市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策傳導(dǎo)的數(shù)量研究

楊 楠

市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策傳導(dǎo)的數(shù)量研究

楊 楠

貨幣政策傳導(dǎo)問題是貨幣理論的一個重要問題。研究貨幣政策傳導(dǎo)的目的,在于揭示貨幣政策從開始實施到影響宏觀經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)過程的規(guī)律性,分析貨幣政策傳導(dǎo)過程的效果,尋求完善貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的措施,更好地發(fā)揮貨幣政策在調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)中的作用。貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是運(yùn)用貨幣政策工具或手段影響中介指標(biāo)進(jìn)而對總體經(jīng)濟(jì)活動發(fā)揮作用的途徑和過程的機(jī)能;是貨幣政策啟動、操作和對實際經(jīng)濟(jì)活動發(fā)揮作用或影響力的過程。貨幣政策的傳導(dǎo)直接關(guān)系到貨幣政策目標(biāo)能否實現(xiàn)即有效性問題。因此,對于貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)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(guān)鍵。

內(nèi)部傳導(dǎo);外部傳導(dǎo);計量模型;數(shù)量研究

一、問題的提出

1992年黨的十四大確立市場經(jīng)濟(jì)體制以來,我國的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢發(fā)生了巨大的變化,貨幣政策調(diào)控也隨之發(fā)生了巨大的變化,表現(xiàn)在:

第一,改變了調(diào)控方式。1998年我國取消了信貸規(guī)模的限制,標(biāo)志著我國貨幣政策的宏觀調(diào)控進(jìn)入了間接調(diào)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(jī)構(gòu)、金融市場和各種貨幣政策變量相關(guān),而且也聯(lián)系著企業(yè)、社會公眾。所以,貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的研究自然成為當(dāng)前需要關(guān)注的重大課題。

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是貨幣政策啟動、操作和對實際經(jīng)濟(jì)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(guān)鍵。市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策傳導(dǎo)的數(shù)量研究,在于定量分析我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制問題,客觀評價市場機(jī)制體制下我國貨幣政策傳導(dǎo)的數(shù)量效果,這將有利于進(jìn)一步完善我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制,更好地發(fā)揮我國貨幣政策在宏觀調(diào)控中的作用。

二、市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策傳導(dǎo)的計量模型

(一)市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策傳導(dǎo)的理論模型

Granger的因果關(guān)系檢驗表明:市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策傳導(dǎo)中變量的關(guān)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(jīng)濟(jì)變量的影響,關(guān)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(biāo)為因變量、貨幣政策工具為自變量的內(nèi)部傳導(dǎo)模型和以最終目標(biāo)為因變量、以中介目標(biāo)為自變量的外部傳導(dǎo)模型。我們構(gòu)建的理論模型為結(jié)構(gòu)非經(jīng)典的多項式分布滯后模型,模型的一般形式為:

由Granger因果檢驗我們知道,在內(nèi)、外部傳導(dǎo)中因變量是多個自變量共同作用的結(jié)果,為此,我們在多項式分布滯后模型一般形式的基礎(chǔ)上進(jìn)行了必要的修正,構(gòu)建的理論模型為多元分布滯后模型:

其中:常數(shù)項,

βit-j滯后j期第i個自變量的回歸系數(shù),

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(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策傳導(dǎo)模型的參數(shù)估計及檢驗

對分布滯后模型進(jìn)行參數(shù)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(shù)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(guān)鍵,我們已經(jīng)對所選取的變量進(jìn)行了Granger檢驗,已經(jīng)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(jié)果來確定模型中各自變量的滯后期。

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

3.共線性問題的處理。從我們構(gòu)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(shù)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(xiàn)率大的重要自變量,而剔除那些對因變量貢獻(xiàn)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(jù)檢驗的結(jié)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Eview s5.0軟件,以O(shè)LS方法估計參數(shù),采用向后剔除逐步回歸法,分別構(gòu)建我國貨幣政策的內(nèi)部和外部傳導(dǎo)的模型,并對模型和回歸系數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計檢驗。下邊主要介紹市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策內(nèi)部傳導(dǎo)模型的參數(shù)估計及檢驗。

根據(jù)Granger因果檢驗的結(jié)果,我們構(gòu)建內(nèi)部傳導(dǎo)模型時因變量為M 2增長率,自變量包括10個變量,即:當(dāng)期及滯后1、2期的外匯占款的增長率,當(dāng)期及滯后3期的存款準(zhǔn)備金率的增量,當(dāng)期及滯后1期的再貼現(xiàn)率增量,當(dāng)期及滯后1期的1年期定期居民存款利率的增量,當(dāng)期再貸款利率增長量(沒有考慮滯后9期的再貸款指標(biāo)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Eview s5.0軟件構(gòu)建的內(nèi)部傳導(dǎo)模型是:

模型4-1告訴我們:

①判定系數(shù)R2=0.8165,說明該模型揭示了M 2增長率變動的81.65%的原因。當(dāng)期和滯后1期的外匯占款的增長率和滯后3期的存款準(zhǔn)備金率的增長量是M 2增長率的主要解釋變量,其他自變量對M 2增長率的影響不顯著。

②外匯占款對M 2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(shù)的絕對值(均為率的增減,可以直接比較)來看,當(dāng)期外匯占款增長率的回歸系數(shù)最大;第三,在不考慮其他因素時,當(dāng)期外匯占款的判定系數(shù)最大。

③存款準(zhǔn)備金率作為“最猛烈的貨幣政策傳導(dǎo)的工具”的效應(yīng)較低,表現(xiàn)在:存款準(zhǔn)備金率對M 2增長率的彈性僅為-0.1536,明顯低于當(dāng)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(zhǔn)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M 2增長率的擬合優(yōu)度僅為4.44%。

三、市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策內(nèi)部傳導(dǎo)的數(shù)量效果及評價

經(jīng)過了變量的選取、因果關(guān)系的統(tǒng)計檢驗和模型的建立三個環(huán)節(jié),我們已經(jīng)分別建立了市場經(jīng)濟(jì)體制下,我國貨幣政策內(nèi)部和外部傳導(dǎo)數(shù)量關(guān)系的多元滯后分布模型。本章的目的在于,根據(jù)實證分析結(jié)果分析我國貨幣政策傳導(dǎo)的數(shù)量關(guān)系,并對其進(jìn)行評價。

貨幣政策傳導(dǎo)的數(shù)量關(guān)系需要從兩個方面考察,一是傳導(dǎo)的效應(yīng)本身,二是傳導(dǎo)效應(yīng)發(fā)生所需要的時間——時滯的長短。貨幣政策傳導(dǎo)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(jié)合發(fā)生效應(yīng)的大小和效應(yīng)發(fā)生所需時間來評價我國貨幣政策傳導(dǎo)的數(shù)量關(guān)系。

多元滯后分布模型包含了外生變量及其滯后量對內(nèi)生變量的數(shù)量關(guān)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(dāng)期之間的因果關(guān)系。因此,我們就結(jié)合Granger檢驗結(jié)果和多元分布滯后模型參數(shù)來分析我國貨幣政策傳導(dǎo)的數(shù)量關(guān)系。我們主要從內(nèi)部傳導(dǎo)的數(shù)量效果進(jìn)行分析和評價。

(一)市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策內(nèi)部傳導(dǎo)的數(shù)量效果

中央銀行設(shè)置中介目標(biāo)的意義在于,通過監(jiān)測中介目標(biāo)相機(jī)調(diào)整貨幣政策工具以實現(xiàn)預(yù)期的宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。因此,在內(nèi)部傳導(dǎo)階段,貨幣政策內(nèi)部傳導(dǎo)的數(shù)量關(guān)系就體現(xiàn)在:①監(jiān)測中介指標(biāo)以判斷貨幣政策工具的傳導(dǎo)效應(yīng);②根據(jù)中介指標(biāo)的變化相機(jī)調(diào)整貨幣政策工具。

1.貨幣政策工具的傳導(dǎo)效應(yīng)。在這個環(huán)節(jié)的時滯是由貨幣政策工具的調(diào)整后,金融機(jī)構(gòu)對貨幣政策工具的變化反應(yīng)到行動的變化結(jié)果的時間差。通過Granger檢驗和傳導(dǎo)模型的構(gòu)建過程,我們發(fā)現(xiàn):

(1)外匯占款對M 2的影響最大。理由:①外匯占款對M 2的時滯最短。當(dāng)期的外匯占款就對M 2就有顯著的影響。滯后1期外匯占款的增長率是M 2增長率的顯著原因,②在內(nèi)部傳導(dǎo)模型中,系數(shù)最大的是當(dāng)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M 2增長率增長0.5217個百分點。

(2)存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整對M 2增長速度的影響排在第二位。理由:滯后3期存款準(zhǔn)備金率增量的系數(shù)為-0.1356,也就是說,存款準(zhǔn)備金率每向下調(diào)整1個百分點使M 2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(diào)整對M 2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M 2增長率變動的顯著原因。②模型中沒有體現(xiàn)這兩個指標(biāo)的作用效果,剔除的原因分別為再貼現(xiàn)與存款準(zhǔn)備金率之間存在共線性,1年期定期居民存款利率調(diào)整對M 2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(diào)整對M 2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(diào)整對M 2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(diào)整對M 2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(diào)整對M 2的增長率才有顯著的因果關(guān)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(shù)據(jù)作為樣本,由于它與存款準(zhǔn)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M 2增長率的擬合優(yōu)度為1.15%的可靠性僅為43%。

2.貨幣供應(yīng)量變化向政策工具的反饋效應(yīng)。中央銀行根據(jù)貨幣供應(yīng)量的變化相機(jī)調(diào)整政策工具,以保證最終目標(biāo)的實現(xiàn),中央銀行根據(jù)貨幣供應(yīng)量的變化做出反應(yīng)需要一定的時間,表現(xiàn)出M 2變化對貨幣政策工具的滯后效應(yīng),通過實證分析,我們發(fā)現(xiàn):

(1)外匯占款對M 2的變動最敏感。滯后1、2、4、5期M 2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(diào)整時滯和1年期定期居民存款利率對M 2變動的敏感度,分別排在第二、三、四位。M 2增長率發(fā)生變化6個月(滯后2期)后,再貸款利率顯著進(jìn)行調(diào)整(可靠性為87.8%);M 2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%);M 2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(zhǔn)備金率調(diào)整的敏感度排在最后一位。M 2增長率發(fā)生變化21～27個月(滯后7、8、9期)后,存款準(zhǔn)備金率均有顯著調(diào)整(可靠性均在90%以上)。

(二)市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策內(nèi)部傳導(dǎo)數(shù)量效果的評價

通過對貨幣政策內(nèi)部傳導(dǎo)的效果的度量,我們對市場經(jīng)濟(jì)體制下我國貨幣政策的內(nèi)部傳導(dǎo)的數(shù)量效果有了重要的認(rèn)識。據(jù)此,對市場經(jīng)濟(jì)體制下,我國貨幣政策內(nèi)部傳導(dǎo)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(diào)控貨幣供應(yīng)量,效果明顯,表現(xiàn)在:①公開市場業(yè)務(wù)(外匯占款替代)是貨幣供應(yīng)量增長率變化的最主要因素。②存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整對貨幣供應(yīng)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(diào)整對貨幣供應(yīng)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(yīng)量的顯著Granger原因。

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

再者,在內(nèi)部傳導(dǎo)過程中存在著一定的不足,表現(xiàn)在:①公開市場業(yè)務(wù)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(chǔ)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(diào)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(diào)整;僅在76%的可靠性下滯后1期再貼現(xiàn)利率的調(diào)整對貨幣供應(yīng)量的擬合優(yōu)度僅為4.44%。③存款準(zhǔn)備金率對貨幣供應(yīng)量的調(diào)控力度較低,存款準(zhǔn)備金率每向下調(diào)整1個百分點M 2增長率僅增加0.1356個百分點,與“即使準(zhǔn)備金率調(diào)整的幅度很小,也會在很大程度上引起貨幣供應(yīng)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(jīng)濟(jì)體制下,我國貨幣政策傳導(dǎo)的數(shù)量關(guān)系。得出以下主要結(jié)論:

第一,市場經(jīng)濟(jì)體制下,貨幣政策傳導(dǎo)效果明顯,實現(xiàn)了“保持幣值穩(wěn)定,并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”的最終目標(biāo)。第二,綜合使用了多種貨幣政策工具實施間接調(diào)控。第三,多種傳導(dǎo)渠道共同發(fā)揮作用。貨幣供應(yīng)量是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素、金融機(jī)構(gòu)貸款規(guī)模是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要力量、同業(yè)拆借利率在經(jīng)濟(jì)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(wù)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(dǎo)是貨幣政策實施有效性的重要保證,由于我國的市場經(jīng)濟(jì)體制還有待進(jìn)一步完善,利用高等計量經(jīng)濟(jì)方法研究貨幣政策傳導(dǎo)問題還處在探索階段。

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(責(zé)任編輯 馬曉黎)

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楊楠,山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院(郵政編碼250014)

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