货币政策和利率的关系范文
时间：2023-11-02 17:37:23
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篇1
货币政策和利率期限结构(收益率曲线)之间的关系一直是货币经济学研究的热点。传统经济理论认为货币政策是通过其对市场利率产生效应而传递给经济活动的，各国的货币政策制定者一般将短期利率作为他们的主要操作工具，通常是采用银行同业之间的隔夜拆借利率作为货币政策运作工具。然而，实际的经济活动诸如投资和消费在很大程度上是取决于长期利率水平的。因此，货币政策的有效性就高度依赖于其是否会对长期利率产生影响。货币政策制定者为了实现影响实际经济活动的目标，就应当使货币政策可以影响不同期限的利率(整个收益率曲线)。
传统的货币政策传导机制假定利率期限结构可以由预期假说来充分地描述，长期利率是当前和未来短期利率的加权平均值。货币政策制定者通过影响当前的短期利率，就可以改变预期的未来短期利率和长期利率。因此，如果预期假说有效，则货币政策只会引起收益率曲线的平行变动而不会改变它的坡度。鉴于此，Estrell和Hardouvelis、Brenanke和Blinder等采用收益率曲线的坡度来作为预测货币政策是否发生变化的一个先行指标。总的来看，研究货币政策对收益率曲线影响的文献可以分为两大分支，前者如Cuthbertson、Hsu和Kugler等主要研究收益率曲线的动态变化是否与预期假说相一致，结果发现虽然预期假说常被实证结果所拒绝，但它至少可以解释市场利率变动的某些行为；后者如Trhomton、Jondeau和Ricart、Haldane和Read等主要采用事件分析和时间序列分析的方法来量化研究货币政策对收益率曲线的直接影响，结果发现货币政策的确可以影响市场利率，但其影响力随着到期期限的延长而变弱，在收益率曲线的远端甚至变得不太显著。
国内在这方面的研究还较少。文献［8］、［9］和［10］主要从定性的角度分析了货币政策变动与国债收益率曲线之间在理论上的一般联系、货币政策影响利率期限结构的方式和相应的政策建议，但缺乏客观的量化研究；文献［11］运用Granger因果测试、脉冲响应函数和方差分解检验了收益率曲线坡度和央行基准利率在预测产出增长和通货膨胀率中的信息含量，但并未实证检验货币政策是否对收益率曲线有影响以及是否使收益率曲线的短、中、长期部分发生平行变动。因此，本文的目的就是通过研究货币政策传导机制来实证检验我国的货币政策是否对国债市场的利率期限结构(收益率曲线)具有显著的影响，如有，这种影响是否以相同的方式影响收益率曲线的短、中、长期部分，还是存在某些差别。对这两个问题的研究，将有助于评估我国货币政策的有效性。
2.样本数据及处理
本文选用的数据为2004年5月20日到2005年11月3日的313个日度数据，其中央行的货币政策工具即隔夜拆借利率(IBO001)取自中国货币网(http：//)，国债回购利率数据(R001、R007、R014、R028、R091和R182)则由上海证券交易所获得。而且，对上述两类数据进行了相应的处理，剔除掉了一些缺失观测。至于从1年期到20年期的国债利率，则是首先由上海证券交易所(http：//)获得对应上述利率数据观测日的39只记账式国债收盘价，接着根据当日的国债收盘报价，根据广义息票剥离法并利用Svensson模型估计出该日的国债市场利率期限结构，最后利用获得的利率期限结构参数模型估计出到期期限分别为1到20年的国债市场利率数据。本文的研究所使用的数学软件为Matlab70和Eviews5和SPSS115。
3.计量经济分析
31预期假说与货币政策
预期假说认为t时刻n期资产的收益率Rn,t是由当前和未来的一组m期资产的收益率Rm,t(n＞m)唯一决定的。对于由零息票债券的即期收益率构成的期限结构关系，仅仅表明n期投资的收益率应当等于m期投资的收益率向前滚动k(k=n/m，且为整数)次并加上一项仅随m和n变动而不随时间变动的期限溢价θn,t，如式(1)所示：
货币政策传导机制就是通过式(2)进行运作的。央行的货币政策部门可以通过改变隔夜拆借利率R0,t，来引发当前的短期利率发生变化，同时也改变了对利率未来变动路径的市场预期，即长期利率由于可以看成是当期和预期未来的短期利率的加权平均，也会受到相应的影响。对货币政策效应的大小和显著性可以通过估计多变量进行直接检验，其本质就是假定在货币政策工具和市场利率之间存在一种平稳的同期变动关系，即可以通过由货币政策工具的同期以及滞后和先行(lead)变动构成的仿射函数来对市场利率的变动进行解释，如式(3)所示：
其中，Δ代表差分算子，Ri,t代表t时刻的国债回购利率和到期期限为1到20年的国债利率，R0,t代表t时刻的隔夜拆借利率(货币政策工具)，ε是误差项，β0,i、β1,i和β2,i是到期期限为i的市场利率对货币政策工具变化响应程度的参数。如果βi(=β0,i+β1,i+β2,i)是统计显著的，则表明货币政策的确会影响不同到期期限的利率；如果βi随着利率到期期限的延长而减少，则表明货币政策对到期期限较长的利率的影响变弱，同时也表明货币政策引发了收益率曲线的非平行变动，使其平坦化。在式(3)中，引入Ri,t-1是为了消除残差的自相关现象，引入R0,t-1是为了体现对货币政策变动的预期，而引入R0,t+1则是为了体现不能由当期货币政策数据所反映而实际上变化的货币政策已经对当期利率所产生的影响。
由于篇幅所限，本文对式(3)的估计结果和相关检验统计量没有列表给出，但从其结果来看，货币政策工具对国债市场单个到期期限的利率的影响绝大部分都是显著的，表明市场的确会在一定程度上预期到货币政策的变化。不过从分析中也可以看到，货币政策工具对国债市场利率的同期影响β0,i和总影响βi则是随着国债市场利率期限的增加呈现先剧烈下降后稍稍上升的走势，引发了收益率曲线的非平行变动。国债回购利率R001对货币政策工具(隔夜拆借利率)的响应程度远远高于其他期限利率对隔夜拆借利率的响应，表明二者之间具有相当高的相关性，R001对货币政策的变化反应是相当敏感的，因此在研究中可以适当地用R001来代替隔夜拆借利率，以解决其可能的数据缺失问题。对于除R001以外的其他期限利率对隔夜拆借利率的响应估计结果，则表明我国的货币政策对于国债市场收益率曲线的效应仅在短期内有效，而对于中长期、长期则基本无效或者效应相当低。
32协整理论及其实证检验
尽管式(3)的估计结果可以用来分析我国的货币政策传导机制，但如果用于估计(3)的国债市场各期限利率是非平稳的，则得到的估计结果是不可靠的。虽然，式(3)通过对各变量差分消除了非平稳，但同时也会丧失各变量历史数据之间存在的长期均衡关系。不过，如果预期假说成立，则国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间会表现出动态协同变动即具有相同的随机趋势。具体来讲，就是国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间具有协整关系且协整向量的系数具有对称性。鉴于上述两点，本文应用协整理论来检验国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间是否存在动态协同变动以及如果存在动态协同变动，其具体的协整向量系数是否为(1，-1)形式。这等价于检验预期假说中货币政策工具对收益率曲线不同段的影响程度，如果国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间协整向量系数均为(1，-1)形式，则表明货币政策变化会引起收益率曲线的平行变动，反之则不然。
对于n维时间序列向量{Xt}，如果{Xt}的分量序列为I(d)序列，且存在一个向量α≠0，使得αTXt～I(d-b),b＞0，则称{Xt}的分量序列存在(d，b)阶协整关系，记为Xt～CI(d-b)，而α称为协整向量。一个带有高斯误差项ε的无约束协整系统的向量自回归表述形式如式(4)所示：
式(5)中矩阵Π的秩决定了各变量之间是否存在显著的协整向量，对此可采用Johansen中的迹统计量λtr和最大特征值统计量λmax来进行检验，并且在检验之前根据AIC信息准则选择合适的滞后长度以确保模型的残差项不存在序列自相关现象。利用Eviews软件可以得到基于Johansen检验的双变量(国债市场各期限利率和隔夜拆借利率)系统的协整检验结果（编者按：因篇幅所限，本文省略了协整检验结果，有兴趣者，可向作者网上索取，Libiao2002403@）
双变量的秩检验结果说明，国债市场各期限利率中除1、2年期与8、9、10年期利率和隔夜拆借利率在5％的显著性水平上不存在双变量的协整关系外，其他各期限利率均与隔夜拆借利率存在协整关系。这表明我国的货币政策对国债市场利率具有一定程度上的长期影响，但对于收益率曲线上不同到期期限的市场利率的影响程度有很大差异，这可以从表2标准化的协整向量(1，β)结果中得到进一步的证明。对于短期和超短期的国债回购市场利率，其与隔夜拆借利率(货币政策工具)的长期参数绝对值接近于1，而对于那些利用国债收盘价估计出的1到20期的市场利率，则长期参数绝对值远小于1，且变动情况也十分复杂。除不存在协整关系的1、2、8、9、10年期利率之外，3到7年期利率的长期参数估计值呈现反复波动，不过仍小于04，而对于11到20年期的利率，长期参数估计值则呈现出有规律的上升态势，但上升幅度很小，且均在05以下。因此，虽然货币政策对我国市场收益率曲线具有效应关系，但其对于中短期、中期和长期利率的影响很弱，这就说明我国目前的货币政策传导机制是很不健全的，市场利率对货币政策的变化不敏感，货币政策很难影响长期利率走势，同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。
标准化的协整向量
4.货币政策对收益率曲线效应测度的主成分分析
为进一步说明货币政策对收益率曲线短、中、长端效应程度的不同，可应用统计中的主成分分析方法识别出影响市场收益率变动的公共因子来进行研究。由于主成分分析要求序列是平稳的，因此需要对各期限的国债回购利率和1到20年期市场利率进行单位根检验，在此基础上再进行相应的差分处理，使各利率序列达到平稳。（编者按：篇幅所限，对本文主成分分析结果感兴趣者，可与作者网上联系。libiao2002403@）
根据Kaiser检验显著的三个主成分对各期限市场利率的解释能力分别为727107％、130465％和69151％。其中，第一主成分主要与国债回购利率中的R091和R182以及到期期限从2年到20年的利用国债收盘价估计出的市场利率相关；第二主成分主要与国债回购利率中的R007、R014和R028相关；而第三主成分则主要对应与国债回购利率中的R001和到期期限为1年的市场利率。这表明我国的国债回购市场存在明显的短、中、长期分割现象，而对于到期期限更长的国债市场这种现象却不甚明显。对于我国的国债回购市场，传统的预期假说不成立，因为预期假说认为所有的利率均和同样的影响因子具有强相关性，而本文得到的实证结果显然拒绝了这种观点。相反，本文的结果表明在我国的国债回购市场中存在影响利率变动的不同驱动因素，可以认为与国家货币政策相对应的流动效应是对短期市场利率变动起决定性的因素。下表中的货币政策工具IBO001和三个主成分的样本相关系数更清楚地表明了这一点。虽然货币政策工具变量IB0001和三个主成分的样本相关系数都是显著的，但和第三个主成分(主要与R001相关)的相关系数高达0776，远远大于和前两个主成分的相关系数值。因此，应用主成分分析研究货币政策对收益率曲线效应关系的结果进一步验证了本文前面的结论：我国的货币政策仅能有效地影响收益率曲线的短端，而对中、长端的效应则很低，且使收益率曲线可能发生非平行变动。
货币政策工具IBO001和三个主成分的双变量样本相关系数
5.结论
对上述研究结果进行分析，有以下两点结论：
1)我国的货币政策对于国债市场收益率曲线的效应仅在短期内有效，而对于中长期、长期则基本无效或者效应相当低；同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。说明我国目前的货币政策传导机制还存在问题，有待完善。
2)根据上述的研究结果，可以按货币政策对收益率曲线影响程度的不同进行相应的阶段划分，将与其对应的国债分为六类：国债回购市场短期利率(R001)、中期利率(R007、R014和R028)、长期利率(R091、R182)；国债市场短期利率(1年期)、中期利率(2年到10年)和长期利率(11年到20年)。
参考文献：
［1］Estrella，A,Hardouvelis，GThetermstructureasapredictorofeconomicactivity[J].JournalofFinance，1991，(46)：555-576
篇2
关键词：货币政策；中介目标；协整检验；格兰杰因果检验
中介目标是央行货币政策对宏观经济运行产生预期影响的连接点和传送点，不同的中介目标会使货币当局采取完全不同的行动来实现最终目标。货币政策的最终效果如何，也往往取决于中介目标的可行性和稳定性。我国货币政策中介目标的选择经历了从最初的以信贷总量、现金总量计划为代表的规模管理，到1996年将货币供应量M1、M2作为货币政策中介目标的组成部分，再到1998年正式取消贷款规模控制，货币供应量正式成为我国唯一的货币政策中介目标的转变过程。但是，近年来我国货币供应量作为中介目标遇到了很大困难，一些发达国家也先后放弃以货币供应量作为中介目标，而选择了利率，这在很大程度上影响了我国有关当局控制货币供应量的决心[1]。
一、样本数据及变量的选取
(一)样本区间：1998—2005年的季度数据
我国自1984年人民银行专门行使中央银行职能以来，货币政策的制定和实施可以划分为两个阶段：1984年到1997年为一个阶段，1998年到现在为一个阶段。因为1998年1月1日央行取消贷款规模限额的控制，货币供应量正式成为我国货币政策唯一的中介目标，货币供应量成为央行调节宏观经济的主要控制变量，因此，本文以1998年到现在央行公布的季度数据为样本进行分析。
(二)变量选择
货币政策中介目标：代表变量为M1、M2。1996年，我国正式将货币供应量M1作为货币政策中介目标，但随着金融创新的不断发展，M1越来越多的表现出可控性不足，而M2的可控性相对较强，本文将M1、M2分别作为中介目标的代表进行分析。
货币政策最终目标：代表变量GDP。货币政策的最终目标可归结为促进经济增长。GDP的增长最能反映一国经济的运行态势，因此，将GDP作为衡量经济增长的指标。
利率代表变量：银行间七日同业拆借利率。利率决定着金融资产的价格变化。在我国目前的利率体系中，同业市场拆借利率由于能够十分灵敏地反映市场上货币资金的供求状况，因而可成为货币市场的基准利率。因此，本文选取了成交量最大的七日拆借的加权平均利率为代表进行分析。
(三)数据处理
因为GDP、M1、M2的名义值包含了当期的物价因素，不能很好的反映真实经济运行状况，因此，我们用1998年1月为基期的CPI季度定基比指数对数据的名义值进行调整，将得到的实际值作为考查指标。
同时，由于本文采用的是季度数据，因此，在进行分析之前先采用移动平均季节乘法分离出季节影响。本文在分析中所使用的数据都是经过季节调整后的数据。
在对利率和GDP的关系进行分析时，分别对利率和GDP进行了对数调整来增加其可比性。
二、实证分析结果
(一)单位根检验
检验序列平稳性的标准方法是单位根检验。本文采用PP检验法进行单位根检验。结果如表1所示，在5%的显著性水平下，每个分析变量都无法拒绝有一个单位根的原假设，都是非平稳的，但是，它们经过一阶差分后在5%的显著性水平下均能拒绝原假设，都是平稳的，因此都是一阶单整序列。
(二)协整检验
协整是变量之间长期均衡关系的统计表示。本文采用的是Engle和Granger(1987)提出的协整检验方法。由于RGDP、RM1、RM2、LnRGDP、LnR都是单位根过程，因此，可以对其进行协整检验。Engle-Granger协整检验结果如下：
RM1与RGDP回归的OLS估计为：
RGDP=5776.187+0.335498RM1+ζ1
(3.818613)(14.94971)
R-squared0.881654
RM2与RGDP回归的OLS估计为：
RGDP=5938.722+0.123013RM2+ζ2
(4.818430)(18.25647)
R-squared0.917423
LnR与LnRGDP回归的OLS估计为：
LnRGDP=10.73381-0.573347LnR+ζ3
(147.1241)(-8.046663)
R-squared0.763373
分别对残差ζ1、ζ2、ζ3进行ADF单位根检验，结果见表2。
因为所得的残差ζ1、ζ2在5%的临界值水平下都是平稳的，所以，可以认为RM1和RGDP以及RM2和RGDP之间存在协整关系，即存在长期均衡关系。而残差ζ3在5%的临界值水平下是非平稳的，也就是说LnR和LnRGDP之间并不存在协整关系，它们之间并无长期均衡关系，同业拆借利率与货币供应量之间并不具有稳定的相关性。中央银行可以通过变动货币供应量进而实现对经济的长期稳定调控。这就对货币供应量作为货币政策中介目标的合理性进行了验证。
三、结论及政策建议
第一，通过以上实证分析可知，目前我国货币供应量作为货币政策中介目标与货币政策的最终目标GDP之间仍存在着长期稳定的均衡关系，中介目标的变动能显著地影响到最终目标。同时，我国金融市场的结构还比较简单，这使货币供应量具有一定的可控性和可测性。因此，当前我国以货币供应量作为货币政策中介目标是合理的并应该继续坚持。
第二，目前，我国低下的同业拆借利率市场化程度造成了我国银行间同业拆借利率对宏观经济变量的影响并不显著，同业拆借利率与货币政策最终目标之间并不存在长期稳定的均衡关系，因而目前并不具备选择利率作为中介目标的条件。
第三，随着中国经济、金融对外开放的扩大，货币供应量的可测性和可控性正在减弱。不仅如此，利率管制是我国货币政策传导机制失控的主要原因。因而急需加强中央银行宏观调控，同时应通过改革的推进，积极创造利率作为货币政策中介目标的操作条件。
政策建议：第一，针对货币供应量自身存在的弊端，我们可以灵活运用多种货币政策工具，适度调节货币供应量，进一步完善货币供应量的统计口径，针对当前的金融创新趋势，对货币供应量的统计口径进行相应合理的修订，增强货币供应量指标的可控性和可测性。第二，单一的货币政策中介目标已经不能适应当前经济发展的要求，因此，我们在确定主要目标的同时，要根据经济变化设定多个相关观测变量，以更好的对经济进行宏观控制和预测。第三，在现阶段继续使用货币供应量指标的同时，要加快实现利率市场化，使利率能够反映市场资金的供求状况，促进货币政策传导机制的顺利运行，进而提高货币政策中介目标与最终目标的相关程度，便于中央银行及时进行货币政策宏观调控。
参考文献：
[1]丁文丽，刘学红.中国货币政策中介目标选择的理论研究与实证分析[J].经济科学，2002，(6)44-51.
[2]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2006.
[3]刘明志.货币供应量和利率作为货币政策中介目标的适用性[J].金融研究，2006，(1)：51-63.
篇3
摘要：近年来，随着中国综合国力不断增强，由最近的人民币汇率可以看到，我国的汇率波动幅度在逐渐增强，由不可能三角理论可知，固定汇率制度、资本自由流动和货币政策三者不能完全实现，必有一个角随着其他两个角的成立而垮塌，而本文就对中国货币政策独立性是否受到更灵活的汇率机制影响而增强这一问题作实证检验。本文参考Obstfeld等人（2004）和Shambaugh（2004）的检验框架，以货币市场利率代表货币政策，运用统计分析软件SPSS分析了2001年1月～2007年12月汇率制度的变化对中国货币政策的独立性的影响，并得出了人民币汇率制度改革后，汇率变动的灵活性增强并未使中国货币政策的独立性增强的结论。
关键词：汇率；货币政策；独立性；货币市场利率
引 言
2005年7月，随着人民币汇率制度改革，人民币汇率不再钉住单一美元，而改为参考一篮子货币，这也就意味着人民币兑美元汇率波动将逐步加大。随着本币汇率变动灵活性的增强，对于本国货币政策的独立性是否会得到增强各家各执一词，，这也使从数据中得到解释成为必要。本文的第一部分介绍检验货币政策独立性的模型及分析方法；第二部分讨论本文所选用的货币市场利率指标和数据，及其时间序列特征；第三部分是本文的分析结果；最后是结论。
一、文献综述
许多学者对不同的汇率制度对货币政策的影响作了实证分析，他们的研究无论在时期上和国家上都涵盖特别广泛，但是结论并不一致。Frankel等人（2002）利用水平数据检验了1970～1999年在数十个国家钉住汇率制和非钉住汇率制对货币政策的独立性的影响，认为钉住汇率制并不一定导致货币政策独立性的削弱。但是，Shambaugh（2004）指出，水平数据会导致谬误回归（spurious regression），从而使结论出现误差。本文参考Obstfeld等人（2004）和Shambaugh（2004）的检验框架，以货币市场利率代表货币政策，分析了2001年1月～2007年12月汇率制度的变化对中国货币政策的独立性的影响。
二、模型构建
由《国际货币与金融》可知，在固定汇率制度和资本自由流动的情况下，由于存在套利现象，本国利率与外国（base country）利率必然相等，否则资本会处于从利率水平较低的国家流入利率水平较高的国家的动态过程，直到两国的利率相等而稳定为止。总体来看，固定汇率意味着货币政策的独立性无法全面发挥。所以货币政策的独立性增强可能需要通过汇率的变动增强来换取。要验证这一分析，需要分析本国利率和外国利率的关系。假设下列等式成立：
R=aRf+b+c（1）
其中，R是本国名义利率，Rf是外国利率。在固定汇率制及资本自由流动的情况下，a只能为1，也就是说本国名义利率随外国名义利率变动而变动，主要由于利差的出现，会发生大量的资本流动使利差减小为零。但现实中，我们可以由三角悖论推出资本完全自由流动或者固定汇率制并不能同时完全实行，因此，如果资本完全流动，而无法达到固定汇率制的话，a不一定等于1。根据理论推断，实行固定汇率制国家的a值应该比浮动汇率制国家的a值更接近于1。
三、数据选取
（一）选取合适的利率指标
在作者选取数据检验其货币政策独立性与汇率波动幅度关系的问题时，碰到一些困难，最后经过不断修正作者选择美元作为外国货币，原因是：
1、贸易量占比：美国是中国的第一大贸易伙伴，美元计价的贸易量所占比重较高。
2、美元经济上的霸主地位：美元利率变动对中国经济乃至世界经济影响重大，有人称东南亚金融危机之后包括中国在内的东亚的汇率制度为美元本位制（McKinnon，2005）。
（二）时间序列性质
对2001年1月～2007年12月期限为3个月的人民币质押式回购利率（以下简称人民币利率）和期限为3个月的美元伦敦同业拆借利率（以下简称美元利率）水平数据作单位根检验（ADF检验），发现在5%的临界条件下不能拒绝人民币利率和美元利率时间序列有单位根的假设，而这两个时间序列的一阶差分都在5%的临界条件下拒绝了有单位根的假设，说明人民币利率和美元利率一阶差分序列都是平稳的。
既然人民币利率和美元利率一阶差分序列都是平稳的（I（1）），下面通过Johansen Cointegration Test检验两者是否具有协整关系。检验发现，在的水平下不能拒绝假设，因此这两个序列存在协整。协整关系如下：
=R-0.663Rf（2）
四、分析结果
把2001年2月～2006年12月人民币利率和美元利率代入等式（1）作回归，结果如下：R=-0.046Rf+2.160 （3） T=-1.629R2=0.031 d=0.107
从上面的分析数据求得的R2为0.031，很低，说明外国利率变动几乎不能解释本国利率变动。 或者说，中国的货币政策从总体上看不受美国的货币政策的影响。D-W统计量显示存在自相关问题，但是前面的时间序列分析发现在这段时间内人民币利率和美元利率存在协整关系，因此可避免谬误回归的可能。回归结果显示β值较低，低于Obstfeld等人（2004）文章中的钉住制国家的水平，说明外国利率变动后本国利率仅作出较小幅度的变化，这也说明货币政策的独立性较强。下面分情况讨论中国实行钉住汇率制度和非钉住汇率制度下的利率变动与美国利率变动的关系。2001～2006年，人民币汇率制度可以分为两个时期：汇改前和汇改后，2005年7月的人民币汇率制度改革是一个重要的转折点，从该月起，人民币汇率由钉住单一美元转变为参考一篮子货币。本文将人民币汇率制度划分为2001年1月～2005年6月的钉住制和2005年7月～2007年12月的非钉住制。
五、最终结论
本文通过对人民币质押式债券回购利率与美国相应利率在2005年7月人民币汇率制度改革前后的时间序列相关性分析，探究了中国货币政策的独立程度随汇率波动程度（即汇率稳定性）的变化。根据前面的数据分析，可以得出以下结论：
（一）中国货币政策独立：
R2值无论是固定还是非固定汇率制度，都非常小（0.00001，0.088），人民币利率的变动基本不随美国利率变动而变动，中国的货币政策总的来说是独立于美国的货币政策的。
（二）汇率变动增大并未使中国货币政策独立性增强，反而下降：
美联储自2007年9月开始减息之后，央行仍然多次加息，从这个角度看，中国的货币政策具有较强的独立性。但是，对债券回购利率的分析得出了不同的结论。央行加息和美联储减息所产生的中美利差诱使资本通过各个渠道流入境内，引发国内流动性过剩，从而使债券回购利率在低位运行。债券回购利率没有随着央行加息而上升，央行货币政策的有效性受到削弱。
篇4
关键词：货币政策;银行风险承担;非对称性;银行杠杆
一、引言
自次贷危机开始后整个金融系统的不稳定性不断发生的背景，促使学者逐渐聚焦于对货币政策的银行风险承担渠道的关注。而进一步新的研究揭示出货币政策银行风险承担渠道还存在时间上的非对称性，其无疑也会影响货币政策与宏观审慎政策协调监管金融稳定策略的制定。有鉴于此，本文拟围绕货币政策银行风险承担渠道的非对称性这一主题，阐述货币政策作用于银行风险承担的非对称性的路径、机理与影响因素，为构建合理完善的金融宏观审慎管理制度提供参考。
二、国外关于货币政策银行风险承担渠道时间非对称性的理论研究
1.定义
货币政策银行风险承担渠道的时间非对称性是指短期以及长期的货币政策对银行风险承担的影响不同。
2.作用机理
许多学者试图对于其货币政策银行风险承担渠道的时间非对称性作用机制进行了分析和研究，其中较为具有代表性的有以下几种观点：
（1）组合配置效应与风险转移效应的均衡。De Nicolò（2010）认为，组合配置效应和风险转移效应两种效应的综合效应决定了货币政策与银行风险承担之间的关系。其中，组合配置效应是由投资者的逐利行为、资产替代效应以及银行杠杆率等诸多因素综合作用的结果，而风险转移效应则是由有限责任保护和信息的不对称引起的。
（2）利率传递效应与风险转移效应的交互作用。Dell'Ariccia（2011）提出，风险转移效应、利率传递效应的交互作用是货币政策的风险承担渠道之所以存在非对称性的根源。利率传递效应从资产方来考虑，是指宽松的货币政策降低了银行的贷款利率，并进而降低了银行的资产收益，银行倾向于发放更多风险贷款，此时银行风险承担水平增加。风险转移效应则是从银行的负债方来考虑的，是指在紧缩的货币政策环境下，银行的负债融资成本增加，因而银行有动机通过增加银行风险承担水平来增加其偿付能力。
（3）价格效应、广义边际效应、替代效应与特许权价值效应的交叠。Agur et al.（2011）通过对于理论模型的推导，总结出货币政策影响银行的银行风险承担的四个途径：一是替代效应;二是银行特许权价值效应;三是价格效应;四是广义边际成本效应。在价格效应以及广义边际成本效应作用下，道德风险、特许权价值和银行杠杆率的影响下，货币政策与银行风险承担关系呈现出不一致性。
三、国外关于货币政策银行风险承担渠道时间非对称性的实证研究
1.时间非对称性的存在性的实证研究
目前国外在货币政策与银行风险承担的关系的时间非对称性方面已作出大量实证研究。Jiménez（2014）实证发现当短期宽松货币政策降低了浮动利率贷款的违约概率，银行面对长期宽松货币政策时在倾向于发放更多风险贷款，增大了中长期贷款风险。Ekin Ayse Ozsuca et al.（2012）也表明，短时间内较低水平的短期利率会增加银行的风险承担行为。
2.银行杠杆率对其影响的实证研究
其中银行杠杆率在解释货币政策银行风险承担渠道的时间非对称性中起到了关键作用。
Altunbas（2011）实证表明，短期宽松的货币政策降低了银行的风险承担水平，但从长期的货币政策来看，却会增加银行风险。
而Delis et.al（2011）和Dell'Ariccia et.al（2014）实证表明，短期宽松货币政策在很大程度上增加了银行的风险承担水平。而且货币政策对于不同杠杆率的银行的风险承担的影响程度不同。
3.银行市场结构对其影响的实证研究
而银行市场结构由于可以影响利率传递效应，因而会对短期以及长期的货币政策与银行风险承担之间的关系产生影响。
Michalak T.（2013）认为银行结构是影响货币政策与银行风险承担之间的关系的重要因素。其实证研究结果表明当银行集中度越来越小，货币政策与银行风险承担之间的关系的负向关系越明显。
Dell'Ariccia（2011）指出风险转移效应、利率传递效应的交互作用是导致货币政策与银行风险承担之间的关系存在时间上的非对称性的根源。利率传递效应又受到银行市场结构的影响，因而不同的银行市场结构下，货币政策与银行风险承担之间关系可能出现不一致性。
四、文献述评
尽管学术界对于货币政策银行风险承担渠道时间非对称性的研究尚处于萌芽阶段，但从已有的研究成果来看，货币政策与金融稳定之间存在非对称关系已是不争的事实。纵观既有的国内外文献，本文发现目前的研究仍然存在以下可拓展之处：
其一，上述国外文献缺乏对于银行市场结构在货币政策的银行风险承担渠道的时间非对称性中的作用的探讨。
其二，上述国外文献缺乏对于不同经济周期背景下的货币政策银行风险承担渠道的研究。基于银行杠杆率具有顺周期性，其周期性的波动可能会引起风险转移效应的周期性波动，进而对货币政策与银行风险承担之间的关系产生周期性影响。
其三，上述国外文献缺乏对于不同利率管制情形下的货币政策的银行风险承担渠道的研究。由于不同利率管制将会通过影响银行杠杆和银行市场结构影响利率传递效应，其作用形式和机理也可能会出现差异。
因此，我们未来的研究可以基于以下三个方面展开。
1.探讨银行市场结构在货币政策银行风险承担渠道的非对称性中的作用机理。
2.探讨不同经济周期下的货币政策银行风险承担渠道的作用机理。
3.探讨不同利率管制情形下的货币政策银行风险承担的作用机理。
参考文献：
[1]Agur， Itai and Maria Demertzis. Monetary Policy and Excessive Bank Risk Taking. DNB Working Paper 271， 2011.
[2]Altunbas Y. L. Gambacorta and D. Marques Ibaez. Does Monetary Policy Affect Bank Risk-Taking？. 2011. DNB working paper.
[3]Delis， M. and P. Kouretas. Interest Rates nd Bank Risk-taking [J].Journal of Banking and Finance， 2011， 35，840-855.
[4]De Nicolò， Dell Ariccia， L.Laeven and F.Valencia. Monetary Policy and Bank Risk Taking. IMF Staff Position Note， 2010， SPN/10/09.
[5]Dell’Ariccia， G. and R. Marquez. Lending Booms and Lending Standards [J]， Journal of Finance， 2006， 61， 2511-2546.
[6]Jimenez， G.， S.Ongena， J.Peydró and J. Saurina. Hazardous Times for Monetary Policy： What Do Twenty-Three Million Bank Loans Say about the Effects of Monetary Policy on Credit Risk-Taking？. Econometrical， March 2014， Volume 82， Issue 2， pages 463 505.
篇5
关键词：利率期限结构 宏观经济因素 货币政策
一、引言
利率期限结构是指在某一时点上，不同期限资金的收益率与到期期限之间的关系，它反映了不同期限的资金供求关系，揭示了市场利率的总体水平和变化方向。随着我国金融市场化改革的推进，金融市场对外开放程度的不断加深等原因，利率作为金融市场上最重要的价格变量及货币当局制定和执行货币政策的主要观测变量，其在金融市场上所起的杠杆功能显得日趋重要。
对于利率期限结构的理解长久以来都是金融家和宏观经济学家研究的主题，但是，二者的研究存在一定的区别。一方面，金融家主要集中在有价证券利率的预测和定价上，并没有指明利率期限结构与其他经济变量之间的关系。另一方面，宏观经济学家专注于理解利率、货币政策和宏观经济基本面的关系，为了了解它们之间的关系，他们往往信赖“预期假说”，而不管其贫乏的实证记录。结合这两条线的研究似乎是富有成效的，因为两种方式都有潜在收益（Hordahl等，2006）。
因此，本文的目的是通过借鉴国内外学者将利率期限结构与宏观经济进行联合研究的成果，从金融学和宏观经济学的角度审视利率期限结构，以此加强对利率期限结构的理解。本文主要包括加入宏观因素的利率期限结构模型，利率期限结构与单一宏观经济变量的关系，以及利率期限结构与宏观经济关联性的研究。
二、加入宏观经济因素的利率期限结构模型
传统的利率期限结构模型主要是针对期限结构本身的研究，没有考虑宏观经济因素对利率期限结构的影响。随着利率在宏观经济中的重要性日益突显，人们开始重视利率期限结构中包含的宏观经济信息，并尝试将宏观经济变量引入利率期限结构模型，发现在模型中加入宏观经济变量后，对利率变动的解释度显著增强（Kozicki和Tinsley，2001；陈哲，2008）。
1.国外研究现状
泰勒规则和新凯恩斯理论的提出，引发并促进了加入宏观因素的利率期限结构模型，即宏观-金融模型（Macro-finance Model）的研究。Kozicki和Tinsley（2001），Ang和Piazzesi（2003）首次在期限结构模型中加入宏观经济变量并证明这样做是合适的。Ang和Piazzesi认为宏观经济变量对收益率起到重要的解释作用，这些变量在期限结构模型中能改善其预测效果，在这一开创之作后，宏观-金融模型得到了更多学者的关注并不断被修正和发展。
Hordahl等（2006），Rudebusch和Wu（2008）将期限结构模型追加到新凯恩斯宏观模型中。Hordahl等构造了一项完全基于宏观经济因素的动态期限结构模型，模型包括通货膨胀率、产出缺口和短期利率三个关键的宏观经济变量，考虑了短期利率到宏观经济产出的明确反馈。Rudebusch和Wu的建模与前者类似，他们均在建模过程中将定价核心看做是外生决定的，但二者都在供给和需求方程中添加了带有几分任意性的滞后结构。
由于大多数的宏观模型中的关键变量是通货膨胀、产出缺口和短期利率，但是由于这类模型的过度简化揭示了非常有限的有关货币权威性和私下部分（private sector）的信息量。众所周知，货币政策的运行环境是需要大量的数据的，所以，通货膨胀、产出缺口和短期利率难以充分地预测货币政策未来的表现。因此，Bekaert等（2010）完善了带有无套利仿射期限结构模型的结构化新凯恩斯宏观经济框架，与前面所提研究不同，除了通货膨胀、去趋势化的产出和短期利率以外，他们在潜在的宏观模型中引进了两个不可观测的变量——随时间变化的通胀目标和输出的自然增长率，构建了一个五因素的清晰的结构化模型，促成了期限结构动力的一个有意义的经济解释。
此外，学者通过不断修正和完善，将宏观—金融模型进行拓展。例如，achter和Iania（2011）通过引入额外的流动性相关和回归预测因素，扩展了仅包含标准宏观经济因素的基准宏观-金融模型，模型在使用横截面数据修正收益率曲线上，显著优于Dew大多数的结构性和非结构性宏观-金融收益率曲线模型。Benchimol和Fourcans（2012）遵循新凯恩斯主义动态随机一般均衡框架，提出并测试欧元区的模型，特别强调了风险规避和货币的作用。Dewachter等（2012）开发了空间向量自回归模型，在模型中同时考虑了经济冲击的时间和空间维度，通过这一框架来分析欧洲地区通过宏观经济冲击（通货膨胀，产出缺口和利率）的空间和时间进行的传播。
2.国内研究现状
与国外相比，国内对于利率期限结构的研究起步较晚，因而有关宏观-金融模型这一领域的理论及建模方面的研究还较缺乏，新起的研究都是基于国外学者的理论及模型框架上进行的。
朱波，文兴易（2010）根据宏观经济结构和微观金融模型的结合方式，对国外新近的宏观-金融模型进行区分，主要分为仅在仿射期限结构模型的基础上增加宏观经济变量的简约型宏观金融模型，以及对利率期限结构和宏观经济变量之间的相互影响进行了考虑的结构化宏观金融模型两种类型。沈根祥，闫海峰（2011）也是在国外文献的基础上，按照利率期限结构模型的因子来源将其分为内基模型和外基模型。其中内基模型的因子不可观测，其经济含义往往难以解释，而外基模型中的因子为宏观经济变量，模型具有明确的经济含义。
孙皓，石柱鲜（2011a，2011b）首次使用宏观-金融模型进行实证研究，但他们并没有构建新的模型，而是基于Oda和Suzuki（2007）的模型框架，先是对我国利率期限结构动态过程中的时变宏观经济风险价格进行定量估计，随后探讨了我国货币政策对利率期限结构的影响。
三、利率期限结构与宏观经济因素的关系
利率期限结构中包含了宏观经济的信息，同时，宏观经济因素会对利率期限结构产生一定的影响。学者们主要从以下两个方面来探讨利率期限结构与宏观经济因素的关系。
1.利率期限结构与单一宏观经济变量的关系
目前，研究宏观经济所涉及的范围已经相当广泛，主要包括生产、消费、投资、经济增长、通货膨胀、货币供给等。本文通过对相关文献进行梳理，选取了最具有代表性的三个宏观经济因素，分析了近年来国内外学者对利率期限结构与它们之间关系的研究情况。
（1）利率期限结构与通货膨胀的关系。利率期限结构包含通货膨胀的信息（Mishkin，1990a，1990b；Fama，1990），对通货膨胀具有一定的预测功能（Ang等，2006），李宏瑾，钟正生，李晓嘉（2010）通过对中国银行间市场国债利率期限结构进行研究，发现中国短期利率期限结构（特别是中短端）包含了未来通货膨胀变动的信息，可以作为预测变量用来判断未来通货膨胀走势。
但是，不同学者关于利率对通货膨胀的预测功能的研究结果并不一致。Ribba（2011）通过将预期通胀对利率冲击的瞬间响应限制到零，发现短期名义利率不能作为通货膨胀的预测器来解释，至少不是长期预测器。陈鹏，徐炜（2009）则认为10年期与7年期利率差对未来3个月的通货膨胀预测能力最强，利差增大预示着未来的通货膨胀率增大，而陈红霞等（2011）表明市场利差与未来通胀存在长期协整关系，对未来通胀具有持续显著的负效应。
除了能够对通货膨胀进行预测功能外，利率与通货膨胀之间还存在相互作用和影响。Yuksel和Akdi（2009）就探讨了不同通货膨胀对美国利率不确定性测度的影响，脉冲的不确定性对短期和长期利率有负面影响，而结构的不确定性对短期和长期利率有正面影响。Tillmann（2011）在新凯恩斯主义菲利普斯曲线框架内，根据货币传导成本渠道，评估了利率对通货膨胀动态的影响，研究表明，更高的利率转换成更高的边际生产成本，并最终成为更高的通货膨胀。Hagedorn（2011）根据理性预期和全可信度下的标准新凯恩斯主义货币模型预测，名义利率应该下降以实现低通货膨胀目标，而实际利率大致维持不变。Ehrmann等（2011）使用高频率债券收益率数据来研究欧元区的通胀预期，发现更低的长期利率，更高的稳定性，以及更好的锚定反应，能够大幅增加长期通胀预期的锚定。Wright（2011）提供了期限溢价，通胀不确定性和二者关系的跨国实证证据，这些证据表明长期通胀率在很大程度上可以对收益率曲线斜率向上进行解释。
（2）利率期限结构与实际经济增长的关系。关于利率期限结构与宏观经济的联系，早在Estrella和Hardouvelis（1991）就通过美国季度数据，证明10年期和3个月期的国债收益率之差能够很好地预测未来的消费、投资和产出情况。Haubrieh和Dombrosk（1996）通过研究说明利差对GDP增长也有很好的预测作用。国内对这方面的研究起步较晚，学者通过实证研究结果表明，我国利率期限结构对宏观经济走势具有一定的预测能力（孙皓，石柱鲜，2011），利率期限结构是宏观经济波动态势的“指示器”（孙皓等，2012）。
于鑫（2008）认为长短期利差对我国未来经济变化具有一定的可预测性，但利差的边际预测效果较差。况山（2009）研究发现银行间市场不同长短期利差结构对宏观经济景气一致指数的预测能力不同。其中，2年期国债利率与同业拆借1天的利差对一致指数解释力度较强，且一致指数与利差呈负相关关系系，利差越大，未来10个月的一致指数越小。陈鹏，徐炜（2009）则认为10年期与3年期利差对经济增长的预测能力最强，利差增大预示着未来经济的增长。此外，利率期限结构对还能对经济周期波动进行预测，孙皓，石柱鲜（2011）研究表明，我国利率期限结构变动能够较为稳定地指示未来3个月的经济周期波动状态。
最新的研究由Favero等（2012）等做出，他们提供了一个统一的状态空间模型框架，用来分析无套利和大型信息集的预测功能，发现非套利模型在较短的期限较短的范围内更有用，大型信息集则在较长的范围和较长的期限内更有用；收益率曲线模型可以利用宏观经济变量来预测宏观经济。
（3）利率期限结构与货币政策的关系。大量文献都表明利率期限结构与货币政策之间存在密不可分的联系。利率期限结构中蕴含着货币政策信息（徐小华，何佳，2007；郭涛，宋德勇，2008），通过利率期限结构的变化，中央银行可以获得金融市场对未来通货膨胀以及利率变化的预期信息，从而制定合理的货币政策。同时，货币政策可以通过它的具体操作和传导机制对利率期限结构产生一定的影响（Dai和Philippon，2006）。另外，贾德奎（2010）还从货币政策透明度角度上进行研究，发现提高货币政策透明度更有利于引导市场预期和形成稳定合理的利率期限结构。
不同期限利率受货币政策的影响不同，货币政策对我国短期利率的影响要远大于对中长期利率的影响（刘海东，2006）。货币政策对期限结构不同因子的影响效果也具有显著差异，孙皓，石柱鲜（2011）表明货币政策作用下，利率期限结构水平和曲率因子减小，而斜率因子增大。在货币政策的宽松期和紧缩期，面临货币政策从紧的冲击，水平因子的响应分别为正向和负向，而斜率的响应均为负向；当货币政策由宽松期转向紧缩期时，水平因子变大，斜度变小（潘敏等，2012）。但是沈根祥（2011）的研究指出，货币政策和利率期限结构之间的短期动态影响表现出非对称性，即债券市场对货币政策变化的反应较为迟缓，但货币政策对市场利率的变化反应敏锐。而长期均衡关系则表明，货币政策对银行间债券市场利率期限结构有显著影响，但银行间债券市场对央行的利率调控目标不敏感，不能形成明确预期。
2.利率期限结构与宏观经济关联性的研究
除了分别研究利率期限结构与通货膨胀、宏观经济或货币政策等宏观经济因素的关系外，国内外学者也尝试着探索利率期限结构与多种宏观经济因素间的动态关系，从整体上分析它们之间的关联性。胡雪琴，陈勇（2010）采用主成分分析法构建我国国债市场的三因子动态模型，分析利率期限结构、货币政策和宏观经济三者的关系。Reschreiter（2011）研究货币政策制度的转变对英国实际利率、通货膨胀目标的影响，结果表明随着货币政策改变为通货膨胀目标制，实际利率的均值回归水平下降，实际利率的波动性也降低了，实际利率偏离均值的持久性则增加了。Orphanides和Wei（2012）则探索了宏观经济结构对利率期限结构的影响，表明实际GDP增长、通货膨胀和名义短期利率的递归估计的VAR产生与调查预测更为一致的预测。
宏观冲击对利率期限结构的影响也引起学者的关注，但宏观冲击对不同期限利率产生的影响存在差异，货币冲击、供给冲击和价格冲击对短期利率具有持续显著的影响，而对长期利率则没有显著作用（刘金全等，2007）。同时，不同类型宏观冲击对利率期限结构的影响也不一致，于鑫（2009）认为利率的水平因子受价格水平的影响最大，货币政策变化主要引起倾斜和曲度因子的变化，但季绍波等（2010）则认为货币政策主导水平因子变化，实际经济变化才是倾斜和曲度因子变化的主要原因。孙皓，石柱鲜（2011）模拟了宏观经济对利率期限结构的冲击效应，认为宏观冲击长期对利率期限结构的整体水平具有明显影响，而对坡度的影响仅在短期内有效。
四、研究评述和未来研究展望
篇6
关键词：人民币国际化 货币政策IS-LM模型
中图分类号：F830文献文识码：A文章编号：1006-1770（2011）02-011-05
一、引言
对于货币国际化如何影响货币政策问题，国内外许多学者（国外学者如Gibson ，1971、Bergsten，1975、Otani，2002；国内学者如姜波克，2005、刘力臻，2005）从不同的角度、运用不同的方法进行了分析。国内外学者的研究分析表明：货币国际化对一国货币政策效应会产生一定程度的影响。因此，深入研究货币国际化的货币政策效应，既有利于推动人民币国际化进程，又有利于提高人民币国际化条件下的货币政策有效性。本文以IS-LM模型为基础，尝试将人民币国际化因子融入到开放经济条件下的IS-LM模型中。在商品市场供求模型中，把进出口分为以人民币计价的部分和以外币计价的部分。以人民币计价的进出口大小代表了人民币国际化程度高低，以α表示以人民币计价的进出口比重。为了分析的方便，本文令进出口中使用人民币计价的比重都为α，α越大，表示人民币国际化程度越高。而1-α为进出口中使用外币计价的比重。为出口中以人民币计价的部分，为出口中以外币计价的部分，e为直接标价法下的人民币汇率。为进口中以人民币计价的部分，为出口中以外币计价的部分。在货币市场供求模型中，将货币需求分为来自国内居民的需求和来自国外居民的需求。以国外居民对人民币需求大小表示人民币国际化程度高低。对人民币需求分为来自于国内居民的需求n(kY-hi)和来自于国外居民的需求(1-n)[kY*-h(i-i*)]。国外居民对人民币的需求取决于国外的收入Y*，以及国内外利率差i－i*。n表示对人民币的需求中来自国内居民的需求所占的比重，1-n表示来自国外居民需求所占比重。n越小（1-n越大），表示人民币国际化程度越大。并假定国内居民对货币需求的收入和利率弹性相同。即都为k和h。以此为基础，构建了一个简单的在人民币国际化条件下的IS-LM模型。即：
下面，本文将以上述融入了人民币国际化因子的IS-LM模型为基础，分析在人民币国际化条件下，货币政策的收入效应、利率效应、消费效应、国际收支效应、汇率效应以及货币流通速度效应。
二、人民币国际化对货币政策的影响
本部分根据IS和LM方程，构建联立方程组，得到人民币国际化条件下均衡的收入、利率、消费、经常项目收支、汇率等式，在此基础上分析人民币国际化对货币政策效应的影响。
（一）货币政策的利率效应
根据人民币国际化条件下的均衡利率对货币供应量求偏导，得到如下结果：
在式（3）中，由于，故货币供应量变化与利率变化是负相关关系。而且货币供应量变化引起利率变化的程度会受到人民币国际化程度n的影响。相对于人民币非国际化情况（n=1），人民币国际化条件下，货币供应量的变化对利率的影响效应增强了。因为0≤n≤1，，而且随着人民币国际化程度的提高（n越来越小），的值会越来越大，货币供应量的变化对利率的影响效应会越来越强。因此，在人民币国际化条件下，货币供应量变化对利率的影响有一种放大效应。表1显示了人民币国际化对货币政策的利率效应的影响。
货币政策对利率的影响具有放大效应可能是因为：在人民币国际化条件下，金融市场高度发达和开放，金融资产的形式多种多样，人们不仅可以投资国内多样化的金融资产，还可以人民币投资国外多种金融资产。货币需求不仅受到国内利率的影响，而且还受到国内各种金融资产收益率、国外利率和国外各种金融资产收益率的影响，货币需求对国内利率的敏感性相对降低。因此，当货币供应量增加使利率下降时，由于利率敏感性的降低，利率下降的幅度会更大。
上述分析实际上反映的是在人民币国际化条件下，货币供应量增加对利率的短期影响效应。从长期来看，随着人民币利率的下降，国外居民就会增加对人民币这种低成本的国际货币的需求，这可能会阻止人民币利率的进一步下降；同时，随着人民币利率下降，若境外人民币市场的人民币利率高于国内利率，就会导致一部分人民币流入境外人民币市场，这也会阻止人民币利率的进一步下降。
（二）货币政策的汇率效应
以人民币国际化条件下的均衡汇率对货币供应量求偏导，结果如下：
在式（4）中，货币供应量变化与汇率变化之间的关系取决于的值。是外币计价的出口与进口之差。若>0，即以外币计价的进出口是顺差，则，表示货币供应量变化与汇率变化是负相关的；反之，若
表2显示，在不同的人民币国际化程度下，货币政策对汇率的影响效应取决于Px2Qx2与 Pm2Qm2的大小。当人民币国际化程度提高（α增加）时，若Px2Qx2> Pm2Qm2，即以外币计价的进出口是顺差，则de/dM
（三）货币政策的消费效应
以人民币国际化条件下的均衡消费对货币供应量求偏导，结果如下：
在式（5）中，因，故货币供应量变化与消费变化是正相关关系。而且货币供应量变化引起消费变化的程度会受到人民币国际化程度n的影响。相对于人民币非国际化情况（n=1），人民币国际化条件下，货币供应量的变化对消费的影响效应增强了。因为0≤n≤1，，随着人民币国际化程度的提高（n越来越小），的值会越来越大，货币供应量的变化对消费的影响效应会越来越强。因此，在人民币国际化条件下，货币供应量变化对消费的影响也有一种放大效应。人民币国际化与货币政策的消费效应关系见表3。
人民币国际化对货币政策的消费效应之所以产生这样的影响，原因是：从出口方面看，若一国出口贸易以外币计价，则汇率变化对以外币计价的本国商品出口价格影响不大，把世界需求从外国转向本国商品的效应将减弱。如扩张性货币政策使人民币贬值，以外币计价的出口商品价格没有什么变化，国外对我国出口商品的需求就难以增加。人民币国际化程度越低，以外币计价的出口比重就越高，外国的消费增加幅度就越低。所有这些影响都降低了本国出口、实际收入和消费的增加幅度。而若出口以人民币计价，则人民币贬值会使出口商品以外币衡量的价格降低，从而增加我国出口、实际收入和消费。从进口角度看，若进口以外币计价，扩张性货币政策导致的货币贬值，会使进口价格上升，贸易条件恶化，实际收入下降，消费下降。而若进口以人民币计价，则不管本币贬值与否，本国的进口价格不再上升，贸易条件不会恶化很多，扩张性货币政策直接增加国内实际收入，国内消费增加。综上所述，在人民币国际化条件下，扩张性货币政策有利于增加消费，而且人民币国际化程度越高，消费的增加幅度越大。
（四）货币政策的收入效应
以人民币国际化条件下的均衡收入对货币供应量求偏导，结果如下：
在式（6）中，由于>0，，故货币供应量变化与收入变化是正相关关系。而且货币供应量变化引起收入变化的程度会受到人民币国际化程度n的影响。相对于人民币非国际化情况（n=1），人民币国际化条件下，货币供应量的变化对收入的影响效应增强了。因为0≤n≤1，，而且随着人民币国际化程度的提高（n越来越小），的值会越来越大，货币供应量的变化对收入的影响效应会越来越强。因此，在人民币国际化条件下，货币供应量变化对国民收入的影响有一种放大效应。人民币国际化与货币政策收入效应的关系见表4。
人民币国际化与货币政策收入效应的关系可以从人民币国际化与货币政策的利率效应、汇率效应和消费效应的关系中得到解释。我们知道，人民币国际化对上述三者的影响有放大效应。在扩张性货币政策下，利率放大效应有利于增加国内投资需求，增加国民收入。从汇率效应看，扩张性货币政策若使人民币贬值，则汇率的放大效应有利于增加商品出口，稳定进口价格，增加消费需求，进而有进一步增加消费的放大效应，增加实际国民收入。
（五）货币政策的经常项目收支效应
以人民币国际化条件下的均衡经常项目收支对货币供应量求偏导，结果如下：
在式（7）中，因，故货币供应量变化与经常项目收支变化是正相关关系。而且货币供应量变化引起经常项目收支变化的程度会受到人民币国际化程度n的影响。相对于人民币非国际化情况（n=1），人民币国际化条件下，货币供应量的变化对利率的影响效应增强了。因为0≤n≤1，，而且随着人民币国际化程度的提高（n越来越小），的值会越来越大，货币供应量的变化对经常项目收支的影响效应会越来越强。因此，在人民币国际化条件下，货币供应量变化对经常项目收支的影响也有一种放大效应。人民币国际化与货币政策的经常项目收支效应的关系见表5。
人民币国际化与货币政策的经常项目收支效应之间之所以出现这样的关系是因为：在人民币国际化条件下，中国金融市场必将高度开放，资本能够在国内外市场间自由流动，在短期内，资本金融账户的资本流动状况决定了汇率的变化。当经常账户出现逆差（以人民币计价和外币计价的进出口都是逆差）时，中央银行为了消除经常账户逆差，实行扩张性货币政策。扩张性货币政策在短期内不仅会进一步导致经常账户逆差，而且会导致利率下降，资本流出。这些因素都促使了人民币贬值。从长期来看，人民币贬值在人民币国际化条件下有利于增加出口。上文的分析已经表明，与以外币计价相比，若出口以人民币计价，在人民币贬值的情况下，出口产品价格下降，从而更有利于产品出口。从进口来看，若进口以人民币计价，在人民币贬值的情况下，进口产品价格也相对比较稳定，从而进口需求也相对较为稳定。在进口稳定而出口大幅增加的情况下，经常账户顺差增加。而且在人民币国际化条件下，扩张性货币政策对汇率变化具有放大效应。这些都是导致人民币国际化条件下扩张性货币政策变化对经常项目收支影响产生放大效应的原因。
（六）人民币国际化对货币流通速度的影响
根据费雪的交易方程式MV = P Y及货币市场均衡等式，得人民币国际化条件下的货币流通速度公式：
式（8）显示货币流通速度的大小受到人民币国际化程度n的影响。与人民币非国际化（n=1）相比，在人民币国际化条件下，货币流通速度增加了。在人民币非国际化条件下，货币流通速度为：，因为(kY-hi)>n(kY-kY*-hi*)-hi，因此， ，即人民币国际化条件下货币流通速度增加了。而且，人民币国际化程度越高，即n越小，n(kY-kY*-hi*)-hi值越小，货币流通速度V的值越大，货币流通速度越大。总之，人民币国际化增加了货币流通速度，而且，人民币国际化程度越高，货币流通速度越大。人民币国际化与货币流通速度之间关系见表6。
同时，由式（8）可知，外国国民收入Y*和利率i*的变化也会影响货币流通速度。外国国民收入Y*和利率i*增加，货币流通速度提高，反之降低。因此，人民币国际化之后，我国的货币流通速度不仅增加了，而且国外国民收入和利率的变化也会引起我国货币流通速度的变化。
三、结论及建议
上文分析表明，在一定的假设前提下，人民币国际化对货币政策效应产生一系列影响，且存在一种放大效应。显然，人民币国际化条件下的货币政策变得复杂了。而其中的重要原因在于人民币的跨境流动，货币政策可能会在境内外两个市场间进行传导，由此导致央行对货币政策中介目标利率、汇率，以及最终目标国际收支（经常账户）、国民收入等的调节难度加大。为此提出如下建议：
（一）加快推进利率市场化改革，增强利率与汇率的联动机制
由于在人民币国际化条件下，经济主体对利率变动的敏感性可能会降低，由此可能会使货币政策对利率变化产生放大或超调效应。因此，我们应加快推进利率市场化改革，建立健全由市场供求决定的利率形成机制，增强微观主体对利率变动的敏感度。由此减弱货币政策对利率的放大影响。
在加快推进利率市场化的同时，稳步推进汇率的市场化改革，增强利率与汇率之间的联动效应。通过利率和汇率的市场化改革，使利率和汇率能够真正体现本外币的相对价格，并通过利率变动对汇率变动的及时有效传导，稳定跨境资本的流动，从而提高中央银行货币政策的有效性。
（二）推动人民币资产市场的国际化发展
通过人民币资产市场的国际化发展，稳定人民币的跨境流动。如当中央银行执行扩张性货币政策，使利率大幅下降时，可能引起人民币的跨境流出，削弱央行的扩张性货币政策效果。此时，若有一个发达的、国际化的人民币资产市场，利率下降，可能会引起人民币资产价格的上涨，国内外居民可能会增加持有人民币资产，这又会抑制人民币的跨境流出或吸引人民币的跨境流入。这样，一个发达的国际化的人民币资产市场就可稳定人民币的跨境流动，有利于提高中央银行的货币政策效果。
不仅如此，国际化的人民币资产市场还通过稳定人民币的跨境流动，稳定了人民币汇率。由于短期资本流动而导致的对人民币的投机冲击，只会引起需求在以人民币计价的不同资产之间转移，人民币资产在全球范围内的供求基本上不受什么影响。由此，降低了人民币国际化过程中因汇率大幅波动发生货币危机的可能。
（三）促进国债市场的发展
建立一个高度发达的国债市场对提高人民币国际化条件下的货币政策效果尤为重要。国债市场不仅可为国内外投资者提供安全性、流动性和收益性俱佳的人民币资产――国债；它还为中央银行提供了一个高度灵活的调节工具――公开市场业务。当金融市场发生突发性的人民币大规模流入，冲击国内的紧缩性货币政策时，中央银行可通过卖出国债回笼货币，以冲销流入的人民币。反之，当出现人民币的大规模流出，削弱扩张性货币政策时，可通过买入国债投放货币，以冲销流出的人民币。这样，中央银行能够随时根据自己的需要，通过主动地买卖国债（特别是短期国债）来灵活调节货币供应量、利率水平和利率结构，发现错误还可立即进行反向操作以纠正错误，从而可以及时、有效地冲销跨境资本流动所带来的货币供应量的突发变动，减少货币政策受到因外部冲击而陷入严重的无效境地的可能性。
（四）对人民币跨境流动的数量及可能性进行统计和预测
上文分析表明，我们可通过公开市场业务来部分冲销人民币的跨境流动。但是，要想实现有效冲销，必须对跨境流动的人民币数量进行统计和监测，在此基础上才能采取有针对性的公开市场业务操作，才能达到冲销效果。不仅如此，我们还要对人民币跨境流动的可能性进行预测。在中央银行执行扩张或紧缩的货币政策后，人民币跨境流动是否会发生？对此判断的准确与否，将对货币政策效果产生重要影响。当中央银行增加政策工具来处理境外的人民币回流问题时，可能会对货币政策产生不利影响。如中央银行采取紧缩政策，当预测会有大量的人民币回流时，可能会采取更加紧缩的政策，试图抵消人民币回流导致的影响，但是若人民币回流没有实现，必然造成国内货币环境的过度紧缩。
（五）加强国际货币合作
上文的分析表明，人民币国际化条件下，我国的货币政策不仅受到外国的货币政策及经济变量变化的影响，而且，我国货币政策的变化也会对其他国家产生重要影响。因此，在人民币国际化条件下，我国货币政策执行必须考虑对其他国家的影响及其反应，加强与其他国家的货币政策合作，避免国与国的货币政策出现以邻为壑的现象。
注：
本文得到上海市教委重点学科建设项目“经济系统运行与调控”资助，项目编号：J50504。
参考文献：
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篇7
关键词：方差分解 脉冲响应 货币政策效应 转轨时期货币政策特点
一、问题的提出
我国货币政策的改革和利率市场化是一个不可逆转的过程，然而改革的整个进程不能脱离我国的货币政策实践。本文力图从货币政策效应中，分析我国现阶段货币政策的特点，为我国货币政策改革所处阶段及特点提供数量上的依据。
二、计量检验
我们首先从Granger因果检验做起，由于我国常用的货币政策手段是调节货币供应量和利率，所以我们做利率和货币供应量对GDP的Granger因果检验，同时从实践来看，我国的货币政策与财政政策有很强的相关性，所以我们做财政支出GDP的Granger因果检验。为了防止伪回归，我们对各时间系列的单位根做检验。
(一)Granger因果及单位根检验
经检验，利率、货币供应量、财政支出都显著地Granger引起GDP。
经检验，Ingdp、Inml、Infinance、Inratio(gdp的对数,ml的对数，财政支出的对数以及利率的对数)都是I(1)过程，且存在着协整关系。
(二)建立包括Ingdp,inml,Infinance的，滞后三期的VAR系统
LNGDP=0.2104892954*LNMl(-1)＋0.3015000959*LNMI(-2)＋
(3.26) (0.27)
0.2330595224*LNMl(-3)-0.4970655566*LNGDP(-1)＋
(0.37) (-2.06)
0.08326675986*LNGDP(-2)-0.3935002847*LNGDP(-3)＋
(-0.35) (-0.09)
0.1607142731*LNFINANCE(-1)＋(12514499022*LNFINANCE(-2)-
(2.186) (1.671)
0.3063730264*LNFINANCE(-3)＋9.336098552
(0.711) (2.96)
从检验结果的各项指标来看，r2较高，F统计量较为显著，离差平方和也不大，并且残差的相关系数也不高，模型是可以接受的。
从各项系数来看，滞后一期的lnml对lngdp有正的影响，并且影响是显著的，滞后两期后效果不明显。说明货币政策从政策执行到效果产生有一期的时滞，货币增长能促进经济的增长，(与经济理论相符合)但这种效果持续时间不长。财政政策的作用是显著的，并且政策效果有着较长的持久性，但是二者对经济增长的效应及贡献的大小我们无法衡量，必须做进一步的分析，通过做脉冲和反差分解来分析。
(三)脉冲反应：反应程度的衡量
从脉冲反应函数中可以看到：
1．从脉冲反应来看，货币政策开始有一个时滞，而后开始起作用，货币供应量增长1个百分点使得gdp增长在到第四期达到最大值，增长约0.04个百分点，然后慢慢的影响就接近0。以后货币供应量增长对gdp增长的影响成波动状态，并且幅度越来越小，趋向于0。
2．财政支出的影响是逐步增大的，财政支出增长1个百分点在第二期使得gdp增长0.15个百分点，第三期达到最大为0.23个百分点，后降为0。
3．财政政策对经济增长造成的波动更大，而且持续时间长，这可能以财政支出的乘数效应有关。财政支出的扩大能带动其他产业的发展，尤其是我国财政支出中基础设施的投入部分比例较大。而货币政策对财政政策有一定的依赖性，所以时滞比财政政策还要长。
通过脉冲响应函数可以从一定程度衡量货币政策和财政政策对gdp增长的短期效应，但是二者贡献率的大小，二者的地位无法衡量，这需要通过方差差分解来进行。
(四)方差分解：货币和财政政策的贡献率大小
方差分解是通过衡量系统中被解释变量的方差的变动中由各因素方差影响所占的比重来衡量各个解释变量对被解释变量变动贡献的比重。所以通过建立包括tngdp、lnml、lnfinance的系统，并通过对lngdp的方差分解来衡量货币政策和财政政策的贡献率大小。
从方差分解中可以看出以下几个特点：
1．货币政策的效应与财政政策相比不够显著。这与我国货币政策执行的情况相吻合，我国的货币政策与财政政策相比有效性不够显著，货币政策对gdp增长的贡献率仅为gdp增长的7％左右，而财政政策对gap增长的贡献率大约在15％左右。
2．财政政策和货币政策都有较长的时滞，并且货币政策的时滞长于财政政策的时滞。这与前边脉冲相应函数的分析相一致。是由于财政政策的乘数效应需要一定的时间才能体现出来，基础设施、基础产业的发展才能带动其他产业的发展。而我国的货币政策在和财政政策有较大的相关性，并有一定的依赖性，所以与财政政策相比货币政策有更长的时滞。
3．gdp的增长有很强的自生性。在gdp增长中近70％的部分没有被货币政策和财政政策所解释，说明gdp增长的自生性较强或者一些对gdp增长产生影响的变量没纳入模型。
(五)用同样的方法建立利率、货币供应量和GDP的VAR系统
我们用同样的方法构建由货币供应量，GDP利率组成的VAR系统，分析货币政策中利率政策和货币供应量政策之间的关系(三个时间系列都是一阶平稳过程，并且利率、货币供应量都与GDP存在granger因果关系)。
同样我们做GDP关于利率、GDP关于货币供应量的脉冲反应函数和方差分解。
通过脉冲反应函数可以看出：
1．利率的上升使得GDP下降，这与理论相吻合，利率上升提高了企业成本，企业减少产出。
2．同时可以看到利率政策有一期的时滞，利率上升一个百分点，第三期GDP增长率下降了约0.18个百分点，第四期后利率政策的效果几乎就为零。
3．利率政策相比货币供应量政策撤果不显著，且持续时间较短。
从方差分解中可以看出：
1．利率发挥作用几乎没有时滞，第一期就影响到GDP的波动，但是对GDP的影响十分有限，仅占GDP波动的5％左右。
2．而货币政策的作用与前边的结论相类似，有三期左右的时滞，并且在第一期对GDP波动没有影响。
3．在我国货币供应量对GDP波动的作用明显强于利率对GDP波动的作用，利率对GDP波动的作用仅为货币供应量的30％左右，与美国的情况相反。
三、计量分析结论
(一)货币政策有效但效果有限
通过Granger因果检验可以得到货币供应量是GDP增长的原因，而GDP增长不是货币供应量增长的原因。而且从宏观调控中我们也可以看到，货币政策在促进经济增长、保持经济稳定方面的作用。而引起人们对货币政策效应争议的有两个原因：首先是利率政策作用不显著，其次是货币政策与财政政策有较强的相关性，对财政政策有一定的依赖性，作用效果远远低于财政政策，方差分解中仅有财政政策的50％。因此，在转轨经济中我们不能忽略货币政策的作用，另方面，要发挥货币政策的传导渠道，加强货币政策作用。
(二)转轨时期货币政策与财政政策的配合是其发挥致用的重要内容
我们建立由GDP、财政支出、货币供应量的VAR模型，从方差分解中我们看到财政支出对GDP变动的贡献率为15％左右，而货币供应量变动对GDP变动的贡献仅为7％，也就是说，货币政策对GDP贡献仅为财政政策的50％，再从脉冲反应函数来看货币政策的时滞，比财政政策的更长，而引起gdp变化幅度小于财政政策。这与我国很长一段时期内奉行的财政包干制度有关，特别在计划经济下，企业的资金由财政供给，并以贷款的形式下拨溃币供应量增加，货币政策成为财政政策的附属。随着改革的深入，企业成为自负盈亏的法人实体，但企业尤其是国有企业对银行贷款的依赖性在较长的一段时期内存在。而1998年后货币政策的扩张贷款量的增长与财政支出的扩大，国债发行量的增长相配套，也使得货币政策对财政政策的依赖性大。因此，在转轨时期我国货币政策的实施需要与财政政策相配合效果才明显。
(三)利率政策效果不明显，以利率作为主要调控手段的时机还不成熟
篇8
［关键词］利率市场化；货币政策中介目标；货币供应量
［中图分类号］F822.2［文献标识码］B［文章编号］1002-2880(2011)02-0100-02
随着金融体制改革的深化，利率市场化已成必然。加之我国货币政策在应对由美国次贷危机引发的全球性金融危机时，一定程度上表现出了明显的滞后性。其中一个重要的原因在于我国货币政策框架中，中介目标的选择不当。
目前关于我国货币政策中介目标的选择主要集中在货币供应量、利率以及通货膨胀目标制定上。1983年中国人民银行开始专门行使中央银行职能，之后我国货币政策中介目标选择依次经历了三个阶段：1996年以前，现金计划和贷款规模是我国货币政策的中介目标。1996年我国正式确定M1(狭义货币供应量)为货币政策中介目标，M0(流通中的现金)和M2(广义货币供应量)为观测目标，这一阶段我国仍采用双重目标制，货币供应量和信贷规模同时作为中介目标。1998年，中央银行正式宣布取消信贷规模限制，货币供应量便成为我国货币政策的惟一中介目标，并延续至今。
一、货币供应量作为我国货币政策中介目标的不足
目前我国货币政策将货币供应量作为中介目标存在一些不足。如可控性较差，近几年调控货币供应量的实践表明，实际的货币供应增长率与中央银行年初制定的目标值往往存在较大的差距；可测性不稳，货币供应量的计量口径可能失真，M2的界限可能会越来越模糊；M1的相关性不高，我国货币供应量指标与物价、就业、经济增长等货币政策的最终目标的相关性不太理想，甚至出现货币供应量增长和物价下跌并存的矛盾局面。
二、利率作为我国货币政策中介目标可行性分析
随着我国利率市场化程度的加深，利率能更好地反映市场资金的供求状况，可以促进我国货币政策传导机制的顺利运行，进而提高货币政策中介目标与最终目标的相关程度。中央银行可以凭借其及时进行更加有效的货币政策宏观调控。
（一）利率更符合货币政策中介目标的“三性”原则
1.可控性较高。中央银行对利率的控制并非只对全部市场利率都要加以有效控制，而是只对市场基准利率进行控制，至于其他利率的变化，则都是依靠市场参与者的预期和判断形成的。总体来看，利率在我国的可控性非常高。
2.可测性较稳定。我国法定利率由央行直接控制，市场利率也可以直接观察到。央行每周二、周四进行公开市场操作，首先表现为市场基准利率的变化。且央行每次都会把公开市场操作的目的、方式和结果及时向全社会公示，货币市场利率的变化也随之改变，基本上不会产生滞后和统计偏差，可测性非常稳定，明显优于货币供给量指标。
3.相关性较高。利率可以对消费、投资等产生重要影响。经济繁荣阶段，资金需求比较旺盛，利率自然升高，利率升高可以遏制投资和消费，进而遏制总需求的扩张，对经济繁荣有抑制作用；经济衰退阶段，资金需求不旺，利率自然降低，对经济复苏有刺激作用。利率还是决定投机性资金流向、流量和速度的重要因素，以利率为中介目标可以对投机性需求进行恰当的引导。
（二）货币供应量与利率在我国经济调控中的作用
1.货币供应量在经济调控中的作用减弱
尽管弗里德曼认为：货币最重要，通胀在任何情况下都是一个货币现象。但当货币量与物价的关系变得不稳定时，货币量影响经济的力度也在下降。当今生产力高速发展，公众的基本消费欲望已经得到了很大程度的满足，货币供给增加，不会再像过去那样都用来购买商品，对物价的影响明显下降。此外，随着金融工程的崛起，许多金融工具，如可上市的有价证券既有货币的性质，又延长了商品的系列。作为货币，这些金融工具可以成为商品价格上升的力量；而作为商品，它们又可以吸收货币，缓解物价上涨的压力。
由于我国很多产业产能过剩，许多货币被吸引到证券市场上去，极大地吸收和分散了货币供给增加对物价的压力。加之，商业票据和融资票据的贴现、背书和转让规模的增长，使得经济主体越来越能够从银行之外获得资金补充。
2.利率在我国经济调控中的作用凸显
(1)利率对消费的影响。利率是即期和未来消费之间交换的价格，或者说，利率是即期消费的机会成本，这是利率变动能够影响消费的根源。利率变动对消费的影响具体体现为：利率升高，人们抑制即期消费，选择延期消费；反之亦然。
虽然我国人民一直崇尚节俭，有“积谷防饥”的传统美德，居民对未来收入和支出的不确定性增强，消费信贷的普及程度低等因素，制约了利率对消费的刺激作用的发挥，但这种制约并未达到居民消费对利率变动没有敏感性的程度。北京大学中国经济研究中心宏观组(1998)专门论述了消费对利率变动有反应的论断：“居民消费对实际利率其实是很敏感的”(如表1)。
如表1所示，实际利率走高，消费增长减慢；实际利率走低，消费增长加速，二者始终呈同步反向波动态势。实际利率变动对消费的“替代效应”非常明显。
(2)利率对投资的影响。利率作为企业经营成本，贷款利率的高低反映了资金使用成本的大小，对投资建设的贷款额存在反方向作用，利率越低，投资贷款越多；利率越高，投资贷款越少。调控利率就可以调控经济热度。
利率对投资规模的影响：在投资收益不变的条件下，因利率上升而导致的投资成本增加，必然使那些投资收益较低的投资者退出投资领域，从而使投资需求减少。相反，利率下跌则意味着投资成本下降，从而刺激投资，使社会总投资增加。
利率对投资结构的影响：利率水平与利率结构都会影响投资结构。利率水平对投资结构的作用依赖于预期收益率与利率的对比，资金容易流向预期收益率高的投资活动，而预期收益率低于利率的投资，往往由于缺乏资金而无法进行；利率结构的变动会直接影响到投资结构的变动，如利率的期限结构会影响投资的期限结构。如果长期贷款利率过高，会抑制建设期限较长的行业投资，相对增加人们对短期投资的需求；相反，如果短期利率过高，长期利率相对较低，则会刺激长期投资，使一部分投资需求由短期转为长期。
(3)利率对通货膨胀的影响。利率和物价应是一种交互影响的关系。但更为重要的是承认利率变动对物价水平的影响(如表2)，因为这更有利于认识从而发挥利率杠杆的宏观调节作用。
目前，我国利率市场化格局还未完全形成。但是，随着我国利率市场化的加深，利率必将发挥越来越重要的作用。
三、完善我国货币政策中介目标的建议
（一）进一步理顺我国的利率体系，加快利率的市场化改革
目前我国利率市场化程度不高，这对利率发挥货币政策中介目标的作用构成一定的限制。虽然利率完全实现市场化并不是其作为货币政策中介目标的必要条件，但是利率市场化显然有利于利率传导渠道的畅通，有利于增强利率与货币政策最终目标的相关性，利率的市场化程度在一定程度上影响着利率执行货币政策中介目标的效果。利率市场化是实现我国货币政策中介目标从货币供应量向利率转换的动力。
（二）改善货币政策利率传导机制
货币政策传导机制是指中央银行运用货币政策工具影响中介指标，进而最终实现既定政策目标的传导途径与作用机理。货币传导机制是否完善及提高，直接影响货币政策的实施效果以及对经济的贡献。货币传导机制可以有多种渠道，我国目前最主要的渠道是信贷渠道和利率渠道。
（三）协调利率政策与汇率政策
在充分考虑国际资本市场环境的前提下，央行要通过利率政策与汇率政策的配合，来实现更好的政策效果。根据蒙代尔三角理论(Mundell triangle)，人民币汇率形成机制的改革进程必然对我国利率政策的实施产生影响。为了使利率政策能够更加有效的实施，必须完善人民币汇率形成机制，减轻汇率对利率调整的压力。
（四）增强中央银行的独立性
继续增强中国人民银行作为中央银行的独立性，为其独立制定与执行货币政策提供制度安排和立法保障。
（五）加强银行自身建设
央行要灵活调整利率，增加利率档次，强化利率的约束性。商业银行则要提高业务操作素质，进一步建立风险防范和补偿机制，加强市场调研，培育驾驭市场的能力。
［参考文献］
［1］夏斌，廖强．货币供应量已不宜作为当前我国货币政策的中介目标［J］．经济研究，2001(8)．
篇9
关键词:货币政策 股票指数 实证研究 相关关系
■一、引言
货币政策与股票市场相互影响,研究两者之间的关系在学术界和实务界都很有现实意义。目前,大部分研究更多的专注于股票市场如何影响货币政策、金融稳定性以及宏观经济稳定性等方面。而对于货币政策如何影响股票市场,研究得并不多。研究货币政策对于中国股市的影响,对于解释货币政策传导机制很有价值,能为中央银行在制定货币政策时提供参考意见,特别是是否干预以及如何干预资本市场有着极为重要的指导意义。本文将主要从实证角度研究货币政策对股票市场的影响。
■二、文献综述
国外在这一领域的研究开展得较早,成果也较为丰富。Homa&Jaffee(1971)通过对货币供应量、联邦基金利率与股指的回归分析,得出货币供应量与联邦基准利率可以在一定程度上解释未来一段时期的股票收益状况。Friedman(1988)的研究表明,在美国金融市场,股票价格的趋势以及波动可以由货币供应量部分解释; Rigobon等人(2003)的实证研究发现股指与短期利率存在较为显著的负相关。然而,以上研究所得出的结论与资本市场有效性假说是相互矛盾的。一般这一理论的实证研究表明,在成熟、发达的金融市场中,股票等资产价格能及时对货币政策的变动作出有效的调整,即资本市场服从弱式或半强式有效。
国内学者的研究开始于上世纪90年代末期。钱小安(1998)检验了货币供应量与股票价格之间的相关性,得出沪深指数与货币各层次之间的相关关系各异,且并不稳定的结论;孙华妤、马跃(2003)认为利率对于股指有较大影响,而货币供给量的因素并不明显;钟小强(2008)运用VAR模型实证检验显示,股票指数和货币供应量之间存在较为稳定的均衡关系。
从目前学者们的研究很难得出关于货币政策与股票市场较为统一的共识。一方面这是由于研究的样本差异造成的偏差,另一方面也可以解释为以股票市场为代表的金融市场也在不断的发展和成熟的过程中,以往的研究很难解释金融市场的最新发展。本文拟采用近5年的股票市场和货币政策的数据,以货币政策传导为主线,对货币政策与股票市场的相关关系进行实证研究,并给出相应的解读和政策建议。
■三、实证分析
与以往股票市场在经济中影响力较为有限不同,目前股票市场的发展,已经改变了货币政策对股票市场单向影响的格局,股票市场也可以反过来影响货币政策。比如,通过市场交易、资源配置等效应间接的影响市场利率、货币供给。
1.变量的选择
目前,中国人民银行根据可控、可测、较为相关且抗干扰的、具有较好适应性的原则,确立的中介指标通常有利率、货币供应量、准备金率和基础货币等。汇率目前未被纳入货币政策的中介指标。其中,利率和货币供应量对于股市的影响较为明显,作用也比较直接。其作用机理在于:
(1)利率通过影响储蓄与投资的转换影响股价
利率直接决定投资者投资资本市场的机会成本,利率的变动是投资者进行资产选择的重要参考。市场利率上升或下降,提高或降低了持币成本,储蓄增加或减少,结果是抑制或刺激了市场上的投资需求,导致股票价格的下降或上升。
(2)货币数量通过决定资金面调整股票价格
根据资产选择理论,货币数量增加,直接导致无风险资产的比例升高,投资者将重新分配资产,提高风险资产的比重。在风险资产供给不变的前提下,风险资产价格将上涨。一般而言,货币供给量增加,资金面充裕,股票价格上涨;货币供给量下降,资金面短缺,股票价格下降。
基于上述的理由,本文将利率和货币供应量作为货币政策指标,舍弃准备金率和基础货币指标。
2.样本及统计区间的选择
由于研究股票市场的需要,利率应尽可能的体现市场化,因此,本文选择市场化程度最高的全国银行间同业拆借利率(7天),以反映短期资金的供给需求。而货币供给量样本的选择应遵循大口径的原则,故本文选用广义货币供应量M2。股票指数则选择最能反映股票市场整体状况的上证综合指数(SI)。
统计区间的选择需要考虑数据的可得性和计量统计的可靠性,更重要的是要能体现现阶段股票市场的特征,因此,既不能选取过短的区间以免由于样本容量太小影响计量统计的可靠性,也不能选取区间过长而导致市场特征不明显。本文选取2005年1月至2010年4月的月度数据进行实证研究。在此期间,中国股票市场经历了一个大涨大跌的完整周期,实体经济遭受了金融危机的冲击,正处于恢复中,该统计区间能比较理想的反映目前经济状况和金融市场特征。
为了减轻回归模型中出现异方差的可能,本文的研究数据将对数据进行对数化处理,数据来源于中国人民银行统计数据和GTA国泰安研究中心。
3.时间序列数据的平稳性和协整性检验
(1)平稳性检验
对时间序列平稳性的判断是进行建立模型之前必须解决的问题,本文采用最为常见的检验方法,即单位根检验,以此判断时间序列的平稳性。检验结果如下:
从检验结果可以看出,全国银行间同业拆借利率(LR)满足平稳性的要求,而货币供应量(LM2)和上证综指(LSI)均为非平稳数据,因此,需要对其一阶差分进行检验,结果如下:
结果表明,各变量进过一阶差分后的ADF检验统计量的值都小于1%的临界水平,因此,全体变量都是一阶单整序列,即I(1)。
(2)协整关系检验
协整关系是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计描述。非平稳经济变量存在的长期稳定的均衡关系称作协整关系。分别对LSI、LR和LSI、LM2进行协整分析,采用一阶差分进行协整关系检验,结果如下:
协整方程:
VECM=DLSI+9.799590DLM2(2)
协整方程:
VECM= DLSI-1.417833DLR (3)
协整关系检验结果表明,股票指数与货币供给量(LM2)显著正相关,一阶差分后的股票指数对货币供应量的弹性系数为9.799590。股票指数对全国银行间同业拆借利率(R)显著负相关,一阶差分后的股票指数对利率的弹性系数为-1.417833。实证结果验证了货币供应量和利率对股票市场的正向和反向效应。
4.格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系检验可以用来验证两组变量之间的作为原因及结果的解释关系。样本之间协整关系的存在,仅仅能说明三者存在长期稳定的均衡关系,但无法弄清它们之间谁是因、谁为果,如何通过货币工具的操作实现目标。因此,需要对它们进行格兰杰因果检验,检验结果如下:
从格兰杰因果检验的结果可以看出:
(1)SI与R互相之间不存在解释关系,这也与中国的实际状况吻合,全国银行间同业拆借利率虽然是一个市场化利率,但这个利率仍然受到人民银行利率政策的强烈影响,同时,我国经济是二元分割现象较为明显,股票市场仍远未成熟,股票价格指数对于利率变动的反应并不明显。
(2)M2是SI的格兰杰原因,SI并不是M2的格兰杰原因。这个检验的结论表明,货币供应量对于股票价格指数的影响是单向的,而且是显著的解释因素。这可以解释为,我国的股票市场虽然经历了十多年的发展,但仍然是一个资金驱动为特征的股市,股市行情的涨跌,更多的取决于资金面的状况。货币供给量与股票价格指数同涨同跌。然而,股票价格指数的涨跌并不能导致货币供应量的变化,一个合理的解释是,目前,我国外汇占款逐年增加,货币被发行的状况较为严重,影响货币供应量的决定因素并不是金融市场、经济状况指标,而是中央银行的结汇操作。
■四、结论与政策建议
中国经济在经历了03年至07年十个百分点左右的增长后,由于周期性调整的需要以及次贷危机冲击的双重因素作用,连续两年出现了较为明显的回落,与此同时,股指也应声下探谷底。为走出经济发展的低谷,中央实施了4万亿的投资计划和宽松的货币政策,止住了经济下滑的趋势和股市进一步走低的颓势。但由于09年上半年过度增长的信贷规模,流动性过剩的苗头引发了市场、投资人对于通货膨胀的担忧。09年下半年,货币当局将宽松的货币政策调整为动态微调的货币政策,即在保持货币政策的连续性和稳定性的同时,将把握好适度宽松货币政策的重点、力度和节奏,灵活运用货币政策工具,注重运用市场化手段进行动态微调,引导货币信贷适度增长和信贷结构优化。本文的政策建议主要依据实证检验的结果,给出符合当前经济及金融市场状况的政策建议,包括:
1.相机调整货币供应量
协整检验以及格兰杰因果检验的结果均表明,货币供应量M2对于股票市场的繁荣和萧条有着较为显著的决定作用。这种决定作用既体现为长期的、较为稳定的均衡关系,也体现为货币供给量对于股票市场直接影响,即成为决定股票价格指数涨跌的决定因素。基于这个检验结果,货币当局可以根据资本市场的发展状况及需要,相机调整货币供给量,控制货币增长的规模和速度,从而实现稳定股票市场的政策目标。
资产价格直接关系居民的财产性收入,影响居民的消费潜力及意愿。因此,货币当局在制定货币政策时应统筹兼顾物价水平和资本市场的运行状况,以最大程度上提高居民消费水平。
2.保持利率的合理水平,推进利率的市场化进程
利率与股票指数存在之间长期的、较为稳定的均衡关系。但两者的格兰杰因果关系检验并不支持利率对于股票市场具有解释作用的判断。综合两个检验的结论,说明制定利率政策的出发点在于稳定市场的投资机会成本,恰当的引导资金的流动和资源的配置,而不能寄希望于通过利率政策的调整直接影响股票市场的变动。当前,在世界经济复苏前景并不明朗,尤其是由于债务危机的侵袭导致的不确定因素增多的情况下,需要货币当局谨慎的调整利率政策,保持合理的利率水平,继续维持投资的动力,持续推动经济的发展。
利率变动对于股票指数的解释力不强也从一个侧面证明了我国利率市场化程度依然较低的现实,说明利率在我国仍然不是使用资本的真正意义上的价格。因此,进一步推进利率的市场化改革,提高经济标量、尤其是投资对于利率的敏感性,将有助于发挥利率在资本市场的核心作用。
3.提高股票市场有效性
实证检验的结果,可以理解为我国的股票市场已经具有一定的有效性,能够对市场信息,尤其是货币政策的变动做出反应,成为货币政策的传导渠道。当然,实证检验的结果也表明,利率对于股票市场的解释作用较小,说明目前我国的股票市场仍未成熟,进一步提高股票市场的有效性对于传导货币政策,真正使股票市场成为宏观经济、金融市场发展状况的晴雨表具有十分重要的现实意义。
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[3]钱小安,资产价格变化对货币政策的影响,《经济研究》1998年第1期
篇10
对于任何国家的金融市场，政府行为始终是市场参与者中不可缺少的部分。在必要的时候只有政府对金融市场进行适当的调控，才一能使其保持长期稳定健康的发展。我国股市是一个新兴市场，在其较短的发展历史中，相关政策、市场制度、投资环境等不够完善，市场参与者的规范意识和理性程度也都较为欠缺。从我国股市历年发展的经验看来，政府出台的政策在股市发展的过程中产生了重大影响。我国股市甚至被称之为“政策市”。国外的研究结果对我国股市可能仅有参考意义，因此，还很有必要对我国货币供应量和股市价格关系这一课题进行深入研究。
货币政策作为主要经济调控手段，关于它与股票市场的关系问题，各国经济学家目前没有统一的定论，股票市场会对所有可能影响股票收益的信息做出反应。所以我们以货币政策对股价变动的影响作为课题展开研究。
二、理论分析
（一）货币供应量与股价变动
货币供应量是各国中央银行编制和公布的主要经济指标之一。货币供应量的实际水平及其变动是国家制定货币政策的依据。从经济学原理上说，货币供应量的变化会通过一定的传导机制影响到股票价格。中央银行通过公开市场业务购买或销售债券来调整货币供应量，最初都会作用于政府债券市场和普通股票市场，最后才影响到实物市场。这意味着货币供应量的变化首先影响金融市场，然后才影响到实体经济。当中央银行准备实行扩张性的货币政策时，从预期效应看，能够影响市场参与者对未来货币市场的预期，从而改变股市的资金供给量，影响股票市场的价格和规模。这种预期效应一般是正向的，也就是说，货币供应量增加会导致股票价格的上升。从利率的角度来看，随着货币供应量的增加，利率水平会随之下降，引发更多的投资支出。投资支出的增加创造出更多的家庭收入，因而引起消费支出的增加，后者通过乘数的作用又导致了更高的产出和随之而来的更大的公司利润。当然，长期看，因货币供应量增加而导致股价普遍上涨，达到一定水平时，国家又要提高法定存款准备金率，控制贷款发放，从而引起股价下跌。从流动性方面来看，如果中央银行以快于正常速度增加货币供应量时，公众会发现自己手中持有的现金多于日常交易所需，于是他们会调整资产构成，把其中多余的一部分用来购买金融资产，包括股票。对股票需求的增加就会促使其价格上升，使股票价格的平均水平上涨。
总之，货币供应量增加，可以增加流通中的现金流，提高上市公司贴现率，降低企业筹资成本，增加企业未来的预期收益，因此股价将上升，反之股价下跌。另一方面，货币供应量的增加，意味着国家将实行扩张的宏观经济政策，股市预期收益增加，促使股价攀升。
（二）利率与股价变动
利率是影响股市的重要因素之一。利率政策是货币政策的重要内容，是中央银行对社会货币流通量进行调控的主要工具。利率的升降，预示了国家宏观经济政策的走向，利率取决于资本市场的资金供求，资金的供给来自储蓄资金，需求来自投资，而投资和储蓄均是利率的函数。一方面，利率水平的变动直接影响企业的融资成本。利率降低，可以降低企业的利息支出，增加盈利，股价上涨，还可以降低货币的持有成本，进而改变居民的金融资产结构。比如，持有固定收益债券的人将卖掉债券转而投资股票，促进居民储蓄向投资转化，从而增加流通中的现金流，促使股价上涨，反之，利率上升，股价下跌。另一方面，利率变动会影响公司经营环境的变化，改变公司经营业绩，引起公司资本价值及投资者预期的变化，从而使股价发生变化。利率下降，意味着社会资金的相对宽裕，刺激了企业的投资需求，影响企业的生产经营，进而会对公司利润产生连锁作用，影响股票价格，能使企业获得较为宽裕且成本较低的资本，企业经营顺利，经营风险减少，从而增加公司未来的股息收入的增长与派发能力，促进股价上涨，反之股价下降。
（三）股市对货币政策的敏感性
随着我国证券市场的快速发展，我国证券市场已成为广大投资者重要的投资平台，为企业拓宽了融资渠道，股市的价格变动通过托宾q等效应影响了企业和个人的投资和消费，而企业和个人的投资、消费变化不可避免地影响了物价稳定，物价稳定是货币政策的重要目标，制定货币政策就应该关注股市价格变动，换言之，股市价格变动可能对货币政策有一个预测作用。
（四）对我国货币政策和股市价格变动的研究情况
目前国内有很多学者对我国股市的价格变动与宏观经济关系进行了实证研究。他们采用多种方法进行了实证分析，得出多种结论，大部分研究表明：进出口，价格指数对股价变动的影响与理论相符，但从现有文献中可以看出，货币政策对股市波动的影响这一议题，理论界还存在一些分歧。刘熀松（2004年）通过年度、月度等不同时序的研究，发现货币供应量的年度数据对股市有重大影响。不过也有学者对此提出了反对意见，钱小安（1998）对我国股市与货币供应量之间的关系进行实证，认为我国目前的股市还不完善，股票价格与货币供应量之间的相关性还很低，货币供应量的改变对股市的影响微乎其微。孙华妤（2003）在对我国股市与货币政策主要工具之间的实证中指出，货币数量的变动对股票市场是不起作用的，如果中央银行意图影响股市时，政策工具只能选择利率，因为只有利率才影响股票价格。还有很多学者们的研究表明中国股市的波动性与实体经济间的关系是扭曲的。
本文在现有文献研究的基础上，采用单位根检验、VAR模型估计、格兰杰因果检验和冲击响应模型等计量方法，系统地对货币供应量和市场利率是否会影响股价变动、影响程度，股价变动是否会影响货币供应量和市场利率、影响程度以及各因素能否预测进行了研究，并结合实证研究成果提出了相应建议。
三、实证分析
（一）指标选取与样本期间确定
本文将货币政策工具分成货币供应量工具和利率工具，货币供应量选用M0，因为相对于M1、M2，M0的流动性更强，对股市影响更直接。利率选用全国银行间同业拆借市场30天利率，因为全国银行间同业拆借利率较其他利率更贴近市场利率。在股市价格变动方面，指标选用上证指数每月最后一日收盘价，即上证指数月线数据。
以上货币政策指标的数据（M0，全国银行间同业拆借市场30天利率的数据）均来自各期中国人民银行统计季报以及中国人民银行官方网站，上证指数月平均收盘价来自大智慧行情软件。样本期为2002年1月至2013年9月，均为月度数据。
（二）模型设定
前文分析了货币政策与股市之间存在的理论关系， 股票市场作为虚拟资本市场，它的价格变动是股市交易的作用结果，而股市交易取决的因素很多，直接的因素是股市交易者的实际交易，货币政策作为影响股市交易者的买卖心态与买卖能力的其中一个因素， 货币政策变动对于股价变动只是间接影响，而非直接影响。在可能存在漏失重要解释变量情况下不能对两者之间进行传统的静态回归分析，所以本文用Eviews软件中的向量自回归模型（VAR模型）进行分析。
（三）平稳性检验
一般而言，几乎所有表示绝对量指标的宏观经济变量都是非平稳的、具有时间趋势。因此，在进行估计和相关检验之前，通常都需要进行单位根检验，消除“伪回归”。
刻画股价变动我们选取的是上证指数，虽然上证指数是非平稳的，但是它没有时间趋势，不能用HP滤波的方法使其变平稳，而简单的对数差分会使具有经济意义的数据原本的特征大大降低，所以我们采用上证指数的原始数据作为变量数据。
1.利率R的平稳性检验。
从表2的结果可以看出，利率R在90%上是平稳的，不存在单位根，即采用直接利率R进行回归分析不会出现“伪回归”。
2.PM0的平稳性检验。
因为原始数据货币供应量M0经单位根（ADF）检验（表3）后是非平稳的，M0有增长趋势，所以我们将M0取对数之后，再HP滤波消除了其增长趋势，得到PM0，以此来刻画货币供应量。再对PM0进行单位根检验。
从表4检验结果可以看出，经HP滤波之后的货币供应量PM0在99%以上是平稳的。
（四）建立VAR模型
估计VAR模型，首先要确定滞后阶数，利用LR检验和SC，AIC准则，得到VAR模型的滞后阶数为一阶。
得到滞后阶数为一阶后，建立VAR模型，结果如下：
SH=0.009090+0.466265SH（-1）+0.375573PM0（-1）-0.002864R（-1）+ε1t
PM0=0.002268-0.41986SH（-1）+0.344470PM0（-1）+0.000709R（-1）+ε2t
R=0.372755+1.215127SH（-1）-4.260246PM0（-1）+0.881827R （-1）+ε3t
（五）格兰杰因果检验
利用计量经济学软件EViews对各变量之间因果关系进行检验。
从表6可以看出，在0.1的显著性水平下：
1.利率（R）是股价（SH）的格兰杰原因，而货币供应量（PM0）不是股价（SH）的格兰杰原因，即利率对股价有预测作用，这意味着相对于货币供应量，利率对股价的影响更大。货币供应量与股价相关性并不显著。主要原因是我国目前的股市发展还不完善， 股票价格与货币供应量之间的相关性还很低， 货币供应量的改变对股市的影响微乎其微。
孙华妤（2003）在对我国股市与货币政策主要工具之间的实证中指出，货币数量的变动对股票市场是不起作用的，如果中央银行意图影响股市时，政策工具只能选择利率，因为只有利率才影响股票价格。正好与我们的研究结果相吻合。
2.股价（SH）是利率（R）的格兰杰原因，而不是货币供应量（PM0）的格兰杰原因。这表明，股票市场的变动会通过交易效应、资源配置等效应影响货币需求，进而影响利率。股价变动对利率有一个预测作用。例如股价的上涨往往伴随着股市交易量的扩大，交易量越大，所需要的资金就越多，在货币供应量变动不大的情况下，利率就会上升。
3.股价（SH）不是货币供应量（PM0）的格兰杰原因，即股价对货币供应量没有预测作用。主要是跟我国货币供应量的确定和控制方法有关。我国货币供应量的确定是在年初根据GDP增长目标、物价控制目标及一定的货币流通速度来确定货币供应量，并在执行过程中通过对银行信贷的控制保证来实现年初的目标。货币供应量表现出一定的外生性。在从股票市场到货币政策目标的传导机制中，股票市场的变化本该通过财富效应和托宾“q”效应等途径影响消费支出和投资支出，进而对总产出或国民收入产生影响。这种传导机制效果在我国并不明显。
无论中央银行使用货币供应量还是利率，货币政策都能够影响股票市场变动。与货币供应量相比，中央银行利用利率手段调控股票市场更为有效。
（六）脉冲响应
可以看出利率与货币供应量的冲击对股价带来的影响都不大，但相对货币供应量而言，利率对股价的影响更大一些，此外股价对利率的冲击也会对利率带来一定影响。
四、建议
从以上分析可以看出，股票市场价格对货币供应量的作用不明显，但货币的供求在一定程度上会影响股市价格。这也在一定程度上提高了中央银行调控货币政策尤其是货币供应量的难度。因此，中央银行作为宏观经济调控的重要部门，特别是货币政策制定和决策的金融当局，更应密切关注股市变动。同时为完善我国货币政策股票市场的有效传导，针对我国目前现状，在进行货币政策执行和操作时应该从以下几个方面人手：
1.未来货币政策面临越来越多的不确定性，必须提高中央银行货币政策的前瞻性，增强对经济的预测能力。
2.货币政策的最终目标应关注以包括股票价格在内的广义价格指数的稳定，只有在股票价格危及宏观经济稳定时才干预股票市场，使证券市场的有效性提高，真正成为“宏观经济的晴雨表”。
3.我国现阶段货币供应量与股市价格变动的相关系还很低，对股市实行必要干预时应多选择利率作为调控工具。而且，货币供应量目标并不能在短期和中期为货币政策提供一个可靠的数量指导， 只能做事后统计，而利率的变化从根本上说能反映经济的动态， 也易被中央银行观察到，因此，利率能作为中央银行货币政策的最佳操作目标。
4.加快推进利率市场化建设。只有真正利率市场化，才能有效发挥利率对股票市场调控的有效性，提高货币政策股票市场传导机制效率。
5.在进行宏观调控的时候，应当充分估计政策因素对股市的影响，建立相应的对冲机制，以减轻由政策原因导致的金融市场的大起大落。
参考文献
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