后金融危机的货币供给过剩及其效应文档格式.docx
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在这种情况下,如果盲目地收紧货币政策,则可能失去金融危机后来之不易的复苏成果。
因此,如何准确度量后金融危机时期货币供给过剩的程度?
怎样刻画货币供给过剩对通胀与经济增长的调节效应?
如何揭示货币供给过剩对通胀与经济增长的冲击方向和持续时间?
准确回答这些问题对于现阶段适度宽松货币政策的退出,对于宏观经济的稳定运行具有重要的现实意义。
本文将基于我国货币政策的操作背景,改进现有货币需求函数的估计和检验方法,并针对后金融危机的货币供给过剩状况,设定广义脉冲响应函数系统以回答上述问题。
近期对货币供给过剩和货币供给不足的度量多数是建立在货币数量方程的基础上,其中主要有价格缺口法、真实货币缺口法、名义货币缺口法和货币过剩法(PolleitandGerdesmeie,2005)等。
使用价格缺口法、真实货币缺口法、名义货币缺口法度量货币供给过剩必须首先计算产出、货币供给、价格等变量的潜在值,而现阶段国内外对经济变量潜在值的测度仍存在较大分歧,并且不同方法所得到的潜在值可能差异很大。
使用货币过剩法度量货币供给过剩,需要计算均衡货币供给量,而均衡货币供给量是基于货币需求函数得到,因此,实证分析中是否适合使用货币过剩法取决于货币需求函数的长期稳定性。
根据王少平、李子奈(2004)、伍戈(2009)等的研究,我国存在长期稳定的货币需求函数。
因此,相对于其它方法,基于货币需求函数的货币过剩法可能更适合度量我国后金融危机的货币供给过剩。
从货币需求函数文献可以看出,自Engle&
Grangle(1987)和Johansen(1995)提出线性协整的概念后,现有文献多数是基于线性协整方法研究货币需求的长期稳定性及其短期调节,如Juselius(1996)、Beyer(1998)等。
从模型设定看,现有文献的货币需求模型一般遵循了基本的货币需求理论,即名义货币需求的主要影响因素包含名义收入、价格水平及持有货币的成本和收益等,写成公式即为:
Md/p=f(Y/p,z)
(1)
其中,Md和Y分别表示名义货币需求和名义收入,p表示价格水平,z表示其它影响货币需求的变量。
出于不同的研究目的和不同的实际经济背景,实证研究对z中变量的选择不尽相同。
Banerjeeetal.(1993)的解释变量包括收入、利率和通胀率,他们使用英国的数据研究发现,货币需求、收入、利率和通胀之间存在协整关系。
Ball(2001)在解释变量中引入收入和利率,对美国战后数据研究表明,美国的货币需求函数长期稳定,其中收入弹性约为0.5,利率半弹性约为-0.05。
王少平、李子奈(2004)的解释变量包括收入和利率,基于线性协整框架研究了我国货币需求函数的长期稳定性和短期因果关系,发现我国货币政策效应主要体现在促进经济增长。
叶光等(2007)的协整分析发现,真实货币余额、总产出、通货膨胀率和利率之间存在两个长期均衡关系,货币政策在促进经济增长和控制通货膨胀两个方面都发挥了重要作用。
伍戈(2009)的解释变量中包含物价、产出、利率、汇率以及股票价格,研究结果表明,只要适当考虑资产替代并利用科学的计量方法,依然可以得到稳定的广义货币需求函数。
上述文献所考察的货币供给向长期均衡的动态调节和货币供给的短期调节对产出与通胀的效应都是线性的。
也就是说,无论货币供给是过剩还是不足,或者货币供给偏离均衡的程度有多大,货币供给向长期均衡的回复速度和调节效应都是相同(线性)的。
早在上世纪,国外学者就发现货币供给向均衡的短期动态调节以及货币政策的调节效果具有非线性。
例如,Muscatelli&
Spinelli(1996)、Woltersetal.(1998)的研究表明,经济衰退时期比经济上升时期的货币供给更具有易变性,从而使得不同经济状态下货币供给向长期均衡的动态调节特征不一致,导致货币供给的短期动态调节不是线性的,而是非线性(非对称)的。
类似地,Calza&Zaghini(2006)认为在不同经济状态下,代理人向均衡调整其投资组合的成本不一致,从而导致货币供给向均衡的短期调节具有非线性。
除了货币供给自身调节的非线性外,一些学者(Nobay&Peel,2003)还发现央行货币政策偏好是非对称的。
也就是说,中央银行面对相同程度,但不同方向的产出偏离,会实施不同程度的货币政策操作,以此来应对经济过热和偏冷,同样地,央行在面对通货膨胀和通货紧缩时亦会采用不同的货币政策措施。
央行货币政策的这种非对称操作也会导致货币供给短期动态调节的非线性。
此外,在货币政策短期操作效果方面,近期文献也发现其有显著的非线性。
Laurence&Mankiw(1994)的研究表明,货币政策在经济衰退阶段对宏观经济效果要比在扩张阶段的效果更强。
Weise(1999)发现,正向和负向的货币供给冲击对通胀与产出的效应具有非对称性,当初始经济增长率较低时,货币供给冲击对产出的效应较强而对通胀的效应较弱。
Karamé
&Olmedo(2002)对美国的研究发现,紧缩性货币供给冲击对通胀与产出具有非对称效应。
显然,使用线性VECM无法准确刻画现实经济中的货币供给向长期均衡的动态调节的非线性。
基于此,计量经济学家在线性VECM模型中引入非线性函数,以此刻画货币政策短期动态调节及其调节效应的非线性特征。
从现有文献看,VECM模型中的非线性函数形式主要是TR(thresholdregressive)或STR(smoothTR)形式。
使用TR刻画的货币供给向均衡的非线性回复及其非线性调节效应是在几个机制间跳跃变化,因而其非线性特征是离散的而非连续,使用STR模型刻画的货币供给向均衡的回复及其调节效应是在不同机制之间平滑转换,因而其非线性特征是连续的。
因此,在刻画货币供给的短期动态及其调节效应的非线性方面,STR模型更有吸引力(ChenandWu,2005)。
基于此,现有许多文献在VECM引入STR模型(简称STVECM)研究不同国家或地区的货币需求函数。
例如,Sarno(1999)使用STVECM的研究表明,英国和意大利的货币需求函数具有显著的非线性调节特征。
Woltersetal.(1998)、Lü
tkepohletal.(1999)使用STVECM研究了德国货币需求函数中误差校正模型的非线性。
Terä
svirta&
Eliasson(2001)在误差校正模型中引入STR非线性形式,研究了英国的广义货币需求函数。
Chen&
wu(2005)的研究表明,在考虑交易成本的情形下,线性VECM不适合研究货币需求函数,对于美国和英国的数据而言,指数平滑转移函数更适合描述货币需求函数中VECM的非线性。
Haug&
Tam(2007)分别针对美国的M0、M1、M2,使用STVECM模型发现其货币需求函数中短期调节的非线性特征。
从现有的文献对STVECM模型的估计与检验方法看,它们都是在估计STVECM前假定协整向量已知。
这种假定在研究一价定律这类实际问题时可能是现实的,但在货币需求函数的研究中假定协整向量已知则不现实,且过于苛刻。
Hansen&
Seo(2002)正是针对现有STVECM模型估计方法的上述不足,将协整向量由已知扩展为未知。
因此,尽管Hansen&
Seo(2002)使用两机制TR模型刻画VECM中的非线性,但从方法论和实际应用的角度看,Hansen&Seo(2002)的方法相对更好。
基于此,本文使用Hansen&Seo(2002)的方法研究我国的货币需求函数。
除了上述TR和STR模型外,还有一些文献使用其它非线性函数描述VECM的非线性:
Calza&Zaghini(2006)认为货币供给的非线性短期动态调节效应随着某个不可观察的机制转移变量的变化而在不同机制间转换,因此他们使用马尔科夫机制转移模型扩展了线性VECM。
他们发现欧洲的M1的短期调节效应具有非线性。
Muscatelli&Spinelli(1996)使用误差校正项的立方型函数扩展了线性VECM,发现意大利的货币需求函数具有显著的非线性。
Ericssonetal.(1998)、Escribano(2004)同样使用立方型的非线性VECM模型,分别研究了英国不同时期的货币需求函数,发现非线性VECM更适合描述货币供给的短期动态调节并得到了更高的拟合优度。
①
二、货币需求阈值协整模型的设定及估计
(一)货币需求阈值协整模型的设定
由于我国不同时期货币政策的基本目标是保持物价水平基本稳定并兼顾经济增长,并且利率调节已成为我国不同时期的货币政策的主要操作手段,因此,我国货币政策的研究中应包含总产出、通货膨胀以及利率等变量;
另一方面,基于McCallum&Goodfriend(1988)的理论推导,收入、通胀和利率是影响货币需求的主要因素。
基于此,本文的货币需求模型设定为:
lnmt=β0+β1lnyt+β2lnrt+β3lnpt+εt
(2)
其中m=M/p,y=Y/p。
如果模型
(2)中的变量为I
(1)过程,且误差εt~I(0),则模型
(2)为协整模型,它反映货币需求函数的长期均衡关系。
在货币市场均衡的假定下,由模型
(2)中长期均衡关系所估计的lnmt即为均衡的货币需求量,与
相等的货币供给即为我国均衡的货币供给,因此,模型
(2)估计的误差εt则为真实的货币供给与均衡的货币供给之差。
根据货币过剩法,真实的货币供给与均衡的货币供给之差即为货币供给过剩(或不足)的度量,因此,误差εt>0对应货币供给过剩,表明货币政策偏松;
εt<0对应货币供给不足,表明货币政策偏紧。
进一步,针对我国货币供给向长期均衡的调节速度和调节效应的非线性特征,本文参照HansenandSeo(2002),设定阈值协整误差校正模型(TVECM)②:
这里,协整向量β=(β0,β1,β2,β3),协整误差εt-1(β)为误差校正项也是阈值变量,γ为阈值参数,1(.)为指标函数。
显然,模型(3)所刻画的货币供给向均衡的调节过程及其调节效应依赖于阈值变量εt-1(β)与阈值参数γ的相对大小,由此称为非线性调节。
进一步,bi、ci(i=1,2,3)为误差调节系数,它们分别反映在不同机制下模型
(2)中各变量长期稳定(协整)关系对货币供给、产出和通胀率的短期变化所产生的非线性调节效应。
若b1、c1为负,表明长期稳定对货币供给的短期变化具有抑制作用,从计量的角度看,b1、c1为负也印证了模型
(2)的协整关系。
进一步,若协整误差εt-1≤γ,TVECM服从低机制,调节效应由At=(b1,b2,b3)所刻画;
若εt-1>γ,TVECM服从高机制,调节效应由A2=(c1,c2,c3)所刻画。
特别是,若γ=0,则表明调节效应依赖于货币供给相对于货币需求的过剩或不足而发生机制转换。
进一步,若A1和A2在统计上具有显著的差异,表明货币供给向长期均衡调节,以及货币供给对通胀、经济增长(产出)的调节效应具有显著的非线性,这是模型(3)的核心。
(二)货币需求阈值协整估计方法
本文使用Hansen&
Seo(2002)的方法对模型
(2),(3)进行估计与检验,具体步骤如下:
1.首先使用Johnsen(1995)协整方法估计模型
(2),获得协整向量
,协整残差
以及协整向量的标准差。
然后将协整残差
按升序排列得到
,将
的第22—42个元素做为阈值参数γ的格子区间[γl,γu]。
将协整向量
的置信区间作为β的格子搜索区间[βl,βu]。
2.对格子区间中的每一组值,分别计算
。
3.在ut独立同分布的假定下,最小化
的(β,γ)就是待估计的
(三)货币需求阈值协整的检验方法
Seo(2002)使用SupLM统计量检验阈值协整,其原假设为H0:
B1=B2(调节效应为线性),备择假设H1:
B1≠B2(调节效应具有非线性)。
③进一步,为表述方便,令X1(β,γ)和X2(β,γ)分别表示Xt-1(β,γ)D1t和Xt-1(β,γ)D2t的列堆栈矩阵(把列作为行堆起来),ξ1(β,γ)和ξ2(β,γ)分别表示
的列堆栈矩阵。
其中,
是在原假
这里,υec表示矩阵向量化算子,线性协整向量的估计量
作为β。
三、估计与检验结果
(一)变量及数据说明
本文的样本期间为1995年第1季度至2010年第3季度,货币供给分别选择为M1和M2。
由于目前我国存款利率没有市场化,而同业拆借利率是我国市场化程度最高的利率之一,能够较真实体现资金价格,为此本文选择商业银行7天同业拆借利率(r)的季度平均值度量持有货币的机会成本。
p为季度消费者物价指数(1994年=100),Y以季度名义GDP表示。
M1、M2和Y都用物价指数换算成实际数据m1、m2和y,并且m1、m2,p和y都用X11方法褪去季节趋势。
1995年的同业拆借利率数据来自谢平、罗雄(2002),其余数据来自中国人民银行网站和中经网数据库。
(二)变量的单位根检验
本文首先检验变量数据是否由单位根过程生成,然后使用上述阈值协整方法对模型
(2)、(3)进行估计与检验。
使用ADF方法对模型
(2)中变量的平稳性检验,结果见表1。
由表1可知,所有变量均为I
(1),因此,本文的数据生成过程吻合阈值协整模型的要求。
表1数据的单位根检验
变量
检验形式(C,T,K)
ADF
结论
lnm1
(C,T,1)
-2.32(0.42)
I
(1)
Δlnm1
(C,0,0)
-6.49(0.00)
I(0)
-2.42(0.37)
Δlnm2
-5.14(0.00)
lnr
-1.47(0.54)
Δlnr
(0,0,2)
-5.86(0.00)
lny
(C,T,4)
-0.79(0.96)
Δlny
-3.49(0.11)
lnp
(C,T,2)
-1.95(0.62)
Δlnp
(C,0,2)
-3.24(0.02)
注:
(C,T,K)分别表示ADF检验方程中包括常数项、时间趋势项和滞后阶数,括号内是对应统计检验的双尾概率。
(三)货币需求的阈值协整检验
基于前述的阈值协整检验与估计方法对模型
(2)、(3)进行估计与检验。
为说明方便,本文先报告阈值协整检验结果,然后报告阈值协整的估计结果。
SupLMm1、SupLMm2分别表示用m1、m2作为货币供给计算的阈值协整检验统计量,计算结果见表2。
由于SupLM统计量收敛于复杂的随机泛函,因此,为此本文借助Hansen&
Seo(2002)提出的固定回归元的bootstrap仿真试验以实现小样本下对SupLM统计量的显著性检验。
仿真实验得到的5%显著性水平的SupLM临界值一同列入表2。
表2阈值协整统计检验结果
统计量
估计值
5%临界值
SupLMm1
69.3
52.6
拒绝原假设
SupLMm2
64.5
53.1
表2表明,本文的SupLMm1、SupLMm2统计值分别为69.3、64.5,分别大于该统计量的右尾临界值52.6、53.1,可以在5%的显著性水平上拒绝原假设。
这一结果证实在货币供给相对过剩和不足的不同状态下,货币供给量的变化对宏观经济的调节效应具有显著的差异,即货币政策对宏观经济的调节具有非线性效应。
(四)货币需求协整方程的估计结果及分析
使用上述方法估计得到的货币需求协整方程如下:
④
由阈值协整检验和估计结果表明,本文考察的各变量之间存在长期均衡的协整关系,因此,我国存在长期稳定的货币需求函数。
从表3的估计结果看,我国货币供给对GDP的弹性为正,对利率和通胀的弹性为负,与理论预期相符。
⑤这一结果说明,央行能够根据我国经济发展变化,对货币供给量中介目标进行主动调节,有助于货币政策目标的实现。
表3货币需求函数的估计结果
截距
R2
0.99(1.15)
1.20(20.78)
-0.15(-8.23)
-0.25(-1.04)
0.994
lnm2
2.52(3.36)
1.29(29.45)
-0.49(-2.57)
-0.12(-7.70)
0.996
进一步,货币需求协整模型
(2)估计的残差е即为实际货币供给与货币需求(均衡货币供给)之差,若e>0,货币供给过剩,表明货币政策偏松;
若e<0,货币供给不足,表明货币政策偏紧。
不同时期货币政策的松、紧状态的估计结果见图1。
从图1看出,使用M1和M2所度量的样本期货币供给过剩与不足的结果基本一致。
1997年前货币供给相对不足,主要原因是央行为抑制经济过热和通胀过高而紧缩银根导致的。
1997年短暂的货币供给过剩则是源于1996年货币供给增长速度(如M1增速为18.9%)的快速反弹带来的累积效应。
1999年后的货币供给不足是由于亚洲金融危机冲击导致的银行“惜贷”,企业“惜投”,使得货币供给增长速度大幅度下滑而形成的,其中2000年M2增长率仅为12.3%,创同期历史最低值。
为应对亚洲金融危机,央行从1998年起开始实施“稳健”的货币政策,连续两次大幅度地下调存款准备金率(下调7%)。
但从操作效果看,虽然1999年M1和M2的货币供给不足有一定程度改善,但随后又很快转入货币供给相对不足,由此表明这一时期的“稳健”货币政策操作力度过小,导致了较长时间的低增长、通货紧缩的不利局面。
图1估计的残差em1和em2
从2009Q3开始,货币供给过剩开始出现,且过剩的幅度迅速增加,其中2010Q3的实际lnm1过剩0.127,实际lnm2过剩0.121。
将这一数据换算成名义值,2010Q3M1过剩12.56%,M2过剩11.31%,亦即2010Q3名义M1超发了27508.9亿,名义M2超发了75587.95亿(经季节调整后)。
从图1还可直观看出,2010Q3的过剩幅度大于以往。
可以预期,随着美国宽松货币政策的实施,如果我国继续执行适度宽松的货币政策,未来一段时期内,我国货币供给过剩的局面将继续持续,且程度还可能增加。
(五)TVECM模型的调节参数估计结果及含义
协整方程揭示了均衡的货币供给量,TVECM模型中调节参数的估计结果则刻画了货币供给向长期均衡调节的非线性特征以及不同机制下货币供给对经济增长和通胀的非线性调节效应。
TVECM估计结果见表4。
表4调节参数的估计结果
括号内为t-统计值。
为节省篇幅,本文只报告了模型(3)调节系数的估计结果。
阈值参数的估计结果为0.009、0.006,接近0,因此,货币政策对通胀与经济增长的调节效应在lnm1、lnm2相对需求过剩0.009、0.006的位置发生机制转换。
进一步,
0.006对应货币供给不足,
对应货币供给过剩,由此意味着货币供给向长期均衡调节以及货币供给对通胀、增长的调节效应随着货币供给过多与不足的转换而有非线性。
调节参数
的估计结果为负,这从理论上进一步印证了货币需求的长期稳定性。
该结果表明,伴随着我国经济发展所形成的货币供给、总产出、同业拆借利率和通胀的长期稳定关系,对货币供给的短期变化产生抑制效应,一旦短期货币供给偏离长期均衡,货币供给向长期均衡靠拢。
进一步,表4结果表明
,这一结果印证了前述阈值协整的检验结论,它所揭示的经济含义是:
当货币供给不足时,货币供给增加的速度较快;
当货币供给过剩时,货币供给降低的速度相对较慢,这也表明央行对紧缩性货币政策的实施较为谨慎。
上述结论与我国的货币政策实施基本一致。
例如,2008年下半年货币供给不足(见图1),央行较快提高货币供给增长速度,仅12月份的M1增长速度就比上月快2.3个百分点。
2007年货币供给过剩,央行虽实施了紧缩性货币政策,但力度较小,货币供给增长率没有显著下降,其中2007M1同比增长21%,增速比上年还高3.5个百分点。
特别地,后金融危机时期我国货币供给过剩,适度宽松的货币政策应逐步退出,但央行却在退出适度宽松货币政策问题上左右摇摆。
上述估计结果正好刻画了央行货币政策操作的这种特征。
反映不同机制中,货币供给对实际经济增长的调节效应;
的结果则反映不同机制中货币供给对通胀的调节效应。
具体来看,在货币供给不足机制中,
的估计结果为正意味着央行扩大货币供给增速对实际经济增长和通货膨胀具有刺激效应,但这几个调节系数的估计结果相对较小,且统计不显著,说明在货币供给不足时期,货币政策效果相对较弱。
这一结果同时也意味着在亚洲金融危机时期货币供给不足,央行增加货币供给的政策有助于抑制通货紧缩和刺激经济增长,但实际上1999—2001年我国M1和M2的平均增长率较低。
货币政策操作力度相对较弱给经济复苏带来不利影响,在一定程度上导致了亚洲金融危机时期较长时间的低增长、通缩局面。
在全球金融危机时期,央行不仅较大幅度降低利率,同时也以较大幅度提高货币供给增长率,从而使得我国率先走出金融危机低谷。
由此说明,相对亚洲金融危机时期,全球金融危机时期货币政策的操作更适宜、有效。
另一方面,
的估计结果为正表明货币供给过剩时,央行为达到长期均衡而降低货币供给增长速度,此时的货币政策会降低经济增长速度和抑制物价上涨。
例如,在2004年的货币供给过剩时期,央行降低货币供给增长率的紧缩性货币政策能够降低短期的经济增长速度和抑制通货膨胀,从而起到抑制经济增长过热和物价上涨过快的作用。
2009Q3以后,我国处于货币供给过剩机制中,连续增加的货币供给过剩程度推动了我国经济增长和通货膨胀,且这种调节作用相对货币供给不足机制中的调节作用较大。
这一结果同时也说明,适度宽松货币政策的退出对于抑制当前持续走高的通胀率将起到显著调节作用,但同时也将抑制经济增长。
因此,为保增长、防通胀,适度宽松货币政策退出的同时应继续实施积极的财政政策。
综上,本文设定的货币需求阈值协整模
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- 金融危机 货币 供给 过剩 及其 效应