深究貨幣政策調控有效性論文
貨幣政策的有效性問(wèn)題，在貨幣經(jīng)濟學(xué)理論文獻中指貨幣當局運用一定的政策工具與政策手段制定的貨幣政策，通過(guò)特定的傳導機制對經(jīng)濟運行的影響程度，即貨幣當局通過(guò)貨幣政策的實(shí)施能在多大程度上達到預定的貨幣政策目標�，F階段我國貨幣政策的最終目標是“保持貨幣幣值的穩定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟增長(cháng)”�，F階段大規模的短期資本涌入、巨額貿易順差使得我國經(jīng)常項目和資本、金融項目連續多年持續雙順差，內外失衡時(shí)的貨幣政策有效性受到影響，干擾央行貨幣政策工具的選擇和央行貨幣沖銷(xiāo)的效果。為了應對當前形勢，中國人民銀行頻頻利用貨幣政策工具對宏觀(guān)經(jīng)濟進(jìn)行調控。在金融市場(chǎng)不健全、利率市場(chǎng)化緩慢推進(jìn)的情況下，中央銀行政策工具的選擇余地很小，必然限制貨幣政策工具的有效性。
一、研究文獻回顧職稱(chēng)論文
對貨幣政策有效性的研究，應考慮在具體貨幣政策操作中，實(shí)現最終目標的程度和時(shí)滯，及影響貨幣政策有效性的因素。陸軍、舒元(2002)采用兩步OLS方法考察了我國貨幣政策對實(shí)際產(chǎn)出的影響，實(shí)證研究表明貨幣政策在我國有效，同時(shí)預期到的與未預期到的貨幣都影響產(chǎn)出，貨幣政策對產(chǎn)出在10%的顯著(zhù)水平上存在非對稱(chēng)性效果[1]。彭方平、展凱、李琴(2008)應用非線(xiàn)性STSV
AR模型進(jìn)行實(shí)證研究，實(shí)證研究結果表明以金融機構存貸差為流動(dòng)性過(guò)剩度量指標顯示，自2000年以來(lái)，我國經(jīng)濟明顯處于流動(dòng)性過(guò)剩狀態(tài)。流動(dòng)性過(guò)剩削弱了央行貨幣政策對物價(jià)水平的調控能力，但貨幣政策對實(shí)際產(chǎn)出的影響能力，反而有所加強[2]。譚旭東(2008)基于政策時(shí)間不一致性模型得出我國貨幣政策的有效性與政策的可信性之間密切相關(guān)，隨著(zhù)貨幣政策可信性的提高其有效性也會(huì )相應提高，因此央行實(shí)行有規則、透明度高、連貫性強的貨幣政策最優(yōu)[3]。徐亞平(2009)基于理性預期理論分析得出穩定和引導公眾的通脹預期對于貨幣政策的有效性具有重要意義[4]。殷波(2009)引入投資的時(shí)機效應和資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)，對一般最優(yōu)利率政策模型進(jìn)行擴展，通過(guò)理論分析和經(jīng)驗檢驗得出近年來(lái)我國貨幣政策低效率的原因在于央行制定利率政策時(shí)忽略了投資的時(shí)機效應和資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)，從而使利率政策對宏觀(guān)經(jīng)濟變量系統性的反應不足，導致反周期的宏觀(guān)調控效果不佳[5]。范從來(lái)、趙永清(2009)通過(guò)Granger因果檢驗表明自1998年以來(lái)外匯儲備變動(dòng)是貨幣數量M1變動(dòng)的決定性原因，貨幣政策喪失部分自主性，但VEC模型顯示我國貨幣政策自主性并沒(méi)受到系統性制約[6]。在貨幣政策有效性研究中，Cover(1972)通過(guò)考察美國二戰后的季度數據得出，正的貨幣沖擊對產(chǎn)出的增加幾乎沒(méi)有作用，而負的貨幣沖擊對產(chǎn)出則有明顯的減少作用[7]。本文基于央行資產(chǎn)負債表的結構變化與宏觀(guān)經(jīng)濟運行效果，運用VAR模型驗證貨幣政策有效性的影響因素，最后總結歸納優(yōu)化貨幣政策有效性的建議。
二、央行資產(chǎn)負債表結構分析
通過(guò)分析中央銀行資產(chǎn)負債表可以更好地了解其資產(chǎn)業(yè)務(wù)和負債業(yè)務(wù)之間的相互制約關(guān)系，進(jìn)而把握資產(chǎn)業(yè)務(wù)和負債業(yè)務(wù)在宏觀(guān)經(jīng)濟調控中如何發(fā)揮功效[8];了解央行在連續時(shí)間段內，其資產(chǎn)負債業(yè)務(wù)量上的增減變化及資產(chǎn)和負債項目中子項目變化對各自項目的影響，從而分析貨幣政策工具實(shí)施的有效性;通過(guò)資產(chǎn)負債表結構和項目的.變化，對央行貨幣政策工具的運用狀況及發(fā)展變化的未來(lái)趨勢加以分析和預測，形成央行貨幣政策規則。
基于貨幣當局資產(chǎn)負債表統計數據從資產(chǎn)方分析，外匯儲備構成央行國外資產(chǎn)的主要部分，外匯儲備的積累通過(guò)外匯占款的形式表現為國外資產(chǎn)的增加。在國外資產(chǎn)迅速積累的狀況下，央行為了穩定貨幣供給控制其他非國外資產(chǎn)的增加，外匯在央行資產(chǎn)負債表總資產(chǎn)中穩定增長(cháng)，從1999年占比39.8%積累到2009年的77%;對政府債權在2007年12月占比最高9.65%，通常月份其占比區間在2.6%～7.7%波動(dòng);對其他存款性公司債權波動(dòng)較劇烈，從1999年的43.5%下降到2009年12月份的3.1%，其在央行資產(chǎn)負債表中的變化表明再貸款、再貼現等央行的貨幣政策工具的作用已明顯下降。對其他金融性公司債權的比重也從2007年末逐步遞減，目前在5.1%左右波動(dòng)。
中國人民銀行自1984年行使中央銀行職能共調整存款準備金率32次，從2006年7月至2008年年末央行提高存款類(lèi)金融機構人民幣存款準備金20次，平均每月公布緊縮性政策措施0.7次，貨幣政策干預頻度較密集。其中2006年調整3次至9%;2007年調整10次至14.5%且每次上漲50個(gè)基點(diǎn);2008年共調整9次存款準備金率。因全球金融危機的影響，央行在2008年下半年為穩定經(jīng)濟增長(cháng)水平將其下調至15.5%，2009年我國宏觀(guān)經(jīng)濟穩健運行保持8.7%的增長(cháng)率，央行為限制信貸規模在2010年初又上調準備金率100個(gè)基點(diǎn)。
從負債結構分析，最突出的變化集中變現為，貨幣發(fā)行在總負債中占比逐步下降，從2000年初的50.4%減少到2009年末的18.3%，央行發(fā)行的債權在總負債中占比快速增長(cháng)。為了沖銷(xiāo)因外匯儲備快速積累而增加的貨幣供給，央行從2003年4月22日開(kāi)始發(fā)行央行票據，央行票據在資產(chǎn)負債表負債方占比從2005年末起在20%左右小幅波動(dòng)，發(fā)行規模逐步增加，在2009年末發(fā)行債券量已達42064億元;儲備貨幣在資產(chǎn)負債表中的比例也從2000年初的81%減少到2009年末的60%左右;金融性公司存款因央行近年多次上調存款準備金率而逐步增加，其占央行負債方的比重已達45%。政府存款在負債方的比重波動(dòng)較劇烈，在區間5.1%～14.8%波動(dòng)。
三、實(shí)證檢驗
(一)變量選擇及數據處理
通過(guò)對央行資產(chǎn)負債表結構的分析，本文選擇外匯(FS)、對其他存款性公司債權(LB)、貨幣發(fā)行(CU)、金融性公司存款(RE)、政府存款為因變量(GB)，將央行票據(DB)、存款利率(RR)、存款準備金率(ZBJ)及貨幣供應量(M2)、居民消費物價(jià)水平(CPI)、匯率水平(ER)作為反映貨幣政策有效性的自變量。本文數據來(lái)自中國人民銀行統計數據庫及國家統計局歷年統計年鑒，參考中國人民銀行貨幣政策分析小組的貨幣政策執行報告[9]。為保證足夠的樣本，數據選擇從2001年1月至2009年12月共108個(gè)樣本。數據分析通過(guò)EViews7.0進(jìn)行。由于數據波動(dòng)較大，為消除異方差，使單位無(wú)量綱化，將部分數據進(jìn)行對數化處理。本文實(shí)證研究通過(guò)回歸分析和向量自回歸模型兩種方法驗證貨幣政策實(shí)證對央行資產(chǎn)負債表的影響，進(jìn)而反映貨幣政策有效性的影響因素。
(二)回歸分析
資產(chǎn)負債表某一科目的變化通常受到多種政策工具的影響，本文首先運用多元線(xiàn)性回歸模型檢驗各貨幣政策工具及貨幣政策目標對央行資產(chǎn)負債表的科目變化的作用。通過(guò)將各種貨幣政策工具對資產(chǎn)負債表科目的影響進(jìn)行線(xiàn)性回歸分析，篩選對資產(chǎn)負債科目影響比較顯著(zhù)的變量。其次進(jìn)行回歸分析以此得到最優(yōu)的回歸分析表達式。
最優(yōu)線(xiàn)性回歸分析結果總結如表1所示，外匯資產(chǎn)變化受存款利率和貨幣供給影響最大，存款準備金率和央行票據發(fā)行對其作用效果不明顯;對其他存款性公司債權受存款利率、準備金率、貨幣供給影響較大，央行票據和匯率對其也有明顯效果;貨幣發(fā)行主要受貨幣供給和居民消費物價(jià)指數影響，央行票據供給與貨幣發(fā)行反向變化，即央行票據可以部分回籠貨幣供給量，但作用效果不明顯;金融性公司存款受存款準備金率、貨幣供給影響較大，匯率水平與其同向變化，當人民幣升值時(shí)匯率水平下降，金融性公司存款也會(huì )隨之下降;政府存款受貨幣供應量作用較大，因政府存款是中央財政的凈收入，呈季節性波動(dòng)，在每年最后一個(gè)月財政支出較多，對政府存款影響較大。
(三)向量自回歸模型(VAR)
一般的模型僅僅只是描述因變量對自變量變化的反應，向量自回歸模型(vectorauto-regression，VAR)把系統中每一個(gè)內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來(lái)構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列組成的向量自回歸模型[10]。在某些給定條件下，VAR模型能夠用來(lái)確定一個(gè)基本的經(jīng)濟沖擊給其他經(jīng)濟變量帶來(lái)多大影響，即其他經(jīng)濟變量對該基本經(jīng)濟沖擊的響應的大小，所以VAR被公認為描述變量間動(dòng)態(tài)關(guān)系的一種實(shí)用的方法。一般的p階無(wú)約束VAR模型(記為VAR(P))具有如下形式:yt=?椎1yt-1+L+?椎Pyt-P+Hxt+?著(zhù)tt=1，2，L，T(1)
式中:yt是k維內生變量列向量;xt是d維外生變量列向量;P是滯后階數;T是樣本個(gè)數。k×k維矩陣?椎1、L、?椎P和k×d維矩陣H是待估計的系數矩陣。?著(zhù)t是k維擾動(dòng)列向量，同期之間可以相關(guān)，但不能有自相關(guān)，不能與模型右邊的變量相關(guān)。VAR模型中各變量的排序可能影響到它們度量的效應，預期不會(huì )或很少對其他變量產(chǎn)生影響的變量應該放到最后。通常用脈沖響應函數衡量來(lái)自隨機擾動(dòng)項的一個(gè)標準差沖擊對內生變量當前和未來(lái)取值的影響。VAR模型要求序列是平穩的，因此通過(guò)單位根檢驗判斷各序列的平穩性，運用EViews7.0分別對各變量的水平值和一階差分值進(jìn)行平穩性檢驗，檢驗結果顯示各序列一階差分均是平穩的，表2給出了0～5階VAR模型的LR，FPE，AIC，SC和HQ值，并以“*”標記出依據相應準則選擇出來(lái)的滯后階數，表中有超過(guò)一半的準則選出來(lái)的滯后階數為1階，因此將VAR模型的滯后階數定為1階。
通過(guò)VAR模型的參數估計表分析，可知LNFS受其滯后一期影響最為顯著(zhù)，準備金率的變化滯后一、二期均顯著(zhù)，相應央行票據、存款利率、匯率對外匯的影響不明顯;央行票據受其滯后一期影響最為明顯，外匯資產(chǎn)的系數較大但顯著(zhù)性不高;匯率、準備金和利率顯著(zhù)性均較差;存款利率受其滯后一、二期影響均顯著(zhù);外匯資產(chǎn)、準備金率的作用也較明顯，而相應匯率和央行票據的效果較差;準備金率的滯后一期的效果最大，存款利率滯后一、二期的效果也非常明顯，匯率和外匯資產(chǎn)的變化影響不顯著(zhù);匯率對其滯后一期的效果最大，而存款準備金率滯后一、二期的效果均顯著(zhù)，外匯資產(chǎn)、央行票據和利率滯后的效果不明顯。
脈沖響應函數(IRF)表明第i個(gè)內生變量的一個(gè)沖擊不僅直接影響到第i個(gè)變量，而且通過(guò)VAR模型的動(dòng)態(tài)結構傳遞給其他的內生變量，最終又反饋到其本身的過(guò)程。通過(guò)對LNFS的脈沖響應函數表格的解讀，央行票據在第2期達到最大值，然后逐漸下降趨于穩定在第10期時(shí)降至0.024;存款利率對LNFS的沖擊在第7期達到最大值0.039，起初沖擊效應較小其值僅為0.009，然后迅速增加在達到最高點(diǎn)后趨于穩定;存款準備金率對LNFS的起初效果為負值，沖擊效果逐步上升;匯率對LNFS的沖擊值起初為負值，第二期突然變?yōu)檎�，隨后各期緩慢下降，其值均為負值。
通過(guò)VAR模型的脈沖響應函數可知央行票據發(fā)行和存款利率對外匯資產(chǎn)變化的效果最明顯，存款準備金率隨著(zhù)滯后周期增加其對外匯資產(chǎn)的變化效果穩步上升，央行為貫徹落實(shí)“保持貨幣幣值的穩定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟增長(cháng)”的貨幣政策目標，在連續運用央行票據和存款準備金率的政策后，又穩步推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革以期形成合理的利率水平，我國自2005年7月21日實(shí)行“參考一籃子貨幣，有管理的浮動(dòng)匯率制度”以來(lái)人民幣累計對美元升值21.20%，現期人民幣匯率穩定在6.81～6.85的區間內波動(dòng)，上述種種政策工具對央行資產(chǎn)負債表項目外匯資產(chǎn)的變化起到了顯著(zhù)影響。
四、結論與建議
通過(guò)以上實(shí)證分析可知我國貨幣政策工具的有效性較明顯，針對不同的資產(chǎn)負債表科目變化的主要影響因素合理搭配貨幣政策工具可提高貨幣政策的有效性。外匯資產(chǎn)受?chē)鴥壤仕降挠绊戄^明顯，其他存款性公司債權受貨幣供給量影響顯著(zhù)，貨幣發(fā)行受貨幣供給量的作用較顯著(zhù)，金融性公司存款對存款準備金率的變化較敏感，政府存款受存款利率影響顯著(zhù)。
基于以上實(shí)證分析結論提出我國貨幣政策有效性的改進(jìn)措施。
(一)進(jìn)一步提高中央銀行的獨立性和權威性
提高貨幣政策決策的獨立性，即將現在作為咨詢(xún)議事機構的貨幣政策委員會(huì )提升為決策機構，賦予其更多的最終決策權，決定匯率、利率和貨幣供給量，并以法律的形式確定下來(lái)，由此減少貨幣政策時(shí)滯。同時(shí)逐步增加學(xué)者、企業(yè)界和銀行界代表參與貨幣政策的制定，減少貨幣政策委員會(huì )中政府官員的比重。通過(guò)提高貨幣政策的透明度增強中央銀行的公信力，使市場(chǎng)參與主體對貨幣政策目標形成合理預期，從而提高貨幣政策的有效性。
(二)實(shí)行含有相機抉擇成分的一定規則
自從中國人民銀行正式履行中央銀行職能以來(lái)，我國貨幣政策操作規則一直處于不斷摸索的過(guò)程中，具有濃重的“相機抉擇”特色，通過(guò)實(shí)證研究泰勒規則在我國有一定的適用性。貨幣政策的相機抉擇性會(huì )導致公眾失去對中央銀行的信任，這又會(huì )引起公眾行為與預期的不確定性，繼而進(jìn)一步加劇貨幣政策的相機抉擇性。由基德蘭德的政策時(shí)間不一致性理論，相機抉擇使得降低通貨膨脹所付出的代價(jià)更大，加劇了經(jīng)濟的波動(dòng)。因此，央行在貨幣政策制定中應該把政策規則與相機抉擇結合起來(lái)，實(shí)行含有相機抉擇成分的一定規則。
(三)增強貨幣政策靈活性及與其他政策的聯(lián)動(dòng)
根據經(jīng)濟發(fā)展的不同時(shí)期及區域經(jīng)濟差異，采取不同程度的貨幣政策工具變量。由于各地區的發(fā)展階段和發(fā)展速度不同，應根據各地的發(fā)展狀況和經(jīng)濟增長(cháng)速度制定細化的貨幣政策措施，根據經(jīng)濟走勢靈活變動(dòng)政策調控重點(diǎn)。協(xié)調好貨幣政策和財政政策的關(guān)系，能夠有助于基礎貨幣的控制、降低貨幣當局公開(kāi)市場(chǎng)操作的成本、提高利用中央銀行融資融券回收流動(dòng)性的可持續性、豐富公開(kāi)市場(chǎng)操作工具的品種，由此增強中央銀行貨幣政策操作的有效性;貨幣政策與匯率政策協(xié)調配合可以促進(jìn)我國外匯儲備的保值、增值，調整外匯儲備的幣種結構合理搭配外匯資產(chǎn)，減少匯率波動(dòng)的潛在損失。
(四)大力發(fā)展金融市場(chǎng)，增強貨幣政策工具運用能力及彈性
提高貨幣政策工具的運用能力，首先要注意對各種政策工具使用方式的改進(jìn)，其次應結合預期與微調，充分發(fā)揮政策工具的效用。在利率、存款準備金率以及央行票據發(fā)行的操作上，都應采取多次、小幅調整的方式，摸索最適合經(jīng)濟發(fā)展的政策水平，同時(shí)有助于引導人們的預期。繼續擴大貨幣市場(chǎng)主體的范圍，增加貨幣市場(chǎng)的交易品種和交易方式;加快發(fā)展資本市場(chǎng)，提高企業(yè)直接融資比重，發(fā)揮資產(chǎn)價(jià)格渠道對貨幣政策的有效傳導。
(五)加快金融深化進(jìn)程，完善利率市場(chǎng)化和匯率自由化機制
金融深化是利率發(fā)揮資本定價(jià)功能的制度條件，穩步推進(jìn)利率市場(chǎng)化進(jìn)程，發(fā)揮貨幣市場(chǎng)利率的引導功能，逐步建立以中央銀行利率為基礎、貨幣市場(chǎng)利率為中介、由市場(chǎng)供求決定金融機構存貸款利率水平的利率體系，減少與外國利率水平的利差空間，降低“熱錢(qián)”涌入的積極性。改進(jìn)外匯管理體制，擴大資本、金融賬戶(hù)的開(kāi)放度[12];大力發(fā)展外匯交易市場(chǎng)，增加外匯交易品種和交易方式，根據外匯市場(chǎng)對人民幣的供需合理確定匯率波動(dòng)區間，降低人民幣升值預期，以此減少套利空間。
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