貨幣政策的實質精選(九篇)

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第1篇：貨幣政策的實質范文

關鍵詞：異質預期；公眾學習；溢出效應

中圖分類號：F830文獻標識碼：A文章編號：1000176X（2010）12005304

預期理論作為貨幣政策有效性研究領域的基礎理論之一，長期以來一直受到學術界的廣泛關注，并由此得到迅速發展。預期理論主要研究微觀主體根據已有信息對未來經濟發展路徑做出判斷以及這一判斷與實際經濟走向的相互影響關系，其中蘊含著微觀主體利用學習能力進行信息更新的意義［1］。隨著學術界對預期理論研究的不斷深入，我們接觸到了異質預期的概念,異質預期的基本含義是指由于不同主體在認知能力以及信息占有量等方面的差異，對同一信息產生的不同預期。異質預期會隨著主體學習能力的提高以及獲取信息的增加最終收斂于理性預期。從中我們可以看到異質預期包括兩方面的內容：一是不同主體之間的預期有差異，這就意味著有不同知識和學習背景的主體對同一種信息的理解不同；二是主體會通過學習不斷更新自己的預期，而學習更多是一種交流過程，這就意味著微觀主體的異質預期會相互影響，微觀主體的學習因此體現為一種公眾學習形式。本文首先總結異質預期與公眾學習方面的代表性研究，然后分析存在異質預期的微觀主體在學習過程中的相互影響，最后以中國實例總結異質預期對貨幣政策執行效果的影響。

一、異質預期的基礎理論

1.異質預期的分析基礎

程均麗［2-3］系統地介紹了異質預期理論以及在貨幣政策信息溝通領域的應用。對于異質預期的模型分析有兩種形式：（1）預測者選擇動態型，可以理解為不同預期主體所用方法的博弈均衡。假設對后期變量的預期取決于對前期經濟情況的不同判斷方式。以對通貨膨脹率e的判斷為例，假設人們對et+1的預期來源于兩種形式：一是根據et-1的數據推算，我們設這種情形為A；二是根據歷史上通貨膨脹的周期波動來推算，設為B，那么對未來通貨膨脹的總體預期即為et+1=pA+（1-p）B，其中p（0＜p＜1）為選擇A的可能性，（1-p）為選擇B的可能性。對未來的通脹預期取決于人們根據經濟變化對不同方法的選擇。（2）學習收益型，主體了解自己所處的不完全信息環境，因此會通過不斷地學習來獲得新的信息收益。這種學習收益會產生收益遞增與收益遞減兩種情況。

以貨幣政策信息溝通為例，當貨幣政策可信性較高，主體對未來貨幣政策的預期逐漸與實際情況接近，經濟主體便不會對新信息表現得敏感，即不依靠新信息也能依靠以往的判斷預測貨幣政策的走向，學習收益較低，相應地獲取和甄別新信息的成本也很低；當貨幣政策可信性較低，經濟主體無法憑借經驗形成準確預期時，經濟主體就會對新信息表現得非常敏感，學習收益較高，相應地獲取和甄別新信息的成本也很高。

進一步，在經濟主體的學習過程會呈現兩個方向的反應，其一是由于主體理性有限，尤其是將自身偏好因素結合到對經濟形勢的判斷中時難免會出現錯誤，但是通過持續的學習這些錯誤會消失，異質預期最終收斂于理性預期。但是North［4］認為，學習是一個取決于諸多要素的累加過程，因此學習中產生的預期誤差也可能會不斷增大，對最終理性預期的形態可能偏離得比以前更大。因此Orphanides 和 Williams［5］指出，異質預期可能會延長經濟波動的周期，即由于異質預期的不完全信息環境，經濟主體為了獲得更多的信息和甄別能力，需要不斷學習，尤其是當經濟出現自己預期之外的波動時，會對信息更加敏感，便更需要花費時間去學習以減少自己面對的不確定性。然而這個漸進過程會導致經濟回歸到均衡水平的時間被拉長。

2.公眾學習與異質預期

徐亞平［1］認為，對于大多數人來說知識的更新所依靠的不是學術研究性質的模型分析，而是從傳播中獲取。有效的信息溝通并不是指信息量的多少，而是信息的鑒別和理解能力。在經濟社會中，人們的學習是內部性和外部性的綜合作用，既有自身的知識，又要依靠外界資源充實更新知識。Fuka［6］認為，異質預期是一種非常復雜的傳遞機制，由于不像理性預期那樣高度抽象，異質預期所造成的經濟變化是隱性的，即無法通過公開的信息渠道來觀察異質預期的變化而只能直接觀察結果。一個經濟中預期的波動取決于樂觀預期與悲觀預期的均衡性，樣本空間越大，這種均衡性對經濟的影響就越大。

3.異質預期與中央銀行預期管理

關于中央銀行應該如何對存在異質預期影響的公眾預期加以引導，程均麗［3］認為存在一個“最優相機政策”，即貨幣當局在貨幣政策的決策模型中利用適應性學習的性質將預期作為一個獨立的變量對待，通過平滑引導將異質預期逐漸收斂于理性預期。從中國實際來看，貨幣當局在近幾年開始注重微觀主體預期的觀測，但是對預期的調節效果并不明顯；在貨幣政策信息的獲取上，微觀主體缺乏一個具有高度可信性的權威渠道。中央銀行所的信息與微觀主體實際接觸到的情況并不相符，導致公眾對中央銀行實際意圖信息比較敏感，一有相關消息放出便會引起盲從行為。

二、存在溢出效應的異質預期模型

溢出效應可以理解為人們行為出現相互影響現象。異質預期出現混同，是由于在學習過程中人們更多地通過與他人的交流來對自身原有的信息進行改進，因此我們可以將這一過程看做一個含有溢出效應的學習過程。但是在溢出效應存在的情況下，如果微觀主體本身判斷能力不強、信息獲取渠道又過于混亂的話，信息量的增加反而會使微觀主體無所適從，產生盲從效應。我們通過一組公式來闡述這一問題。

按照徐亞平［1］所提出的，公眾學習模型可以體現為yet=kyet1+lyet2+φgt+et，其中決定預期的基本變量包括不同權重的經濟主體自身對信息的判斷kyet1、他人對信息的判斷lyet2、經濟信息φgt以及隨機擾動因素et。我們將該式進行簡化，能夠更加明確地表現出學習過程中的相互交流情況。假設個人預期取決于經濟主體自身的判斷以及與他人的交流，并且假設一個只包含兩個微觀主體a與b的學習環境，主體所得到的信息只有兩個組成部分，即自身信息與外界信息，面對的信息環境相同，但二者稟賦不同，因此采用程均麗［3］提出的不同的經濟預測方法，此時我們得到這樣一組關系：

從上式可知，溢出效應k越大，即交流越多，微觀主體所要付出的學習努力就越少，在這種情況下，微觀主體不需要付出太多成本就能夠獲得足夠的信息，但是微觀主體堅持自身判斷的空間也就受到擠壓，尤其是當學習成本很高時，微觀主體就會放棄自身判斷轉而屈從一般信息進行經濟活動。這一點我們在下文中用貨幣政策的執行效果作為對象進行實證考察。

三、異質預期與貨幣政策執行效果

1.對模型的延續思考

從上述分析出發，我們也可以將信息的處理與信息的數量拆分考慮，用一個極端的假設來闡明這個想法，即個人本身是沒有任何信息的，只具有信息判斷和甄別能力。上文中提到的個人信息是人們依靠自身的甄別能力從外在信息中篩選吸收作為自己的知識。從這個角度入手就能明確如下問題：（1）溝通并不意味著信息的多少而在于信息被理解的程度。當人們本身理解能力欠缺時，貨幣政策就沒必要發送更多的信息而只需要保證已經的信息被準確地理解和執行。（2）當理解和甄別能力受限后，就要保證信息來源的權威性。信息來源混亂會大大增加信息接收方的鑒別成本，當信息接收方無法承擔這種鑒別成本時，就會放棄鑒別產生盲從效應或羊群效應。以最簡單的例子來說，當我們急于做出判斷時聽到的卻是來自不同渠道的、內容相互不一致的并且具有不可驗證性的信息時，我們會采取無所謂的態度來跟隨自己的直覺或者追隨多數人的行為［7］。（3）當多數人的行為引起的經濟波動超出貨幣當局預期時，貨幣當局就會采取措施將其逐步引導到自己設定好的軌道中來。經過這樣一番循環后，人們對信息的判斷鑒別能力由此增長。從這個角度來研究人們的學習能力的話，可以看出人們的能力之所以提高是由于經歷的相關事件不斷增多，也就是我們所說的經驗。在一個特定的金融體系中，人們對金融信息的判斷如何取決于人們參與金融活動的多少，因此，在公眾學習理論中，我們不可忽視國家宏觀制度因素在此間扮演的重要角色。

2.對我國實例的分析

由于我國金融活動的普及性以及市場化程度都處于有待完善的初級階段，微觀主體對于金融行為的理解較淺，缺乏豐富的金融經驗，因此當中央銀行貨幣政策信息并且這一信息經過商業銀行發生延遲或放大時，大多數微觀主體并不能理解中央銀行與商業銀行之間的博弈過程而只能充當看客［8］，并且對中央銀行應該何時采取何種動作進行不斷的猜疑，此時多方信息交織雜亂，公眾更加無所適從。以我國貨幣當局既要保增長又要穩物價的政策目標來說，這實質上是中央銀行與政府之間的利益均衡問題，按照國家的宏觀經濟發展計劃，對物價、就業等經濟變量的關注與調控是一個長期的過程，但是微觀主體一般只關心短期內自身收益情況（例如公眾更愿意關注短期內收入、物價和就業的變動情況，而不是宏觀的遠期通貨膨脹控制計劃），而此時如果中央銀行的貨幣政策操控能力不強，短期內公眾會對中央銀行行為以及獨立程度產生質疑。由此微觀主體便更傾向于忽視中央銀行的官方信息而依附另一方向的信息并產生羊群效應，而此時一旦貨幣政策的變動與這一方向相左，本來正常的貨幣政策調整反而會出現超出公眾預期的情況。

首先，以2004―2007年9次提高存貸款利率的政策操作為例，。數據主要來自于1993年、2000年、2005年、2008年《中國金融年鑒》以及1995年、1998年、2000年、2008年、2009年《中國統計年鑒》。

中央銀行提高存貸款利率的意圖顯然是執行穩健的貨幣政策，對投資增長逐年增加，信貸投放過快的宏觀形勢加以控制。從理論上看，中央銀行進行利率上調之后，理應降低公眾的通脹預期，但是從實際情況來看，由于中央銀行對存貸利差的調整不夠科學，使短期存貸利差加大，反而刺激了銀行繼續投放貸款。同時，由于國內融資環境不健全，就算是貸款利率提高，很多企業也只能選擇銀行貸款來進行生產，致使貸款成本增加，進而推動產品價格上漲。而直接觀察到價格上漲的公眾自然會持續自己的通脹預期。因此，中央銀行在這一階段盡管公布了政策操作的一些具體信息，在貨幣政策透明度方面取得了進步，但是對公眾預期的引導仍然談不上有效。

其次，以2007年的連續政策變動為例，為了警惕房地產市場、基金市場價格上揚造成的經濟過熱，中央銀行于2007年3月、5月、6月、7月、8月、9月和12月分別就基準利率和準備金率做出調整，但是市場反應并不明顯。此階段中國物價上漲、經濟波動等問題并不完全與貨幣發行量有關，商品供求、融資制度等因素相較貨幣發行量更能解釋此階段的經濟波動，2007年豬肉價格上行是物價大幅上漲的主要原因，而此時中央銀行連續收緊貨幣政策使一些中小企業面臨融資困難，同時大企業的融資過量導致大量富余資金流入股市樓市，使資產泡沫持續膨脹。并且隨著信息傳播媒介的發展，此時公眾也通過各種渠道接觸到了各個方面的信息，面對復雜的原因集合，結合中央銀行當前政策調控效果的不明朗，公眾對信息的判斷成本迅速提高，導致跟風投機現象盛行，也是2007―2009年股市大幅波動等經濟動蕩現象的重要原因。

四、結 論

關于微觀主體預期與中央銀行之間的信息溝通問題，本文認為應明確三個方面：

第一，中央銀行貨幣政策決策體現出的是貨幣當局對政府利益與微觀主體利益，宏觀經濟長期戰略和微觀主體短期預期之間的利益協調，并且以或單獨、或多重的政策終極目標來體現各方的博弈均衡。

第二，微觀主體預期顯示出的信息不一定與中央銀行貨幣政策關注的最終目標重合，因為中央銀行所關注的是整個國民經濟，包含所有行業的整體信息，而微觀主體進行信息反饋的途徑，一定是微觀主體本身能夠駕馭的途徑，可能不會與實體經濟之間存在著固定或顯著的影響關系，不需要中央銀行利用貨幣政策進行宏觀調控，但是卻可以比較明確地反映出微觀主體的預期，是貨幣政策預期引導過程中必需的信息來源。

第三，中國中央銀行在行政決策以及目標設定等方面尚不具備足夠的獨立性，中央銀行實際上是作為以國務院為核心的諸多主宰轉型期經濟發展策略的政府部門的人身份出現，受其委托對物價、就業、國際收支、經濟增長加以調控以實現政府意圖。因此，在貨幣政策信息溝通過程中就會出現政出多頭的現象，本屬于中央銀行專有職能的貨幣政策控制權被分散到對中央銀行具有委托關系的各個部門，以至于國務院、發改委、統計局以及其他權威組織成員的言論都會對微觀主體理解貨幣政策信息構成影響。從第二部分的公式以及中國實踐中我們都可以看出，如果微觀主體學習成本過高導致對信息缺乏判斷能力，就會放大異質預期產生的預期沖擊，導致中央銀行對微觀主體預期的管理更加困難。

因此，本文認為對中央銀行信息溝通能力的改進，不僅僅要強調貨幣政策信息的透明度，更應該強調微觀主體對所公布信息的理解。在當前中國特殊的轉型期經濟政治背景下，強調貨幣政策的科學性、前瞻性以及信息溝通效率，要比單純強調貨幣政策信息透明度更有實際意義。

參考文獻：

［1］ 徐亞平.公眾學習、預期引導與貨幣政策的有效性［J］.金融研究，2009,(1).

［2］ 程均麗.異質預期及其經濟影響――基于貨幣經濟學的新視角［J］.當代經濟研究，2009,(3).

［3］ 程均麗.異質預期下的貨幣政策:相機還是承諾［J］.國際金融研究，2010,(3).

［4］ North，D.C.Institutions and Economic Theory［J］.American Economist, 1992，（spring）:3-6.

［5］ Orphanides，A.，Williams，J.C.Imperfect Knowledge，Inflation Expectations and Monetary Policy［R］.FRBSF Working Paper，2002.

［6］ Fuka，M.Should Private Expectations Concern Central Bankers?［R］.CERGE-EI Working Paper Series，2005，( ISSN1211-3298)277.

第2篇：貨幣政策的實質范文

中國人民銀行

中國人民銀行，簡稱央行，是中華人民共和國的中央銀行，中華人民共和國國務院組成部門。在國務院領導下，制定和執行貨幣政策，防范和化解金融風險，維護金融穩定。

中國人民銀行根據《中華人民共和國中國人民銀行法》的規定，在國務院的領導下依法獨立執行貨幣政策，履行職責，開展業務，不受地方政府、社會團體和個人的干涉。

（來源：文章屋網 ）

第3篇：貨幣政策的實質范文

[關鍵詞] 貨幣政策；傳導機制；完善

[中圖分類號] F820.1 [文獻標識碼] B

近幾年來，為應對全球金融危機，配合我國宏觀經濟政策需要，中央銀行調整了貨幣政策，出臺了一些新的改革措施，但貨幣政策在實施過程中遇到了困難和阻力，貨幣政策傳導機制不暢的問題日益突出，影響了貨幣政策效果。

一、貨幣政策傳導機制不暢的原因分析

貨幣政策傳導機制是中央銀行運用各種貨幣政策工具，把貨幣政策傳遞到商業銀行等，實現貨幣政策目標的作用過程。而貨幣政策傳導機制不暢與我國體制轉軌階段有直接關系，具體表現在貨幣政策的傳導主體、傳導媒介和傳導客體等方面存在新舊體制交替和排斥，制約和影響了貨幣政策的傳遞和實施效果。

（一）中央銀行在實現宏觀調控方式的轉變中，貨幣政策在操作和作用發揮等方面受到一定限制

1.市場化貨幣政策工具缺乏充分發揮作用的基礎。為實現中央銀行由以直接調控為主向以間接調控為主的轉變，中央銀行陸續摒棄了一些傳統的貨幣政策調控手段，并在運用市場化手段調控貨幣供應量上取得一定進展。

2.金融市場發展滯后，制約了中央銀行貨幣政策操作空間。經驗表明，金融市場發達與否，對貨幣政策傳導影響較大。我國金融市場建設還存在明顯不足，一是市場比較單一，缺乏系統和層次。僅有全國銀行間同業拆借市場、債券市場和證券市場。且市場缺乏縱深，僅存在銀行間、機構間的批發易市場，像柜臺交易等基礎性市場則沒有。二是市場存在分割現象，缺乏聯通。既存在地域分割，又存在條條分割，不同的市場主體分割于不同的市場。三是市場交易工具較少。缺乏形式的多樣化、可滿足不同投資者需求的金融工具，使交易不夠活躍。金融市場的這種現狀使中央銀行貨幣政策缺乏足夠的運作空間，一些市場化貨幣政策工具難以有效發揮作用。同時也制約了其基礎性資源配置功能作用的發揮，影響了能夠及時正確反映社會資金供求狀況的市場利率的形成，不能為中央銀行及時調整貨幣政策提供正確的信號，進而影響了中央銀行貨幣政策的針對性和時效性。

3.中央銀行貨幣政策傳導路徑單一，影響了貨幣政策效力。中央銀行基礎貨幣投放主要通過國有商業銀行進行，窗口指導也主要面對國有商業銀行，其他金融機構則往往被忽略，造成廣大中小金融機構游離于貨幣政策傳導之外。近年來，發生了存款重新向大銀行集中的現象，而中小金融機構存款增長緩慢，為防范流動性風險而必須提高備付率，使金融體系整體貨幣派生能力受到抑制。表現在貸款上則是信貸資金紛紛流向大城市和大企業，農村資金大量流向城市，中小企業資金需求難以得到銀行支持，影響了貨幣政策的充分傳導。同時，分業管理使貨幣政策作用范圍縮小，中央銀行的貨幣政策只能在銀行業內部調整和傳導，資本市場和保險市場上的資金調控與貨幣政策缺乏有機聯系，使貨幣政策失去了一個重要的傳導媒介，弱化了貨幣政策的影響力和貨幣政策對整個經濟的導向作用。

（二）中央銀行貨幣政策傳導在商業銀行內部受阻，影響了貨幣政策實際效應的發揮

近些年來，中央銀行調控貨幣供應量的操作已明顯區別于傳統經濟而具有經濟杠桿的特征，已不再是完全取決于經濟主體行為的內生變量。而商業銀行自身矛盾重重和體制改革滯后又加劇了貨幣供應量的外生性，造成貨幣政策在商業銀行內部傳導過程受阻。商業銀行面臨著防范和化解金融風險與迅速實現商業化改革的雙重挑戰，風險約束機制明顯加強。但相應的激勵機制沒有跟上，風險控制與激勵機制的不對稱和責權利的不統一，造成商業銀行過度關心貸款的風險，甚至以特殊市場份額和貸款的盈利為代價，放貸行為過于謹慎，甚至發生“惜貸”現象。其結果是銀行的風險有所“緩解”，但廣大企業的金融服務被忽視。那些融資渠道本來就狹窄的中小企業和企業的季節性儲備資金、擴大生產規模所需的流動資金、新產品開發、短平快項目所需貸款等正常資金需要難以得到滿足。

二、加快貨幣政策傳導機制的完善和創新

多年來，我國貨幣政策一直以治理通貨膨脹為重點，相應的貨幣政策傳導呈現出“逆程序”的特征，即企業倒逼商業銀行，商業銀行倒逼中央銀行。而近年來的貨幣政策傳導程序發生了很大變化，由“逆程序”變為“順程序”，即中央銀行驅動商業銀行，商業銀行驅動企業。這種新的傳導程序使傳統的貨幣政策傳導路徑遇到困難，很可能出現傳導阻滯，必須對貨幣政策傳導機制進行完善和創新。

（一）優化貨幣政策中介目標，加快利率市場化進程

在目前條件下，以貨幣供應量作為我國貨幣政策的中介目標，比較可行。而由于金融對外開放尤其是金融創新的加快，貨幣供應量作為中介指標的可測性、可控性以及有效性會大大降低。我國要對貨幣供應量指標進行完善，增加其涵蓋內容，把外資金融機構存款和國內金融機構外匯存款納入統計監測范圍，提高其操作時效，并逐步過渡到以利率作為中介目標。

經過改革積累和宏觀經濟環境的改善，利率市場化已經成為金融改革的重要任務。人民幣貸款利率需要加快改革步伐，應按照先外幣、后本幣，先貸款、后存款，先農村、后城市的總體思路，穩步推進。建立起以中央銀行利率為基礎、以貨幣市場利率為中介、金融機構存貸款利率由市場決定的市場利率體系和形成機制。這樣能增強金融業的競爭活力，提高服務水平，還能提高利率的市場彈性，準確反映社會資金供求狀況，為中央銀行運用利率手段調節貨幣供應量，提高貨幣政策時效創造條件。

（二）建立統一靈活高效的貨幣市場，完善和擴大資本市場，擴大公開市場業務

1.加快發展貨幣市場。一是要發展同業拆借市場。擴大全國銀行間同業拆借市場統一電子網絡，擴大市場覆蓋面。積極推進行業務，為眾多中小金融機構進入全國市場創造條件。同時應更多地吸收證券公司等非銀行金融機構進入銀行間市場，增加貨幣政策的傳導范圍。二是發展債券市場。注意加快債券市場基礎設施建設，完善市場發展的相關技術條件，加緊研究開辦銀行柜臺債券交易業務，并盡量增加市場交易主體，著手培育人和做市商制度，建立一個面向所有金融機構、企業法人和居民的全國統一的債券市場。三是發展票據市場。中央銀行應通過完善再貼現政策，引導和推動票據市場立足于面向所有金融機構和企業法人，完善票據發行和貼現機制，為中央銀行運用再貼現手段傳導貨幣政策創造更大的空司。

2.完善資本市場。一是要盡快彌補證券市場的結構性缺陷，建立為創新型中小企業服務的二級股票市場或場外交易市場，以造就足夠多的市場參與主體。要在市場的參與和準入方面降低壁壘，減少行政性管理，在側重于標準控制的同時讓更多的進入資本市場的企業獲得證券融資的可能性。二是要解決證券市場功能的結構性缺位問題，強化其資源配置作用。運用資本的趨利性、流動性，引導籌資者和投資者按市場規則追求資源配置效率，發揮資本市場在優化金融結構和傳導貨幣政策方面的作用。

3.擴大公開市場業務操作。為滿足中央銀行利用貨幣市場調節基礎貨幣的需求，要擴大市場債券數量，尤其要增加短期債券發行量，擴大交易規模，提高商業銀行債券持有量占其總資產的比例，以滿足商業銀行資產流動性需要。同時，要允許更多的非銀行金融機構或其他機構進入債券市場。這樣中央銀行可以通過貨幣市場吞吐債券影響商業銀行及非銀行金融機構的資產負債結構，實現擴大或收縮貨幣供應量的目的，提高貨幣政策傳導的效率和效果。

（三）提高貨幣政策決策的科學性，優化傳導路徑

1.完善決策機制。中央銀行應綜合考慮各種因素對貨幣政策時滯的影響，提前做好貨幣政策安排，增強政策透明度，促使公眾產生合理的政策預期。要加強信息交流，實現信息共享，避免監管出現盲區或盲點。在制定貨幣政策時要充分考慮和發揮證券市場和保險市場的作用，以擴大貨幣政策的傳導范圍。

2.理順傳導機制。要著力理順貨幣政策在銀行業內部的傳導機制。在人民銀行內部，要適應管理體制改革的現實適當擴大分行和省會、城市中心支行對轄區貨幣供應量的調控權力，以加快貨幣政策在系統內部的傳遞速度。對政策性銀行可增加金融債券的市場化發行規模，完善政策性金融功能，擴大其信貸投放。對國有商業銀行則要進行綜合性改革，重點完善其法人治理結構，加快股份制改造步伐，建立嚴格規范的信息披露制度，在防范風險的同時，建立健全信貸激勵機制，改進金融服務，發揮其在貨幣政策傳導中的主力軍作用。中小金融機構在落實對中小企業和農村貨幣政策方面發揮著不可或缺的作用，在貨幣政策傳導過程中環節少、傳導快，要把它納入貨幣政策調控的范圍，在再貸款、再貼現等方面與國有商業銀行一視同仁。在商業銀行信貸萎縮的條件下，支農再貸款可以引導農村信用社優化信貸投向、改善經營狀況、增加農民收入、活躍農村經濟，受到了普遍歡迎。中央銀行要充分運用這些有效的傳導媒介和路徑，實現貨幣政策目標。

[參 考 文 獻]

[1]陳學彬.中央銀行概論[M].北京：高等教育出版社，2000-07

第4篇：貨幣政策的實質范文

關鍵詞:協整檢驗;格蘭杰因果檢驗;貨幣政策傳導機制

Abstract:Monetary policy transmission mechanism of asset prices takes effect mainly through two ways: one is based on the Q theory of the“Tobin effect”,and the other is based on Modigliani’s “consumer wealth effect”. With the rapid development of China’s stock market,some scholars have made useful explorations on the Tobin effect in the monetary policy transmission mechanism.This article selectedQ ratio,M2,investment and GDP,from the second quarter of2002 to the third quarter of 2007,took use of cointegration test and Granger causality test,found that Tobin effect was limited in the monetary policy transmission mechanism function,monetary policy took effect mainly through other ways.

Key Words:cointegration test,Granger causality test,monetary policy transmissionmechanism

中圖分類號:F822.0 文獻標識碼:A文章編號:1674-2265(2009)09-0050-05

一、理論基礎和文獻回顧

(一)理論基礎

經過長期理論研究,一般認為貨幣政策傳導機制包括四種:利率傳導機制、信貸傳導機制、資產價格傳導機制和匯率傳導機制。其中資產價格傳導機制通過兩種途徑實現:一種是基于Q理論的“托賓效應”,另一種是基于莫迪利亞尼的“消費財富效應”。

托賓的Q理論揭示了貨幣經由股票市場而作用于投資的一種可能,反映了股票價格和投資支出的相互關系。Q是一個比值,被定義為:按照金融市場估價的企業的價值對企業現有資本的稅后重置成本的比率(奇林科,2000)。如果用MV代表市場價值,RC代表重置成本,則Q=MV/RC。Q比率的重要性在于,對每一項資本資產而言,它提供了一個存量市場估價與重置成本的對比度,從而對該資本資產的后續增量投資產生了直接的影響。當Q上升時,企業可以通過發行新股籌集資金進行投資,投資支出增加;當Q很低時,企業可以通過購買其他企業而獲得已經存在的資本,從而用于新投資品的購買將會很少。其貨幣政策傳導機制如下:貨幣供應股票價格Q投資支出總產出。即當貨幣供應增加時,更多的貨幣流向股票市場,股票價格上升,結果是股票價格愈高,則Q愈高,從而投資支出愈高。托賓Q理論的核心是企業在市場價值上升時可以通過并購、增發新股等手段進行擴張和投資。

托賓的Q值比較真實地反映了公司的內在價值與市場價值之間的關系?？紤]到重置成本估算的難度,市場分析人士通常使用股票市值與公司凈資產的比率作為Q值的替代值,這樣再結合傳統的市盈率和市凈率指標來對上市公司進行分析以及價值度量,可以排除市盈率的局限性,將市價、利潤與資產結合起來統籌考慮。托賓的理論為分析資本市場提供了一個有效的工具,Q理論也成為連結虛擬經濟和實體經濟的重要根據。托賓Q值常用的計算公式為:Tobin Q=(MVE+PS+DEBT)/TA,其中MVE是公司的流通股市值,PS為優先股的價值,DEBT是公司的負債凈值,TA是公司的總資產賬面值。而在我國上市公司股權分置改革前,分為流通股市值和非流通股市值,非流通股部分主要以公司凈資產表示,股改完成后則不存在這種差別。

(二)文獻回顧

對基于托賓效應的貨幣政策傳導機制,我國的相關研究并不豐富,進行系統研究的尤其少,只是在研究貨幣政策傳導機制中涉及到托賓Q效應,且基本停留在運用數據進行較為簡單的統計檢驗階段。尤其是針對股權分置時期Q理論的有效性方面,并沒有運用理論及數理方法對Q值與投資是否存在相關關系進行分析的文獻。胡冬梅(2008)運用協整分析以及格蘭杰因果檢驗對我國1994―2007年第二季度的貨幣政策傳導機制進行了實證分析,分別檢驗了我國貨幣政策在利率傳導途徑、匯率傳導途徑、托賓的Q效應和居民的財富效應傳導途徑以及銀行信貸渠道中的有效性。實證分析得出的基本結論是:我國貨幣政策傳導機制的有效性較弱,以上四種傳導途徑在我國都不暢通。譙璐璐(2008)采用相關系數、單位根檢驗、協整理論和格蘭杰因果檢驗對我國轉軌經濟下2000―2007年季度數據進行實證分析,結果表明貨幣渠道或信貸渠道不能獨立對貨幣政策的傳導發揮作用,而是需要共同作用影響經濟總產出,且相比而言貨幣渠道更為重要。在轉軌經濟下,短期完善信貸渠道長期規劃貨幣渠道成為提高貨幣政策傳導有效性的關鍵。但二者在研究托賓的Q效應時都是以上證指數代替Q值,難免出現偏差。故本文在現有研究成果基礎上,選取最新的數據,針對我國資本市場發展的實際情況,檢驗基于托賓效應的貨幣政策傳導渠道是否通暢和有效。

二、計量分析

(一)研究方法和數據選取

本文選取廣義貨幣M2作為貨幣供應量指標。廣義貨幣M2是中央銀行貨幣政策的主要目標,并且其數量在金融中介機構的資產中占絕大部分(約80%―90%)。M2不僅反映現實的購買力,還反映潛在的購買力;狹義貨幣M1僅反映經濟中的現實購買力。若M1增速較快,則消費和終端市場活躍;若M2增速較快,則投資和中間市場活躍。中央銀行和各商業銀行可以據此判定貨幣政策。由于本文研究貨幣供應量與Q值和投資的關系,故選擇廣義貨幣M2更為合適。另外,本文以全社會固定資產投資作為度量投資I的指標,國內生產總值GDP作為衡量產出的指標。

本文首先對變量廣義貨幣M2、Q、投資I和國內生產總值GDP進行平穩性檢驗,再對四組變量Q與M2、I與Q、GDP與I、GDP與M2進行協整檢驗,然后通過格蘭杰因果檢驗探討各組變量之間是否具有統計上引起和被引起的關系,在此基礎上結合我國經濟實際情況,分析基于托賓效應的貨幣政策傳導機制的效果。

1. 托賓Q值的測算。在托賓定義的Q比率中,重置成本就是廠商在產品市場上重新購買一個工廠或機器設備的成本,它不僅包括有形資產,還包括企業資產負債表上的其他項目,而證券的市場價值既包括股票也包括債務,反映的是股票持有者對某一公司資產的剩余索取權的價格的預期。在進行Q值的計算時,國內文獻中給出的方法多種多樣。袁緒亞等(2001)用公司總資產替代重置成本來計算Q值。由于國內長期存在的股權分置問題,文獻中關于計算Q值的討論主要集中在存在非流通股時公司市值應該怎樣計算,較為普遍的算法是用每股凈資產代替非流通股價格,用以計算非流通市值。對于尚未流通的限售股來說,其市值的衡量我們依然選擇每股凈資產。本文通過對Chung和Pruitt(1994)的方法進行修正,計算托賓Q值,計算公式如下:

其中MV1表示非流通市值,用每股凈資產代替非流通股價格,用以計算非流通市值;MV2表示流通市值;DEBT是公司的負債凈值,利用負債減去流動資產進行衡量,而TA則為總資產的賬面價值。為了能夠縱向討論我國A股市場從股權分置時代邁向全流通時代中上市公司的托賓Q值的變化情況,我們分別選擇了三個時點對托賓Q值進行了測算。在WIND數據庫中分別選擇到2006年底、2007年底和2008年3月的三個時點為止的所有已經完成股權分置改革的股票,在剔除其中的ST或曾經被ST的股票后分別留下其中的1142只、1331只和1367只股票作為樣本股,進行中國股票市場目前Q值的計算和區間分類。通過對2006年底A股所有上市公司Q值的計算,我們發現此時有11.21%的公司托賓Q值小于1,而近89%的股票擁有大于1的托賓Q值。然后在2007年的上漲推動下,2007年底測算的托賓Q數據表明所有的A股上市公司托賓Q值均在1之上。2008年3月底的測算中,隨著2008年市場的顯著調整,仍舊有98%的公司具有大于1的托賓Q值。三個時點中擁有最大Q值的三家公司分別為張裕A(000869),安信信托(600816)和威爾科技(002016)。在大幅上漲后的2007年底,市場的托賓Q值擁有最大的均值和方差。仔細研究托賓Q值的變化,不難發現,市場價值作為托賓Q值的分子,受到了市場走勢的正向影響。2007年在托賓Q值普遍偏高的情況下,2008年各股出現了大幅減持的局面,使得托賓Q比率向均值1回歸,但是盡管2006年底的托賓Q值已經顯示出較高的水平,2007年的市場卻非跌反漲,甚至到2007年底出現了托賓Q值全部大于1的情況。這種現象產生的原因,一方面是由于2006年至2007年的投資整體處在牛市的環境下,人們的投資熱情高漲,另一方面是由于我們在計算的過程中對重置成本采用的近似而造成的偏差。因此,究竟托賓Q值對于投資的引導作用是否與理論上保持一致是值得我們探討的問題。

2. 相關數據選取。市場的托賓Q比率,其計算方法與(1)式中公司的托賓Q比率計算方法類似,用市場的均值代替各股,財務數據的時期與市場價值時期選擇一致,計算2002年第二季度到2007年第三季度的Q值①。在保證數據可得性與可靠性的基礎上,本文選取了2002年第二季度到2007年第三季度的M2、I和GDP共22個樣本來研究基于托賓效應的貨幣政策傳導渠道的效果,其中M2、I和GDP的計量單位為萬億元。

(二)單位根檢驗

為了保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性,我們利用Eviews5.0先后對相關變量的水平值和一階差分序列進行ADF檢驗,檢驗結果如表1。

由表1中的數據可知,M2、Q、I和GDP時間序列的ADF統計量大于10%顯著性水平下的臨界值,接受原假設,時間序列含有單位根,是非平穩序列;一階差分序列D(M2)、D(Q)、D(I)和D(GDP)的ADF值小于5%顯著水平下的臨界值,是平穩序列。

(三)變量的協整檢驗

由于M2、Q、I、GDP都是屬于I(1)時間序列,因此Q與M2、I與Q、GDP與M2、GDP與I之間可能存在協整關系。檢驗變量之間是否存在協整關系的常用方法是恩格爾―格蘭杰(Engel & Granger)兩階段法,但這種方法在處理有限樣本時的估計具有偏差,故采用Johansen檢驗法對各組變量進行協整檢驗。JJ檢驗法是基于動態分布滯后模型(VAR)來估計模型的長期均衡關系,以得出一個有效無偏估計。

在檢驗之前,必須首先確定 VAR模型的結構。運用赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)選擇滯后階數,本文中滯后二階的SC值和AIC值最小,故確定滯后階數為二階來構建VAR模型。其檢驗方法是首先計算回歸方程的跡,然后逐一與不存在協整關系和存在一個協整關系等假設前提下的跡值進行比較,當回歸方程的跡值大于假設條件下的Johanson臨界分布值時,拒絕其前提假設,反之,接受其假設,檢驗結果如表2。

由表2的檢驗結果可以看出,以檢驗水平5%判斷,變量Q與M2、I與Q、GDP與I、GDP與M2之間存在一個協整關系。Granger指出,若變量之間存在協整關系,則這些變量至少存在一個方向的Granger因果關系。因此,下面進一步探討上述各組變量之間是否具有統計上引起和被引起的關系,以便與實際經濟情況進行對照。

(四)變量的Granger因果檢驗

所謂因果關系是指變量之間的依賴性,作為結果的變量是由作為原因的變量所決定的,原因變量的變化引起結果變量的變化。Granger因果檢驗通常有兩種方法:一種是成對Granger因果檢驗;另一種是基于VAR模型的Granger因果檢驗。

1. 成對Granger因果檢驗。英國經濟學家格蘭杰從預測的角度賦予因果關系新的含義,他在考察序列x是否是序列y產生的原因時采用這樣的方法:先估計當前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度,然后驗證通過引入序列x的滯后期取值是否可以提高y的被解釋程度。如果是,則稱序列x是y的格蘭杰原因,此時x的滯后期系數具有統計的顯著性。從以上的定義可以看出,格蘭杰因果關系檢驗需要估計以下兩個回歸方程:

其中白噪聲和假定是不相關的。檢驗的零假設為:

為了檢驗此假設,我們可以采用F檢驗。如果拒絕前者而不拒絕后者,則存在由x到y的單向因果關系,反之相反;如果兩個假設都不拒絕,則x和y是兩個獨立的序列;如果兩個假設都拒絕,則x和y之間存在雙向因果關系。

從表3可以得出,在滯后2、4、5階的情況下,以5%的顯著性水平判斷,廣義貨幣M2是Q值變動的格蘭杰原因;在滯后2―3階的情況下,以5%的顯著性水平判斷,投資I和國內生產總值GDP互為格蘭杰原因;廣義貨幣M2是國內生產總值GDP變動的格蘭杰原因;投資I是Q值變動的格蘭杰原因。在滯后2―5階的情況下,以5%的顯著水平判斷,Q值都不是投資I變動的格蘭杰原因。

2. 基于VAR模型的Granger因果檢驗。在檢驗之前,必須首先確定VAR模型的結構,運用赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)選擇滯后階數,本文中滯后二階的SC值和AIC值最小,故確定滯后階數為二階來構建VAR模型。

從表4中可以得出,在5%顯著性水平下,廣義貨幣M2是Q值變動的格蘭杰原因;投資I和國內生產總值GDP互為格蘭杰原因;廣義貨幣M2和國內生產總值GDP互為格蘭杰原因;投資I是Q值變動的格蘭杰原因,但Q值不是投資I變動的格蘭杰原因。

三、結論

從上述計量分析的結果來看,基于托賓效應的貨幣政策傳導渠道并不暢通,主要是中間環節“Q投資I支出”中斷。格蘭杰因果檢驗結果表明:Q值不是投資I變動的格蘭杰原因,即Q值的上升并不會顯著地促進投資I的增加。廣義貨幣M2是國內生產總值GDP變動的格蘭杰原因,表明貨幣供應量能顯著地影響產出,貨幣政策主要是通過其他的傳導渠道發揮作用。

托賓Q理論的核心是企業在市場價值上升時可以通過并購、增發新股等手段進行擴張和投資。這就需要存在一個龐大、發達、有序、信息暢通的股票市場,生產要素可以在這個市場自由流動。但從我國目前的情況來看,股市發展程度還不高,由于國有股、法人股、社會公眾股分割等多種原因,離資源自由流動還有很大的距離,資本效益規律就不能通過市場有效發揮作用。股票價格的變動對投資的影響非常有限。我國銀行貸款仍然占了企業融資的很大比例,在資本約束機制缺乏的條件下,銀行貸給企業的資金不能全部以資本要素的形態進入生產過程,其中一部分資金與產值最大化無關;且相當部分企業無法在股票市場融資,因此股票價格的變動只影響為數不多的上市公司,卻不能影響非上市公司。上市公司獲得股票融資后未必能將資金充分有效地用于投資。而且,我國經營者還普遍存在著經營理性程度不高、投資決策隨意性較大的問題,將股票融資用于非主營業務,而不能帶動投資增加的可能性很大。在這樣的情況下,托賓的Q理論就失去了充分發揮作用的條件。這也使得我國股票價格變動對投資的效應不如市場經濟較成熟的國家。此外,我國貨幣政策影響股票價格的方向是不確定的,股票價格隨利率上升而一起上升的現象屢屢發生,從而更無法有效地判斷貨幣政策影響投資的方向和力度。因此,在我國托賓Q理論在短期內還很難有所作為。

注:

①Q值數據計算可參閱巴曙松,朱元倩,鄭弘.全流通市場下的估值中樞為何呈現下移趨勢[J].金融發展研究,2008,(4).

參考文獻:

[1]沈前進.我國貨幣政策傳導機制研究[J].法商論叢,2008,(1).

[2]蒙永亨,曾青春. 對完善我國貨幣政策傳導機制的思考[J].廣西社會科學,2004,(7).

[3]胡冬梅. 我國貨幣政策傳導機制實證研究[J].南京社會科學,2008,(5).

[4]譙璐璐. 我國貨幣政策傳導的有效性―基于四種途徑的實證分析[J].特區經濟,2008,(8).

[5]巴曙松,朱元倩,鄭弘.全流通市場下的估值中樞為何呈現下移趨勢[J]. 金融發展研究,2008,(4).

第5篇：貨幣政策的實質范文

【正 文】

一、操作框架的內在不確定性

操作框架的內在不確定性是指中央銀行在某一操作框架中通過政策操作實現價格穩定目標時，其政策傳導的各個階段中可能存在各種沖擊因素，這就使得中央銀行在該操作框架中能否和在多大程度上實現價格穩定目標具有不確定性。目前西方經濟學者針對以價格為導向的傳導機制提出了貨幣模式(money paradigm)和菲利普斯曲線模式(phillips curve paradigm)①，然后依據兩種模式分別建立了操作框架，并分析了每種框架中的沖擊因素，進而提出這兩種操作框架的內在不確定性。

(一)依據貨幣模式的操作框架的內在不確定性

1．貨幣模式

貨幣模式是以交易說貨幣數量論為理論基礎，從貨幣的交易媒介功能出發，強調純粹具有交易媒介功能的交易性貨幣、交易性貨幣缺口在傳導中的關鍵作用，并認為交易性貨幣的收入流通速度是穩定的，而且如果能準確識別其中的以收入交易為基礎的交易性貨幣即可實現名義產出目標，同時名義產出目標再通過分解可得通脹目標。

交易說貨幣數量論是由Fisher于1911年提出的[1]248-251。他認為，人們出于降低交易成本、提高交易效率的目的，需要一種能夠在商品、勞務的支付以及債務清償中普遍接受的物品，貨幣也就由此產生。那么，純粹具備這一功能的物品被稱為交易性貨幣(transaction money)。并且，在交易性貨幣與商品、勞務和債券等交換時，將形成貨幣量、交易流通速度、價格水平、交易量的恒等關系，他用交易方程式加以概括：

MV[，T]=PT

其中，M指一定時期流通的交易性貨幣平均存量；T指一定時期的交易總量；P指價格水平；PT指交易總量的名義價值；V[，T]指一定時期同一貨幣支付所有交易的次數，被稱為交易流通速度(transaction velocity)，而且該變量在短期內是不變的。因此交易性貨幣量將以固定的正比例作用于交易總量、價格水平。

事實上，上述交易方程式中對交易總量的概念并未定義清楚。交易總量概念的模糊給統計工作帶來了困難。由此，Sehumpeter、Aftalion、Angell等提出按國民收入核算所強調的收入交易來表示交易方程式。收入交易(income transaction)是指生產者轉讓生產、獲取貨幣收入的交易，即貨幣與生產的交易。實際上，這種交易體現了現貨交易中貨幣與最終產品、服務交易的本質。這是因為，從價值增值的角度來看，最終產品、服務的總價值(即國民生產總值)是一系列中間產品生產過程中的生產實現新增價值的累積和，可以認為，貨幣與最終產品、服務的交易可歸結為貨幣與生產的交易，可見，收入交易也就表示貨幣與最終產品、服務的交易。另一方面，采用收入交易建立交易方程式既避免了原有方程式中因孤立考察貨幣與中間產品的交易而產生的與最終產品、服務交易的重復計算，又排除了國民收入核算中所不包含的貨幣與金融資產的交易。由此，交易方程式還表示為：

MV[，y]=Py

其中，M指一定時期與生產或者說與最終產品、服務交易的貨幣平均存量，這種貨幣亦稱為以收入交易為基礎(income-based transactions)的交易性貨幣；y指一定時期生產者的生產所創造的總產品價值，等同于最終產品、服務的總價值量。P指價格水平；Py指名義產出；V[，y]指一定時期同一貨幣支付生產或者說最終產品、服務的次數，稱為收入流通速度(income velocity)。

可以推論，由于交易性貨幣的交易流通速度在短期內可視為常量，而具有收入交易功能的交易性貨幣是交易性貨幣的一部分，那么該貨幣的收入流通速度亦是穩定的。可見，以收入交易為基礎的交易性貨幣量將以固定的正比例作用于名義產出。

如果交易說貨幣數量論的上述觀點是成立的，那么貨幣模式認為，中央銀行可以通過向社會系統注入一定數量的交易性貨幣，進而形成交易性貨幣缺口(即貨幣供給大于需求的非均衡狀態)，就會引起產出、價格變動，從而再次實現貨幣供求均衡。在這一過程中，中央銀行通過監控其中的以收入交易為基礎的交易性貨幣即可實現控制名義產出目標。

具體而言，假設中央銀行采取了偏松的政策操作，這就意味著，在一定的價格水平下，中央銀行注入過多的貨幣將導致企業和個人實際持有的貨幣數量大于其意愿持有的貨幣數量，從而出現了交易性貨幣缺口狀態。但是，隨著企業和個人逐漸意識到其所持有額外增加的貨幣將是持久性的，則會將過剩的貨幣處理掉。而這種處理貨幣的過程實際上包含了企業、個人之間的一系列相互交易的過程。正如弗里德曼所說：“個人將持有的多余的現金余額設法通過購買債券、商品和服務，通過償還債務，甚至作為禮品而支付一大筆錢來處理他們過剩的貨幣余額，而不是從相應來源上收取貨幣余額”[1]249。而且，在企業和個人通過相互交易以試圖將過剩的貨幣余額支付出去時，這種多支出的嘗試會增加商品、服務、債券的需求，從而導致價格上升、產出增加。其中，價格上升會導致企業和個人實際持有的貨幣數量減少，而產出提高則相應增加他們所意愿持有的貨幣數量，從而貨幣缺口趨于消失，貨幣供求重新均衡?？梢姡谪泿殴┣笥煞蔷獾交貜途獾倪^程中，產出和價格的調整起到了關鍵作用。那么，按照交易說貨幣數量論所提出的以收入交易為基礎的交易性貨幣與名義產出具有固定的正比例關系，則中央銀行通過監控這類貨幣就有可能實現名義產出目標。同時，名義產出再分解為實際產出和通脹即可實現通脹目標。

2．依據貨幣模式的操作框架、沖擊因素及其不確定性

在實踐中，依據這一模式的操作框架可以描述為：

(1)中央銀行在準備金市場中通過公開市場操作調控準備金頭寸以實現調整準備金總量這一操作目標；

(2)準備金總量再由貨幣創造過程形成貨幣存量這一中介目標；

(3)貨幣存量作用于名義產出；

(4)名義產出加以分解進而實現通脹目標。

還需說明的是，貨幣模式所使用的貨幣諸如交易性貨幣、以收入交易為基礎的交易性貨幣均是功能意義上的概念，然而，在現實中由于金融創新的廣泛存在，大量新產生的貨幣資產不僅具有交易媒介功能，而且還具有價值儲藏功能，這使得中央銀行難以找到與交易性貨幣、以收入交易為基礎的交易性貨幣功能相一致的貨幣資產。通常的處理方法是，按照各類資產轉化為交易媒介的難易程度(即貨幣性程度)，將其列為一統計指標，然后使用貨幣總量(monetary aggregate)這一統計意義上的概念概括某一類資產的貨幣性程度，并在操作框架中使用這一概念。

這一框架中可能存在以下幾種沖擊因素，并由此構成了該框架的內在不確定性：

(1)中央銀行在準備金市場中通過公開市場操作調控準備金頭寸以實現準備金總量目標時，該市場上存在著各種沖擊因素使得其對操作目標的調控具有不確定性。

(2)中央銀行通過調控準備金總量目標以實現貨幣存量目標時，因為貨幣創造過程是由中央銀行所改變的準備金總量水平、銀行和公眾的資產組合行為共同決定，所以當存在影響中央銀行調控準備金水平、銀行和公眾的資產組合行為的沖擊因素時，則其實現貨幣存量目標的過程具有不確定性。

(3)貨幣模式認為，以收入交易為基礎的交易性貨幣的收入流通速度是穩定的，由此通過監控這類貨幣可實現名義產出目標。但是，在操作實踐中，中央銀行使用的是統計意義上的貨幣總量概念，并且監控貨幣總量收入流通速度的穩定性。但是，貨幣總量并不等同于功能意義上的以收入交易為基礎的交易性貨幣概念，因此其收入流通速度將可能受到各種沖擊因素的影響而不穩定，這使得中央銀行由調控貨幣存量目標而實現名義產出目標的過程中具有不確定性。

(4)在名義產出分解為實際產出、通脹率時存在權重分配的問題，這就使得實現通脹目標的過程具有不確定性。哈吉米可拉齊斯曾認為，其權重分配取決于“對經濟的額外假定以及經濟的特性”[2]。例如，在勞動力的高就業率和生產能力的高利用率的情況下，名義產出則分解為過高的通脹率和過低的實際產出。反之，如果經濟處于過低就業率和低的生產能力利用率的情況下，名義產出將分解為過高的實際產出和過低的通脹率。

(二)依據菲利普斯曲線模式的操作框架的內在不確定性

1．菲利普斯曲線模式

菲利普斯曲線模式是以現代凱恩斯主義為理論基礎，以資本市場較為發達、利率市場化程度較高的國家為背景，強調短期實際利率在傳導中決定總需求的作用和產出缺口通過菲利普斯曲線決定通脹的作用。

就短期實際利率決定總需求而言，在利率市場化程度較高的國家中，準備金市場上的短期利率是反映全社會資金供求狀況的基準利率，并通過利率期限結構等方式影響到長期利率、匯率和資產價格。同時，按照現代凱恩斯主義學派的觀點，長期利率進一步作用于耐用消費品、匯率作用于進出口以及資產價格通過財富效應共同影響到總需求?？梢姡唐诶试跊Q定總需求中起到了關鍵作用。還需說明的是，這里的利率和匯率均指經通脹預期調整后的實際利率和匯率，這樣才能真實反映借款成本和貨幣幣值。

那么，當中央銀行由調控短期實際利率改變總需求并形成產出缺口時，產出缺口將通過菲利普斯曲線的通脹與產出缺口的替代關系決定通脹。

菲利普斯于1958年首先提出反映貨幣工資率與失業率存在長期穩定替代關系的菲利普斯曲線，隨后薩爾繆森和索羅在1960年通過工資成本加成定價原則將其修改為通脹與失業率的函數關系[3-4]。同時，奧肯于1970年進一步建立了失業率與產出缺口的經驗關系，將其改寫為通脹與產出缺口的函數關系[5]。這樣就使得通脹內生于總需求，中央銀行就通過政策操作改變總需求和產出缺口，并通過通脹與產出缺口的替代關系實現通脹目標。

2．依據菲利普斯曲線模式的操作框架、沖擊因素及其不確定性

其操作框架可以描述為：

(1)中央銀行在準備金市場中通過公開市場操作調控準備金頭寸實現短期名義利率這一操作目標；

(2)同時根據對通脹的預測相應調整利率目標值以實現短期實際利率這一中介目標；

(3)短期實際利率再通過市場預期影響到長期實際利率、實際匯率和資產價格，進而作用于總需求并形成產出缺口；

(4)產出缺口又通過菲利普斯曲線決定通脹。

值得說明的是，中央銀行在這一框架中通常實施的是中性(neutral)的貨幣政策。信奉這種框架的經濟學者認為，當實際產出處于潛在產出水平時，將出現無加速通脹(通縮)的通脹水平，也即實現了價格穩定、充分就業和最大化的可持續增長的目標。并且他們還指出尚存在與潛在產出相對應的均衡實際利率(equilibrium real interest rate)，那么，當實際利率高于均衡實際利率時，將會使得實際產出低于潛在產出，同時形成通縮壓力；反之，則會形成通脹壓力。這樣，中央銀行應準確預測通脹，并及時調整短期名義利率，使得短期實際利率處于均衡實際利率水平。

上述框架還可能存在以下幾種沖擊因素，從而構成了該框架的內在不確定性：

(1)中央銀行在準備金市場中通過公開市場操作調控準備金頭寸以實現短期名義利率目標時，存在著各種沖擊因素使得其對操作目標的調控具有不確定性。

(2)中央銀行在預測通脹的基礎上相應調整短期名義利率目標從而實現短期實際利率目標時，通脹預期的變動可能構成了沖擊因素，并使得這一傳導過程具有不確定性。

(3)當短期實際利率通過市場預期作用于長期實際利率、實際匯率和資產價格時，市場預期的變動可能構成傳導過程中的沖擊因素，并使得這一傳導過程具有不確定性。

(4)當產出缺口由通過菲利普斯曲線的通脹與產出缺口替代關系決定通脹時，可能存在導致替代關系不穩定的沖擊因素，就使得通過產出缺口實現通脹目標的過程具有不確定性。

基于以上分析，西方經濟學者針對價格穩定目標，又集中考察了每種操作框架中政策傳導的各個階段所面臨各種沖擊因素的性質、作用機制、影響效應及中央銀行相應采取的操作策略[6]。

二、操作框架選擇的不確定性

上述兩種操作框架是中央銀行實現價格穩定目標的可選操作框架。那么，中央銀行作為政策制定者，在操作實踐中應選擇哪種框架?這就存在著框架選擇的不確定性問題。一般而言，由于各種操作框架所包含的沖擊因素性質和中央銀行為控制沖擊因素所采取操作策略的有效性有所差異，這就使得中央銀行在依據不同的操作框架實現價格穩定目標的控制力將有所不同，在這種情況下，中央銀行可能傾向于采取能將沖擊因素內生化和實現價格穩定目標的控制力較強、不確定性較低的操作框架。

事實上，從西方市場化國家對操作框架選擇的經驗來看，出于上述原因，大都經歷了20世紀70年代末采用依據貨幣模式的操作框架，在80—90年代紛紛轉為采用依據菲利普斯曲線模式乃至最新流行的通脹目標模式的操作框架。

如前所述，在依據貨幣模式的操作框架中，導致中央銀行實現價格穩定目標不確定性的沖擊因素有四類。其中，對于前兩種在準備金市場和貨幣創造過程中所存在的沖擊因素又可以分為獨立于政策操作的外在性因素和源于政策操作本身的內在性因素。對于外在性因素，中央銀行只要及時識別和預測，并恰當地做出響應，基本上是可以抵消的。而內在性沖擊因素是由商業銀行對政策操作的預期與中央銀行的本意不一致而引起的，中央銀行通過引導商業銀行預期，減少其預期錯誤并與政策意圖相一致，即可消除這一因素[7-8]。

然而，對于影響貨幣總量收入流通速度不穩定性和名義產出分解為真實產出和通脹率的權重分配這兩類因素，中央銀行則難以有效地運用操作策略加以控制。就前者而言，又具體包括金融市場交易波動、新型替代資產出現以及公眾對中央銀行實現經濟穩定性的可信性預期變動等因素[9]，而中央銀行難以有效控制的根本原因在于，這一框架假設貨幣供求非均衡，并強調貨幣量在政策傳導中起關鍵作用。而在依據菲利普斯曲線模式的操作框架中，假設貨幣供求始終均衡而只強調利率的作用，這就使得影響貨幣需求的沖擊因素內生化，從而促使了依據菲利普斯曲線模式的操作框架替代依據貨幣模式的操作框架。

另一方面，名義產出在實際產出與通脹率之間權重分配的不確定性也導致了操作框架的替代。依據貨幣模式的操作框架本質上是關于名義產出而非通脹決定的操作框架，因此，對于實現通脹目標而言，尚存在名義產出在實際產出與通脹之間權重分配的不確定性。然而，依據菲利普斯曲線模式的操作框架則通過菲利普斯曲線的產出缺口與通脹的替代關系將名義產出分解，也就是說，以這種替代關系的形式將權重分配內生化。同時，盡管也存在導致替代關系不穩定的沖擊因素，但是中央銀行仍然能夠通過特定的操作策略對大部分的沖擊因素加以控制，從而較為準確地實現通脹目標。事實上，當許多學者對美國20世紀90年代的菲利普斯曲線中的替代關系提出質疑時，Stock和Waston通過細致的統計分析發現，這種替代關系對于預測通脹仍是最有用的[10]。

事實上，沒有哪一種模式及其框架能夠概括貨幣政策傳導機制的所有方面。Engert和Selody就曾指出，中央銀行應發展一個包括多重模式的操作框架，并且其政策操作是依據這些框架做出從而減少操作失誤[11]。在實踐中，西方國家的中央銀行在基于依據菲利普斯曲線模式的操作框架做出決策的同時，還關注于貨幣總量的變動。這是因為，盡管短期內貨幣總量與通脹的關系并非密切，但是從長期看，貨幣總量與通脹具有穩定關系。

饒有意味的是，當西方市場化國家采取了依據菲利普斯曲線模式的操作框架之后，除了美國較為成功地實現了價格穩定目標之外，相當多的國家并未實現，它們又紛紛轉為采用依據通脹目標模式的操作框架，并且大都實現了價格穩定目標。事實上，與依據菲利普斯曲線模式的操作框架相比，這種操作框架本質上仍是其延續，都是由中央銀行通過調控短期實際利率改變總需求、產出缺口的方式實現通脹目標。而更為進步的是，中央銀行還通過對公開的通脹目標做出承諾，并試圖用自身的聲譽為代價保證既定目標的實現。其原因在于，在菲利普斯曲線操作框架中，公眾對中央銀行實現經濟穩定的可信性預期的變動構成了菲利普斯曲線中通脹預期形成方式乃至通脹與產出缺口替代關系不穩定的沖擊因素[12]，當中央銀行通過政策微調實現價格穩定目標時，如果公眾的可信性預期變動時，將會改變其通脹預期形成方式中前向參照政策所要實現的既定通脹目標與后向參照過去通脹的比重，進而使得替代關系不再穩定，也就難以實現目標。正如Sniderman所指出；“菲利普斯曲線框架本身并不能使通脹趨勢下降或錨住通脹預期”[13]。而通脹目標模式框架中，中央銀行試圖使得公眾完全形成中央銀行實現價格穩定的可信性預期，也就是將這一預期內生化。那么，公眾在通脹預期形成中可能會完全參照政策所要實現的既定通脹目標而不再參照過去通脹，通脹預期形成方式穩定不變，同時通脹預期接近于既定的通脹目標，這樣中央銀行就可能通過微調實現既定目標。

三、對我國的啟示

西方經濟學者對貨幣政策傳導機制不確定性理論的研究可以為我國貨幣當局實現價格穩定目標提供新的分析思路。也不難看出，上述研究的關鍵在于建立理論上的模式和實踐意義上的操作框架。如果從近幾年來人民銀行逐步建立的依托于以銀行間債券回購市場為準備金市場②和公開市場操作為日常性政策工具、超額準備水平為主(用于控制貨幣供應量目標)和貨幣市場利率為輔(用于監測市場流動性狀況)的操作目標以及貨幣供應量為中介目標的調控機制來看，我們可能應從貨幣模式及其操作框架來理解我國貨幣政策傳導機制。

這主要是因為，由于目前我國利率市場化程度較低，存、貸款利率和匯率尚未完全放開，準備金市場與其他貨幣市場和資本市場缺乏聯動，這就使得該市場上的短期利率無法作為基準利率由市場預期作用于其他長期利率和匯率，人民銀行也就無法通過調控利率實現通脹目標。由此，菲利普斯曲線模式及其框架并不適用，而貨幣模式及其框架則成為了唯一選擇。在這種情況下，我們就可以將我國貨幣政策傳導機制的不確定性理解為人民銀行在依據貨幣模式的操作框架下實現價格穩定目標過程的不確定性。這就意味著，針對價格穩定目標，我們應主要分析這種操作框架中內在的不確定性，即傳導中各階段的沖擊因素性質、作用機制、影響效應以及相應的操作策略。事實上，目前國內學者已經對其中操作目標調控、貨幣創造、貨幣總量收入流通速度不穩定等不確定性進行了深入分析[14-16]，但是對名義產出分解權重的不確定性研究較少，這可能是未來的研究方向。

盡管如此，筆者還認為，從學術研究的角度看，菲利普斯曲線模式及其框架仍然有借鑒意義。我們可以將短期利率作用于總需求的傳導過程加以簡化，而在AD-AS模型中考察產出缺口由菲利普斯曲線決定通脹目標過程的不確定性，進而分析影響菲利普斯曲線不穩定的沖擊因素性質、作用機制、影響效應以及相應的操作策略。

另一方面，雖然目前操作框架并無選擇而言，但是隨著將來利率市場化程度不斷提高，采用依據菲利普斯曲線模式的框架條件成熟時，將同樣可能面臨著操作框架的選擇問題。

筆者認為，從西方國家的操作框架的演進來看，我國未來的操作框架可能會經歷由依據貨幣模式向依據菲利普斯曲線模式的變遷。再從部分國家的操作框架轉變為依據通脹目標模式來看，國內有學者指出這也是我國操作框架的改革方向，并提出只要主要條件具備即可初步實施諸如宣布較寬的通脹目標等做法[17-18]。事實上，在這一框架中，中央銀行對通脹目標做出承諾的前提條件是其通過調控短期實際利率和產出缺口實現通脹目標，由于這一傳導途徑的可控性較強，因此準確實現既定的通脹目標是可能的。然而，由于目前人民銀行仍是調控貨幣供應量目標，并且貨幣量與通脹目標關系并不穩定，由此讓人民銀行對某一通脹目標做出承諾并不現實，并且如果長期未能實現該目標將反過來損害到其信譽。因此，采用這一框架并不適宜，而較為切實的做法是加快推進利率市場化改革，完善利率的形成和傳導機制，實現向依據菲利普斯曲線模式的操作框架轉變。

注釋：

①除了這兩種模式之外，從20世紀90年代起在一些西方國家開始流行通脹目標模式(inflation targeting paradigm)，詳見后文分析。

②銀行間債券回購市場和拆借市場都是我國銀行間短期借貸資金的市場，但是由于拆借市場上蘊含著較大的信用風險而始終無法解決，而債券回購市場上的資金交易是以債券抵押為基礎，違約風險較小，致使回購市場的交易額從1998年起超過了拆借市場的交易額，由此我們認為，債券回購市場可視為我國的準備金市場。

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【原文出處】南京審計學院學報

【原刊期號】20063

【原刊頁號】9～14

【分 類 號】F62

【分 類 名】金融與保險

【復印期號】200612

【作 者】張勇/章中信

第6篇：貨幣政策的實質范文

關鍵詞：量化寬松貨幣政策；國際收支；向量自回歸模型

中圖分類號：F830.9文獻標識碼：A文章編號：1008-2670（2013）06-0018-07

傳統的貨幣傳導機制是以利率為操作目標，通過金融市場向經濟體進行傳導。當經濟體系陷入零利率或低利率流動性陷阱之時，發達國家推出多輪量化寬松政策，購買政府債券和其他長期債券，繼續為經濟體系注入流動性或基礎貨幣，以防止經濟體系陷入長期通縮。此舉加速了全球流動性失衡，大量資金涌入包括中國在內的新興市場經濟體，相關影響逐步顯現。現有的研究主要集中于對本國貨幣政策的有效性進行檢驗，較少對外溢效應進行研究。當前，維護國際收支平衡是我國宏觀調控的中心任務之一，探究發達經濟體量化寬松貨幣政策對我國國際收支的影響，進而提出積極有效的應對措施有著重要的理論和現實意義。

一、量化寬松貨幣政策實施回顧與展望

量化寬松貨幣政策（Quantitative Easing Monetary Policy，簡稱QE），是指中央銀行在實行零利率或近似零利率政策后，通過購買國債等中長期債券，增加基礎貨幣供應量，向金融市場注入大量流動性的一種特殊的貨幣市場干預方式。量化寬松貨幣政策旨在以貨幣流動性的超量供給來鼓勵開支和借貸，因此也時常被人們形象地描述為“央行瘋狂印鈔票”[1]。只有在利率等常規工具失效情況下，貨幣當局才會采取這種極端做法。美國次貸危機之后，發達經濟體陸續實施了量化寬松貨幣政策。

（一）美聯儲量化寬松貨幣政策

次貸危機以來，美國經濟復蘇疲軟，失業率較高，通脹率較低，國民經濟急需財政政策和貨幣政策支持。由于財政赤字和政府總舉債均超過警戒線，刺激性財政政策實施空間不大，而美聯儲已經將基準利率降至接近零水平，傳統貨幣政策失效。在此情況下，美聯儲先后實施四輪量化寬松貨幣政策。

QE1的實施時間為2008年11月至2010年3月，政策目標是直接向金融機構和企業提供流動性。主要措施為：購買由房地美、房利美和聯邦住宅貸款銀行的價值1000億美元的債權及其擔保的5000億美元的資產支持證券。此后，短期資金市場逐漸恢復到危機以前水平，私人部門信心增加，在一定程度上帶動了消費增長，美國經濟開始復蘇，但勞動力市場情況仍不容樂觀。

QE2的實施時間為2010年11月至2011年6月，政策目標是推動房地產業和改善就業。主要措施為：增加6000億美元的長期國債購買量，所購國債集中于2-10年期限，每月約購買750億美元；維持再投資政策，即把此前QE1購買的到期機構債和抵押貸款支持證券MBS轉投資于長期國債。此后，美國房地產業開始復蘇，失業率緩慢回落。

QE3自2012年9月15日開始實施，政策目標為壓低長期利率、支持資產價格和改善就業，主要措施為：每月購買400億美元的抵押貸款支持證券（MBS），繼續執行扭曲操作（OT），延長所持有證券的到期期限，并把到期證券回籠資金繼續用于購買機構MBS，從而降低房地產的融資成本，維持長期超低利率。受此影響，房地產市場回暖，失業率降至7.8%。

QE4自2012年12月13日推出，政策目標為保持貨幣政策穩定性和連續性，形成私人部門的良好預期，擴大投資，推動經濟進一步復蘇。主要措施為：從2013年1月起每月采購450億美元的長期美國國債以替代2012年底到期的扭曲操作。

（二）歐洲央行量化寬松貨幣政策

其政策核心是購債計劃，包括長期再融資操作（LTRO）、證券市場計劃（SMP）和直接貨幣交易計劃（OMT）。

LTRO的實施時間為2008年4月至2012年2月，政策目標是為金融市場注入流動性，穩定金融市場。主要措施為：歐洲央行通過降低某些資產抵押證券（ABS）的利率門檻來增加抵押的有效性。商業銀行通過交付這些抵押物，獲得不同期限的貸款，用以購買債，并將后者抵押給歐洲央行。此后，銀行流動性增強，資金緊張問題得到緩解，抑制了不斷攀升的國債收益率，但單純的注資并未能引起市場預期的好轉而使銀行擴大信貸。

SMP的實施時間為2010年5月至2012年3月，政策目標是穩定金融市場和緩解危機國家融資壓力。主要措施為：歐洲央行和各國央行從公開市場購買政府債券或在二級市場上購買由歐元區成員國政府或公共實體發行的債券，以及在一級市場或二級市場上購買由歐元區私營企業發行的債券。SMP在短期內有效地減少了蔓延整個歐元區的債券市場風險。但市場擔心此類政府債券會惡化央行資產負債表，并最終影響歐元的穩定。

OMT于2012年9月6日開始實施，政策目標是提振市場信心和穩定金融市場，主要措施為：歐洲央行在二級市場上作為參與者無限量購買債券，購買對象主要為3年期以下的國債，其實施的前提條件是受援助國申請歐洲金融穩定基金（EFSF）和歐洲穩定機制（ESM）的援助，并接受其監督。這一措施有效地提振了市場信心，并在信貸市場上產生了較好的效果，但由于歐盟存在內部機制問題，歐洲央行量化寬松貨幣政策對經濟復蘇的刺激效果受到影響。

（三）日本央行量化寬松貨幣政策

為應對次貸危機，日本央行在總結2001-2006年非常規貨幣操作政策經驗和教訓的基礎上，再度啟動了量化寬松貨幣政策，主要分為流動性注入和資產購買與結構調整兩個階段。

第一階段實施時間為2008年4月-2010年10月，政策目標是向市場注入流動性。主要措施為：以改善金融機構資本狀況為主的緩解金融機構資本約束的政策；以改善央行負債表特別是資產方結構的信貸寬松政策；以緩解大企業涌入信貸市場對中小企業貸款擠出效應和銀行惜貸現象的企業融資支持計劃。這一政策由于日本央行被動的擴張和調整資產負債表而效果有限。

第二階段于2010年10月開始實施，政策目標是向市場注入流動性、維持長期低利率、刺激消費和投資。主要措施包括：貨幣市場操作指導方針、維持中長期低利率甚至零利率的物價穩定承諾、啟動資產購買計劃。截至2012年底，日本央行多次大規模購買資產，總額達101萬億日元。流動性注入對緩解銀行惜貸行為等方面起到了一定作用，在一定程度上修復了票據和債券市場，減少了擠出效應，但一部分流動性被截留在金融系統內部，沒有全部注入到實體經濟中。

從上述發達國家量化寬松貨幣政策的推進過程來看，從政策的實施到最后終結都要經歷一個較長的過程，發達國家量化寬松貨幣政策實施后也必然面臨一個退出前景的問題。從各發達國家市場反應情況來看，各國量化寬松貨幣政策的退出前景也不夠明朗。美聯儲主席本·伯南克表示，如果失業率持續以美聯儲預計的速度下降，美聯儲打算在2013年晚些時候縮小貨幣刺激計劃規模，并在2014年中之前徹底終止購買債券行動。但7月11日伯南克又表示，即使美國失業率下降至6.5%的美聯儲目標，也不會急于上調短期利率。這又為美聯儲量化寬松貨幣政策何時退出打上了一個問號。歐洲央行行長馬里奧·德拉吉6月25日表示，歐洲央行在歐元區經濟衰退期間不會提前收回其貨幣寬松政策。歐洲央行執委科爾也表示，歐洲央行支持經濟增長并對抗歐元區危機的政策舉措“需要多久”就會持續多久，而且如有必要還會出臺進一步措施。德新社報道認為，如果歐洲不追隨美聯儲的做法，日本也不會，因為日本才剛剛開始著手實施經濟刺激計劃。美國量化寬松退出將會是一個漸進的過程，應該不會在一兩年內就徹底退出，退出的路徑應該是先減少購債規模，再逐步停止購債，最后拋出債券、調高利率。

二、量化寬松貨幣政策的對外傳導機制分析

（一）貿易渠道傳導機制

量化寬松實施國家向陷入流動性危機的金融機構提供充足的流動性，用以穩定金融體系，鼓勵銀行增加對企業與個人貸款，刺激國內需求。從政策效果來看，短期內發達經濟體量化寬松政策對金融穩定、經濟恢復、促進消費產生了較為明顯的作用。發達經濟體外貿進口量龐大，尤其美國是傳統的進口依賴型國家，消費是國內的支柱性產業，大量的消費品仍將依賴低成本新興市場國家提供。因此在短期內，量化寬松政策有助于刺激國內需求，提高對進口產品的吸收能力，從而有利于改善我國外需環境，增加我國出口和貿易順差。

圖1中國對美國、日本、歐盟出口變化

數據來源：WIND數據庫海關數據顯示：2013年一季度，我國出口總額為5089億美元，同比增長18.4%，其中對美國出口796億美元，同比增長6.8%；對歐盟出口760億美元，同比增長1.1%。進出口順差431億美元，而去年同期進出口順差8.6億美元。

（二）金融渠道傳導機制

一是利率傳導。境外低利率和全球的低風險規避被認為是新興市場經濟體資本快速涌入的兩個重要推動因素。鑒于美、歐、日在世界經濟中的地位，其利率水平變動往往決定著全球的流動性狀況。發達經濟體通過多輪量化寬松政策向世界經濟注入了大量流動性，利率水平調低至歷史最低水平，引導公眾預期利率保持低位，這種預期對跨境資金流動產生明顯的信號作用，帶動了全球流動性的迅速擴張，成為跨境套利資本流入最直接的推手。

二是匯率傳導。在發達經濟體量化寬松貨幣政策過程中，中央銀行購買長期國債導致銀行和私人部門持有的貨幣增多，引發市場對本國貨幣貶值的預期，大量的投機資本從發達國家往發展中國家流動。大量資本流入我國，會直接影響外匯市場供需，導致人民幣被動升值，從而使得我國出口產品價格競爭力下降，貿易順差規?？s小，同時人民幣升值預期會引起國際資本的繼續流入。

三是貿易融資傳導。量化寬松貨幣政策增加了資本供給，同時也增加了銀行體系的流動性，促使銀行對進出口企業的支持。銀行可以充分利用境內外融資利差，幫助企業境外融資，改善外貿企業融資環境，引起跨境資金流入和貨物貿易順收順差差異擴大。

四是直接投資傳導。當金融危機發生時，跨國公司會以本國的流動性為原則，境外子公司趨向將資金撤回國內。發達經濟體量化寬松政策使資金直接進入商業票據、公司債務等市場，降低非金融機構的風險，從而避免了我國外商投資企業大規模資金撤離的影響。同時，發達經濟體量化寬松政策使全球金融局勢逐步企穩，投資者風險偏好降低，增大了資金流入新興市場的動力，有利于我國吸引直接投資。

五是資產價格傳導。目前國際市場大宗商品均以美元計價，且金融屬性越來越強，已成為機構投資者避險和投機的重要載體。發達經濟體的量化寬松政策導致全球貨幣泛濫，使得以美元計價的石油、貴金屬和農產品等全球大宗商品價格出現上漲。同時，美國量化寬松政策實施后，美元的貶值預期形成，國際投資者拋出美元，選擇持有大宗商品，助推價格上漲。

四、量化寬松貨幣政策對我國國際收支影響的實證分析

根據發達國家為便于分析比較，本文將美國、日本和歐盟作為發達國家代表。采取量化寬松貨幣政策的時間范疇，本文以2008年7月以來的月度數據為基礎，探索建立包含我國對發達國家進出口、跨境收支、貨幣供應量、利率及實際有效匯率等指標的向量自回歸模型（VAR）。VAR模型相對于聯立方程組模型有諸多優越性：首先，對模型中的所有變量不再區分是內生變量還是外生變量，都可以作為內生變量來處理，減少了由于主觀判斷有誤而增加的聯立方程組的不確定性；其次，VAR模型可以不以嚴格的經濟理論為依據，在建模時只要說明兩件事，一是確定哪些變量是有關系的，可以把相互有關系的變量包含在模型里，二是確定內生變量的滯后階數，以使模型反映出變量之間相互影響的絕大部分。

（一）數據的準備

1.數據來源

本文選取我國對美日歐跨境收入、跨境支出、進口額、出口額、美日歐貨幣供應量M1、歐美日銀行間隔夜拆借平均利率、人民幣實際有效匯率等指標進入模型（如表1所示）?？紤]到量化寬松政策的實施區間和月度數據的可得性，所有變量取值區間為20081表1變量含義及數據來源變量名稱1變量含義1數據來源LSR1我國對美日歐跨境收入取對數1國家外匯管理局LZC1我國對美日歐跨境支出取對數1國家外匯管理局LIM1我國對美日歐進口取對數1中國海關LEX1我國對美日歐出口取對數1中國海關LM11美日歐基礎貨幣供應量總額取對數1各國央行網站AI1美日歐銀行間隔夜拆借平均利率1中經網LEER1人民幣實際有效匯率取對數1國際清算銀行年7月至2013年6月，數值上首先作對數處理（利率指標除外）。

2.數據處理

從指標LSR、LZC、LIM和LEX的折線圖看，均呈現明顯的季度性波動，故使用X-11法對指標進行處理以消除季節性波動。相應地，調整后的指標分別為LSRSA、LZCSA、LIMSA和LEXSA。

3.單位根檢驗

借助Eviews5.0軟件，采用目前使用最為廣泛的ADF（Augmented Dickey-Fuller test statistic）方法，對LSRSA、LZCSA、LIMSA、LEXSA、LM1、AI和LEER進行平穩性檢驗，結果如表2所示，除AI為平穩序列外，其余六個均為一階單整序列。

（二）建立VAR模型

1.VAR模型滯后期的選擇1表2變量含義及數據來源變量1ADF檢驗值11%臨界值15%臨界4.VAR模型的估計結果

對LSRSA、LZCSA、LIMSA、LEXSA、LM1、AI和LEER建立一階VAR模型，模型的估計結果如下所示。七個方程的擬合度都較高，F檢驗全部通過，模型的整體效果較好，說明我國對美日歐跨境收支、進出口數據與歐美日量化寬松期間地貨幣供應量、利率與匯率之間的相關性較強。

（三）VAR模型分析

建立LSRSA、LZCSA、LIMSA、LEXSA、LM1、AI和LEER的脈沖響應函數（如圖2所示）：

我國對美日歐跨境收入（LSRSA）方面，人民幣實際有效匯率（LEER）波動在第2期開始會對跨境收入產生一個極小的正向沖擊，在第4期轉為0.0038單位的負向沖擊，到第9期最大，為-0.0105；美日歐貨幣供應量（LM1）在第2期開始會對跨境收入產生一個0.0195單位的正向沖擊，到第7期最大，為0.0298；利率（AI）波動在第2期開始會對跨境收入產生一個0.0130單位的正向沖擊，到第3期最大，為0.0137。

我國對美日歐跨境支出（LZCSA）方面，人民幣實際有效匯率（LEER）波動對跨境支出的影響并不顯著；美日歐貨幣供應量（LM1）在第2期開始會對歐跨境支出產生一個0.0183單位的正向沖擊，到第5期最大，為0.0222；利率（AI）波動會對跨境支出產生正向沖擊，但不明顯。

我國對美日歐進口（LIMSA）方面，人民幣實際有效匯率（LEER）波動在第2期開始會對進口產生一個0.0195單位的負向沖擊，到第4期達到最大，為-0.0216；美日歐貨幣供應量（LM1）在第2期開始會對進口產生一個0.0105單位的正向沖擊，到第4期最大，為0.0167；利率（AI）波動會對進口的負向沖擊不明顯。

我國對美日歐出口（LEXSA）方面，人民幣實際有效匯率（LEER）波動在第2期開始會對出口產生一個0.0036單位的負向沖擊，到第5期達到最大，為-0.0126；美日歐貨幣供應量（LM1）在第2期開始會對出口產生一個0.0098單位的正向沖擊，到第5期最大，為0.0155，利率（AI）波動對出口的沖擊不明顯。

綜上所述，金融危機以后我國對美日歐跨境資金流動和外貿情況表明，歐美日量化寬松帶來的貨幣供應量增加，短期內會對我國對其跨境收支和進出口產生正向沖擊，且對跨境收支變化的解釋能力較強；人民幣實際有效匯率的變動會對我國對美日歐的進出口產生負向沖擊，對我國對美日歐的跨境收入產生短期的正向沖擊，對支出產生負向沖擊。分析結果表明，人民幣升值會帶來進出口額的下降，跨境收入短期的上升和支出的下降，這與理論分析結果一致；相對而言，美日歐銀行間拆借平均利率對我國的影響不顯著，解釋能力較弱。

五、應對量化寬松貨幣政策影響的政策建議

（一）進一步加快國內金融體制改革。加快國內金融體制改革，建立健全相應的制度和程序，是保障我國金融體系安全的關鍵所在。當前而言，要探索將資本流動管理納入審慎管理的框架，建立逆周期的資本緩沖工具，抑制資本波動的順周期性[2]。同時，加強部門合作力度，形成金融監管合力，有效打擊違規行為。

（二）防范和遏制資產泡沫。從金融危機中汲取的教訓之一是“充分的監管政策有利于遏制潛在的資產泡沫”。當前，要保持貨幣政策連續性和穩定性，進一步增強調控的針對性和靈活性。要根據國內外金融形勢，靈活運用多種貨幣政策工具，保持信貸適度增長，優化信貸結構，有效貫徹落實“有扶有控”的信貸政策?，F階段，中國人民銀行、證監會、銀監會等部門應加強合作與協調，有效阻止信貸資金和國際游資流入股市和房地產市場，進而遏制資產價格泡沫。

（三）促進對外貿易發展方式轉變。首先要不斷優化升級我國對外貿易結構，通過提高技術創新能力，提升出口產品的科技含量和附加值、掌握產品生產的核心技術、提升企業核心競爭優勢，掌握對外貿易主動權；其次要積極擴大國內市場需求，降低對國外市場的依賴度，使內需真正成為經濟增長的推動力，確保我國經濟可持續發展。

（四）加快人民幣國際化進程。從戰略角度而言，人民幣在亞洲國家取得區域貨幣的地位，并廣泛地運用人民幣計價、交易和結算，是應對量化寬松政策的有效手段。當前，應統籌境內外人民幣市場建設，注重境內、境外人民幣離岸市場的“防火墻”功能。進一步擴大貨幣互換的范圍和規模，穩步推進中國與其他國家的貨幣互換。逐步拓展人民幣境外直接投資試點范圍，提升人民幣在計價、結算、投資、儲備等領域的地位，使境外人民幣結存有良好的投資渠道、規范的回流機制和較佳的流動性。

（五）完善人民幣匯率形成機制。完善匯率形成機制人民幣匯率包括兩個核心問題：一是匯率水平，二是匯率形成機制。只有不斷完善匯率形成機制，才能從根本上保證匯率水平的均衡和合理。[3]目前應考慮逐步擴大提高人民幣匯率彈性空間，加快人民幣匯率形成機制改革，形成有彈性、雙邊波動的人民幣匯率形成機制，削弱投機資本的持續流入動機。逐步放寬企業和個人對外投資的匯兌及范圍限制，促進境內居民充分利用國際金融市場優化資產配置。

參考文獻：

[1]孫夢鴻. 美國量化寬松貨幣政策與我國金融體系安全問題[J].環渤海經濟瞭望，2011（11）：37.

第7篇：貨幣政策的實質范文

關鍵詞：貨幣政策民營企業融資困境金融支持寧夏

Abstract:Under the financial crisis influence，the central moderate loose monetary policy has not solved the private enterprise to finance the difficult question.This article take Ningxia as an example，in the inspection private enterprise development present situation，the financial backing and in the financing characteristic foundation，the analysis private enterprise finances the difficult reason，proposed the private enterprise goes out the financing difficult position the suggestion.

Keywords:Monetary policy Private enterprise Financing difficult position Financial backing Ningxia

近些年來，民營企業融資難問題一直是制約其發展的“瓶頸”之一，特別是08年下半年全球金融危機爆發以來，國內民營企業經營困難，融資難問題進一步凸現。為應對金融危機，中央果斷實施積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，確保我國經濟持續穩定健康發展。從多方面對民營企業融資給予政策支持，拓寬民營企業的融資渠道。但由于民營企業總體實力不強，銀行對民營企業惜貸現象仍顯突出，民營企業融資難問題依然存在。

1.寧夏民營企業發展現狀

在金融危機影響下，寧夏部分民營企業經營惡化、利潤下降。09年一季度停產半停產企業中90%以上為小企業，主要是一些規模；較小的洗煤、碳素、鐵合金、電石、梳絨、脫水蔬菜等，普遍技術裝備落后、初級產品多、附加值低、企業競爭力弱。但從總體上看，寧夏民營經濟逆勢快速發展。截止2008年底，全區私營企業達到3萬多戶，注冊資本金624.42億元，分別比上年同期增長29%和15%；共登記個體工商戶16萬多戶，注冊資本金55.54億元，分別比上年同期增長19%和65%;全區非公有制經濟進出口總額11.09億美元，占全區進出口總額59%，比上年增長34.75%；上述增幅均居全國前列。寧夏民營經濟呈現由金融危機導致的部分下滑和基于后發優勢的整體迅猛發展的雙重特征。無論是哪種特征，都存在共同的發展難點——資金缺口。

2.寧夏民營企業的資金需求未得到滿足

一季度，寧夏信貸投放增長強勁，貸款增速達到歷史最快增長區間。新增人民幣貸款174億元，是上年同期的3倍。其中，私營企業及個體貸款增加8.5億元，同比多增9.1億元。但在信貸快速增長的情況下，民營企業的資金供求缺口仍在擴大。

2.1受金融危機的影響，民營企業的資金需求擴大。問卷①顯示，有70%的民營企業受金融危機影響較大。面臨原材料、燃料、動力等購進價格的上漲，企業普遍感受到擴大再生產、購買設備和原材料、支付工人報酬等方面資金支出顯著增加，加之利率、稅率、匯率變化的疊加效應，企業資金需求明顯上升。經營惡化的民營企業面臨項目轉型和產品改造，需要大量的資金跟進，而新生的民營企業在發展初期更需要資金補充。

2.2信貸投放呈長期化、集中化的特征，導致寧夏貸款總量的提升未能真正滿足民營企業不斷上升的資金需求。

一季度，寧夏65%的新增貸款投向了采礦業、制造業、電力業、交通運輸業、水利環境和公共設施業五個行業，60%的新增貸款為中長期貸款，43%的貸款投向了前10大戶企業。而大部分民營企業主要分布在輕紡、石化、建材、醫藥等行業，不屬于貸款主要投入的五類行業，而且更需要短期貸款，顯然中小民營企業在一季度新增貸款中沒有獲得更多的實惠。銀行信貸重點關注符合國家產業政策投向的企業和項目，向大企業集中趨勢明顯，對其他領域特別是中小民營企業的信貸投放產生更為明顯的擠壓效應。問卷調查顯示，目前寧夏有60%的銀行類金融機構（主要是國有商業銀行和政策性銀行）貸款對象以國有和國有控股企業為主，只有20%的銀行貸款對象以個體工商戶和私營企業為主。

3.寧夏民營企業融資特點

3.1民營企業融資渠道狹窄。寧夏民營企業融資以銀行貸款為主。通過資本市場直接融資的微乎其微，11家上市公司中僅有1家民營企業。通過調查問卷了解到，有76.9%的民營企業主要依賴銀行貸款，21.54%依靠自我融資，有1家民間借貸，僅有1家獲得政府扶持。通過銀行貸款的企業大部分經營年限都在三年以上，近三年成立的民營企業以自我融資為主。在自我融資中，53%的企業系家族自籌，46%的企業利用賒賬等商業信用。而選擇民間借貸的主要原因是手續簡便及無法取得銀行貸款的無奈選擇。99%的企業未享受政府貸款扶持。

3.2民營企業融資方式單一。寧夏民營企業銀行貸款以信用擔保和抵押貸款為主，分別占被調查企業的30%和70%，有小部分質押貸款和票據融資，尚無融資租賃業務。

3.3民營企業融資成本較高。大部分民營企業業貸款額度小、頻率高，而銀行每筆貸款的審批成本并不會因為貸款額小而降低，企業為尋擔?；虻盅?，還要付出諸如擔保費、抵押資產評估等相關費用。另外，與民間借貸相比，有57%的企業認為銀行貸款利率更適中，但銀行手續冗長、服務效率較低，信息成本過高，常使企業錯過購進材料或簽單的最佳時機，被迫選擇民間借貸方式，增加了企業融資成本。

4.民營企業融資難的原因

4.1民營企業普遍資產規模小，抗風險能力弱。

4.1.1總體實力不強，貸款抵押物不足。寧夏民營企業呈現出數量多、規模小、擴展快；吸納就業人員多，擁有有效資產少；傳統經營多，有效創新少，產品附加值小；貿易渠道少、銷售規模小，且相當一部分民營企業屬于高耗能、高污染企業等特點。大部分中小民營企業經營效益低下，抵御風險能力弱。問卷調查顯示：有63%的企業缺少符合銀行要求的抵押物，27%的企業無信用擔保。貸款抵押物不足是企業取得銀行貸款困難的主要原因。

4.1.2缺乏規范的內控制度，信用風險較大。民營企業整體上信用等級較低。一是企業管理薄弱。缺乏健全的財務核算制度和相關的報表資料，有60%的銀行反映難以查詢企業的資產負債及信用等方面的真實情況。二是企業信用狀況不佳。部分民營企業生產效益差或改制行為不規范，逃廢銀行債務時有發生，加之法律保障不足，更讓銀行對民營企業貸款望而卻步。

4.1.3銀企信息渠道不暢，雙方信息不對稱。民營企業數量多、規模小且地域分散，難以建立成熟的信用信息數據庫，銀行很難掌握企業經營情況，貸款風險可控性差，增加了銀行放貸和收貸成本，而且對民營企業每筆貸款所付出的前期調研、評估和后期管理成本更高。

4.2金融機構單一，市場體系不健全。

國有商業銀行在金融體系中占主導地位，信貸政策實行全國統一標準，不利于中小民營企業。寧夏國有商業銀行機構數、資產總額均占到45%左右，全國股份制商業銀行、區域股份制商業銀行、中小銀行數量很少。國有商業銀行按照國家的產業政策對東西部地區實行統一的授信標準，其授權授信制度和資信評估制度主要針對國有企業制定。國有商業銀行拓展中小企業優質信貸市場，也主要是對具有較高市場發展潛力的中小優質客戶以及高新技術產業等民營企業 開展貸款營銷。另外信貸審批權力上收，手續繁雜效率低下，對急需資金的民營企業尤為不利。地方性金融機構在為民營企業提供信貸服務上擁有信息優勢和成本優勢，但由于自身實力不足，難以滿足民營企業的需求。

4.3擔保業發展落后，企業信用缺乏保障。寧夏目前有信用擔保機構57家，平均注冊資本金為1089萬元，由于擔保機構普遍規模小，實力弱，加之審核條件嚴格，真正開展業務的不到三分之一，對民營企業實際擔保支持很少。擔保行業運營風險大，沒有有效的反擔保及再擔保措施，銀行與擔保公司很難形成“風險共擔、利益共享”機制。

5.破解民營企業融資難的建議

5.1以資本市場為主拓寬民營企業融資渠道。支持企業在資本市場直接融資。政府部門應加強政策引導、部門協調、資金支持、后備上市資源培育，積極完善地區資本市場，為民營企業在資本市場直接融資提供條件。一是針對民營企業凈資產規模小的狀況，可以依附或者掛靠大企業，成為大企業的子公司或者控股公司，利用大企業的力量進入資本市場獲得資金；二是可以由政府財政牽頭，聯合大企業、銀行或其他金融機構協同出資，建立創業投資基金或風險投資基金，專門投資于符合國家和省區重點產業發展方向的民營企業。政府可運用稅收政策引導和鼓勵個人直接投資，建立產業投資基金和風險投資基金；三是支持創業板資本市場即二板市場的發展，鼓勵和促進具備條件的民營企業特別是民營高科技企業進入資本市場，擴大直接融資規模。

5.2以商業銀行為主建立金融創新體系。

5.2.1把握市場動向，創新融資機構。鼓勵股份制銀行、政策性銀行及民營金融機構在寧夏設立分支機構，積極扶持本地區商業銀行、城市信用社、及政策性中小金融機構的發展，為企業拓寬間接融資渠道?？煽紤]培育民間借貸組織，在一定條件下將地下的民間借貸組織正規化。

5.2.2防范金融風險，創新信貸產品。民營企業流動資金需求大，缺少能提供抵押的不動產，其特殊性要求銀行以“風險定價、風險管理、風險補償”為中心，創新金融產品。

5.2.3提高貸款效率，創新金融服務。銀行貸款手續復雜和時間長是民營企業普遍反映的問題，創新金融服務，簡化貸款手續、加快貸款速度是解決民營企業融資難關鍵。

5.2.4加強融資合作，實行差別政策。一是銀行可與信用擔保機構、小額貸款公司等合作，加強融資合作。二是建議實行差別的信貸政策，包括國家出臺更細化的支持民營企業的信貸政策、依據地區發展情況不同實行不同的信貸政策，這對于生存在寧夏這種西北欠發達地區的民營企業顯得尤為重要。

5.3以中小企業為主完善民營企業信用環境。

5.3.1采取措施支持民營企業做大做強。一方面政府和銀行加強對民營企業的培訓和引導，促使民營企業完善治理結構、健全財務管理、提高自身素質；另一方面政府可針對民營企業規模小、底子薄、經濟結構單一的特點，適時采取措施對一定規模以下的民營企業進行資源整合，加大經濟結構調整，培育民營企業成長的良性循環機制。

5.3.2建立民營企業信用信息體系。加強人行、銀監會和政府相關部門的的協調、溝通，建立民營企業信用體系；完善企業信用信息基礎數據庫，注重對民營企業特別是中小企業信用信息采集更新；搭建銀企信用信息平臺，有效解決企業融資中信息不對稱問題；對信用差的企業建立“黑名單”并及時通過媒體曝光，加大失信懲戒力度，優化民營企業信用環境。

5.3.3健全社會信用擔保機構的建設。完善現有的擔保機構，組建完全按市場規律運作的高效率擔保機構，鼓勵民間資本進入企業信用擔保市場。政府可設立信用擔保機構風險補償專項資金，通過資金補助調動擔保公司的積極性。注釋

①為全面了解寧夏民營企業融資情況，近期人行銀川中心支行對寧夏民營經濟的發展及融資情況開展了調研。調查對象包括全區62家銀行類金融機構的分支機構、涉及13種行業 的130家民營企業，共發放問卷190多份。13種行業分別是：化工、機械設備、金屬加工與制造、非金屬礦物質制品、水泥、造紙、采礦業、農副產品加工、食品與飲料、紡織、醫藥、物流、建筑。

參考文獻

［1］符戈.《中國民營企業融資問題研究》經濟科學出版社出版，2003年10月

［2］張俊偉.《完善中小企業政策體系的努力方向》《中國經濟時報》，2009.03.20第5版

第8篇：貨幣政策的實質范文

一、前 言

近些年臺灣地區的利率持續下降，原因來自于自2000年開始居高不下的失業率，加上國際經濟惡化嚴重沖擊臺灣地區出口，使得區內經濟成長持續低迷，再加上當時銀行逾放比率持續攀高，銀行對債信差的企業緊縮放款，金融市場新臺幣資金大量流向外匯存款及股市下跌的窘境；另一方面，美國多次調降利率也造成全球主要國家利率競相走低，為避免新臺幣和美元利差擴大帶動新臺幣升值而沖擊出口產業競爭力，金融主管部門持續以寬松貨幣政策刺激景氣。

根據凱恩斯論點，當利率水準很低，低到不能再低的程度時，社會大眾預期未來利率將走高，寧愿持有貨幣而不愿進行消費或投資，所以貨幣主管部門增加貨幣供給以帶動景氣的政策將無法奏效，即所謂的“流動性陷阱”。再者，當廠商對前景不看好時，盡管利率跌得再低也不會貿然投資，即存在“投資陷阱”。當社會上出現這兩種現象時，意味著貨幣的利率管道將無效，此時如果貨幣政策有效勢必是其它貨幣傳遞管道的功勞。當日本陷入十幾年的經濟蕭條，日本央行持續維持低利率水準，仍然沒有能力刺激景氣的復蘇，引發了日本是否陷入流動性陷阱及投資陷阱的討論(如Hondroyiannis, Swamy, and Tavlas 〈1999〉)。但許多經濟學者(Mishkin 〈2003〉, Bernanke 〈2000〉)指出利率管道并非是貨幣政策傳遞的唯一管道，認為日本央行應該還有可以施力之處，強調即使利率管道不暢通，也還可以藉由其它如資產價格(股價)管道、匯率管道，使貨幣政策產生刺激景氣的實質效果。

利率管道的相關文獻中， Hondroyiannis, Swamy, and Tavlas (1999)實證結果并不支持日本存在流動性陷阱的假說。Krugman (2000)及 Coenen, Orphanides and Wieland (2004)處理日本流動性陷阱的問題。Miyao（2002）的結論為利率對日本的實質產出有恒常效果。Mehrotra (2006)發現在日本和香港地區利率上升都確實能降低物價和產出水準，而臺灣地區的貨幣政策沒有顯著影響。

在有關貨幣與股價的相關文獻中，Bakshi and Chen (1996)發現股價報酬和貨幣成長的相關性依賴于產出成長和貨幣成長的相關性。Boyle (1990), Danthine and Donaldson (1986), Foresi (1990), Lee (1989, 1992), LeRoy (1984), Lucas (1982), Marshall (1992), and Stulz (1986)等人的實證結果發現實質股票報酬和貨幣成長呈正相關，而名目股價和貨幣波動同期負相關。Bernanke and Gertler (2000)通過觀察在小型規模的總體模型下不同的貨幣政策法則，發現當有關部門施行政策只考慮通貨膨脹而不考慮股價時，所得到的產出和通貨膨脹是最低的。Miyao（2002）指出，日本股價對產出有長期正向的延遲效果。Forster（2005）發現股價和德國經濟彼此相關，當有全面性的股價移動時，會同時反應在德國的消費和私人投資。陳君達等(2006)研究認為不論臺灣地區公司規模的大小，貨幣政策對實質股票報酬之影響大于名目股票報酬。

至于匯率管道的文獻有，Dornbusch (1976)印證匯率是貨幣傳遞機制上一個很重要的管道。Branson (1977)得到貨幣供給與匯率呈正向關系的結果。Obstfeld and Rogoff (1995)由貨幣需求方程式觀察匯率動態調整。Eichenbuam and Evans (1995)顯示美國施行緊縮性的貨幣政策導致美國利率很明顯且持續地上升。Mehrotra (2006)指出日本和香港地區的名目有效匯率上升能降低物價和產出水準，但臺灣地區的貨幣政策和匯率沖擊價都沒有顯著影響。Svensson (2001, 2003) 指出若多個經濟體系都存在流動性陷阱，那么不論各國的匯率制度是否相同，皆不能同時采用貨幣貶值的策略。

以上探討貨幣傳遞管道的實證文獻多是觀察長期資料，但日本上一波的不景氣被怪罪為日本央行貨幣政策的操作不當，因為只一味調降利率希望藉由利率管道刺激景氣，忽視其它貨幣傳遞管道。這樣的說法使我們想了解這段低利率時期，其它貨幣傳遞機制是不是可有效運作，因此本文只針對臺灣地區在2000―2006年和日本在1993―2006年這一波經濟衰退的低利率時期分別探討貨幣政策的有效性。除利率管道之外，我們也將檢驗股價管道以及匯率管道是否暢通，以尋求為何日本在此段時期貨幣政策似乎無效的答案。

在研究方法上將針對采用的變量特性做回歸分析，由于總體經濟變量常具有時間數列的特性，且變量之間會相互影響，因此，本文采用VAR(vector autoregression)模型來檢視貨幣政策的傳遞管道是否暢通。

二、 研究方法（VAR）和檢定

總體經濟變量常具有時間序列的特性，且變量間會相互影響，依照本文所探討的貨幣政策管道來看，我們會發現當金融主管部門施行貨幣政策，進而影響利率、匯率和股價等變量，再透過這些變量來影響產出。但是當產出改變，金融主管部門又會因產出而有不同的調整，緊接著又進行再次的循環，如此變量之間便不斷地相互影響，無法特別認定外生變量。因此，本文采用VAR模型來探討貨幣政策的管道是否暢通，在VAR的模型中，所有變量都視為內生，可排除認定外生變量的問題。

VAR模型的主要目的是預測某一個變量的改變對整個VAR系統中所有變量的影響，原因在于VAR模型只能觀察經濟變量間的互動情況，無法解釋變量間的正負關系及變量間彼此影響的程度，而“沖擊反應函數分析”可以看出某誤差項在過去某一時間產生變化之后，使應變量跟隨著產生一連串變化或調整的過程，因此可以觀察變量間的正負關系。至于“預測誤差的變異分解”則是對VAR模型的預測誤差成分進行分解，以作為變量間影響程度的依據。因此，這樣的影響將透過“沖擊反應函數”和“預測誤差的變異分解”來呈現。本文將依循著下列的步驟和方法架構出一個完整的VAR模型。

（一）VAR模型的排序與落后期的選定

首先，本文根據經濟理論做變量的挑選和排序，用縮減式呈現如下：

本文希望觀察到的是當期的貨幣政策是否會影響當期的利率、股價、匯率及產出，但是我們并不在乎當期利率、股價、匯率和產出的變動是否會改變金融主管部門的貨幣政策行為，因此本文把代表貨幣政策的工具――金融拆款利率 (ibor) 放在模型的最下方，再探討透過當期的利率 (r)、匯率 (e) 和股價 (pe) 的改變是否會影響當期產出，也就是在此不強調當期產出對經濟社會帶來的效果，因此把代表產出的變量 (y) 放在模型的最上方。至于中間變量的擺放也是依據傳統的經濟理論來放置。

由于本文主要探討的是貨幣政策的三種管道，而且特別強調“低利率”時期，我們分三種情況說明：(1)在利率本就很低的情況下，金融主管部門依舊施行擴張性的貨幣政策，利率是否還有下降的空間？換言之，在這段時期是否存在著“流動性陷阱”？我們預期貨幣和利率為負向關系。(2)在低利率時期，貨幣政策是否會因為對利率的影響變小而更加依賴另外兩個管道？因此在實證結果上要留意貨幣政策在匯率和股價兩個管道是否暢通。預期貨幣政策和此兩種管道之間的關系應為正向。(3)若實行擴張性的貨幣政策導致利率下降，是否能刺激消費和投資并增加產出，我們關心是否存在“投資陷阱”；本地區貨幣貶值是否透過增加凈出口而提升產出；資產價格(股價)的增加代表著財富的增加，因此人們會增加消費和投資以累積產出。因此預期利率和產出呈現負相關，匯率與股價則和產出呈現正相關。

另外，由于VAR分析主要是對經濟變量之間的互動與沖擊影響過程進行分析，所以在架構出一個VAR模型時不只要留心變量排序問題，還要謹慎地根據理論模型來挑選適當的變量，在使用VAR模型時，因為我們沒辦法很明確地看出變量中是否有外生變量，又很希望挑選的變量都具經濟意義，往往會將參考的變量都納入其中，可是當放入的變量過多時又會喪失過多的自由度，所以要慎重選取。本研究依據經濟理論來架構VAR模型，因此沒有變量選取的疑慮。VAR模型決定后，必須選擇最適的落后期數，本文搜集的資料為月資料，臺灣地區資料共60筆，日本資料共153筆，因此設定最大落后期數為4期，再使用最小SBC (Schwartz Bayesian Criterion) 的方法來挑選出最適落后期，最后根據統計結果，臺灣地區或日本的資料都選取落后一期為最適落后期。

（二）單根和共整合

根據理論，本文得知所選取的變量必須本身是定態的時間數列，原因在于變量都是非定態數列時，有可能會因為彼此具有相同的趨勢項而產生“假性回歸”的現象。相對地，如果變量間存在著共整合，而我們卻直接差分作VAR，將會導致錯誤的估計。一般來說，最普遍用到的單根檢定有三種：ADF單根檢定(Augmented Dickey-Fuller test)、PP單根檢定(Phillips-Perron tests)和KPSS (Kwiatkowski, Phillips, Schmidt, and Shin Test)單根檢定。經過檢定，不論是臺灣地區或日本的變量經過判定都為定態數列，使用原本水準 (level) 值即可。

三、 實證模型設定

（一） 變量說明

在價量不兼容的情況下，我們必須選擇一種作為貨幣政策的指針，觀察臺灣地區金融主管部門和日本央行的政策，均比較偏向控制價的變量，即金融業拆款利率，因此本文主要以金融業拆款利率作為貨幣政策的變量。

由于希望能討論投資陷阱或財富效果，因此需要消費及投資變量，但因為此兩變量都無月資料，我們只能直接討論政策對實質產出的影響。本文觀察的資料是月資料，所以在資料的搜集上，不論是金融業拆款利率、利率、匯率和股價都有月資料可循，但產出資料卻沒有，在此采用工業生產指數作為產出變量。

（二）資料轉換及來源

1． 臺灣地區的樣本資料。采用2001年10月到2006年9月的月資料為時間序列資料。一個月期存款利率(r)、金融業拆款利率(ibor)和匯率(e)都來自于金融主管部門統計數據庫。 其中利率為銀行業牌告利率的一個月期存款率，利用費雪方程式處理成實質利率，匯率則是先從金融主管部門統計數據庫取得各主要通貨當地外匯市場或紐約外匯市場銀行間即期交易的收盤價的月資料(月資料系日資料之平均值)，為臺幣對美元的直接報價資料，再以臺灣地區與美國的GDP 平減指數處理成實質變量，最后取log值。股價指數(pe)為臺灣地區金融主管部門統計數據庫的加權股價指數月均值，利用GDP平減指數處理成實質變量。GDP 平減指數以2001年為基期，資料取自臺灣地區有關方面統計信息網。工業生產指數(y)則是取自于臺灣地區權威經濟研究機構數據庫的共同經濟指針。

2． 日本的樣本資料。至于有關日本低利率時期的研究，則采用1993年10月到2006年6月的月資料，同為時間序列資料。金融業拆款利率、一個月期存款利率、股價指數為東京日經225指數月均值，皆從日本銀行統計數據庫取得。匯率和日本的GDP平減指數都取自于臺灣地區權威經濟研究機構統計數據庫。工業生產指數則取自于臺灣地區權威經濟研究機構數據庫的共同經濟指針。處理成實質利率、實質匯率和實質股價的方法和臺灣地區資料相同，唯一的區別為以日本與美國的GDP平減指數來處理，而且以2000年為基期。

四、實證結果分析

（一） 沖擊反應分析

根據所設模型，利用向量自我回歸分別估計臺灣地區和日本的三種貨幣政策傳遞管道，以觀察“沖擊反應分析圖”。通過由沖擊反應分析圖，一方面可看出變量間的正負向關系以及哪期沖擊的影響最大，同時由于有上下兩條曲線代表參數估計之信賴區間的上下限，更可界定出某變量的沖擊是否對另一變量具有顯著影響力。圖1中，金融業拆款利率對實質利率呈現顯著的正向影響，與預期相同，而且在第6期影響最大，意味著當臺灣地區有關方面實行擴張性的貨幣政策使金融業拆款利率下降也會導致實質利率的下降，顯示出在臺灣地區這段時期里，仍具有流動性效果 (即流動性陷阱不存在)。金融業拆款利率對實質匯率有正向影響但不顯著；金融業拆款利率對實質股價也有正向影響，但在統計上沒有顯著影響力。因此顯示在這段時期，臺灣地區的貨幣政策在實質匯率和實質股價這兩管道上并不暢通。 金融業拆款利率的沖擊三個管道的沖擊

注：上下兩條曲線代表參數估計之信賴區間的上下限。變量放置依序為工業生產指數(y)、實質股價(pe)、實質匯率(e)、實質利率(r)、準備貨幣(res)、金融業拆款利率(ibor)。再來說明三個管道對產出的沖擊反應。實質利率對工業生產指數有負向影響，而且在第二期影響最大；實質匯率和實質股價對工業生產指數都為正向影響，其中實質股價對工業生產指數在第四期影響最大，三者的符號都與理論及預期相符，但在統計上并沒有顯著影響力。最后整體來看，金融業拆款利率對工業生產指數具有負向影響，和預期相符但不顯著。資料顯示雖然三者的影響方向都符合預期，然而并沒有顯著的影響，因此無法指明貨幣政策的施行確實能透過此三種管道來刺激產出，而且貨幣政策(金融業拆款利率)并不能影響產出，這樣的結果顯示著臺灣地區在這段低利率時期，貨幣政策是無效的。 金融業拆款利率的沖擊三個管道的沖擊

圖2為日本金融業拆款利率對實質利率的沖擊反應和臺灣地區同樣都為正向影響，但不同之處在于金融業拆款利率對實質利率并沒有顯著影響力，也就是說在此處我們會發現日本1993―2006年的低利率時期存在著流動性陷阱，金融業拆款利率對實質匯率有顯著負向影響，且隨著時間變化，負向相關愈加明顯。而金融業拆款利率對實質股價一開始呈現正向影響，在第20期轉為負向影響，但統計上沒有顯著影響力。實質利率對工業生產指數一開始為負向影響，在第17期轉成正向；實質匯率對工業生產指數為負向影響；實質股價對工業生產指數呈現正向影響。然而三個管道在統計上都不具顯著影響力。

（二） 預測誤差變異的分解

有關臺灣地區和日本的工業生產指數的預測誤差變異數分解結果呈現于表1和表2，其排列順序為工業生產指數、實質股價、實質匯率、實質利率、準備貨幣、金融業拆款利率。不論是臺灣地區或日本在第一期時，工業生產指數的外生性都是100%，顯示貨幣政策（金融業拆款利率）在施行時會有時間和效果的落后現象，同時也反應三個管道（實質利率、實質匯率和實質股價）的傳遞不是立即的。隨著時間的變化，工業生產指數的外生性慢慢被稀釋，換句話說工業生產指數逐漸被其它變量所解釋。

觀察表1，在第24期時，工業生產指數被自己所解釋的部分已經減少成只剩67．77%，其中有極大部分(22．43%)是被準備貨幣所解釋，其次是被實質利率所解釋，約3．33%，不論是金融業拆款利率或三個管道的解釋成分都不高。通過日本資料表2則發現，盡管經過了兩年，工業生產指數大部分(81．36%)還是被自己所解釋，其它變量中解釋程度最高者為實質匯率，在第24期時，工業生產指數有9．09%被實質匯率所解釋，第二高者為實質股價，有5．89%的解釋程度，而且其中工業生產指數被實質利率所解釋的部分是所有變量中最低的，意指實質利率對工業生產指數的影響最小。

五、結 論

本研究主要針對前一波經濟不景氣的低利率情況來探討臺灣地區和日本是否面臨到凱恩斯所說的流動性陷阱或投資陷阱的問題，并且觀察除了利率管道外，匯率和股價管道是否暢通。使用VAR模型分別針對臺灣地區和日本分析其沖擊反應分析圖和預測誤差變異。經實證結果顯示，針對利率管道的部分，使用一個月期存款利率來衡量，發現臺灣地區并未存在“流動性陷阱”，也就是說，擴張性的貨幣政策施行后，實質利率仍有下降的空間。進一步檢定“投資陷阱”發現，實質利率對產出并沒有顯著影響力，透露出似乎存在著“投資陷阱”，意即雖然短期實質利率持續調降使得長期實質利率跟著降低，但由于預期心理的因素，廠商對未來前景不看好，因此無法刺激消費和投資進而增加產出。另外實質匯率和實質股價管道也不暢通。

日本得到不同的結果，貨幣政策只透過實質匯率這個管道產生效果，對實質利率和實質股價管道是沒有顯著影響力的，也就是存在著“流動性陷阱”，因為利率已經很低，盡管日本銀行持續施行擴張性的貨幣政策也無法使利率往下調整；和臺灣地區相同的是，貨幣政策對產出也沒有顯著影響。此外無論是臺灣地區或日本在這段時期，貨幣政策指針對產出的貢獻是相當小的。

實證結果引申的意義為，在景氣低迷這一階段，臺灣地區有關方面持續調降利率試圖刺激經濟回溫的效果其實非常有限。如果分析上并無錯誤，那么是否貨幣政策真的就無效呢？后續的研究可以嘗試以“信用觀點”切入。

這樣的結論可能與實際的經濟社會走勢有關，也可能與數據處理有關。本文有關觀點可改進之處有：(1)低利率定義其實是見仁見智，本文是以3%以下為標準，若使用基準不同便可能會有不同的結果。(2)采行的貨幣政策指針是以金融業拆款利率為主，然而有關方面真正在施行貨幣政策時所瞄準的“操作目標”分為數量變量和價格變量兩種，故選擇不同的操作目標也可能影響結果。(3)一般總體研究以年或季資料較為穩定，但臺灣地區或日本經歷的這波低利率時期并不長，只能以月資料來分析成為本研究受到的限制。

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Effectiveness of Monetary Policy during Low-interest-rate Periods ――Experiences of Taiwan Region and Japan

第9篇：貨幣政策的實質范文

    在一個轉軌時期的金融環境中,貨幣政策傳導與金融監管之間會產生諸多沖突,如何協調并建立兩者間的新型平衡關系,是當前金融改革的一大難點。就此,本文擬從兩大沖突與矛盾著手,分析貨幣政策目標與監管規則的沖突、集權式運行模式的矛盾等方面,來論述建立功能性金融監管模式服務于貨幣政策傳導的問題。

    (一)貨幣政策目標與監管規則之間的沖突

    傳統的貨幣政策目標是穩定物價、充分就業、促進經濟增長、平衡國際收支。自20世紀90年代中期以來,我國直接調控逐步縮小,間接調控運用不斷增多,貨幣政策的最終目標基本鎖定為穩定物價并以此促進經濟發展。應該講,穩定物價的最終貨幣政策目標是相當明確的,它根據歷史上貨幣政策傳導各環節中多主體的行為取值之和進行政策調整,這是一個變量的概念,是一個多重主體的、多變的集體選擇后果。

    但是,該貨幣政策目標經過金融體系的過濾后,則與現行監管規則之間產生極大沖突,這種沖突存在于貨幣政策傳導的渠道之中。

    從1991年至2001年,我國證券市場籌集資金近8000億元,但貸款卻增加80000多億元,其中1999年,非金融部門以銀行借款方式從國內金融機構融入的資金為10734億元,占其總融資量的61%,以債券及股票方式融入的資金為3744億元,占其總融資量的21%。這些數據說明國內非金融機構部門的融資仍以間接融資為主,故銀行信貸傳導仍是我國貨幣政策傳導的主渠道。

    那么,為創造健康金融運行環境,服務于貨幣政策傳導的金融監管也就集中于信貸政策的監管,它建立在中央銀行一系列政策法規基礎之上?？紤]信貸政策作為貨幣政策客體——商業銀行的經營準繩,其對商業銀行經營具有巨大影響力,故其具有相對長期穩定的內在特質要求。

    于是,為平滑物價變動,中央銀行需要連續調整貨幣政策時,卻因信貸政策處于一種僵化的狀態,對于貨幣政策的變動彈性較小,使得中央銀行在此之間難以尋找實質性的平衡點。例如,近年來中央銀行不斷降息,并通過窗口指導,推動商業銀行放貸,特別是對中小企業的貸款投放,但是實踐證明,老化的貸款管理辦法及嚴厲的貸款責任人制度,強硬地制約了商業銀行的放貸積極性,也制約著中央銀行自身的貨幣政策意圖實現,這就意味著我國的金融監管規則無法為貨幣政策提供堅實的運行支撐。

    (二)集權運行模式的矛盾

    有效的貨幣政策傳導,需要市場化程度較高的金融運行環境,通過金融市場作用于政策客體,對其資產的結構、財富的變動、信用供應的可能及預期產生一系列影響,以達到政策目標。

    但是,中央銀行的另一種職能——金融監管卻因其自身的運行模式,加大了貨幣政策的社會運行成本,改變了貨幣政策預期效果。尤其在我國,金融監管與貨幣政策共存于一體,即中央銀行集權運行雙職能,使得金融監管同貨幣政策傳導之間產生內生性沖突。

    觀察可知,我國的中央銀行并不具備決策的獨立性,它要服從于政府的各種利益調整要求。既然中央銀行對貨幣政策不具有獨立控制權,其結果就是,金融監管成為中央銀行職能的重中之重;特別是在金融市場化水平很低的情形下,消極監管更成為監管主流,這是中央銀行損失最小、利益最大的一種選擇。

    與此同時,金融監管還會受到外部利益集團的干預,更使得為貨幣政策傳導服務的預期監管目標發生扭曲。所以,在運行載體同質的基礎上,集權式的貨幣政策管理與金融監管使中央銀行產生兩難抉擇,即中央銀行為實現貨幣政策,需要開展積極監管,但卻強烈地受制于自身的“成本——收益”比較機制的約束,而轉向貨幣政策配合值很低的消極監管,最終降低中央銀行對宏觀經濟的推動作用。以上具體表現為兩個方面:

    第一,貨幣政策管理體制建設乏力,中央銀行內部的貨幣政策推行無法落實。

    目前,我國省會城市中心支行負有貨幣發行調度之責,卻沒有貨幣信貸管理之權,兩者在一個省區分別由省會城市中心支行和大區行管理,脫節難以避免,實際上這是貨幣政策職權在中央銀行內部的分割與肢解。但是,中央銀行對于內部貨幣政策執行渠道所存在的組織障礙,至今未予解決。探究其源,改革管理體制是中央銀行集權運行雙職能中收益解相對較低的行為取向,中央銀行自身沒有主動改革的動力。

    第二,監管目標模糊化,降低監管效率。

    因為貨幣政策傳導集中于信貸市場,所以監管重點也就在于信貸政策的監管。對此,中央銀行出臺了許多管制政策,但卻會與貨幣政策產生矛盾。例如,近期許多地區所出現的個人外匯質押貸款一律禁止的政策,實際上就是為控制外匯持有量,提高人民幣的國際地位,也為防止洗錢行為而制定的信貸政策。

    但是孰不知,該政策嚴重制約了個體經濟的融資渠道,嚴重阻礙了商業銀行個人消費信貸業務的發展,這明顯與中央銀行的窗口指導意見相左,可見該項管制政策的真實目的非常模糊。于是許多商業銀行在利益驅使下依然故我,模糊的監管政策更成為“空中樓閣”。

    (三)根源分析

    分析上述貨幣政策與金融監管的兩大基本沖突,筆者認為其產生的根源在于體制性干擾,它棲居于商業銀行與企業兩個貨幣政策傳導領域。

    第一,商業銀行領域。

    20世紀90年代后期,我國商業銀行的市場化經營態勢不斷顯現,制定了公司化治理結構目標,并逐步推進各自的改組上市工作。但是,其進程是緩慢的。主要問題在于,首先在官本位下,商業銀行無法內生出具有人格化的合格委托人,銀行行長是沒有委托人的人,實質為“內部控制人”,以其為代表的銀行管理層雖不擁有剩余收益索取權,但其擁有實質控制權,附加監督機制的缺位,導致商業銀行的內部控制現象非常嚴重。近年來日益增多的金融大案、要案可為佐證。

    因此,商業銀行產權制度缺陷必然制約貨幣政策的貫徹,引發為對付監管而產生的事前的選擇與事后的道德風險。所以,中央銀行調控貨幣政策的主要手段——信貸政策,以及為之配套的監管政策,在經過內部控制人“過濾”后,已發生嚴重變形。

    第二,企業領域。

    上文已述,我國企業主要依靠間接融資來進行擴大再生產。但是,目前大多數企業,尤其是國有企業,因為國有產權的缺位,國有資產所有者的保值、增值要求猶如“隔山打虎”,經過企業內部控制人的“利益求解”之后,最優解趨向于內部人,致使企業對利率變化所帶來的成本變動敏感度很低。同時,在企業對外融資方面,因為企業內部信息的不透明,造成直接融資門檻的提高,間接融資同時出現“惜貸”現象。

    于是,企業對于貨幣政策的變動反應,遠未達到中央銀行預期目的。連續多年來的通貨緊縮,使得企業對于經濟發展前景更持悲觀態度,從而在商業銀行出現“惜貸”現象的同時,企業也出現“惜借”現象,擴大再生產的步伐放慢,貨幣政策的作用空間被無形壓縮。

    綜上所述,中央銀行調節貨幣政策,實施金融監管,現行采用市場化的管理手段,但是這些管理手段的實施對象卻是“非市場化的受體”,其所有權、控制權的缺陷,導致其不存在理性選擇的動機,無法呼應中央銀行的各項政策,中央銀行的決策基礎也就存在決策空洞。于是貨幣政策與金融監管亦就各行其道,無法有效統一。

    (四)功能性監管是消解沖突的重要途徑

    上述沖突的解決途徑有三,分別為體制突破、貨幣政策傳導機制的建設、監管機制重建等。前兩者已有較為成熟的意見,恕不贅言。在此,本文著重從監管機制重建方面來討論,即通過改變消極監管方式,建立功能性監管模式,以消解貨幣政策與金融監管兩者之間的沖突,推進貨幣政策的實施。

    正如上文所言,以間接融資為主導的國內金融市場特性,使中央銀行配合貨幣政策的監管方式主要為信貸政策的監管,而這種監管方式是建立在銀行單一功能的實施基礎之上,它以機構組織為監管界限,淡化了商業銀行對應于貨幣政策的多重功能性反應。那么,建立功能性監管模式,則可從貨幣政策的實施目標出發,特別是階段性目標,以貨幣政策所要求的效果,反向界定、推動監管的配合功能,完成中央銀行對宏觀經濟發展的支持。

    功能性金融監管最先由哈佛商學院羅伯特·默頓提出,在此框架下,金融監管關注的是金融機構的業務活動及其所能發揮的基本功能,而非金融機構的名稱,政府公共政策的目標是在功能給定的情況下,尋找能夠最有效地實現既定功能的制度結構。

    相對于傳統的機構監管模式,功能性監管的建設及其對貨幣政策的配合優勢主要體現在以下三個方面:

    第一,功能性監管可以實現金融監管規則與貨幣政策目標的有效統一。