货币政策冲击

货币政策冲击（精选十篇）

货币政策冲击 篇1

关键词：货币政策,股票市场,冲击

一、引言

伴随我国经济的不断发展与对外开放政策的不断深化, 资本市场也在逐渐的发展, 这使得股票市场的变动将对我国的经济市场产生越来越深的影响。随着我国金融行业的不断发展以及市场化进程加快和不断完善, 股票市场的任何波动都会对我国经济产生严重的影响。一方面, 它会对我国货币政策实施的效果产生严重的影响, 干扰我国货币政策的正常实施;另一方面, 股票资产的价格变动也会对市场资源的配置产生影响, 最终作用于经济结构。由此可以看出, 股票市场的变动与我国货币政策的实施是密不可分的, 一旦货币政策变动, 必将对股票市场产生冲击。

二、货币政策对股市产生的影响

(一) 扩张性政策对股市的冲击

本研究以SVAR为依据, 就政策的变动将会对股市的影响进行全面的分析。众所周知, 我国的各项货币政策都是由中央银行颁布, 并下发到各个单位和财务部门的, 其主要作用是调节我国当前的社会经济结构。因此, 当中央银行办不了扩张性政策时, 上交所的股票变回由于受到了货币变动的影响, 而呈现出逐渐上升的趋势[1]。并且, 这种趋势将会在政策颁布第三个月的时候对股市产生最大化的瞬时作用;而后, 在第六个月时, 这种对股市的瞬时冲击作用便会逐渐地减弱并消失。与此同时, 深交所的股票则会在政策出台的初期呈现出波动性的变化, 其股票的价格会在政策实施两个月时出现小幅度的下跌, 之后在上涨;在第三个月时的作用会达到最大, 之后减弱;并在第六个月基本消失。由此可以看出, 无论是上交所还是深交所, 都会受到股票变动的冲击, 虽然其波动的幅度存在一定的差异, 但是, 也验证了货币政策的变动会影响股市的理论。

(二) 影响股市的传导机制

据调查分析发现, 会直接对股市产生冲击的因素主要有资金量、利率、价格与实际产出四大类, 其中, 价格与实际产出都与货币政策密切相关, 都会受到政策变化的影响。所以, 我们就货币政策利用实际产出和价格对股市的具体影响进行分析。首先, 货币的供应量会对价格产生冲击。当货币供应的增长率呈现上升政策, 即采用扩张性政策时, 就会使物价上升, 这样货币增长率的变化就会在两个月的时候价格会产生最大化的瞬时影响;在三个月后这种影响产生的通货膨胀率才会呈现出下降的趋势[2]。虽然这种影响会在六个月后基本消失, 但是其对股市的影响依旧是不可忽视的。其次, 货币的供应量会对实际产出产生冲击。当由于货币政策的变化而出现通货膨胀时, 其对实际产出产生的瞬时作用便会在第二个月时变成负数, 在四个月时才能够变成正数, 并在第六个月消失。但是在这一阶段内, 其实际产出便会由于货币的增长而导致产出的百分比下降, 从而阻碍实际产出的发展, 进而对股市产生冲击。

三、提高股市稳定性的方案

(一) 健全法律法规

虽然修订并实施了《公司法》、《证券法》, 但并不能从根本解决股票市场的诸多不健全现象, 有关专家一致认为这是由于我国的股票市场建设在制度方面存在缺陷。主要是对投资者的保护意识淡薄以及对于“圈钱”行为的惩罚过轻, 损害了投资者的相关利益[3]。更是有专家直接指出, 股市只片面的发挥了其融资的功能, 而对于更加重要的投资功能、财富管理功能、公共监督功能, 以及对公司的治理等功能却不见了踪影。在美国的资本运作市场中, 政府以对经济产品的购买者为主要服务对象, 制订了许多保护性措施, 其中对中下型投资者更加具有保护效用, 对损害投资者利益的现象进行严惩。中国的股票市场应该出台有针对性的、切实有效的、维护及稳定市场的相关法律法规, 从而保障证券在上市、清算以及过户与资产在管理方面的安全, 使得市场可以在一个良好的发展轨道上继续前进。

(二) 尊重股市的运行规律

首先, 我国的政府机构要明确自己在资本市场中守望者的角色, 不要将自己当成市场的裁判员和运动员, 要尽可能的减少自己对股市的干扰, 将自己从造成股市严重波动的始作俑着的身份中脱离出来[4]。因此, 政府需要全面的尊重股市自己的市场运行规律, 全面的履行自己应尽的监督管理的工作职责。虽然股市中经常会出现一些不规范、不正常的市场行为, 这些行为是不能只依靠法律法规进行管理和约束的, 而是需要市场在发展的过程中去自我完善, 政府需要做的只是让监督管理工作呈现常态化即可。

四、结论

总而言之, 货币政策的变动必将对股票市场产生一定程度的冲击。首先, 当我国出台扩张性货币政策时, 就会使部分的增量资金以“热钱”的形式进入到股市, 从而对股市产生一定程度的影响。同时, 由于股市本身便带有一定的效率性, 因此, 当货币政策变动时, 便会对股市的效率性产生作用, 从而影响其正常的资金变动。因此, 我国相关部门应该不断的调节我国的货币政策, 使其建立完善的调控措施, 使货币政策能够随着股市的变动而及时的作出相应的反应。

参考文献

[1]王曦, 邹文理.货币政策对股票市场的冲击[J].统计研究.2011.12:55-65.

[2]张巧.货币政策对股票市场的影响研究[D].西南财经大学.2013.

[3]徐子峰.我国货币政策对股票市场影响的实证研究[D].厦门大学.2008.

货币政策冲击 篇2

南开大学现代远程教育学院考试卷(专升本)

2011-2012年度春季学期期末(2011。8)《货币银行学》

主讲教师： 范道津

学习中心：奥鹏远程教育深圳学习中心（直属）[22]VIP专业：保险

姓名：吴文兵学号：103277330001成绩：_____

一、请同学们在下列题目中任选一题，写成期末论文。

1。混业经营对我国金融业发展的利与弊

2。中央银行对宏观经济环境的调控影响分析

3。中小银行竞争优势分析

4。通货膨胀对货币供求影响研究

5。汇率改革对我国宏观经济的影响

6。全球一体化情况下我国银行业发展模式研究

7。经济危机中银行风险控制研究

8。不良资产证券化的利与弊

9。通胀预期下我国货币政策的效用分析

10。网络银行对传统银行业务的冲击

二、论文写作要求

论文的写作要经过资料收集，编写提纲，撰写论文等几个步骤，同学们应结合课堂讲授内容，广泛收集与论文有关资料，占有一定案例，参考一定的文献资料。

三、最终提交的论文应包括以下内容：

1、论文题目：论文题目应为授课教师指定题目，论文题目要求为宋体三号字，加粗居中。

2、正文：正文是论文的主体，应占主要篇幅。论文字数一般在2500－3000字。论文要文字流畅，语言准确，层次清晰，论点清楚，论据准确，有独立见解。要理论联系实际。引用他人观点要注明出处，论文正文数字标题书写顺序依次为

一、（一）、1、（1）①。

正文部分要求为宋体小四号字，标题加粗，行间距为1.5倍行距

3、参考文献，论文后要标注清楚参考文献附录（不少于3个），参考文献要注明书名作者、（文章题目及报刊名称）版次、出版地、出版者、出版年、页码。序号使用〔1〕〔2〕〔3〕„„。参考文献部分要求为宋体小四号字。

四、论文提交注意事项：

1、论文一律以此文件为封面，写明学习中心、专业、姓名、学号等信息。论文保存为word文件，以“课程名+学号+姓名”命名。

2、论文一律采用线上提交方式，在学院规定时间内上传到教学教务平台，逾期平台关闭，将不接受补交。

3、不接受纸质论文。

4、如有抄袭雷同现象，将按学院规定严肃处理。

网络银行对传统银行业务的冲击

【摘 要】近年来，既节约人工成本又节约时间的网络银行业务在世界各地日益普及，并开始形成一个巨大的市场。这种全新的为客户服务的方式，可以使客户不受地理、时空的限制，只要能上网，就能够在家里、办公室或旅途中方便快捷地管理自己的资产，了解各种信息及享受到银行的各种服务。

【关键词】网络银行传统银行业务冲击

网络银行是指依托信息技术因特网的发展而兴起的一种新型银行，是基于因特网或其它电子通讯网络提供金融服务的银行机构，是金融创新与科技创新相结合的产物，是新型的银行产业组织形式和银行制度。

这种全新的为客户服务的方式，可以使客户不受地理、时空的限制，只要能上网，就能够在家里、办公室或旅途中方便快捷地管理自己的资产，了解各种信息及享受到银行的各种服务。在未来不太长的时期内，网络银行将取代现有传统银行的经营方式而成为银行业的主要经营手段，这将给传统银行业带来前所未有的冲击和挑战。

从1995年世界上第一家新型的网络银行———美国安全第一网络银行成立至今，全球已有超过1000家的银行进入因特网开展网络银行业务。世界银行100强中，已有577家提供了在线金融服务。美国的银行网上客户从1998年底的97万户增至现在的300多万户，年增长率在80％以上。我国从1998年中国银行开发我国第一家网络银行至今，现已有20多家银行的200多个分支机构拥有网址和主页。其中，开展实质性网络银行业务的机构已达50余家，客户数超过40万。网络银行的建设已是各国银行业共同的战略性选择。

一、网络银行的发展具有以下特点:

(一)、成本低廉。网络金融业务使网上金融业的经济成本远远低于传统的金融业。例如,网上银行大幅节省了房租,雇员等方面的支出,交易双方的一切金融业务都通过网络进行,可节约大量的差旅和交际费用。而且客户终端采用的是公共浏览

器软件,不需要银行去维护,升级,避免了建立专用于客户的设施所带来的成本及维护费用。据Internet一bank-ing。com的报道,网上银行的服务费用仅为普通网点营业费用的十分之一。

(二)、规模经济。在网络经济时代,金融机构的规模不再以分支机构数量和人员数来衡量。网上金融机构不需要固定的经营场所和大量的人力支出,而且运作效率高和服务产品灵活多样,因此网上金融机构完成信息技术投资后,就能够以相当低的成本,大批量地快速处理各类金融服务,从而迅速降低成本,实现更大范围的规模收益。因此网上银行提供的存款利率更高,贷款利率更低,结算手续费更便宜。

(三)、突破时地限制。不同语言文字在网络上的快速转换为不同国家网上金融机构轻松地拓展跨国市场提供了优越的条件。网上金融机构通过因特网在全球范围内提供金融服务,客户在任何时间,任何地点可以通过因特网享受不限时不限地的金融服务,打破了传统金融业分支机构的地域限制,实现跨地域和时间限制的金融服务。这对于海外未设分支网点的银行来说,非常具有实效。

(四)、服务质优。其一,网络金融更加贴近客户,为客户提供随时随地享受服务的便利;其二,为争取客户,加强竞争力各大金融机构正趋向构建集银行,保险,证券,外汇,理财等诸多金融业务于一身的网络金融超市,为每一客户提供便利且价廉质优的一站式(on。一stop一shop)服务;其三,网络使客户和供应商信息充分,经济活动市场针对性强;其四,网上金融业提供的服务更加标准化和规范化,避免了由于个人情绪及业务水平不同而带来的服务满意度的差异,更好地提高金融机构的服务质量。

(五)、客户网络化。网络时代电子商务主导人们购物方式的改变正逐步影响到人们对金融机构所提供服务的需求,网络金融正是迎合了这种变化的需求,促使其客户群体不断扩大。据测算,美国银行业30%的利润已经是来自于使用电脑进行交易的客户。而且在信息社会成长起来的青年一代,对现代网络和电脑技术的熟悉和热爱,必然为未来网络金融业提供坚实的客户基础。也正是由于网络银行具有的传统银行业无法比拟的巨大特点:即全球性,全能性,全时性,全速性和全民

性,她的出现对传统银行业务的直接冲击也是十分明显的。

二、网络银行对传统银行业的影响巨大，主要表现在以下几点：

（一）、削弱传统银行业的优势。过去，传统银行业的优势在于拥有遍布全球的机构，代表实力象征的办公用高楼大厦和本土人才，而网络银行的发展只要在国内有一个支付网接口就可以在网上向几乎全国的客户提供银行业务服务，如美国的安全第一网络银行只有几十名员工就可为全国提供金融服务。

（二）、改变传统银行业的营销方式。在信息社会，网络是寻找客户群的最便利的途径，网络银行运用网络这一交易双方沟通、中介的渠道通过在网上聚集的巨大的人流、物流、信息流和资金流的相互促进、融通，使交易的效率大大提高，使银行业的运营成本大大降低，业务量大大提高。而传统银行的人员促销、网点促销方式不得不彻底改变。

（三）、转变传统银行的经营理念。以富丽堂皇的高楼大厦作为银行信誉象征，以铺摊设点、增加银行人员与客户面对面的接触服务经营理念将被以高科技、高安全性，更方便快捷，不受时间地域限制的不直接见面的服务所取代。

（四）、调整传统银行业的经营战略。使传统银行业的经营以产品为导向，向以客户为导向转变。最大限度的满足客户日益多样化的量身订做的个人金融服务需要，迅速改变银行与客户的联系方式，压缩银行分支机构网点，投资构建先进网络、网络设备、系统和软件产品。

（五）、引起银行竞争格局发生变化。传统银行曾在支付中介业务中占据绝对的垄断地位，当前电子商务的快速发展和银行电子化的相对落后给竞争者提供了绝佳的市场进入条件。电子商务的发展不会因为银行网上支付的不支持而停止。很多非专业性机构，包括工厂厂商和非金融企业都在试图分享这一市场。比如早在1994年微软就曾投标收购专长于家庭财务软件的“直觉”公司，虽然失败了但它已经向银行业发出了警告：银行在支付业务中的一统天下的局面正在改变。世界各国的银行都清醒地意识到了这种威胁，银行业的竞争格局已从同业之间的竞争发展到多业进入银行业更多市场主体之间的竞争，使竞争更加多元化、复杂化。

三、发展网络银行势在必行

发展网上业务是银行在激烈的同业竞争中谋求进一步发展的内在要求,是新时期银行业的精英们的兵家必争之地和战略制高点。金融业已不可逆转的面临着网络银行的严峻挑战,为此,在商业银行改革与发展的今天大力发展网络银行已势在必行。

〔一)、适时发展网络银行的时机已逐步趋于成熟。

不断壮大网络客户群和日益扩大的市场需求为网络银行的发展创造了充分条件。如果只有上网银行而没有上网客户,那么网络银行就形同虚设。从目前国际国内网络客户的发展形势看,我们大力发展网络银行的时机已初步趋于成熟。我国拥有众多的网民,如此诱人的商机,正期待着我国商业银行业尽早走出传统经营模式,向新经济模式转换,中国银行业责无旁贷地要走网络银行之路。

(二)、网络银行是银行竞争制胜的法宝。

提高客户忠诚度,提高市场占有率是商业银行赖以生存和发展的基础。网络银行突破了时间和空间限制,在理论上可以使商业银行的营业柜台无限延伸,加之具有交易成本低廉,交易过程安全,交易操作方便,交易时间缩短等突出优点,因此正在受到越来越多客户的欢迎,这无疑为我国商业银行提供了一个难得的发展良机。我国商业银行大力发展网络银行,其意义不仅仅是巩固和扩大自身的客户群体,更为主要的是,要从全局角度确立“以客户要求为中心”的经营思想,强化“以客户满意为目标”的服务理念,并及时调整发展战略,逐步形成传统银行业务和网络银行业务“两条腿”走路的格局,即以传统银行业务支撑网络银行业务的快速发展,以网络银行业务拉动传统银行业务的持续发展。

参考文献：

货币政策冲击 篇3

[摘要] 建立一个动态随机一般均衡模型，在数量调控规则下对贷款冲击与货币供给冲击的宏观经济波动效应进行了系统分析。结合中国经济的实际情况进行估计，并引入贷款冲击与货币供给冲击的相关性，发现二者在短期内会使产出、投资和通胀率出现较大波动，贷款冲击波动性更大。因此，中国的货币政策在短期内应谨慎对待信贷扩张与宽松货币政策，而在长期则应持续利率市场化改革，进一步向价格调控规则过渡。

[关键词] 贷款冲击；货币供给；冲击经济波动；DSGE模型

[中图分类号] F822[文献标识码] A[文章编号] 1008—1763（2016）04—0100—07

Abstract：Through the establishment of a dynamic stochastic general equilibrium model， this article analyzes the macroeconomic fluctuation effects of credit shock and monetary supply shock under the situation of money procedure. Combining with the actual situation of Chinas macro economy， and taking the effects of correlation between credit shock and monetary supply shock into account， this paper proved that both shocks would make a larger output fluctuation， and the response of economic to credit shock can be more robust. Finally， we argue that monetary policy should try to reduce the control of the target of new loans in short terms， but should keep reforming on interest rate marketization and make the transition to relying more on interest rate procedure.

Key words：Credit Shock； Monetary Supply Shock； EconomicFluctuation；DSGE Model

一引言

2014年全年我国社会融资规模达16.46万亿元，银行各项新增贷款总额达到9.7万亿元，占社会融资规模的59%，以银行贷款为主的社会融资结构使得中国宏观经济对信贷规模的变动十分敏感。货币政策与控制信贷规模一直是政府调控经济运行的重要手段。回顾2008年金融危机的爆发后，中国政府为了尽快摆脱危机的影响，出台了“四万亿”的经济刺激计划，伴随着的是宽松的货币政策和信贷规模的大量扩张。而后，我国出现了信贷增长与GDP增长“脱节”的现象，且信贷总量扩张的同时伴随着货币供应量M2的高速增长截止2011年底，货币供应量M2比2009年同期增长39.2%。，二者之间具有明显的共振效应。目前，我国货币政策利率传导渠道的不畅使得央行更多地只能依赖于数量调控规则，而信贷规模往往与货币供应量一同作为货币政策的中介目标，这必然导致信贷总量往往与货币供应量之间具有显著的相关关系。货币政策与信贷政策的有效配合，是稳定我国经济增长的重要举措，因此研究贷款冲击对宏观经济的影响具有重要的现实意义。

20世纪80年代“信贷渠道”理论开始兴起，信贷政策在货币政策传导和宏观经济中的地位愈发重要。Mishkin[1]将货币政策的传导机制分为货币渠道与信贷渠道两大类。国外学者对货币政策“信贷渠道”以及信贷政策的研究认为信贷渠道已成为货币政策的重要传导机制[2-3]。一直以来，信贷政策在宏观经济调控中扮演着重要角色，而信贷规模所带来的直接冲击更是宏观经济波动的主要驱动因素[4-5]。国内学者的研究集中于21世纪，主要认为信贷渠道在我国占据了主要地位，对产出和通胀的影响力最为显著，而货币渠道居于次要地位[6-7]。

国外学者认为经济体中的信贷资金流向主要分为以下几类：一是信贷资金全部用于生产活动中最终产品的购买[8]；二是全部用于工资的支付[9]；三是信贷资金部分用于支付工资，而部分用于投资[10]。国内学者近年来也越来越多地使用DSGE模型分析信贷的宏观经济影响，主要研究大致可分为以下几种：一是结合当前信贷在中国经济中的重要地位，通过分析银行微观主体行为将信贷作为一类重要的金融摩擦引入DSGE模型，这一类研究主要将信贷作为结构变量进行分析，充分考虑了其在经济均衡中的微观基础[11-12]，但没有考虑到信贷作为外生随机性冲击的影响，从而无法准确测度整个宏观经济在面临贷款冲击时的动态反应；二是将信贷作为外生随机冲击引入模型，充分考虑了其动态影响机制，能较好地模拟贷款冲击的宏观经济效应[13]，但没有在银行行为基础上进行探讨，无法准确反映出“信贷渠道”的传导机制；三是在银行最优行为的基础上将贷款冲击纳入模型，综合考虑信贷的微观基础与外生随机冲击的影响，是当前较为成熟与普遍的做法[14-15]，但其忽视了信贷与货币供给冲击之间的相互联系。

本文在Christiano分析框架的基础上，通过刻画银行微观行为将贷款冲击引入DSGE模型，比较信贷调控、货币政策调控所产生的宏观经济效果。当前，国内研究将贷款冲击、货币供给冲击置于新凯恩主义分析框架下，分析其对宏观经济波动的影响，鲜有研究关注到贷款冲击与货币供给冲击之间的相关性。本文的创新在于将贷款冲击与货币供给冲击的相关性纳入DSGE模型考虑，尤其在贷款冲击与货币供给冲击的一阶自相关过程中，引入滞后项和扰动项的相关系数。本文的结构安排如下：第二部分为理论模型的建立和推导；第三部分为参数估计和数值模拟，通过参数校准以及贝叶斯估计方法确定模型中各经济系统参数，分析在数量调控规则和价格规则下贷款冲击与货币供给冲击对中国宏观经济的影响；第四部分是主要结论与政策建议。

二模型的建立

（一）家庭

假设经济体中家庭可以通过消费、闲暇（总时间禀赋与劳动的差值）以及实际货币余额获得效用，因此家庭可以通过最大化无期限贴现效用函数：

（五）中央银行

本文在参考Atta&Dib;与McCallum规则的基础上，结合我国货币政策、信贷政策实情，综合考虑中央银行的行为规则。由于保持物价平稳增长一直以来都是货币政策的最终目标，而在中国货币政策实施过程中，货币供给冲击与贷款冲击之间又具有很强的相关性。从货币政策角度来看，与信贷总量息息相关的基础货币数量是货币政策的中介目标。就中国目前实际情况而言，利率传导渠道的不畅使得央行更多地只能依赖于数量调控规则，而信贷规模往往与货币供应量一同作为货币政策的中介目标，这导致了信贷总量往往与货币供应量之间具有显著的相关关系，而货币政策又是指导商业银行信贷投放的重要政策，引导全社会信贷的变化。当央行实施紧缩性货币政策时，提高存款准备金或发行逆回购债券时，央行回流银行资金，银行准备金压力上升，银行信贷受到货币政策影响势必减少信贷资金，紧缩信贷规模。基于此，在当前利率传导渠道尚不畅通的大环境下，本文将考虑货币供给冲击与贷款冲击间的相关性，采用以下数量调控的政策规则：

为名义货币供应量增长率，而g、π以及Y分别表示货币供应量增长率、通货膨胀率以及产出的稳态值，参数φy和φπ分别为货币供应量对通货膨胀率以及对产出的反应系数，如果央行采取逆周期的货币政策，则有φy<0以及φπ<0，表示在经济增长过快或是高通胀时期中央银行会适当紧缩货币供应量以及贷款总量，反之则具有顺周期效应。参数ρ1和ρ2分别代表贷款冲击自身以及对货币供给冲击的持久性参数；参数ρ3和ρ4分别代表货币供给冲击自身以及对贷款冲击的持久性参数。此外，由式（25）与（26）可知货币供给冲击与贷款冲击将由两个独立的随机变量εmt和εdt线性组合而成，其中εgt表示货币供给冲击，而贷款冲击εst=ρεgt+（1-ρ2）εdt。系数ρ则为两类冲击的相关系数，εgt～N（0，σ2g），εdt～N（0，σ2d）。由于正态分布的线性组合还是正态分布，因此εst～N（0，σ2s）。

最后，给出社会总资源约束为：

Yt=Ct+It（34）

通过对数线性化，所有变量的对数偏离值在稳态时都为0，我们将通过求解线性系统对模型进行参数估计和数值模拟分析本文略去了均衡条件的推导以及对数线性化过程，如有兴趣可与作者联系。。

三参数估计与数值模拟分析

（一）参数校准

本文主要采用贝叶斯估计方法对模型的结构参数进行估计，模型的结构参数总共有24个，内生变量有19个，并且包含6个外生冲击。基于数据的可得性，模型不能识别所有的参数，因此部分参数需要进行校准，校准的依据以及取值由表1给出：

通过对实际贷款利率数据近似贴现计算得出其稳态值

在观测变量的选取上，我们选取国内生产总值（GDP）作为产出值Y、社会消费品零售总额作为消费值C，货币供应量M则选用M2的数据，投资I和工资W分别选用固定投资完成额和全部从业人员劳动报酬的数据，而通货膨胀率则根据CPI进行换算

本文数据均来自与wind数据库。在此设定1999年1季度的为基期，当期的CPI为100。。数据选取的区间为1999年1季度到2014年4季度的季度数据，并将其进行CPI定基调整得到实际值，同时对所有数据进行季节调整去除周期性循环趋势项，再进行HP滤波去除长期趋势项。各参数先验分布的设定大部分参考其他文献的设定，自回归系数和持续性系数都采用贝塔分布，外生冲击标准差则采用逆伽马分布，而相关系数ρ以及反应系数φy和φπ则采用正态分布，具体的贝叶斯先验分布设定与估计结果如表2所示：

就上述估计结果而言，φy与φπ取值表明央行货币政策逆周期性明显，而绝对值大小的差异则说明相对于稳定产出增长水平，货币政策目标更注重于稳定通货膨胀。而名义货币在增长率gt与贷款冲击St的自相关系数相对较大，说明二者自身持续性较强，而各自相对影响较小。此外，ρ1和ρ2差距较大，说明了货币政策的独立性较强，而贷款投放受到货币供给冲击较为显著的影响，这也解释了当前贷款总量的扩张势必建立在货币扩张的基础上。与此同时，由各外生冲击标准差的估计结果可知，贷款冲击的标准差σd=0.79，明显较货币供给冲击的标准差更大，说明贷款投放的波动性更加明显，这是贷款具有明显周期性的结果，符合当前中国宏观经济的实际情况。而相关系数ρ的估计结果接近0.5，表明贷款冲击与货币供给冲击之间的确存在较为明显的相关性。

（二）数值模拟分析

基于对模型结构参数的校准和估计，本文试图对冲击反应下的经济体主要变量进行数值模拟，主要经济变量在贷款冲击与货币供给冲击下的脉冲效应分析，如图1、图2所示。

由图1可以看出，在正向贷款冲击下，随着信贷规模的瞬时增加，短期内产出、投资和消费都会上升，信贷增加对产出和投资都会产生一定的波动，尤其以投资的波动程度最大。信贷规模的提升1个单位时，短期内迅速提高了0.01个单位的货币供应量，从图可见货币供应量迅速增加，之后便开始回落。由信贷规模引起的货币供应量的上升，导致存款利率下降了0.007个单位、贷款利率短期内下降了0.001个单位，中长期回归稳态。由于信贷增加，利率下降，导致了投资在短期内出现上升，随着信贷扩张影响的消退，投资开始小幅下降。最终，短期内信贷规模的扩张引起了产出和消费提升了约0.002个单位，中长期信贷扩张影响减弱使得产出和消费最终回归稳态。贷款冲击同样对通货膨胀率波动产生了影响，短期内信贷扩张导致了通货膨胀率的逐步提升0.0002个单位，中长期来看通胀率随着信贷扩张影响的减退而下降0.00007个单位，并出现通货紧缩。

从图2来看，初期出现正向的1个单位货币供给冲击，使得货币供应量瞬时增加0.018个单位，存贷款利率下降0.008个单位、0.006个单位，拉动投资增加0.0005个单位，消费上升0.001个单位，产出也增加了0.0009个单位。随着货币供给冲击影响减弱并消退，货币供应量逐步回归新稳态，存贷款利率也逐步上升并回归稳态，投资与消费开始下降，产出同样缓慢下降并回归稳态。从图中看出，随着货币供给冲击的施加，加大了通货膨胀率的波动情况，初期通货膨胀率上升，随着货币供给冲击影响减弱，通胀率开始下降并出现负数，长期内会造成负的通胀率，使经济出现通缩压力。

比较货币供给冲击与贷款冲击对宏观经济的影响发现，货币供给冲击与贷款冲击之间较强的相关性使得两类冲击下的大部分经济变量具有类似的反应过程。正向的货币供给冲击出现时，瞬时提高货币供应量至顶峰，随后货币供应量开始下降；而贷款冲击的出现，在短期内货币供应量出现了一段迅速上升趋势，随后开始下降，这是由于银行存贷款引起基础货币乘数效应导致货币供应量的上升。但从促进经济增长来看，贷款冲击所代表的信贷政策对刺激经济影响力更大。但在稳定物价方面，货币供给冲击对经济的刺激则更加温和，物价波动更趋平稳。

（三）方差分解分析进一步对贷款冲击与货币供给冲击进行方差分解，比较两类冲击对宏观经济的影响，发现贷款冲击对宏观经济的影响大于货币供给冲击。对消费和产出的影响中，贷款冲击所占比重为0.03%和0.05%，货币供给冲击所占比重则均为0.01%，相较之下说明在对经济增长的影响力上，信贷产生的影响将大于货币供给的影响。从通货膨胀率的角度来看，货币供给冲击对通胀率的影响小于贷款冲击。信贷规模是货币政策的中介目标，贷款冲击反映的是货币政策信贷传导渠道；反之，货币供给代表了我国货币政策货币传导渠道。贷款冲击对宏观经济的影响大于货币供给冲击，也印证了我国货币政策传导机制信贷渠道为主、货币渠道为辅的实际情况。

回顾08年四万亿投资与大量信贷投向，短期确实对我国经济增长起到了积极作用，特别是金融危机后我国经济仍旧保持高增长。2009、2010年两年我国GDP保持了9%的高速增长，归功于我国四万亿的投资以及相应的货币政策与信贷投放。2009年我国社会融资规模约14万亿，新增7万亿，增长幅度约为99%，而2008年新增社会融资规模仅为1万亿；广义货币供应量M2约为60.5万亿，新增12.5万亿，增幅约为26%，2008年新增M2仅为7.3万亿。大幅增加了信贷与货币供给，短期促进了经济增长，保持了我国经济的高速增长。随着财政刺激与大量的信贷刺激效果的削弱，加之经济过热与通胀压力下政府并未出台进一步刺激措施，经济开始平复。2010年后，我国社会融资规模增速开始下降，新增社会融资大幅下降，M2的增速也缓慢下降，GDP的增速出现下降。同时，大量信贷投放产生了大量负债与利息，加重了对企业生产的压力，进一步加大了经济增长的压力。短期信贷大幅扩张与大幅宽松的货币政策，在中长期的效果不佳，甚至产出和投资早中期可能出现负增长，并且中期可能造成通缩压力。

四结论与政策建议

本文通过构建一个包含贷款冲击和货币供给冲击的DSGE模型，针对基于数量调控的货币政策规则的情形，模拟出贷款冲击和货币供给冲击对宏观经济的影响。通过脉冲响应分析的对比，本文可以得到如下结论：

一是贷款冲击与货币供给冲击下的各主要经济变量具有相似的反应过程，对宏观经济的产出消费短期有促进作用，能够提高短期产出、投资和消费，长期来看产出、投资、消费将回归稳态。央行将信贷规模也作为货币政策的中介目标之一，从而造成贷款冲击与货币供给冲击较强的相关性。贷款冲击在前两期内持续提高货币供应量，货币供给冲击除了提高货币供应量外同样提高了信贷规模，这就势必造成短期信贷扩张的同时伴随着货币超发。

二是从稳定性来看，贷款冲击对消费、产出产生了较大的波动，并且其持续期更长，而货币供给冲击则相对更稳定、持续期更短。但贷款冲击同时会造成通货膨胀率更剧烈、更持久的波动，不利于物价稳定。从长期来看，总量扩张型的货币政策带来的贷款扩张虽然能实现短期政策目标，但长期副作用也较为明显，因此需要逐步改变信贷总量和货币供应量之间高度相关的经济环境。

综上所述，由于现阶段中国利率市场化尚未完全实现，利率传导机制仍旧不通畅，新增信贷、投放基础货币固然对经济增长有利，但长期来说会加剧通胀率的波动，甚至加剧通缩和经济下行压力。故，本文提出以下政策建议：

一是在不同的经济周期阶段应用不同的宏观调控政策。在经济处于良好的情况下，调控货币供给为主的货币政策对宏观经济影响更温和，在刺激产出的同时可以有效地避免过大的波动，同时避免扩大通胀。在经济处于下行态势时，着重利用信贷政策刺激宏观经济，有助于迅速地、显著的促进经济增长。

二是我国应继续深化金融改革，，加快利率市场化进程，推动货币政策调控机制进一步转向以利率为中心的价格调控机制。深化改革，完善利率传导渠道，有助于我国货币政策传导效率，提高货币政策有效性，降低调控对宏观经济的负面冲击。

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热钱对货币政策的冲击及应对策略 篇4

热钱是短期的、逐利的、跨境流动的国际金融资本, 是一种来自境外的投机性资金。

1.1 热钱流入的规模

近两年, 热钱通过贸易、QFII制度、香港市场和地下钱庄、走私等渠道大量进入我国。由于热钱总是以贸易、外商投资、外债、侨汇或其他个人外汇名义汇入, 非正常资金与正常资金混合在一起, 投机性资金、趋利避险型资金夹杂在商业往来和个人收支之中, 因此, 要完全分辨出热钱, 确认其规模, 实际上是不可能的。对此, 我们只能采取粗略计算的办法, 即:外汇储备减去真实的贸易净出口、减去投资实业的外国投资、减去国际组织和金融机构的外国借款, 再加上携带入境和地下钱庄所提供的人民币、以前热钱投资所形成的净利润, 就大致构成了热钱的总规模。其中, 最可估算的部分是外汇储备的异常增长, 外汇储备减去贸易顺差, 再减去FDI, 得到的差额是异常流入的外资, 即热钱。

照此公式计算出来的差额如图1所示。近年来, 热钱一直在源源不断地涌入我国境内, 其中分别在2004年、2007年和2008年有大规模的增加, 相应地, 外汇储备在相关年份大幅度增长, 且自2006年末以来呈现加速增长的态势。2003年至2008年一季度, 平均每年热钱增加额占外汇储备增加额的32%, 据中科院统计, 截止到2008年5月末, 热钱的整体规模大约8 000亿美元, 约占我国外汇储备的50%。可见, 近年外汇储备加速增长, 热钱的推波助澜功不可没。

1.2 热钱流入的动机

热钱流入的目的是投机获利, 其中包括套汇、套利与获得高额投资回报率。

从2003年开始, 美国及国际投资银行就一直表示人民币应该大幅升值, 2005年7月之后中国又推行了表面浮动、实质升值的汇率政策。种种原因使得人民币升值预期一直非常强烈, 由此吸引了大量热钱流入中国。在外汇储备不断增加的巨大压力下, 我国逐步放开了对投资境外的资金审核和个人用汇的限制, 政府的汇率政策措施与国际资本的市场预期基本一致, 进一步强化了人民币升值的预期, 套汇对热钱的吸引力有增无减。2005-2007年, 中国股市与房市的高投资回报率是吸引热钱进入的另一个重要因素。2007年12月起, 中美利差从负变正, 短短5个月, 利差迅速从0.11%扩大到2.14%, 再度导致热钱大举进入, 2008年一季度, 外汇资金异常流入的规模约有850亿美元。

热钱的本质是逐利的, 流动性很强。在高额投资回报率的引诱下, 热钱会源源涌入, 当投资回报率消失, 热钱也会大举撤出, 大量逐利的投机性资金跨境流动, 常常导致资金流入国的资产价格发生剧烈波动, 给该国的经济和金融带来极大的破坏力, 破坏社会的稳定和经济的平稳增长。纵观金融史, 热钱是造成全球金融市场动荡乃至金融危机的重要根源。1992年发生在德、英、法、意等国的外汇危机, 1994年的墨西哥金融危机和1997年的亚洲金融危机, 其主要原因就是以套利为目的的热钱对当地固定 (或准固定) 汇率进行冲击, 央行被迫放弃已有的汇率制度。我国政府对热钱可能引发的危机高度重视, 采取资本项目管制与相应的货币政策以防患于未然, 然而热钱的隐蔽性极强, 通过多种渠道进入我国, 资本管制的效果不尽如人意, 货币政策也面临热钱的冲击。

2 热钱影响货币政策的独立性

依据蒙代尔的三元悖论, 一国货币政策的独立性、汇率的稳定性和资本的完全流动性三者不能同时实现, 最多只能同时满足两个目标, 而放弃另外一个目标。

我国实行的是有管理的浮动汇率制度, 央行通过外汇干预保证人民币汇率日波动幅度不超过特定范围。当央行外汇冲销干预外汇市场时, 买入与卖出外汇储备, 基础货币必然会受到影响。在人民币汇率缺乏弹性且单方面升值的情况下, 随着热钱源源不断涌入, 央行不得不干预外汇市场, 被迫抛出人民币而增加外汇储备, 造成货币供给量的大幅增加, 加大了中央银行货币政策的操作难度, 对货币政策的独立性造成冲击。

2003-2007年, 我国外汇储备呈加速增长的态势, 其中, 不明外汇储备增量占外汇储备增量的比重平均为32%, 2008年第一季度, 这一比重更是达到了55%。2003年末, 外汇占款占基础货币之比例是56%, 2006年末开始, 外汇占款占基础货币之比例超过100%。热钱的挤兑, 使得外汇占款已成为央行发行基础货币的唯一渠道, 基础货币的投放量超过了必要量;基础货币通过货币乘数的放大, 货币供给出现更大幅度的增加。

为此, 央行采取了多种手段冲销过多发放的货币, 有公开市场出售央行票据、提高法定准备金率等。实际上, 这些政策工具只有一个目标, 即收缩过剩的流动性。2004-2007年, 外汇储备的平均增长率为40%, 基础货币的平均增长率为18%, 而广义货币增长则被稳定在14.5%~16.7%这一平稳区间, 说明上述政策工具在回收过剩流动性上产生了一定的效果, 但货币供给过量的问题一直存在, 看似紧缩的政策并不紧缩。

2007年末, 当经济过热与通货膨胀的问题接踵而至, 央行真的需要实行紧缩的货币政策时, 人们发现, 央行已累积了3.49亿元的央行票据余额, 法定准备金率已达到了15.5%, 商业银行的盈利已备受影响, 利率上调面临着中美利差的困境, 人民币汇率的小幅升值则使得部分外贸企业出现损失, 货币政策的紧缩空间已经有限。可见, 热钱影响着货币政策的独立性, 影响程度随着热钱流入规模的放大而加深。

3 热钱影响货币政策最终目标的实现

我国货币政策的最终目标是币值稳定。币值稳定有两层含义:一是国内物价稳定, 二是人民币汇率稳定。在我国主要是防止和抵御通货膨胀, 为了实现这一目标, 要求货币供应量与经济社会对货币的需求量相适应。

计算一个经济社会的货币需求量, 首先要考虑决定货币需求量的主要因素。凯恩斯学派认为, 收入和利率是货币需要量的两个主要的决定因素, 货币需要量随收入正向变动而随利率反向变动。货币学派认为, 影响货币需要量的主要有4类因素:总财富、人力资本在总财富中的比例、货币与其他资产的预期收益、其他随机因素。货币量与总财富同方向变动, 与其他资产收益及物价反方向变动。R·I·麦金农则认为, 影响发展中国家的货币需要量主要有3种因素:国民收入、投资率、实际利率。

一般地, 国民收入是决定货币需要量的重要因素, 国民收入通常以GDP来表示, 货币供给的增长首先要满足GDP的增长幅度;同时, 货币供给的增长还要满足物价总水平的变动率。据此, 可以得出, 经济社会对货币需求量的增长幅度大致与GDP的增长率与通货膨胀率之和相当。2002-2007年, 每年的GDP增长率与通货膨胀率之和为:8.3%、11.2%、14%、12.2%、12.2%和17.8%。与同时段的货币供应量增长率相比较, 货币供应量的增长率分别高出:8.57%、8.38%、0.46%、5.79%、3.47%和-1.07%。可见, 货币供应量的增长率在大部分年份高于货币必要需求量增长率, 由此就产生了通货膨胀的隐患。在通货膨胀隐患被经济的高速增长掩盖了数年之后, 终于在2007年爆发, 并在热钱的推波助澜下, CPI不断创新高, 2008年4月CPI高达8.5%, 为11年来最高。究其原因, 在于热钱流入我国以后, 央行对外汇占款的对冲不够完全, 导致货币连年的超额供给, 形成了通货膨胀隐患, 且通货膨胀发生后, 货币供给的过量增长不断加剧已有的通胀压力, 造成币值稳定的目标难以实现。

4 热钱抵消了货币政策工具的紧缩效应

热钱的流入, 引起外汇储备的激增, 导致流动性过剩, 抵消了货币政策工具的紧缩效应。2003-2007年, 央行实施了稳中偏紧的货币政策, 2008年起, 央行实施了紧缩的货币政策。尽管货币政策从偏紧到紧缩, 但外汇储备的年平均增长率高达40%, 流动性过剩的根源仍未消除, 2007年末货币供应量同比增长16.73%, 2008年第一季度货币供给同比增长19.8%。货币环境依然宽松。

历数货币政策工具受到的热钱冲击:央行票据的出售给央行带来的是高额利息支付成本;法定存款准备金政策既影响商业银行的盈利, 又使中小企业贷款困难;利率上调面临中美利差的困境, CPI持续攀升到8.5%, 央行仍迟迟不加息, 可见其困窘;汇率政策在人民币小幅连续升值后, 首先影响了外贸企业的运营, 然后加强了升值预期, 没有达到设想的效果, 却在利差的配合下, 成为吸引热钱的一个重要因素, 汇率升降两难。

4.1 公开市场出售的紧缩效应

外汇占款激增, 央行首先采取冲销的对策来收回过量投放的基础货币。为此我国央行资产负债表上自2003年4月起增添了一项债券发行, 即央行票据。从基础货币的来源看, 基础货币=国外资产 (在我国央行的资产负债表上, 国外资产的绝大部分是外汇资产) +政府债券+再贷款-政府存款-央行票据, 可见, 央行票据对外汇占款的冲销、回笼基础货币起了非常重要的作用。

2003年12月至2008年3月, 外汇占款增量10.91万亿元, 被央行票据对冲4.78万亿元, 基础货币增量6.13万亿元, 年平均增幅17.84%, 通过货币乘数作用, M2增量约21.65万亿元, 年平均增幅16.89%。大规模的公开市场出售央行票据没有完全对冲掉多余的外汇占款, 致使基础货币投放过多, 导致流动性过剩。从而, 公开市场出售的紧缩效应被抵消, 实际上“紧而不缩”。

4.2 提高法定存款准备金率的紧缩效应

与公开市场出售央票相比较, 提高法定存款准备金率具有成本低、效果显著的特点。每提高0.5个百分点的法定存款准备金率, 可以收缩1 500亿~2 000亿元的流动性, 法定存款准备金政策是回收过剩流动性的一个有力的工具, 成为近年央行货币政策的常规工具。法定存款准备金率的作用在于: (1) 影响货币乘数; (2) 强制商业银行按照存款的一定比率保留流动性, 以加强银行体系的流动性管理。

2003年, 存款准备金率调高1次, 到7%;2004年, 存款准备金率调高1次, 到7.5%;2006年, 存款准备金率上调3次, 到9%;2007年, 存款准备金率上调10次, 到14.5%;2008年1~6月, 上调5次, 到17.5%。其影响如下:

首先, 货币乘数。2003-2006年, 在银行体系流动性充足的背景下, 法定准备金率2.5%的提高幅度并没抑制货币乘数的增长, 到了2007年, 央行加大了法定准备金政策的力度, 在法定准备金率提高5.5%后, 货币乘数才略有下降, 从4.64降至3.97。尽管有热钱的冲击, 不断紧缩的法定准备金政策效应在2007年才终于有所显现。其次, 商业银行贷款。在法定存款准备金率上调的过程中, 商业银行的贷款总量虽然还在上升, 但增幅递减。数据显示, 商业银行对非金融机构的贷款额度, 2006年为32 687亿元, 同比增加32.8%;2007年为39 205亿元, 同比增加20%;2008年一季度为16 123亿元, 同比增加12.8%。法定准备金政策对商业银行的影响较大, 贷款增幅以接近两位数的速度下降。第三, 货币供给量。从M2的增长速度来看, 2001-2007年, 我国M2增长率分别为17.6%、16.8%、19.6%、14.6%、17.98%、16.94%和16.73%, 货币供给增幅变化不大, 从2006年开始, 货币供给增长略有下降。

4.3 利率政策的紧缩效应

利率作为货币政策工具, 受中美利差影响较多。在现行汇率制度下, 当央行为抑制通货膨胀而提高利率时, 热钱会大量涌入, 迫使央行被动增加货币投放, 抵消了利率政策的紧缩效应;而当央行为刺激经济发展而降低利率时, 热钱又会转换成外币迅速撤离, 使增加货币供应量的政策效应减弱。

2004年以来, 我国央行加息8次, 在治理经济过热与通货膨胀等问题上, 明显力度不够。其中, 有利差的因素, 也有股市的因素, 还有银行体系稳健经营的因素。 (1) 利差的因素。央行连续8次加息之后, 想要解决的问题并没有得到妥善解决。2007年末GDP的增长幅度达到了11.4%, CPI也达到6.9%。在加息未果的情况下, 理论上应进一步加息, 然而国际环境不允许央行进一步加息。2007年9月, 美联储为了预防次级贷款危机引发经济衰退, 开始大幅度降息, 中美利差在2007年11月开始由负转正, 给热钱提供了无风险套利的良好机会, 如果央行进一步加息, 只会吸引更多的热钱流入。 (2) 股市的因素。2004-2005年股市处于由熊市到熊牛过渡阶段, 投鼠忌器, 央行此时的加息行为受到一定的限制。 (3) 银行体系稳健经营的因素。2007年美国的次级房地产抵押贷款危机, 虽然根源在于金融机构的非审慎经营, 但美联储的加息无疑是导致危机爆发的导火索之一。在中国, 央行的大幅度加息, 不排除引发房地产抵押贷款的坏账上升的可能性, 将对银行体系产生一定的冲击。

鉴于以上种种原因, 我国央行不能完全依据经济发展需要大幅度加息, 利率政策的紧缩效应自然被弱化。

4.4 汇率政策的紧缩效应

与基础货币量密切相关的指标就是汇率。当外界对人民币有升值的预期时, 就会有热钱进入境内以套汇, 央行被迫干预外汇市场的后果, 就是货币供给量上升。基于套汇的因素, 要阻止热钱流入, 减少货币投放量, 一个重要的手段就是渐近地扩大人民币升值幅度, 以降低人民币升值预期。2007年下半年, 在CPI攀升, 利率面临利差困境的背景下, 汇率政策已悄然成为收缩过剩流动性、减轻通胀压力的货币政策工具。

人民币汇率从2005年汇改到2008年5月, 已达到18%的升值幅度, 其中, 2007年下半年到2008年5月, 升值达到11%, 升值速度有加快的趋势。

然而, 随着人民币快速升值, 外汇储备增长的速度并未受到影响, 而是屡创新高。从2008年一季度数据来看, 尽管中国贸易顺差增长压力有所减缓, 但中国外汇储备增长速度并没有减弱。2008年3月末, 国家外汇储备余额为16 822亿美元, 同比增长39.94%。一季度国家外汇储备增加1 539亿美元, 同比多增182亿美元。这些数据表明, 大量国际热钱正通过不同的方式进入中国。由于人民币升值预期甚强, 加上国内利率还有调高的预期, 因而吸引了大量资金涌入中国, 不断推高通胀指数。2007年1月至2008年4月, CPI从2.2%迅速上升到8.5%。与此同时, 人民币升值已超出自我承受范围, 部分出口企业受到程度不一的影响。

可见, 想通过升值来解决的问题未见缩小反而扩大和加重。

5 防止热钱大规模的进入与撤出, 保持货币政策的独立性

货币政策如果要保持其独立性, 首先要防范的就是热钱冲击。固定或准固定汇率制度下, 热钱大规模地进入与撤出, 必然会左右一国的货币政策。因此, 要消除热钱对货币政策的干扰与冲击, 必需要防止其大规模的进入与撤出。热钱大规模地进入只有一个原因:有较大的或无风险的套利空间。当套利空间消失, 热钱就会大规模撤出。防止热钱大规模进出, 就要减小其套利空间。

5.1 协调中美利差与人民币升值速度之间的关系

当前, 在中美利差为正时, 人民币应暂缓升值或降低升值速度, 以降低热钱的套汇预期, 减小热钱的进入规模。

近年的股市与房市的高回报和人民币的预期升值和目前的中美正利差, 都给热钱流入造成巨大吸引力。2008年以来, 股市下跌, 房市低迷, 套利与套汇成为热钱流入的主要因素:中美利差达到2.14%, 人民币升值幅度4.3%, 两者相加, 热钱可以得到6.44%的无风险套利。实际上, 中美之间的正利差是从2007年12月开始的, 之前, 利差为负, 人民币小幅升值的政策还可以实施;之后, 利差为正, 人民币再持续升值, 就会在套利的基础上增加套汇的因素, 吸引热钱大举进入。

5.2 货币政策要更多地关注资产市场的发展

尽管央行的货币政策不以资产价格为主要调控目标, 但货币政策一定要关注资产市场的发展。

尤其是在当前, 国际经济增长放缓, 金融危机刚刚爆发, 国内股票市场泡沫破灭, 房产市场岌岌可危, 货币政策一旦再大幅度紧缩, 将会导致国内的房价下跌。股市已经大幅度下跌的情况下, 楼市的下跌很有可能会使热钱大规模撤出。由于我国资产价格对于实体经济的传导力不断增强, 造成的连锁反应加上外部环境的恶化, 对于中国经济的打击将会是致命的。所以, 央行的货币政策目标仍旧应该是着眼于整体经济的运行, 不可针对资产价格的膨胀出台大幅度的紧缩政策, 加大供给、疏导资金才是缓解问题的正确之道。

5.3 加强银行监管

汹涌而来的短期国际逐利资本, 除了地下钱庄等途径, 其余均必须途经中国的银行体系。只要加强银行监管, 资本流入就不大可能引起贷款扩张以及鼓励银行机构承担过度的风险。例如, 限制银行贷款增长的速度, 可能对充分限制资本注入有影响。

5.4 选择适当的货币政策工具

在热钱的冲击下, 货币政策工具将如何使用?首先, 发放央行票据与提高法定准备金率将继续成为对冲外汇占款与流动性过剩的重要手段。我国债券市场不发达, 公开市场操作的对象主要是央行票据。其次, 利率与汇率联动。中美利差为正时, 适当扩大汇率浮动幅度, 腾出利率上调的空间;中美利差为负时, 减缓或停止人民币的升值。以利率、汇率的联动来降低热钱的套利套汇空间, 阻挡其进入境内。第三, 稳步推进利率与汇率市场化进程, 促使货币政策工具从数量型向价格型过渡。我国基础货币的投放渠道是外汇占款, 这决定了汇率是解决热钱问题之本, 利率是解决通货膨胀的优选。只有既充分利用价格工具, 又合理使用数量工具, 疏、堵结合, 才能有效地阻挡热钱的流入, 消除热钱对货币政策的冲击。

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战略可以抗拒阶段性政策的冲击 篇5

企业家心态控制很重要。无论你是做什么的，持续盈利、稳定增长的毫无疑问就是好企业。所有的企业出事还是老板的心态出了问题。老板的心态只要不乱，那么你的决策就会处在一个理性的状态。老板的心态一乱，在一个非常不理性的状态下做决策就容易错。企业家对心态的控制能力在企业发展中很重要。

很多做企业的，垮了之后还不知道企业是怎么死的。我夸张一点地讲，房地产企业中能够看到价值观导向的企业，全国有500家吗？从来没有见到过，估计连百分之一都没有，我可以由此来推断其他行业也大差不差。企业不知道为什么而生，也不知道为什么而死。

建业的成功是我能够预料到的，我下海之前做了12年企业，今天所取得的阶段性成就是顺其自然的，我今天的成功是和经历有关系的，在三十几年的企业发展过程中，我发现做企业的心态很重要。我认为，心态是由境界决定的，只有境界到了一定程度，才能得之淡然，失之坦然。

企业在发展中要做到两件事，一是把大事化小。把宏观理论的东西落实到具体的层面。二是从微观里跳出来，能够提纲挈领地总结它的规律。根据35年做企业的经验，我把企业要面对的千百件事情分成层面，首要的三个层面是价值观、定位和战略。

价值观决定了企业的定位。所谓的定位无外乎就是你在这样的发展背景下，在对未来20年、30年做出一个基本判断之后，要对企业的市场定位和行业定位做出判断，确定你做什么行业，在行业里的市场边界。这实际也是战略制定的基础要素。

建业要做“中原城市化进程和社会全面进步的推动者”，明白了这个定位和战略，你才能理解为什么建业做了20年的足球，为什么建业办这么多幼儿园，为什么建业办社区书院，才能理解建业的社会形象、企业形象。当然，在这个过程中就要扛住诱惑，比如是否到一线城市追逐高利润。

我们有了这样的定位才有了这样的发展。灾荒来了，吃红薯也饿不死人。这就是为什么过去10年的经济周期波动中，建业能实现稳步增长的原因。这或许也是建业对房地产调控并不是十分关注的原因。我认为，企业战略可以抗拒阶段性政策带来的冲击。只要城市化还在推进，只要老百姓还在进城，建业的房子就有人住。

成为新型生活方式服务商。建业现有战略不需要调整，还是深耕河南不动摇。我多年前就开始构思大服务体系，从2008年开始重视服务水平的提升，并在去年尝试社区网络化升级。

货币政策冲击 篇6

随着经济全球化的发展,世界各国之间的经济联系越来越密切,各国货币政策间的相互影响也日益加深。作为世界经济霸主,美国处于世界经济的主导地位,其货币政策调整的国际影响更加明显。金融危机之后,美联储连续9次降息,将联邦基准利率从5.25%下调至0-0.25%区间内,并先后推出两轮量化宽松政策,使利率维持在低水平运作。在当前国际货币体系依旧是以美元为中心的背景下,美国货币政策对开放经济体造成的外部冲击不容忽视。

改革开发以来,中国对外开放进程不断加快。在全球金融一体化过程中,中美贸易程度不断深化,中国经济不可避免会受到美国货币政策的影响。因此识别美国货币政策对中国经济的具体影响大小,有利于我国在美国调整货币政策时预想到可能带来的冲击,并采取相应措施以减少美国货币政策造成的不利外部波动,促进中国经济可持续发展。基于此,本文试图通过先验数据,对美国货币政策对中国经济冲击的方向和程度进行实证分析。

二、数据说明和模型构建

1. 模型的基本结构。

在研究货币政策的传导效应时,SVAR模型得到了广泛的应用,该模型不仅考虑了当期变量间的相关关系,同时也解决了VAR模型参数估计过多从而估计不准确的问题。计量多个变量的传导影响时,如果滞后算子形式中的矩阵多项式可逆,p阶结构向量自回归模型SVAR(p)的经济模型最终表达式为:

式中:B(L)=C(L)-1,B(L)=B0+B1L+B2L2+…,B0=C0-1,所有内生变量都表示为ut分布滞后形式。结构冲击ut不可直接观测得到,需要通过yt各元素的响应才可观测到。可以利用VAR模型的简化形式yt=A(L)εt,并结合式(1),得到:

其中Σ=B0B0′,可以通过对B0施加约束来识别SVAR模型。

2. 变量选取、数据说明和模型构建。

改革开放以来,中国贸易开放度逐步提升,而资本项目尚未完全开放,因此外部冲击对中国经济的影响主要是通过贸易途径。所以本文选取中国出口总额(EX)、中国进口总额(IM),并同衡量总产出的中国国内生产总值(GDP)共同代表中国经济状况。

由于格林斯潘于1993年改用以调节实际利率作为调控宏观经济的主要工具并一直延续至今,因此选择以联邦基金利率作为美国货币政策的代表。在参考现有文献的基础上,本文还选择了美国实际国内生产总值(PGDP)、美国消费物价指数(CPI)。将中国国内生产总值(GDP)、中国出口总额(EX)、中国进口总额(IM)这3个中国经济变量分别与美国实际国内生产总值(PGDP)、美国消费物价指数(CPI)及联邦基金利率(FFR)构建模型进而分析美国货币政策对中国产出、出口、进口的冲击。国内的三组数据均为用CPI进行平减后所得到的实际值,为了消除季节影响,采用Census X12法对GDP、EX、IM、PGDP序列分别进行季节调整,并对除联邦基金利率FFR之外的其他变量进行取对数处理以减少数据的波动性,经过取对数处理后的变量记为LnPGDP、LnCPI、LnGDP、LnEX、Ln IM。

数据样本区间选取了2000年1季度至2011年3季度,共计47个数据样本,原因在于2000年以来美国货币政策进行了三次较大幅度的调整,利用该阶段数据能更好的检验美国货币政策的变化对中国经济的动态冲击。本文的原始数据分别来源于CCER数据库、美联储网站、美国经济分析局网站、美国EX、IM。由于模型中包括4个内生变量,至少需要施加k(k-1)/2=6个约束才能使得SVAR模型满足可识别条件,常规使用的短期约束条件是0约束。首先,美国PGDP、CPI、FFR当期不受中国经济(GDP、EX、IM)的影响,即a12=a13=a14=0;其次,美国CPI、FFR当期不受PGDP的影响,即a23=a24=0;最后,美国FFR当期不受CPI的影响,即a34=0。劳动统计局网站,其中,联邦基取。D为一阶差分。金利率无直接的季度数据,故以季度初利率作为该季度利率的代表,CPI的季度数据通过对其月度CPI数据平均得到。所有的估计和检验均使用E-views5.0统计软件进行。

本文构建如下SVAR模型来考察美国货币政策对中国经济变量的同期冲击:

模型的矩阵形式为:

其中,X为中国经济变量,分别表示中国GDP、EX、IM。由于模型中包括4个内生变量,至少需要施加k(k-1)/2=6个约束才能使得SVAR模型满足可识别条件,常规使用的短期约束条件是0约束。首先,美国PGDP、CPI、FFR当期不受中国经济(GDP、EX、IM)的影响,即a12=a13=a14=0;其次,美国CPI、FFR当期不受PGDP的影响,即a23=a24=0;最后,美国FFR当期不受CPI的影响,即a34=0。

经过约束的模型矩阵形式为:

三、实证结果

1. 单位根检验与协整检验。

由于SVAR模型要求时间序列数据是平稳的,因此有必要首先对所有的变量进行单位根检验,结果如表1所示:

注:(C,T,N)代表检验方程包括常数项、时间趋势项和滞后阶数,依SC原则选

根据表1的检验结果,将平稳性变量加入SVAR模型中。即将中国经济变量X(D(LNGDP)、D(LNEX)、D(LNIM))分别同美国的各经济变量(D(LNPGDP)、LNCPI、FFR)建立SVAR(A)、SVAR(B)、SVAR(C)模型,分别考察美国货币政策对中国产出、出口、进口的冲击。若非同阶单整变量间存在协整关系,则SVAR模型有更好的因果关系刻画效果,本文随后对各模型变量间进行约翰森协整检验,以SC准则为主,辅以AIC准则确定最佳滞后期(皆为滞后2期)和协整检验形式,检验结果表明,在显著性水平为0.05的情况下,各模型中都含有一个协整关系。

2. SVAR模型估计与动态冲击。

在模型满足可识别条件的情况下,我们使用完全信息极大似然方法(FIML)估计得到SVAR模型的所有未知参数,估计结果如下:

要想对一个SVAR模型做出分析,通常是观察系统的脉冲响应函数和方差分解。经检验发现,三个模型的所有特征根皆在单位圆之内,模型系统具有稳定性,因此可以利用已经估计出来的SVAR模型,运用脉冲响应函数和方差分解方法来考察美国货币政策对中国实体经济的动态影响。

在图1中,横轴代表滞后期数,纵轴代表百分率。对美国货币政策施加一个标准差单位的冲击(紧缩性货币政策),会造成中国总产出在第二期中略有上升,之后迅速转为负向减少,在第11期时达到最大,中国GDP减少了0.11%,之后影响逐渐减弱,在第30期时减少为零。造成这一结果的原因在于,美国紧缩性货币政策会抑制美国社会总需求,中国作为其最大的贸易伙伴,会造成出口减少,从而造成中国总产出下降;另外,还可能是紧缩性货币政策引发美元利率上升,造成中国的外资投资下降。

美国紧缩性的货币政策首先会引起中国出口的短暂减少随后迅速转为正向增加,在第4期时增加到最大为1.06%,从第6期时转向为负向减少,在第8期时减少率达到最大至1.05%,之后影响逐渐减弱直至为零。这可能是因为美国货币紧缩造成美元升值,初期通过支出转换效应,增加了对中国商品的需求,引起中国出口上升,但长期来看,紧缩性货币政策抑制了社会总需求,收入吸收效应在长期中居于主导,最终造成中国出口的下降。

美国货币政策变化对中国进口的影响也比较复杂,首先在第2期中造成中国进口减少了0.24%,在第3、4期中转为进口增加了0.54%,之后5至16期再次造成进口减少,最大影响为-0.55%,之后影响渐弱。从总趋势上看,美元的升值会造成人民币的相对贬值,从而会不利于中国商品进口,但短期内可能会因为有人民币进一步贬值的预期,反而促进商品进口。

总体来看,美国紧缩性货币政策对中国出口的影响最大,造成中国出口的下降,从而引起中国总产出的下降。

方差分解能够给出随机新息的相对重要性信息,即衡量各部分信息在总方差中作用的大小。为了衡量美国货币政策对中国经济变量的影响大小,本文对中国GDP、出口、进口变量进行了方差分解,

四、结论

本文运用SVAR模型分析了美国货币政策对中国国内生产总值、出口总额、进口总额、广义货币供应量的动态冲击。实证结果表明,美国货币政策的正向冲击短期内由于支出转换效应会引起中国总产出、出口总额的增加,长期中则会因为收入吸收效应居于主导而导致中国总产出、出口总额的下降;美国货币政策短期内会造成中国进口总额的上升,长期中美元升值最终会对中国进口总额产生负向冲击。方差分解结果显示,美国货币政策的正向冲击对中国出口总额的影响最大。

可以发现,美国货币政策对我国经济的国际影响是存在的,且这种影响是正向的,即紧缩性的美国货币政策也会一定程度上紧缩我国经济。值得注意的是,本文实证结果得出的美国货币政策对我国产出、出口、进口的贡献程度为0.72%、3.14%、2.68%,这与吴宏、刘威(2009)以及李增来、梁东黎(2011)研究所得出的结论形成了鲜明的对比,究其原因,主要有以下几个方面。其一,数据区间的不同,上述研究采用的数据区间起点为1993年,而本文分析的是2000年之后的数据。其二,所选变量的不同,以上研究或选取实际工业增加值而不是GDP代表中国总产出,或以GDP平减指数而不是CPI代表物价,这些与本文的不同都有可能导致结果的差异。其三,所构建的模型形式的不同,本文在理论分析的基础上参考了Kim所采用的模型形式构建了美国货币政策对中国经济影响的SVAR模型,与上述研究所构建的模型形式有所差别,这是导致结果的不同的最主要原因。

摘要：本文对美国货币政策对我国实体经济的冲击效应进行了实证检验,结构化动态冲击分析表明,美国货币政策正向冲击(1)短期内会引起中国总产出、出口总额的增加,长期中则会导致中国总产出、出口总额的下降;(2)短期内会造成中国进口总额的上升,长期中最终会对中国进口总额产生负向冲击;(3)方差分解结果显示,美国货币政策的正向冲击对中国出口总额的影响最大。(4)美国货币政策对中国实体经济影响程度相对于国内部分学者的结论较小。

关键词：货币政策,动态冲击,结构向量自回归

参考文献

[1]Kim,S.International Transmission of U.S.Monetary PolicyShocks:Evidence from VAR's[J].Journal of Monetary Eco-nomics,2001,48:339-372.

[2]Bartosz.Mackowiak.External Shocks,U.S.Monetary Policyand Macroeconomic Fluctuation in Emerging Markets[J].Journal of Monetary Economics,2007(54):2512—2520.

[3]吴宏,刘威.美国货币政策的国际传递效应及其影响的实证研究[J].数量经济技术经济研究,2009,6:42-52.

[4]庄佳.美国货币政策对我国产出溢出效应的实证研究[J].世界经济情况2009:64-68.

[5]李增来,梁东黎.美国货币政策对中国经济动态冲击效应研究-SVAR模型的一个应用[J].经济与管理研究,2011,3:77-83.

货币政策冲击 篇7

首先关于货币政策对汇率的冲击, 学者主要从冲击的影响, 冲击持续的时间, 冲击的幅度3个方面进行研究。在冲击的影响方面:Eichenbaum等[1]、Roger[2]、卜永祥[3]、喻梅[4]等学者通过研究发现积极的货币政策将会使本国的汇率升值, 即汇率的波动与货币政策是一致的。在冲击持续的时间上:Eichenbaum等得出美国政府一个正向的货币政策冲击将会使名义和实际汇率经历一个长达三年的升值过程;而Scholl等发现美元升值持续的时间没有那么长, 并且不同的货币表现不一样;袁伟彦等[5]通过采用季度数据分析得出, 紧缩货币政策会使人民币汇率在第3期抵达谷底。还有货币政策冲击在多大程度上能解释汇率的波动, 国内外学者的研究结论也不同, Clarida等[6]、Eichenbaum和Evans、Roger以及Kim[7]等的研究认为货币冲击对汇率波动的贡献度在20%~26%之间;赵文胜等[8]在运用SVAR模型实证检验时也发现大约46%的人民币汇率波动能被货币政策的冲击所解释。

其次关于财政政策对汇率的冲击, 国外学者的研究主要集中在政府的财政支出上。如:Ravn[9], Enders等[10]通过实证均得出, 当政府增加财政支出时会使本国真实汇率贬值。而Benetrix等[11]采用欧元区国家的平面数据, 发现不同的政府支出类型对实际汇率的冲击不一样, 如政府的投资比政府消费支出对实际汇率的冲击更大且更长久。而国内学者关于财政政策对汇率冲击的研究相对较少, 魏琳等[12]用财政依存度作为变量, 进而研究财政政策对汇率的冲击效应, 得出我国财政依存度与汇率之间存在长期稳定的均衡关系。

然而通过梳理上述文献发现国内外学者在政府宏观经济政策对汇率冲击的研究上尚未有统一的结论。并值得注意的是, 现有研究宏观经济政策对汇率冲击的文献主要集中在货币政策的冲击效应上, 鲜有学者考虑财政政策的影响, 更没有研究将财政和货币政策同时作为冲击变量来分析两者对汇率的冲击效应。其所以如此, 可能由于综合现有的财政和货币政策, 其中涉及的变量比较多, 不利于分析的需要。因此, 本文的冲击模型中仅引入比较有代表性的变量进行实证分析。

1 模型、变量与数据

1.1 模型构建及变量选择

首先依据凯恩斯的国民收入方程:

其次根据进出口函数:

由式 (1) 、 (2) 2个方程可以得出:

再根据费雪货币数量论方程:

将式 (4) 带入到式 (3) 中消去Y可得:

假设货币的流通速度固定, 且不考虑价格波动因素的影响, 所以式 (6) 可变为

两边同取对数得:

该方程中取5个变量:ln R、ln M、ln T、ln I、ln G。

1.2 数据描述

1) 数据说明。改革开放以来我国的汇率制度主要经历了2次变革:第一次是1994年汇率并轨以后, 开始摒弃固定汇率制度, 采取有管理的浮动汇率制度;第二次是2005年7月, 汇率改革进一步深化, 不再单一盯住美元, 而是参考一篮子货币进行有管理的浮动汇率制度。1994年至2005年7月期间人民币汇率一直稳定在8.31左右, 波动方差仅为0.009 2, 而2005年7月汇改后至2014年2月, 人民币汇率从8.11上升到了6.11, 币值累计升值约24.7%, 如图1所示。2005年7月后人民币汇率的波动较大, 即市场化程度比较高, 具有较好的弹性, 所以本文模型中变量数据拟用2005年7月至2014年2月期间的月度数据作为样本数据。

关于模型涉及到的变量和数据资料主要有:直接标价法下人民币兑美元的名义汇率R, 其采用的是每个月的平均汇率;货币供给量M选取广义货币供给量M2来替代, 从1995年以来我国就将货币供应量作为中介目标, 而货币供应量中最受国际社会关注的是M2, 因为其最能反映社会总需求的变化和未来通货膨胀的压力状况;对于利率I, 由于我国人民币存款利率还未市场化, 而银行间同业拆借市场和银行间债券回购市场是我国利率市场化最高的货币市场, 两者之间存在双向的Granger因果关系, 对彼此变化均比较敏感[13], 并且七天银行同业拆借在所有银行间拆借又是占比最高的, 故本文采用七天银行间同业拆借利率的加权平均利率作为我国短期市场利率指标;而关于T与G选用政府每月的税收收入与财政支出。

2) 数据来源与处理。在样本数据来源方面, 人民币汇率R、货币供应量M2和七天银行间同业拆借利率I来源于中国人民银行, 税收收入T来源于国家统计局, 财政支出G来源于中国财政部网站。由于选用的是月度数据, 受季节性波动影响比较大, 所以本文直接采用每组数据相对于前期的波动幅度作为模型的样本数据。并依据购买力平价理论对所有数据都不剔除价格波动因素。

2 短期约束识别下财政和货币政策对汇率的冲击

本文各变量之间不仅存在滞后影响, 还存在同期的影响关系, 而VAR模型把当期关系隐含到了随机扰动项εt之中, 故无法描述内生变量之间的同期关系。所以通过建立5元P阶SVAR模型进行结构分析:

其中:Xt= (ln R, ln M2, ln I, ln T, ln G) , A0为对角线元素全为1的5阶方阵;反映了同期间的结构关系;μt为5维不可观测的结构信息, 且假定E (μtμ't) =I5。

2.1 模型设定检验和识别

1) 滞后阶数设定。Eviews提供了最常用的LR检验统计量, 最终预测误差 (FPE) , AIC信息准则, SC信息准则和HQ信息准则来估计VAR系统的滞后阶数, 对于样本容量94, 初始最大滞后阶数设定为5, 相应的估计结果, 如表1所示。

注:表中带有*号的为每一种准则估计的滞后阶数。

从表1中可以看出在这5种准则中, 有3种准则 (LR、FPE、AIC) 都选择了最大滞后阶数为4, 所以接下来本文将根据此信息建立一个VAR (4) 系统进行后续分析。

2) 平稳性和稳定性检验。只有平稳的时间序列才能建立VAR模型, 所以首先对变量进行平稳性检验, 本文采用ADF单位根检验的方法, 检验结果, 如表2所示。

注: (1) ADF检验的原假设是序列有单位根; (2) (c, t, q) 表示序列ADF检验形式, c、t、q分别代表常数项、时间趋势项和滞后项, 其中q由AIC准则确定最优滞后项; (3) **表示在5%的水平上拒绝原假设, ***表示在1%的水平上拒绝原假设。

由上表的检验结果发现这些变量一阶差分处理后所有数据在5%显著水平下都是平稳的, 同时也是一阶单整的。

再对已建立的VAR (4) 模型进行稳定性检验, 如图2所示, 其稳定性的条件是要求滞后多项式A (L) 对应的特征方程:

式 (10) 特征根落在单位圆之外, 即特征根的倒数在单位圆内。

所以从表2中可以看出, 当显著水平为5%时, 人民币名义汇率、货币供应量、利率、税收收入和财政支出的一阶差分是平稳的I (0) 过程;并且图2也反映了VAR (4) 所有特征根的倒数也均落在单位圆内, 使得整个模型满足稳定性的要求。

3) 协整检验。由于上述的变量都是同阶单整的, 因此可利用Johansen检验判断它们之间是否存在协整关系, 由于各个变量的最优滞后期不同, 所以本文统一取滞后期为4, 在此基础上, 得到检验结果, 如表3所示。

注:**表示在5%的显著水平上拒绝无协整向量的原假设

综上可知本文构建的模型不仅满足平稳性和稳定性要求, 同时通过协整检验发现各个变量之间存在着长期的协整关系, 而且协整方程不止1个, 所以建立的VAR (4) 系统是有效的。

2.2 SVAR系统的识别和估计

要保证SVAR模型能够识别, 需要施加另外的约束条件, 本文效仿Sims和Bernanke提出使用经济分析对新息建模, 即基于实际经济意义以及经济理论对SVAR模型进行短期约束, 要达到恰好识别, 对于n元p阶SVAR模型必须至少施加个约束条件才能保证刚好被识别。由于本文模型中有5个变量, 至少需要给出10个约束条件, 具体设定如下:

我国税收收入方程一般直接受我国的经济总量以及税率等因素的影响, 模型中的其他变量对其没有直接的影响, 故a12=a13=a14=a15=0。

而财政支出方程受财政收入的影响, 即受模型中税收收入的影响, 即a23=a24=a25=0。

利率方程受多种因素的影响, 不仅货币供给量会影响它, 政府的财政收支也会引起利率的变化, 所以a35=0。

货币供给方程, 货币供给量与利率之间存在着双向格兰杰原因。同时央行为稳定人民币汇率而采取的结售汇制度造成大量外汇占款, 说明汇率也会影响货币的供给量, 所以a41=a42=0。

汇率方程, 由式 (8) 可知, 方程的各个系数均不为0, 即模型中其他变量对汇率都会产生影响。

通过上述10个约束条件, A (0) 恰好被识别, 运算得到:

由此可识别ln Rt在当期新息中的关系:

综上可以看出人民币汇率随着货币供应量的增加而提高, 与利率以及政府的税收收入和财政支出负相关。

2.3 脉冲响应分析

脉冲响应函数反映了SVAR模型中各个内生变量对其他变量冲击的响应轨迹。根据本文研究需要, 主要关注的是人民币汇率对财政 (T&G) 和货币政策 (M2&I) 变动的响应过程。

分别对货币供给量 (M2) 、利率 (I) 、税收收入 (T) 、财政支出 (G) 实施一个正向的冲击, 可得到人民币汇率R的脉冲响应函数图, 如图3所示。其中纵轴表示汇率 (R) 受到冲击后的变动幅度, 横轴表示冲击作用持续的期数, 实线表示脉冲响应函数, 虚线表示正负两倍标准差偏离带。

由图3可以看出当给货币供给量M2一个正向冲击时, 汇率在前5期有较大的波动, 并且在第4期达到最大值0.17%, 这说明当期货币供给量 (M2) 的增减具有很强的指示效应, 对汇率的影响最大。而从总体上看汇率对货币供给量的反应是正向的, 即增加M2的供给量会使人民币汇率升值, 并且从第9期开始汇率的波动由宽幅震荡逐渐转为窄幅震荡, 到第11期左右冲击逐渐消失。对利率变动施加一个正向冲击后, 从第1期到第5期人民币汇率的贬值幅度越来越大, 并在第5期达到谷底 (-0.12%) , 自第6期开始, 人民币汇率才开始逐渐升值直至20期左右回复到冲击前水平。即利率对人民币汇率的变动存在着长期且较大幅度的影响, 并且人民币汇率的冲击响应图呈现“U”型变化。

对税收收入施加一个正向冲击, 人民币汇率在经历了3期的升值后, 并且在第3期达到了最大值 (0.22%) , 在第4期又回复到了冲击前的水平, 在第5期又开始逆转, 之后便小幅上下波动, 并且第8期之后税收收入的冲击效应就变得不明显了。而从图3 (d) 可以发现, 人民币汇率对财政支出的冲击并不敏感, 除了短期对人民币汇率有一个负效应, 并马上回到冲击前的水平。从长远看没有大的波动, 仅仅围绕着横轴有小幅波动, 且一年后就几乎没有影响了。

2.4 方差分解分析

方差分解分析是指将组成VAR模型的变量在一定预测期的预测误差方差分解成由各种结构性冲击所能解释的部分, 反映了各结构性冲击在变量预测误差方差中的相对重要性。货币供应量 (M2) 、利率 (I) 、税收收入 (T) 、财政支出 (G) 对人民币汇率 (R) 变化的方差分解表, 如表4所示, 主要考虑了变量在短期 (第1, 3, 6个月) 与中长期 (第12, 18个月) 的预测误差方差分解。

从上表可以发现, 无论是在短期还是长期, 汇率对自身的冲击都占很重的比例, 冲击的首月达到了95%, 在长期也稳定在70%左右, 说明汇率的传递效应是最直接, 最快速的, 而随着时间的推移, 解释能力会慢慢减弱;其次是货币供应量的贡献程度, 在短期, 尤其是第1个月, 对汇率几乎没影响, 只占了2.77%, 然而在中长期, 其解释能力是逐渐上升的, 接近20%。这说明货币政策的传递并不是那么的顺利的, 相对于浮动汇率制的国家, 我国外汇市场对货币供应量的反应有一个较为明显的滞后期;从长期看, 利率对我国人民币汇率预测误差方差有一定的解释能力, 但并不是很强;而我国的财政政策对人民币汇率误差方差的解释能力无论是在短期还是在长期都是较弱的, 是所有因素中最低的, 说明人民币汇率的预期波动受财政政策变化的影响非常小。

3 结论与对策建议

本文通过采用SVAR模型实证分析了财政和货币政策对人民币汇率的冲击效应, 得出了一些有启示性的结论。

首先, 财政和货币政策对人民币汇率均存在着冲击效应, 但两者对人民币汇率冲击的强度以及冲击持续的时间有较大差异:货币政策对人民币汇率的短期和长期波动均有显著影响, 而财政政策的冲击较小且持续的时间也较短。从方差分解中也可以看出, 货币政策冲击对人民币汇率波动的贡献度为25%左右, 而财政政策只能解释约4%左右。

其次, 人民币汇率对于货币供给量 (M2) 的冲击在短期有较大的升值, 但相比较与国外学者的研究结果, M2冲击效应仍然较小。这可以根据我国经济运行特征进行解释:一方面, 由于货币供给对人民币汇率的影响受制于现有传递机制, 如根据凯恩斯学派理论货币供给量变动对经济的影响是通过利率间接实现的;同时当前我国资本与金融账户还未实现完全开放, 国际资本流动也受到一定的限制。另一方面, 由于央行把减少汇率波动作为其货币政策的重要目标, 一直采取购汇等干预措施。但同时央行为避免流通性泛滥, 导致通货膨胀, 又积极采取外汇冲销手段, 如:公开市场业务 (央行票据+正回购) 和调整存款准备金率来减少市场中过多的资金。这样在一定程度上就抵消了M2对人民币汇率的冲击效应。由此可见因为货币供给量传递的不完全性和间接性导致其对人民币汇率冲击存在着滞后现象, 并且效果也较小。而根据利率平价理论, 利率是直接导致两国资本流动的因素, 进而引起汇率的变动。因此, 由于利率传递的相对完全和直接, 故其对汇率的冲击效果更明显, 持续时间也更长。

最后, 从实证检验结果看, 税收收入对人民币汇率有显著冲击效应, 且持续时间比较长;而财政支出仅在短期有一个较强的负向冲击效应, 之后便迅速回归到冲击前的水平, 长期对人民币汇率的影响就几乎不存在。所以从财政政策的角度看, 税收收入比财政支出对人民币汇率的影响更加显著。

由此, 本文研究表明, 宏观经济政策会通过不同的路径传导对人民币汇率产生影响, 并且由实证结果可得其作用是比较显著的, 因而国家可以采取财政和货币政策对汇率进行干预。同时国家在采取政策干预国内经济时也应当充分考虑对汇率的冲击, 这样不但可以保持政策调控的初衷, 而且还可以保持汇率稳定, 增强国际社会对人民币的信心, 对今后人民币的国际化有重要意义。

摘要：基于我国宏观经济政策对人民币汇率影响的重要性, 利用2005年7月汇改后至2014年2月共104个月度数据, 通过构建SVAR模型, 实证分析了财政和货币政策对人民币汇率的冲击效应和方差分解效应。结果表明:积极的财政和货币政策均会引起人民币汇率升值。但财政政策的冲击较小且持续时间也较短;而货币政策对人民币汇率的长期波动有显著影响。同时利用方差分解分析得出, 财政政策对人民币汇率波动的解释比例更小。最后在对结果进行解释的基础上, 提出利用财政和货币政策对外汇市场进行干预的对策建议。

货币政策冲击 篇8

随着“新常态”概念的提出,我国经济发展进入战略转型机遇期,“稳增长、调结构、促改革”成为宏观调控措施的主旋律。我国经济增速由高速向中高速转换,呈现出回落态势,需要货币当局采取适当措施稳定增长速度,并预防各项刺激政策带来的通货膨胀问题。

传统货币数量论认为:货币供给变化短期内对实际产量和物价水平两方面均可产生影响,但长期货币超额供给只会带来通货膨胀压力。随着经济全球化的发展,各国货币政策之间相互制约,货币供给对实体经济的作用效果同时受到国内金融市场与国际经济形势的双重影响。货币供给不足会抑制经济的均衡发展,货币供给过量则会导致通货膨胀,恶化国际收支。在经济全球化的背景下,针对我国经济结构调整时期的新形势,研究货币供给与经济波动和通货膨胀之间的关系对货币政策选择具有重要的现实意义。

二、货币供给冲击对经济增长和通货膨胀影响的实证分析

本文选取1997 年第一季度到2015 年第二季度共7个季度的数据作为样本,运用Eviews8 软件进行分析,数据来源于中国统计局网站和中国人民银行网站。由于季度数据均被处理为同比增长率,故不必再对其进行季节调整。

1、变量指标设定

通货膨胀采用季度CPI增长率衡量,记为INF。其中,季度CPI是以1994 年1 月为基期的定期月度CPI的算术平均数。经济增长采用真实GDP增长率衡量,记为g GDP。其中,真实GDP由名义季度GDP除以定基季度CPI得到。

货币供给冲击用实际货币供给增长率与预期货币供给增长率的差额度量(Cover,1992)。其中,预期货币供给增长率通过ARIMA模型拟合从1997 年第一季度到2015 年第二季度的M2 增长率得到,并根据AIC准则选择最佳模型为ARIMA(1,0,3)。此外,为了更准确地描述货币供给冲击的影响,本文把货币供给冲击区分为正负两个部分:

正向货币供给冲击Positive=max[货币供给冲击,0];负向货币供给冲击Negative=min[货币供给冲击,0]。

2、因果关系估计

本文分别以真实GDP增长率(g GDP)和通货膨胀率(INF)作为被解释变量,正、负货币供给冲击作为解释变量,并加入真实GDP增长率和通货膨胀率的一阶滞后项来消除其他可能因素的影响,建立如下回归方程:

利用标准OLS估计回归方程的系数进行计算,从计算结果中可以看出,对于真实GDP增长率,负向货币供给冲击的系数为正且在5%的水平下显著,正向货币供给冲击的系数不显著。这说明未预期货币供给增长率的下降会抑制经济增长势头,而扩张性货币政策对经济增长没有实质性影响。

对于通货膨胀,研究发现了相似的结果,负向货币供给冲击的系数为正且在5%的水平下显著,正向货币供给冲击的系数不显著。这表明正向货币供给冲击并不会在当期引发通货膨胀,而负向货币供给冲击能够帮助减轻通货膨胀压力。

3、平稳性检验

如果时间序列不平稳将会导致虚假回归问题,因此需要对变量序列进行ADF检验。结果显示,各变量的时间序列数据在10%的显著性水平下都拒绝了原假设,不存在单位根,所有研究变量都是平稳的。

4、VAR模型实证分析

(1)滞后阶数确定。当变量平稳时,可以直接建立VAR模型,但首先需要确定其滞后阶数。若滞后期过大,会影响自由度;若滞后期过小,则可能会导致误差项存在严重的自相关。本文利用LR检验、FPE检验、AIC准则、SC准则和HQ值确定VAR模型为2 阶滞后。

(2)Granger因果关系检验。通过Granger因果关系检验可以验证短期内经济增长、通货膨胀与货币供给冲击间是否存在因果关系。结果表明:第一,负向货币供给冲击是经济增长的格兰杰原因;第二,通货膨胀是负向货币供给冲击的格兰杰原因,而反过来负向货币供给冲击是通货膨胀的格兰杰原因不成立;第三,正向货币供给冲击既不是经济增长的格兰杰原因,也不是通货膨胀的格兰杰原因。这说明:负向货币供给冲击会导致经济增长放缓;货币当局会降低货币供给使其低于预期来应对通货膨胀;正向货币供给冲击既不会促进经济增长,也不会导致通货膨胀。

(3)模型稳定性检验。VAR模型具有稳定性是应用脉冲响应函数和方差分解进行分析的基础。检验结果表明,本文所建立的VAR(2)模型中所有特征值的模都位于单位圆内,模型的估计是稳定的。

(4)脉冲响应函数分析。为了考察货币供给冲击对经济增长和通货膨胀的动态作用机制,本文在VAR模型的基础上进行了脉冲响应函数分析。

图1 显示,正向货币供给冲击对真实GDP增长率和通货膨胀率的影响都很小,几乎趋近于零,这与我们之前的回归分析以及Granger因果检验的结论相一致。若负向货币供给冲击增加一个单位,真实GDP增长率的反应是负向的,并在第3 期达到最小,随后其所受影响逐渐减小直至归于零,说明货币供给增长率的非预期减小对经济增长有抑制作用,但影响程度随着时间推移逐步减弱。对于负向货币供给冲击一个标准差的变化,通货膨胀率先减小后逐渐恢复,且在第4 期达到最小值,说明货币供给增长率的非预期减小在短期能够有效缓解通货膨胀压力,但其长期影响还有待进一步检验。

(5)方差分解。方差分解可以给出对VAR模型产生影响的每个随机扰动的相对重要性信息,进一步反映货币供给冲击对真实GDP增长率和通货膨胀率变化的贡献程度。

从表1 可以看出,真实GDP增长率对其自身变化的影响程度下降十分迅速,从第1 期到第10 期下降33%,但其贡献度仍保持主要地位。正向货币供给冲击对经济增长的贡献度一直未超过0.5%,其影响微乎其微。负向货币供给冲击对经济增长的贡献度在第1 期为零,后逐渐增大并稳定在3%左右,未预期的货币供给增长率下降对经济增长的作用存在滞后,并且影响较小。这说明我国经济增长主要受制于实体经济的发展,货币政策对经济增长的调节作用有限。

表2 显示,通货膨胀冲击对其自身变化的贡献度一直处于主导地位,虽然随着时间的推移有所下降,但仍保持在80%以上,验证了“通货膨胀螺旋”效应的存在。同时,经济增长也会在一定程度上加剧通货膨胀,且影响程度随时间推移逐渐加强,从第1 期的3.81%增加至第10 期的12.23%。正向货币供给冲击对通货膨胀变化不存在显著贡献,其贡献度一直低于0.5%。而负向货币供给冲击对通货膨胀的贡献度在第1 期为零,此后不断增加,最终维持在6%左右,这说明未预期的货币供给增长率下降能够有效抑制通货膨胀。

三、结论

本文通过对真实GDP增长率、通货膨胀率和货币供给冲击建立VAR模型,考察了正、负货币供给冲击对经济增长和通货膨胀的影响,主要结论如下。

第一,通货膨胀具有惯性,通货膨胀预期在中国具有显著效果。

第二,正向货币供给冲击对经济增长和通货膨胀都不存在显著影响,未预期的货币供给增长率上升既不能促进经济增长,也不会导致通货膨胀。

第三,负向货币供给冲击对通货膨胀的抑制作用存在一阶滞后,未预期的货币供给增长率下降能够有效缓解经济中的通货膨胀压力。

第四,负向货币供给冲击虽然会导致真实GDP增长率下降,但其作用效果十分有限,我国经济增长主要受实体经济发展的影响。

因此,扩张性货币政策对促进经济增长和加剧通货膨胀均是无效的。若要保持经济增长,可能需要更多地依靠财政政策,政府应增加财政支出,制定相关政策,扩大内需。当出现通货膨胀时,紧缩性货币政策是一个很好的选择,不仅可以有效治理通货膨胀,而且不会对经济增长造成显著负面影响。

摘要：本文在VAR模型的基础上,运用Granger因果检验、脉冲响应函数和方差分解等方法考察了我国货币供给冲击对经济增长和通货膨胀的影响。研究表明:正向货币供给冲击对经济增长和通货膨胀均无效;负向货币供给冲击可以在不影响经济增长的情况下有效缓解通货膨胀压力;我国存在“通货膨胀螺旋”效应。

关键词：货币供给冲击,经济增长,通货膨胀

参考文献

[1]Cover,J.P:Asymmetric effects of positive and negative money supply shocks[J].Quarterly Journal of Economics,1992(4).

[2]冯春平:货币供给对产出与价格影响的变动性[J].金融研究,2002(7).

[3]魏蓉蓉、崔超:货币供给、通货膨胀、经济增长之间关系的实证研究——基于2006~2010年数据的分析[J].经济问题,2011(9).

货币政策冲击 篇9

一、修正的新凯恩斯模型

根据Blanchard(1990)、case(2002)的研究,具有产出粘性的新凯恩斯模型如下:

其中实际产出缺口为,预期的实际产出缺口为,it为名义利率,通货膨胀率为πt,Etπt+1为预期通货膨胀率,为货币缺口,为预期的货币缺口,产出缺口、利率与通胀率是预期产出缺口、预期通胀的函数。

考虑到我国存在较强的名义利率管制,使得银行信贷市场与其他金融市场的利率传导出现扭曲,造成我国货币调控存在价格工具与数量工具不等价的调控路径(卞志村,2007),本文在NK模型中加入了货币供应方程,并将汇率加入到总需求与总供给方程,将资产价格波动加入到需求供给函数以及泰勒规则式中,进而得到修正的新凯恩斯模型如下:

其中it*为资本账户对外名义利率,为名义利率均衡值,为实际均衡利率,πt*为目标通货膨胀率,et为实际有效汇率,Etet+1为预期实际有效汇率,Δet为实际有效汇率波动,qt为股价,Δqt为股价波动。需要说明的是上述行为方程中均增加了随机扰动项εtD、εtS、εti、εtm、εte、εtq,以方便描述VAR模型中的外生冲击传导。

在上述各式中,(4)为总需求方程,以反映预期产出缺口、利率、货币供应量以及股价与汇率波动对总需求的冲击。其中,股票价格主要基于财富效应与负债表效应影响总产出,而汇率波动则通过贸易账户变化对总产出形成冲击,同时利用滞后变量的设计来描述消费平滑性特征与消费惯性的影响。方程(5)是基于通胀率的加速菲利普斯曲线,以分析供给端的变化。其中,通胀率成为预期通胀、总需求、资产价格、汇率的函数,汇率波动将通过影响总需求反应在价格水平变化上,而股票价格上升也将通过消费刺激导致通胀率的变化。方程(6)是基于泰勒规则的利率反应方程,以刻画货币政策的价格效应。汇率波动在该利率方程中将反映在利率水平变化上,其具体的作用路径是基于泰勒规则:如本币升值,将导致出口减少,使得有效需求下降;同时,进口的增加会加速外部通胀向内部经济体的传导,这意味着将进入紧缩货币政策的窗口期,进而使实际利率出现下降,而资产价格的波动主要通过预期扩张效应反应在利率变化上(Cindy,2007)。

由于新兴市场国家通常存在较强的金融抑制,Taylor(2000)认为货币调控的价格目标与数量目标往往存在偏离,这种行为差异要求基于价格与数量分别建模。本文在NK模型中增加了货币数量方程(7),并认为货币实际供应量是产出缺口、通胀缺口以及股价和汇率的函数,股价对货币供应量的影响主要来自于负债表效应,而汇率波动则通过资本账户波动对货币量形成冲击。为了在后续VAR模型中分析股价与汇率波动的冲击,本文的NK模型还给出了股价与汇率的行为方程(8)与(9)。股票价格方程(8)主要基于衍生品定价模型而得到,即股票价格由趋势价格决定,同时受价格惯性与随机外部干扰影响,趋势价格是利率水平、预期产出缺口的函数,反映经济的真实运行状况及经济运行对股票市场平均价格的影响,而价格惯性主要用滞后期价格来描述;参考Kontonikas(2005)的处理,方程中引入了随机扰动项。在汇率方程(9)中,汇率是预期汇率与境内外利差的函数,预期汇率的影响主要来自通过预期通胀导致的贸易账户变化,而境内外利差则通过资本流入或流出影响汇率。

二、变量测度与数据处理

根据陈浪南(2003)的研究,我国的货币政策自东亚洲金融危机后才形成了相对成熟与规范的调控模式,自1998年后才开始了数量型与价格型工具交替使用的货币阶段。本文的样本时期确定为1999年1月至2015年12月,并使用Eviews7.0对所有变量的月度数据进行HP滤波以剔除季节波动,文中所使用数据主要来自瑞思数据库,还有部分数据源自IMF网站。

1.利率。由于名义利率存在管制,本文选择7天同业拆借市场利率(i)来测度实际利率水平,而境外利率则使用美国联邦基金利率来替代。

2.产出。由于我国月度GDP统计数据的缺失,本文使用历年工业总产值占GDP比重,将月度工业总产值逆向折算成月度GDP,以期更为准确地反映产出与产出缺口变化。在潜在产出与产出缺口的测度上,本文沿用CF滤波法估计潜在产出Y*(1),在此基础上进一步估算产出缺口如下:

预期产出缺口在Wilton(2011)的研究中实际是真实产出缺口的一个时间平滑过程,预期产出缺口测度如下:

其中记,则在该ARMA结构中可逐期估计出历年的预期产出缺口。

3.通膨率与预期通胀率。本文使用GDP平减指数来测度整体通胀水平,并将其由定基比转换为同比增长率;在预期通胀率的测度上使用卢卡斯供给曲线所导出的预期修正的菲利普斯曲线(Rudebusch&Svensson,1998)来估计,含预期效应的菲利普斯方程如下:

考虑奥肯法u=u*-α*yt,可以得到菲利普斯-奥肯方程为:

由此可通过引入适当的通胀滞后期来测度预期通胀,其中具体的滞后期由ARMA模型的AIC准则确定。

4.目标通胀率。目标通胀率主要指通胀水平的货币政策目标区间。卞志村(2006)曾经使用Fisher交易方程进行了目标通胀测算,但这种方法高度依赖于交易行为设定,虽然其能够得到目标通胀的动态数据,但缺乏足够的理论支撑,而大多数的研究基于目标管制行为的稳定性往往给出一个主观设定的目标通胀水平。在谢平等(2002)、杨英杰(2002)和李祺等(2015)的研究中,基于历史数据给出了4%的目标通胀水平,邓创等(2011)的研究认为我国货币政策隐含的目标通胀率大致在3%-4%之间,由此本文也设定目标通胀率为4%。

5.实际利率。由于我国名义利率管制,使得不同市场的利率关联效应相对较弱,难以基于名义利率与通胀水平对实际利率进行估算。陆军等(2003)采用间接估计的思想,利用泰勒规则方程直接基于通胀水平进行实际利率测度;邓创等(2011)使用市场利率与均衡利率来推算,这实际上相当于将实际利率视为自然利率来处理。综合上述的测度思路,本文基于NK模型中的泰勒规则方程,参考陆军等(2003)的思想进行实际利率测算。

首先定义实际利率为:

再定义长期实际名义利率为:

则可以推算出逐期的实际利率,在此基础上定义名义利率缺口为:

6.预期汇率。借鉴梁云芳(2011)的研究,预期汇率的测度直接使用实际有效汇率进行自回归建模,推算出有效汇率平滑得出的预期汇率如下:

具体的AR模型阶数由AIC准则确定。

7.股票价格与汇率波动的测度。资产价格波动与汇率波动水平的测度使用传统的方差建模思路,对股票价格与汇率建立指数广义自回归条件异方差(EGARCH),其中股票价格使用上证综指来衡量,汇率则使用对美元单边汇率计算,具体的EGARCH模型如下:

均值方程:

方差方程:

由方差方程测度出的股票价格与汇率水平方差,即可视为股价和汇率的波动量度,记为Δq和Δe。

8.货币变量、货币缺口及预期。根据陈浪南(2003)的研究,由于我国货币供应环节存在较为显著的挤出效应,狭义货币供应量M1更能反映货币体系的流动性水平,其与通胀水平的相关程度也远高于M2。本文直接使用M1作为货币供应量的替代变量。在货币缺口的估计上直接对实际货币供应量进行HP滤波,以分离出其趋势成分,并将之视为均衡货币供给,而货币缺口则可据此定义为:

三、NK-SVAR模型分析

(一)考虑门限效应的NK模型

本文在方程(4)中引入虚拟变量d来刻画货币政策的不同方向,并据此分析货币调控的非对称效应,定义d为:

其中为货币缺口,当货币缺口为正时意味着实际货币供应量超出了均衡货币需求水平,这代表处于扩张性货币政策窗口期;反之,则代表货币供给短缺,此时进入货币紧缩期。由此总需求方程变化为:

上式与方程(7)、(8)、(9)共同构成NK联立模型,为了克服联立方程间的残差相关性导致的估计偏误问题(Granger,1993),本文对该方程组进行了GMM的系统估计,其中估计时使用滞后三阶的外生变量做工具变量以修正内生性问题,具体的估计结果如表1所示。

注:*、**、***分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著(下同)。

根据NK模型的联立方程估计结果,在总需求方程中通过引入货币政策的方向变量可以揭示我国货币政策存在显著的非对称效应,这种非对称性具体表现为紧缩性货币政策对总产出的冲击显著强于扩张性货币政策对总产出的刺激作用,“刹车容易启动难”的政策特征得到了证实;同时,产出缺口主要受到预期产出缺口以及股价波动的影响,其中股票价格上升对产出缺口表现为负向作用,这意味着资产溢价导致的流动性泡沫,短期看存在激励产出的效应。

从菲利普斯曲线的估计结果来看,预期通胀对实际通胀具有显著的正向影响,预期管理纳入到货币调控的规则选择与设计中成了一种必然;同时,资产价格上升也将显著的加速通胀率的增加,股票市场的高溢价对流动性泛滥以及刺激价格水平的作用进一步被证实。

从结果来看,利率主要受到股票价格波动的影响。我国的实际利率存在显著的惯性效应,这表明利率波动具有典型的预期作用特征,股价波动对利率会形成事实冲击,这就要求我国的货币调控必须将资产价格纳入到政策体系,并增加相应的资产泡沫管理的内容。

就货币数量方程来看,货币缺口对资产价格波动反应强烈,但通胀对货币供应的影响未得到证实,这说明我国货币市场确实存在数量型工具与价格型工具割裂的现实问题。因此,数量与价格的双调控模式必然成为我国货币调控的主要特征。此外,汇率对货币缺口的影响也是显著为负,这意味着我国出口驱动导致的高贸易顺差本身对货币流动性管理存在消极影响,货币调控可能难以实现预期的流动性管理目标。

(二)NK-SVAR模型

货币调控具有典型的时间性与动态性特征,货币政策过程在短期与长期看也往往存在较大差异。由于NK模型的结构参数反映的是货币调控过程中相关变量间的长期均衡关系,难以准确描述产出缺口、通胀目标、资产价格以及汇率等变量的短期动态影响。因此,本文借助向量子回归模型以考察变量间的动态影响,同时考虑到货币调控环节存在大量的当期冲击效应,而简化式VAR模型难以实现当期效应测度。

基于NK模型所提供的行为约束,本文构建了基于NK模型的SVAR模型以分析资产价格与汇率的结构性冲击对货币调控效应的动态影响;为了突出货币政策效果的非对称性效应,将利率和货币缺口分为扩张性利率i+、紧缩性利率i-、扩张性货币缺口和紧缩性货币缺口。其中为的值,为的值,i+为当时的i值,i-为当时的i值,其余为0。

1. SVAR的识别

(1)NK-SVAR模型的构造。在产出粘性的前提下考察理性预期作用下的产出过程,可以将NK模型改造为:

其中,SVAR的冲击识别是对NK模型中的变量,用各变量与前期预期的差来衡量。由此可将当期结构关系转化为简约式的包含结构性冲击的过程,具体的转化如下所示:

其中、(et-Εt-1et)和(qt-Εt-1qt)分别是产出缺口、通胀、扩张性利率、紧缩性利率、扩张性货币缺口、紧缩性货币缺口、汇率和股价的VAR新生值的现值。

为了计算方程(18)-(25)里的

和(Εtet+1-Εt-1et+1),可先记仅包含滞后期冲击的简化式VAR模型为:

这样第j步条件预期是:

令r'D=(1,0,…,0),r'π=(0,1,…,0),又,和r'e。则可计算当期预期值为:

同时还有:

将(28)带入(18)-(25)得到:

(2)SVAR模型中的结构约束:理性预期识别。按照Cose(2000)的思路,上述NK模型的结构约束条件可设计如下,模型的动态结构性方程可表示为:

其中

为内生变量,zt=(Δet,Δqt,i*)'为外生变量,

为结构性随机扰动项。所以,可以将之转换为仅包含内生变量滞后期的VAR模型:

在具体估计过程中可以先进行(38)式简化式VAR模型的估计,在此基础上再利用结构参数转换矩阵将理性预期的约束矩阵进一步估计得到。估计过程分为两步:第一步估计中的简约式VAR,第二步估计的参数包含在矩阵A里,理性预期约束矩阵从方程(27)-(33)可以得到。

3. SVAR中内生变量当期冲击的测度

由于模型需要估计的结构参数众多,以下仅报告测度货币政策非对称效应的参数,结果详见表2。根据表2,产出缺口对任何方向的货币调控都未表现出显著响应,说明我国货币政策的产出调节效应偏弱,一个可能的原因是基于随机分离进行的产出缺口测度,可能在一定程度上难以考察货币政策对产出长期趋势的影响。但是,货币政策对货币供应缺口的作用确是显著的,紧缩货币政策的影响显著强于扩张性政策的作用。这表明我国货币政策在货币数量调节上存在显著的非对称效应,紧缩性货币政策所导致的流动性收缩效应远大于其激励效应。

4. 基于脉冲响应函数的分析

在上述SVAR模型估计基础上进行结构因子的误差分解,可以识别出模型变量间的控制其他内生变量影响的内生冲击,具体的结构性脉冲响应结果如下所示。

(1)货币冲击。以下以货币缺口的不同方向冲击分别代表扩张性与紧缩性货币政策,并考察其对产出缺口及通胀水平的短期动态影响,具体的脉冲冲击时期定为100期。

由图1可知扩张性货币政策对产出缺口的即期影响为正向,这种正向效应会维持一段时期,在第20期则会转为负向,且这种负向效应会稳定一个较长时期,至第70期后再逐渐转为正向。这说明货币宽松确实对总产出水平具有刺激作用,但整体上这种刺激效应相对微弱。通胀率对扩张性货币政策的响应则始终保持正向,即货币供给宽松将持续的形成价格上涨压力,其中在第四期这种通胀刺激作用达到峰值,此后稳定在一个相对水平持续作用。

由图2可知紧缩性货币政策对产出缺口的冲击与扩张性货币政策的冲击类似,都是即期冲击为正,且政策效应会维持一个相对长时间,在第20期开始转为负向,但不同的是紧缩性货币政策对产出缺口的影响存在短期内的正负波动特征,并在第40期至第80期维持为负向冲击,此后逐渐转为正向。从通胀率的响应看,紧缩性货币政策对通胀水平的影响在第60期之前均为负向,从第70期开始才逐渐转为拉动效应。

综合来看,上述脉冲响应过程说明我国货币政策对产出的影响相对微弱,同时无论是紧缩还是扩招性政策,对产出的刺激作用都无法保持稳定的方向,货币政策对总产出与总需求的调节效应相当微弱,也往往难以实现预期的调控目标。我国货币政策对通胀率的作用相对显著,这种冲击过程符合货币调控的预期目标,比较不同方向的政策调节效果来看,在通胀率的调节上,紧缩性货币政策的冲击明显强于扩张性政策,我国货币政策的非对称效应再一次得到证实。

四、结论及政策含义

基于包含产出粘性的新凯恩斯NK模型,注意到汇率与股票价格波动对我国宏观经济以及货币政策效果的影响,本文将汇率与股票价格纳入到了NK模型框架,在给出总需求、利率、货币数量以及通胀率的行为方程基础上,利用理性预期的结构约束建立了修正的NK-SVAR模型,验证了紧缩与扩张性货币政策对产出缺口与通胀率的非对称效应。结论表明我国货币政策存在典型的非对称特征,紧缩性货币政策的调控效应明显强于扩展性政策,这种非对称性在通胀管理中表现得更为显著;同时,SVAR模型脉冲响应分析说明我国货币政策对产出缺口的调节效应较弱,对通胀率的调控效应相对明显,不同方向的货币政策均存在着正负交替的效应特征。

另外,基于修正NK模型的参数估计结果还揭示出产出缺口、通胀率、利率和货币数量,均显著地受到汇率与股票价格波动的影响,汇率的主要作用路径是通过资本与贸易账户的盈余变化对货币流动性形成冲击,最终反映在我国货币政策调控的现实之中,而股票价格的影响则主要是通过泡沫效应衍生的消费行为与负债表效应衍生的预期利率变化而形成。中国货币市场中的实际有效利率已经能够对汇率与股票价格形成反映,这意味着我国已经具备这种可能,即将汇率与股票价格纳入到货币政策体系中,将之视为参考变量与决策中间变量来进行宏观调控。

基于本文的分析,现得出以下的政策启示:首先,将资产价格的波动、特别是将汇率与股票价格纳入到货币政策中介目标与预期管理中已经成为一种必然,货币调控的流动性管理必须能够有效地通过资产价格管理来保证预期目标的实现;同时,货币政策的价格监管体系也必须覆盖到汇率与股票价格波动的监管上,从而形成涵盖资产泡沫管理、流动性管理、汇率与资本流动管理、货币价格与数量调节等环节的完整的货币政策体系。其次,在管制利率前提下,货币价格工具与数量工具的离散化意味着我国的货币政策必须在运用价格工具又结合数量工具的模式下而展开;同时,要注意到货币政策非对称性的现实特征,并针对经济发展的不同周期阶段充分的利用货币调控工具,提升对货币调控强度的论证与决策科学性,进而提升我国货币政策的调控效率。最后,中国市场存在着深层次的结构性矛盾,如虚拟经济与实体经济的割裂,这使得货币调控中的流动性管理往往在两个经济环节存在较强的挤出效应。在经济新常态下向实体经济注入流动性,可能反而会因为资本向资产交易市场的溢出导致较高的资产泡沫,这种泡沫的存在不但会放大资产价格对货币调节效应的冲击,也会进一步对实体经济资本形成磁吸效应,进而使得对实体经济的预期调节目标完全落空。这就要求我国的货币政策体系必须很好地进行汇率、股票价格等资产价格波动管理,从而控制住其对货币调控目标实现的不利影响,形成以资产价格为中介变量进行流动性管理、甚至货币调控的政策智慧。

摘要：本文将汇率与股票价格波动纳入到基于理性预期的货币行为方程组而对新凯恩斯模型进行修正,并在此基础上通过理论约束的设计构建NK-SVAR模型,以期考察货币政策方向上的非对称效应。结果表明:我国紧缩与扩张的货币政策具有典型的非对称性,汇率与股票价格波动能够通过影响总需求、通胀率、货币数量缺口与利率水平,而对货币政策体系形成冲击。因此,我国应建立起包含资产价格波动的货币政策调控框架,并强化流动性管理中的汇率波动管理与资产泡沫管理,以保证货币政策预期目标的实现。

货币政策冲击 篇10

在上周末平准基金+IPO暂停等多部委“王炸”救市后的第三天，市场仍大幅下挫，股指期货全部合约上演跌停“奇观”，同时，恐慌似乎开始向其他市场传导，中概股大幅下挫，恒生指数创单日最大跌幅，大宗商品全面跌停。然而，在似乎深不见底的黑暗中，却看见了周三创业板指逆势翻红，进而周四周五出现千股涨停，创业板个股基本全涨停的奇观。本周我们经历了千股跌停，千股停牌，千股涨停，实在是千古奇观;我们的感受是万般恐惧，万般侥幸，万般惊喜，但还是要万万珍重。

中小创的市场流动性危机是“杠杆负向多米诺循环”关键，“杠杆的负向多米诺循环”能够持续加强的重要原因在于杠杆强平加跌停板制度下，筹码难以充分交换，形成的流动性危机。造成“想出的出不去，想买入的不敢买入”，造成交易量低迷，市场人气萎缩和层层“出不去”的套牢盘，而连续无量跌停又会反过来加剧恐慌情绪，造成基金的赎回以及不计成本的出货，形成“反身性死循环”。 这也是本轮市场急跌过程中没有任何反弹的重要原因。中小创的市场流动性问题的解决才是化解本轮急跌的重中之重。

本周前三天的救市效果低于预期的很重要原因在于救市方法上只拉权重而忽视中小创，前期国家队救市为保指数，只拉权重股的做法，极易造成“大小皆失”，而周三救市行动中表现出的“不计指数之得失，抓小放大”的“运动战”打法为市场注入目前急缺的流动性与赚钱效应。

如果护盘资金为了仅仅维护指数的点位，猛拉权重蓝筹，则一方面，避重就轻，没有将有限的资金注入流动性最紧缺的重灾区;另一方面，国家队对权重蓝筹的偏好，又会使得权重蓝筹产生赚钱效应，吸引更多资金从中小创进入，由于蓝筹相对中小创的巨大市值比，将严重恶化中小创本已深重的流动性危机。而随着权重蓝筹的大幅上涨，其本身泡沫也在不断积聚，任其发展下去，最终也会和中小创一起灰飞烟灭，形成“拉大放小，大小皆失”的局面。

倘若不计指数一城一地之得失，暂时放弃权重蓝筹而转攻中小创，虽然短期指数可能很难看，比如周三股指期货集体跌停。但拉蓝筹的资金可以大面积的激活中小创绩优成长龙头，这些成长龙头原本就是市场最活跃的部分，超跌后投资价值已经显现，一旦护盘资金进入形成赚钱效应，则会点燃场外资金跟进意愿，同时，权重蓝筹虽然补跌，但其本身大市值的特性决定了其流动性风险不大。在市场保持充沛流动性下，场内外筹码完成交换，实现去杠杆和市场的逐步企稳，这就是所谓的“拉小放大，大小皆活”。