的实际效应。实证结果表明,我国主要是通过信贷渠道的传导途径来影响实体经济的,但信贷渠道对实体经济的冲击过于猛烈,不适合作为货币政策的中介指标。
关键词:货币政策;信贷渠道;传导效应;svar模型
1引言
货币政策传导机制是指由中央银行信号变化而产生的脉冲所引起的经济过程中各中介变量的连锁反应,并最终引起实际经济变量变化的途径。货币政策的传导机制及其效应问题是货币经济学中最复杂的问题之一,也是国内外学者的现实研究热点。
2007年美国次贷危机引爆了一场全球性的金融危机,进而以美国、欧洲、日本为首的发达国家纷纷陷入经济衰退。在发达国家纷纷动用货币政策和财政政策防止经济进一步下滑的同时,我国也在全球降息浪潮中下调人民币基准利率,自2008年9月15日以来,央行连续4次降息,3次调整存款准备金率,同时加大货币投放放量。更为重要的是,我国货币政策做出了重大调整,以“适度宽松”作为货币政策的最新基调,为近十几年来首次采用。从全球经济过热到目前的全球经济紧缩,各国的货币政策一直扮演着重要的角色。然而,对于我国货币政策对实体经济的效果究竟多大,其传导途径是怎样的,是本文的兴趣所在。
2货币政策传导机制理论及我国的研究
2.1西方货币政策传导机制理论
关于货币政策的传导机制一直存在着很多争议,米时金(mishikin etc.,1995)对三种主流的理论进行了比较完整的概括。www.11665.Com泰勒(taylor)坚持传统的凯恩斯主义观点,强调货币资金利率的作用,认为货币政策变化,引起短期市场利率变化,经由市场预期作用,影响长期利率和实际投资,最终影响产出;梅尔泽(meltzer)强调货币主义观点,认为货币政策变化,引起普遍的资产价格调整,通过“托宾q效应”影响投资,通过“财富效应”影响消费,最终影响产出;伯南克(bernanke)则提出了新的信贷观点,认为货币政策变化,影响资产价格,影响企业和银行的净价值,进而影响经济中的信贷规模,最终影响产出。围绕这三大理论存在大量的理论分析与实证检验,但是分歧仍然很大(瞿强,2008)。
2.2关于我国货币政策传导效应的研究
对我国货币政策传导机制的研究多为定性研究,动态定量研究并不多见。王振山、王志强(2000)较早地采用协整检验和granger因果检验方法研究我国货币政策传导机制,认为在20世纪80-90年代,信用渠道是我国货币政策的主要传导途经。周英章、蒋振声(2002)对我国1993-2001年间的货币政策传导机制进行实证分析,结果表明我国的货币政策是通过信用渠道和货币渠道的共同传导发挥作用的,但信用渠道占主导地位。裴平、熊鹏(2003)检验了我国1998-2002年“积极”货币政策中的“渗漏”效应。谢赤(2003)对svar模型在货币政策冲击反应分析、最佳货币政策指标方面进行了探讨。瞿强(2008)用我国1996-2008的月度数据构建svar模型,通过比较分析利率、货币数量、汇率和信贷等主要金融变化的产出、价格等实际经济变化的影响模式,观察到信贷是一个特别注意的变量。还有大量的学者进行了相似的研究,采用的方法也基本相同,在此不再赘述。
3我国货币政策传导效应的实证检验
3.1变量选择与数据描述
本文采用census x12法消除数据的季节效应,对季节调整后的数据作进一步处理(消除物价因素影响,这里以1990年1季度为100),并对上述变量进行对数化处理以消除异方差的影响(由于实际利率可能为负,因此实际利率不能对数化)。首先对单变量时间序列进行单位根检验,结果表明原实际序列对数差分后平稳。
3.2简化式var模型的估计
为了研究利率、货币供应量和信贷规模对经济波动的短期影响及其贡献度,本文建立了四变量的var模型,根据aic和sc准则,选择滞后阶数为3,由于方程右边是内生变量的滞后值,不存在同期相关问题,所以ols估计是有效的。
经检验,上述模型是平稳的。四个方程调整后的拟合优度分别为r2rr=0.937、r2 m1=0.915、r2loan=0.845、r2gdp=0.85,模型的拟合程度较好,但扰动项存在同期相关关系。简化的var模型却无法刻画它们之间的这种同期影响关系,需要用结构var模型来刻画。
为了进一步检验货币供应量、利率和金融机构贷款对我国产出的影响关系,对上述估计的var进行granger因果检验。
实际利率不能granger引起实际m1、实际金融机构贷款,但能granger引起实际gdp,这与部分学者得出的结论不同;实际m1外生于实际gdp的概率为0.14372,这反映了我国内需不足,部分商品处于供大于求,因此当对货币的需求扩张时,会由于价格调整而抵消,货币供给的数量调整对产出的影响较弱,这与高铁梅(2006)、刘金泉(2003)得出的结论相同,但实际m1外生于实际gdp的概率却显著地下降了,这可能是近几年我国内需有所增加的原因所致;实际金融机构贷款对实际产出具有显著的granger因果关系,这一点和我国的实际情况相符合,从早年的信贷配给到目前的信贷政策,金融机构贷款是经济运行的重要先行指标,表明信贷渠道在我国货币政策传导机制中占有重要的地位。
3.3结构var(svar)模型的估计
由于简化式var模型不能刻画同期相关关系,而svar模型则可以识别。为了考察实际利率、实际货币供应量和实际金融机构贷款对实际gdp的短期影响,本文仅对svar模型施加短期约束,不考虑上述变量对实际产出的长期影响。在上述估计出的简化式var(3)模型基础上,构建ab-型的svar(3)模型。由于模型中有4个内生变量,因此至少需要施加2k2-k(k+1)/2=22个约束条件才能使得svar(3)模型满足可识别条件。由于ab-型的svar(3)模型包含了k2+k=20个约束条件。本文根据经济理论,再施加三个约束条件:实际利率对当期实际金融机构贷款的变化没有反应;实际利率对当期gdp的变化没有反应,;实际货币供应量对当期gdp的变化没有反应。由于模型扰动项服从多元正态分布的假设,可以使用完全信息极大似然法(fiml)估计得到svar(3)模型的所有未知参数,以上各项系数都比较显著,svar(3)模型较好地被识别。为了考察实际利率、实际货币供应量和实际金融机构贷款变动对实际gdp的冲击效应,可以引入脉冲响应函数来识别这种冲击效应。
3.4svar模型的脉冲响应函数
给实际利率一个正向的冲击,从第1期(以季度为单位)开始直到第4期,对实际gdp有一个正向的冲击,之后虽有负向冲击,但总体影响却是正的,单就我国的实际情况来说,投资对利率的敏感性很小,国有企业往往对利率不敏感,对利率敏感的是中小企业,但中小企业在货币市场上融资非常困难,不得不从地下金融市场中获取资金,最终拿到的资金利率往往是正规市场上的几倍甚至十几倍。
3.5svar模型的方差分解
考虑到实际gdp对自身的贡献率,实际金融机构贷款对实际gdp的相对方差贡献率在前8期时都是最大的,第1期的贡献率达到92.56%,但从第二期开始显著下降;实际m1对实际gdp的相对方差贡献率在第8期之后稳定在20%左右;实际利率对实际gdp的相对方差贡献率从第1期到第2期有一个跳跃式的上升,第9期后保持在40%左右,超过了实际货币供应量对实际gdp的影响。但可以肯定的是,前8期实际金融机构贷款对实际gdp的影响是最大的。因此,有理由认为我国货币政策传导的途径主要是信贷渠道。
参考文献
[1]瞿强.中国货币政策效应与传导之谜——基于结构var的分析[j].货币金融评论,2008,(11).
