深究貨幣政策調(diào)控有效性論文
貨幣政策的有效性問題，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，通過特定的傳導(dǎo)機制對經(jīng)濟運行的影響程度，即貨幣當局通過貨幣政策的實施能在多大程度上達到預(yù)定的貨幣政策目標�，F(xiàn)階段我國貨幣政策的最終目標是“保持貨幣幣值的穩(wěn)定，并以此促進經(jīng)濟增長”�，F(xiàn)階段大規(guī)模的短期資本涌入、巨額貿(mào)易順差使得我國經(jīng)常項目和資本、金融項目連續(xù)多年持續(xù)雙順差，內(nèi)外失衡時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的效果。為了應(yīng)對當前形勢，中國人民銀行頻頻利用貨幣政策工具對宏觀經(jīng)濟進行調(diào)控。在金融市場不健全、利率市場化緩慢推進的情況下，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、研究文獻回顧職稱論文
對貨幣政策有效性的研究，應(yīng)考慮在具體貨幣政策操作中，實現(xiàn)最終目標的程度和時滯，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際產(chǎn)出的影響，實證研究表明貨幣政策在我國有效，同時預(yù)期到的與未預(yù)期到的貨幣都影響產(chǎn)出，貨幣政策對產(chǎn)出在10%的顯著水平上存在非對稱性效果[1]。彭方平、展凱、李琴(2008)應(yīng)用非線性STSV
AR模型進行實證研究，實證研究結(jié)果表明以金融機構(gòu)存貸差為流動性過剩度量指標顯示，自2000年以來，我國經(jīng)濟明顯處于流動性過剩狀態(tài)。流動性過剩削弱了央行貨幣政策對物價水平的調(diào)控能力，但貨幣政策對實際產(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)，隨著貨幣政策可信性的提高其有效性也會相應(yīng)提高，因此央行實行有規(guī)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(yù)期理論分析得出穩(wěn)定和引導(dǎo)公眾的通脹預(yù)期對于貨幣政策的有效性具有重要意義[4]。殷波(2009)引入投資的時機效應(yīng)和資產(chǎn)價格波動，對一般最優(yōu)利率政策模型進行擴展，通過理論分析和經(jīng)驗檢驗得出近年來我國貨幣政策低效率的原因在于央行制定利率政策時忽略了投資的時機效應(yīng)和資產(chǎn)價格波動，從而使利率政策對宏觀經(jīng)濟變量系統(tǒng)性的反應(yīng)不足，導(dǎo)致反周期的宏觀調(diào)控效果不佳[5]。范從來、趙永清(2009)通過Granger因果檢驗表明自1998年以來外匯儲備變動是貨幣數(shù)量M1變動的決定性原因，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受到系統(tǒng)性制約[6]。在貨幣政策有效性研究中，Cover(1972)通過考察美國二戰(zhàn)后的季度數(shù)據(jù)得出，正的貨幣沖擊對產(chǎn)出的增加幾乎沒有作用，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(jié)構(gòu)變化與宏觀經(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(jié)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(jié)構(gòu)分析
通過分析中央銀行資產(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，進而把握資產(chǎn)業(yè)務(wù)和負債業(yè)務(wù)在宏觀經(jīng)濟調(diào)控中如何發(fā)揮功效[8];了解央行在連續(xù)時間段內(nèi)，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施的有效性;通過資產(chǎn)負債表結(jié)構(gòu)和項目的.變化，對央行貨幣政策工具的運用狀況及發(fā)展變化的未來趨勢加以分析和預(yù)測，形成央行貨幣政策規(guī)則。
基于貨幣當局資產(chǎn)負債表統(tǒng)計數(shù)據(jù)從資產(chǎn)方分析，外匯儲備構(gòu)成央行國外資產(chǎn)的主要部分，外匯儲備的積累通過外匯占款的形式表現(xiàn)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(wěn)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(wěn)定增長，從1999年占比39.8%積累到2009年的77%;對政府債權(quán)在2007年12月占比最高9.65%，通常月份其占比區(qū)間在2.6%～7.7%波動;對其他存款性公司債權(quán)波動較劇烈，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(xiàn)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(quán)的比重也從2007年末逐步遞減，目前在5.1%左右波動。
中國人民銀行自1984年行使中央銀行職能共調(diào)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金融機構(gòu)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(yù)頻度較密集。其中2006年調(diào)整3次至9%;2007年調(diào)整10次至14.5%且每次上漲50個基點;2008年共調(diào)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(wěn)定經(jīng)濟增長水平將其下調(diào)至15.5%，2009年我國宏觀經(jīng)濟穩(wěn)健運行保持8.7%的增長率，央行為限制信貸規(guī)模在2010年初又上調(diào)準備金率100個基點。
從負債結(jié)構(gòu)分析，最突出的變化集中變現(xiàn)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(quán)在總負債中占比快速增長。為了沖銷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日開始發(fā)行央行票據(jù)，央行票據(jù)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，發(fā)行規(guī)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(diào)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較劇烈，在區(qū)間5.1%～14.8%波動。
三、實證檢驗
(一)變量選擇及數(shù)據(jù)處理
通過對央行資產(chǎn)負債表結(jié)構(gòu)的分析，本文選擇外匯(FS)、對其他存款性公司債權(quán)(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(jù)(DB)、存款利率(RR)、存款準備金率(ZBJ)及貨幣供應(yīng)量(M2)、居民消費物價水平(CPI)、匯率水平(ER)作為反映貨幣政策有效性的自變量。本文數(shù)據(jù)來自中國人民銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫及國家統(tǒng)計局歷年統(tǒng)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(zhí)行報告[9]。為保證足夠的樣本，數(shù)據(jù)選擇從2001年1月至2009年12月共108個樣本。數(shù)據(jù)分析通過EViews7.0進行。由于數(shù)據(jù)波動較大，為消除異方差，使單位無量綱化，將部分數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。本文實證研究通過回歸分析和向量自回歸模型兩種方法驗證貨幣政策實證對央行資產(chǎn)負債表的影響，進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。通過將各種貨幣政策工具對資產(chǎn)負債表科目的影響進行線性回歸分析，篩選對資產(chǎn)負債科目影響比較顯著的變量。其次進行回歸分析以此得到最優(yōu)的回歸分析表達式。
最優(yōu)線性回歸分析結(jié)果總結(jié)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(jù)發(fā)行對其作用效果不明顯;對其他存款性公司債權(quán)受存款利率、準備金率、貨幣供給影響較大，央行票據(jù)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指數(shù)影響，央行票據(jù)供給與貨幣發(fā)行反向變化，即央行票據(jù)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，當人民幣升值時匯率水平下降，金融性公司存款也會隨之下降;政府存款受貨幣供應(yīng)量作用較大，因政府存款是中央財政的凈收入，呈季節(jié)性波動，在每年最后一個月財政支出較多，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(yīng)，向量自回歸模型(vectorauto-regression，VAR)把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列組成的向量自回歸模型[10]。在某些給定條件下，VAR模型能夠用來確定一個基本的經(jīng)濟沖擊給其他經(jīng)濟變量帶來多大影響，即其他經(jīng)濟變量對該基本經(jīng)濟沖擊的響應(yīng)的大小，所以VAR被公認為描述變量間動態(tài)關(guān)系的一種實用的方法。一般的p階無約束VAR模型(記為VAR(P))具有如下形式:yt=?椎1yt-1+L+?椎Pyt-P+Hxt+?著tt=1，2，L，T(1)
式中:yt是k維內(nèi)生變量列向量;xt是d維外生變量列向量;P是滯后階數(shù);T是樣本個數(shù)。k×k維矩陣?椎1、L、?椎P和k×d維矩陣H是待估計的系數(shù)矩陣。?著t是k維擾動列向量，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(yīng)，預(yù)期不會或很少對其他變量產(chǎn)生影響的變量應(yīng)該放到最后。通常用脈沖響應(yīng)函數(shù)衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響。VAR模型要求序列是平穩(wěn)的，因此通過單位根檢驗判斷各序列的平穩(wěn)性，運用EViews7.0分別對各變量的水平值和一階差分值進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果顯示各序列一階差分均是平穩(wěn)的，表2給出了0～5階VAR模型的LR，F(xiàn)PE，AIC，SC和HQ值，并以“*”標記出依據(jù)相應(yīng)準則選擇出來的滯后階數(shù)，表中有超過一半的準則選出來的滯后階數(shù)為1階，因此將VAR模型的滯后階數(shù)定為1階。
通過VAR模型的參數(shù)估計表分析，可知LNFS受其滯后一期影響最為顯著，準備金率的變化滯后一、二期均顯著，相應(yīng)央行票據(jù)、存款利率、匯率對外匯的影響不明顯;央行票據(jù)受其滯后一期影響最為明顯，外匯資產(chǎn)的系數(shù)較大但顯著性不高;匯率、準備金和利率顯著性均較差;存款利率受其滯后一、二期影響均顯著;外匯資產(chǎn)、準備金率的作用也較明顯，而相應(yīng)匯率和央行票據(jù)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;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，外匯資產(chǎn)、央行票據(jù)和利率滯后的效果不明顯。
脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)表明第i個內(nèi)生變量的一個沖擊不僅直接影響到第i個變量，而且通過VAR模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳遞給其他的內(nèi)生變量，最終又反饋到其本身的過程。通過對LNFS的脈沖響應(yīng)函數(shù)表格的解讀，央行票據(jù)在第2期達到最大值，然后逐漸下降趨于穩(wěn)定在第10期時降至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(yīng)較小其值僅為0.009，然后迅速增加在達到最高點后趨于穩(wěn)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VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)可知央行票據(jù)發(fā)行和存款利率對外匯資產(chǎn)變化的效果最明顯，存款準備金率隨著滯后周期增加其對外匯資產(chǎn)的變化效果穩(wěn)步上升，央行為貫徹落實“保持貨幣幣值的穩(wěn)定，并以此促進經(jīng)濟增長”的貨幣政策目標，在連續(xù)運用央行票據(jù)和存款準備金率的政策后，又穩(wěn)步推進利率市場化改革以期形成合理的利率水平，我國自2005年7月21日實行“參考一籃子貨幣，有管理的浮動匯率制度”以來人民幣累計對美元升值21.20%，現(xiàn)期人民幣匯率穩(wěn)定在6.81～6.85的區(qū)間內(nèi)波動，上述種種政策工具對央行資產(chǎn)負債表項目外匯資產(chǎn)的變化起到了顯著影響。
四、結(jié)論與建議
通過以上實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)受國內(nèi)利率水平的影響較明顯，其他存款性公司債權(quán)受貨幣供給量影響顯著，貨幣發(fā)行受貨幣供給量的作用較顯著，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。
基于以上實證分析結(jié)論提出我國貨幣政策有效性的改進措施。
(一)進一步提高中央銀行的獨立性和權(quán)威性
提高貨幣政策決策的獨立性，即將現(xiàn)在作為咨詢議事機構(gòu)的貨幣政策委員會提升為決策機構(gòu)，賦予其更多的最終決策權(quán)，決定匯率、利率和貨幣供給量，并以法律的形式確定下來，由此減少貨幣政策時滯。同時逐步增加學(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中政府官員的比重。通過提高貨幣政策的透明度增強中央銀行的公信力，使市場參與主體對貨幣政策目標形成合理預(yù)期，從而提高貨幣政策的有效性。
(二)實行含有相機抉擇成分的一定規(guī)則
自從中國人民銀行正式履行中央銀行職能以來，我國貨幣政策操作規(guī)則一直處于不斷摸索的過程中，具有濃重的“相機抉擇”特色，通過實證研究泰勒規(guī)則在我國有一定的適用性。貨幣政策的相機抉擇性會導(dǎo)致公眾失去對中央銀行的信任，這又會引起公眾行為與預(yù)期的不確定性，繼而進一步加劇貨幣政策的相機抉擇性。由基德蘭德的政策時間不一致性理論，相機抉擇使得降低通貨膨脹所付出的代價更大，加劇了經(jīng)濟的波動。因此，央行在貨幣政策制定中應(yīng)該把政策規(guī)則與相機抉擇結(jié)合起來，實行含有相機抉擇成分的一定規(guī)則。
(三)增強貨幣政策靈活性及與其他政策的聯(lián)動
根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展的不同時期及區(qū)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(qū)的發(fā)展階段和發(fā)展速度不同，應(yīng)根據(jù)各地的發(fā)展狀況和經(jīng)濟增長速度制定細化的貨幣政策措施，根據(jù)經(jīng)濟走勢靈活變動政策調(diào)控重點。協(xié)調(diào)好貨幣政策和財政政策的關(guān)系，能夠有助于基礎(chǔ)貨幣的控制、降低貨幣當局公開市場操作的成本、提高利用中央銀行融資融券回收流動性的可持續(xù)性、豐富公開市場操作工具的品種，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(diào)配合可以促進我國外匯儲備的保值、增值，調(diào)整外匯儲備的幣種結(jié)構(gòu)合理搭配外匯資產(chǎn)，減少匯率波動的潛在損失。
(四)大力發(fā)展金融市場，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，其次應(yīng)結(jié)合預(yù)期與微調(diào)，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(jù)發(fā)行的操作上，都應(yīng)采取多次、小幅調(diào)整的方式，摸索最適合經(jīng)濟發(fā)展的政策水平，同時有助于引導(dǎo)人們的預(yù)期。繼續(xù)擴大貨幣市場主體的范圍，增加貨幣市場的交易品種和交易方式;加快發(fā)展資本市場，提高企業(yè)直接融資比重，發(fā)揮資產(chǎn)價格渠道對貨幣政策的有效傳導(dǎo)。
(五)加快金融深化進程，完善利率市場化和匯率自由化機制
金融深化是利率發(fā)揮資本定價功能的制度條件，穩(wěn)步推進利率市場化進程，發(fā)揮貨幣市場利率的引導(dǎo)功能，逐步建立以中央銀行利率為基礎(chǔ)、貨幣市場利率為中介、由市場供求決定金融機構(gòu)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”涌入的積極性。改進外匯管理體制，擴大資本、金融賬戶的開放度[12];大力發(fā)展外匯交易市場，增加外匯交易品種和交易方式，根據(jù)外匯市場對人民幣的供需合理確定匯率波動區(qū)間，降低人民幣升值預(yù)期，以此減少套利空間。
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