我国货币政策效应的实证分析

《我国货币政策效应的实证分析》由会员分享，可在线阅读，更多相关《我国货币政策效应的实证分析（4页珍藏版）》请在金锄头文库上搜索。

1、我国货币政策效应的实证分析 王晨铖张延群李文军 摘耍：本文通过建立VEcM模型，基于协整与Granger因果关系检验，并运用脉冲响应函数对我国货币政策效应做实证分析。结 果表明，我国货币政策效应主要体现为促进经济增长，经济系统对货币需求缺乏显著的抑制作用。宽松的货币政策在促进产出增 长的同时也助长了股票市场和房地产市场价格的高涨。因此在经济运行中要注意通货膨胀的风险，防范股票市场和房地产市场泡沫。 关键调：货币政策经济增长物价水平 2008年末以来，为应对国际金融危机不利影响，中国人民 银行实施了适度宽松的货币政策，M，同比增长率、信贷总额等 多项指标均达到近几年来最高水平。在特殊的经济背景下

2、，检 验我国货币政策效应，匡正得失具有非常重要的理论和现实意 义。本文拟建立VECM模型，运用协整检验、Granger因果关系检 验以及脉冲响应函数等经济计量学工具对我国货币政策效应做 实证分析。 一、文献综述 货币政策的有效性主要体现在促进经济增长和稳定物价 的预期目标上。关于货币政策效应国内外已有诸多实证研究。 西方学者对货币政策效果及其传导机制的研究比较多，伯南克 (Bernanke，1992)在联邦基金利率与货币政策传导渠道 一文中，利用格兰杰因果检验法检验了联邦基金利率、M 、 M，、票据利率、债券利率和产出的关系，认为基金利率是经济 的Grange原因。Mishkin(2001)运

3、用加拿大19711999年的数 据，检验了货币供应量与经济增长和物价之间的关系，认为货 币总量能够有效地解释和预测GDP和物价的短期波动。 2000年以来，国内学者关于货币政策效果和传导机制方 面的研究也有很多，基本都认为货币政策能够影响实际产出， 但对其作用的大小、时滞的期限、持续时间的长短以及作用的 方式，未能达成一致的意见。刘斌(2001)建立VAR模型，运 用脉冲响应函数分析，认为货币政策冲击在短期内能对实体经 济产生影响，但长期是无效的。刘金全、刘志强(2002)基于 Granger检验，认为无论我国经济处在平稳期还是波动期，货 币政策都是有效的。谢平(2003)认为利率存在时滞效应

4、，虽 对产出有效，但效果有限，他认为由于我国是管制利率，市场 自身缺乏灵活的机制，利率政策调整滞后，政策操作不成功。 周锦林(2002)运用VAR模型论证出我国货币是中性的，因此 以货币供给为中介目标的货币政策是不能取得预期效果的。而 李传辉(2006)运用VEC模型得出结论，认为M 是非中性的， M 与GDP互为格兰杰因果关系。随着我国资本市场和房地产市 场的快速发展，国内已有部分学者开始关注货币政策与资产价 格、房地产价格之间的关系，如吴振信、许宁(2006)通过建 立GARCH一(1，1)模型，认为货币供应量的波动对股价的影响 程度大，持续时间长，而利率的影响力较小，作用时间短；而 杨新

5、松、龙革(2006)认为货币供应量和利率都是股市流通市 值的Grange原因，央行可以调整货币供应量和利率政策来调控 股票市场，但是利率政策比货币供应量更有效。梁云芳、高铁 梅、贺书平(2006)通过实证分析得出结论：货币供应量和利 率与房价负相关，货币供应量每增加1个百分点，房地产价格 下降042个百分点；而周京奎(2005)运用我国多个城市的数 据，建立面板模型研究利率与房价的关系，得出结论，认为利 率对房价的影响为正。 由此可见，国内在关于我国货币政策效果方面并没有形成 一致的意见。在借鉴国内外相关研究成果的基础上，为了研究 货币政策对经济的长期和短期影响及其贡献度，本文将对我国 货币政

6、策做实证分析。 二、货币政策理论 关于货币政策理论，各个流派有不同的观点，但凯恩斯学 派和货币学派都承认货币供给量对经济有影响。凯恩斯学派认 为货币供应量的变动是通过利率间接地作用于产出。货币学派 的理论可以用货币交易方程来表述：MV=PY，V表示货币流动速 本文为中国社会科学院201O年重大课题“我国应对金融危机的政策效应分析和退出机制设计”(课题编号YZDA201 0)的阶段性研究成果。 作者简介：王晨铖(1986一)，男，湖北省黄冈人，中国社会科学院研究生院研究生 研究方向：金融计量经济学 张延群(1968一)，女，中国社会科学院数量经济与技术经济研究所副研究员，德国柏林自由大学经济学博

7、士。研究方向：货币政策的传导机制。 李文军(1968一)，男，博士，中国社会科学院数量经济与技术经济研究所副研究员，数理金融研究室主任 研究方向：数量金融 总第350期27 表1 变量 ADF值 P值 平稳 变量 ADF值 P值 平稳 三月r2 O15 097 非平稳 LnsI 2 l8 0 21 非平稳 ALnM2 -455 0 0008 一阶差分后平稳 LHsI 一3 74 0 01 一阶差分 后平稳 工nGDP 1 60 0 9993 非平稳 LnHl 一1 98 0 29 非平稳 LnGDP 77 O 00 一阶差分后平稳 ALnHI 一8 55 0 00 一阶差分 后平稳 R 一2

8、45 013 非平稳 _4l1 0 002 一阶差分 AR 后平稳 表示在1的置信水平下是显著的：表示在5的置信水平下是显著的 度，M表示货币供给量，P表示价格水平，Y表示实际国内生产总 值。货币学派认为，虽然长期以来货币数量的扩张主要在于影 响价格，但货币流通速度V在短期内具有可变性，V的变动会作 用于产出的变动，因此在短期内货币政策有效。关于货币政策 的传导机制，理论界一致认为，在市场经济条件下，扩张货币 供应量的货币政策主要通过以下四种途径影响产出，即利率途 径、信贷配给途径、非货币资产价格途径、汇率途径。 三、实证分析 (一)模型的设定 Johansen(1995)和Hendry(19

9、95)等将协整应用于VAR模 型，使得向量误差修正模型(VECM)成为目前时间序列经济计 量学的标准分析工具，本文也拟建立VECM模型做实证分析。VECM 模型形式如下： =兀( 一，trend， 一，)+ 一 + 表2 其中 ， (1) 是一个Px1的内生变量向量， trend是趋势变量， 是外生变量。 如果yff)中存在r个协整关系，则存 在Pr满秩矩阵n和p，使得n 邛， 其中B 一是 (0)变量，即在 中存在 r个线性独立的协整关系。B代表协 整空间，表示经济变量的长期均衡关 系，a代表动态调整系数，表示变量 向长期均衡关系调整的方向和速度。 根据货币需求理论，假设货币 需求者没有货币

10、幻觉，货币需求函数 可以设定为 = =f(Qp，z)= g， )(2) 其中 p表示实际货币需求， Op为实际产出，z表示其他影响货 币需求的变量，为了研究需要并依 据上述货币政策理论，扩展向量z使 之包含利率、上证综合收盘指数和全国商品房平均销售价 格指数，以分析货币政策对产出、股票市场和房地产的影 响。因此在VECM模型中将内生变量集设定为：(M2，GDP， R，sI，H)，其中M，为广义货币供应量，R为一年期贷款利 率，GDP 为国民生产总值，sI 为上证综合收盘指数，H 为全国商品房平均销售价格指数。 (二)数据的平稳性检验 本文采用ADF检验，检验结果如表l所示： 表1显示所有变量经

11、一阶差分后都是I(0)的平稳变 量。 (三)Granger因果关系检验 Granger因果关系检验是VAR模型的一个重要应用，用来 检验时间变量之间的因果关系。其实质是检验一个变量的滞 后变量是否呵以引入到其他变量方程中，一个变量如果受到其 他变量滞后值的影响，则称它们具有Grange因果关系。因为 ALnM2、ALnGDP、AR、ALnSI、ALnHI是平稳变量，因此可以 做Granger因果关系检验。为节约篇幅并根据分析需要，下表仅 列出了ALnM2、AR与 GDP、bZnSl、ALnHI之间的单向因果 关系。 根据Grange因果检验，在实际GDP的波动方程中，拒绝了 货币供应量不是GD

12、P波动的Grange原因的原假设，表明增加货 币供应量能够作用于产出。但是不能拒绝利率不是GDP波动的 Grange原因的原假设，这可能是由于我国实行相对固定的利率 制度，利率调整的幅度较小，且传导机制阻塞较大，使短期内 LnM2不是A LnGDP的Granger原因 2562 2 O0O 拒绝原假设 A R不是A LnGDP的Granger原因 245 2 029 接受原假设 A Ln 不是A LnSI的Granger原因 O32 2 0045 拒绝原假设 A R不是A LnSI的Granger原因 155 2 0041 拒绝原假设 A LnM2不是A LnHI的Granger原因 1462

13、 3 0002 拒绝原假设 A R不是A LnHI的Granger原因 7196 3 O0O 拒绝原假设 表3 变量 估 计 B=(1，一092(一1 4 1 3)，2 5 34(551)，-035(一61 0)， (LnM2，LnGDP，LnR，LnSI，LnH1) 长期协整关系 一24 3(一44 7)，1 046) 相应短期调整 d；(一0 0 36(19 3)，0031(220)，一00089(一2 3)，022 系数 (12 3)，048(4 19) ECM,_I= M2f_l。 GDPtl 。 。 一】一。 LnSI,1 。n J 。 nM2 O036ECM, l 059 M2 1

14、 0 6l O08 HIH 0 O6L HI，2加05 GDP, 。n ECM,】。 M2：，_1+-+0007 J+0000103 HI,。 。 本文所采取的统计软件均为Eviews60 为节省篇幅，本文有一些检验结果未在文中列出，如有需要请向作者索取。 28 m2olO年第9期 利率政策的效果不明显。在上证指数和房价指数波动方程中， 都拒绝了货币供应量和利率不是上证指数和房价指数波动的 Grange原因的原假设，这从统计上支持了我国货币政策能够作 用于产出、股票市场和房地产市场的结论。 (四)协整检验与VECM模型的估计 上述Grange因果检验虽然检验了GDP、M，、利率、上证指数 和房

15、价指数在短期内存在因果关系，但是还要进一步判断它们 之间是否存在长期稳定的关系，而这种长期稳定关系的存在是 进行货币政策效应分析的基础。因此进一步做协整检验，本文 采用Johansen协整检验法检验变量之间的协整关系，根据AIC、 sC信息准则检验结果确定最佳的滞后阶数为2，结果显示在5的 显著水平上存在唯一的协整方程(检验结果省略) 。根据协 整检验，进一步估计VECM模型，表3是估计结果： (五)弱外生检验和调整系数约束检验 为更科学地揭示我国货币政策与GDP、股票市场和房 地产市场的长期稳定性特征，下面进行弱外生检验和调整 系数的约束检验。根据上面的协整检验结果，记协整向 量p=(p。，

16、p：， ，p ，D )，其中p，为对应变量的协整关系，记 n：(n ，n ，a ，n ，a )，其中a 为对应的调节系数。弱外生检验和 调整系数的约束检验是指对原假设(Ho：p 中的一个或多个分 量约束为零或若干个分量之间的现行约束)进行检验，统计上 采用极大似然比统计量，该统计可表示为： LR2(R lv)z (，)I ，为约束个数 (3) 弱外生检验是针对模型关注参数而定义的，Johansen将弱 外生性检验扩张NVECM模型。为了检验协整关系对VECM方程的 弱外生性，进一步对调整系数a施加约束，即分别设立原假设 H U1：d (O，a2，口3，。4，aO， H02：日=(日l，0，a3，a4，a5)H03：口=(dl，a2,0， 4，a5) O06 o04 0O2 ooo 0O2 OO6 004 0O2 000 OO2 图1R 。