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凯恩斯理论:
凯恩斯主义认为,在一定的流动
性偏好下,货币需求的利率弹性大,投资需求的利
率弹性小,货币变动可以通过改变资产市场的均
衡,影响收益和资产价格,然后反应到消费和投
资.而后希克斯对凯恩斯思想作了完善,他在
1937年构筑了属于一般均衡的IS—LM模型,而
这个模型或者说凯恩斯理论的货币传导理论最主要
的缺陷就是在于没有考虑金融资产的替代性及名义
利率和实际财富的相互影响问题.Bernanke和
Blincler(1992)通过实证研究得出联储资金利率
是一个很好的货币政策指示器.而且联储资金利率
的短期变化几乎由联储的政策所决定,而不因储备
需求的波动而变化.
资本循环内在需求理论则将流通中货币的职能
扩大到支付手段和贮藏手段,认为作为货币替代物
的货币市场工具不仅会影响流通领域,同时也会通
过资本再循环过程影响到生产环节.最早将货币市
场和资本循环联系起来的是英国人詹?
威?
吉尔巴
特,马克思在《资本论》中多次引用了他的观点.
如把资本的循环划分为货币资本,商品资本和生产
资本3种形式.在再生产循环中,不断从货币市场
中吸收货币资本,补充生产要素,同时不断把货币
资本游离出来,使货币资本在货币市场发挥作用.
"
由单纯的周转运动这一机构游离出来的货币资本,
只要信用制度发展起来,必然会发挥其重要作用,
同时也必然是信用制度的基础之一."
从而货币市
场的发展会通过增强商业票据的流动性而改变货币
供应量,再影响货币政策向实际生产领域作用的有
效性.
金融深化理论:
20世纪70年代,发展经济学
家揭示了金融制度及其发展与一国经济发展之间存
在着有机的联系,对发展中国家金融结构的调整与
金融制度的改革产生了重要的影响,其中最主要的
是肖和麦金农二人,他们分别在《经济发展中的金
融深化》和《经济发展中的货币与资本》中用有力
的证据表明了自己的观点,即金融深化理论.认
为,可把一国现存的金融工具与金融机构之和看成
国的金融机构,指现存的金融工具与金融机构的
收稿日期:
2006—12—18
作者简介:
聂岩(1976一),女,湖南湘潭人,湘潭大学商学院2004级研究生,研究方向为市场经济与金融.
?
81?
规模,经营特征和方式,金融机构及其分支机构的
组织方式,集中程度等等.该理论指出如果不人为
的压制与错误导向,经济增长将会引起金融结构的
发展与进步,反过来金融结构的进步又会进一步促
进经济的增长.发展中国家正是通过货币市场上丰
富多样的金融工具,多元的市场主体来配置短期金
融资源,形成基准利率,传导政策信号.
我国的货币市场起步于20世纪80年代初,而
且国内理论界一度还有"
重资本市场,轻货币市
场"
的研究倾向,而对通过货币市场实现货币政策
目标的研究滞后.同时对货币市场的功能主要定位
于融资功能,涉及到货币政策传导机制的理论主要
有:
中央银行间接调控论,这主要是从货币市场的
宏观调控职能方面展开分析的,而这一理论的研究
则主要是研究了货币市场的货币政策传导机制问
题.顾铭德等(2002)在其一篇文章中指出由于通
货紧缩,信贷紧缩和信贷传导结构的变化成就了货
币市场的发展,在这种情况下,初步形成了从中央
银行到货币市场,到金融机构,再到企业居民的传
导体系,初步建立了从政策工具到操作目标,再到
最终目标的间接传导机制.陈飞等(2002)通过实
证论证了凯恩斯理论关于货币政策传导机制的正确
性,并表明货币供应量是最重要的货币政策工具变
量,而包括扩大公开市场操作,继续改革我国的法
定存款准备金制度等来增加基础货币供应量正是其
中重要的措施.
二,实证模型
由以上的理论分析及我国货币市场的现状来
看,我国货币政策发挥作用首先是由中央银行操作
货币政策工具,然后影响货币供应量的变动,最后
反映在国民生产总值上.因此选择一个五变量组成
的向量作为建立模型的基础.假设在他们之间存在
协整关系,那么数据生成过程就可以用一个含有
(k一1)阶滞后项的误差修正模型(ECM)表示:
^~l
AXt=Ⅱxt一1+~]piAXt—i++£f
t=1,…,T
(1)
方程
(1)除去出现X的滞后项外,就像是
个一阶差分的VAR模型.矩阵Ⅱ包含了几个宏
观变量之间的长期(协整)关系信息.在存在协整
关系假定的条件下,经济变量之间的长期均衡关系
可通过下列程序确定协整向量的个数获得.
H(r):
Ⅱ=0【G
(2)
这里矩阵Ⅱ的秩r是一个小于n的正数,a和
82?
是n×
),维的矩阵使得II=a卢.在这种情况下即
使x不平稳,但x是平稳的.采用迹检验
(Johansen,1990)来确定r.该检验的零假设是至
多存在r(0&
lt;
r&
)个协整向量.
零假设为小于或等于r个协整向量及备选假
设的似然比检验统计量为:
n
21n(Q;
HIH0)=一T∑In(1一)
Jr十l
(3)
其中,1&
gt;
2&
…&
工n是极大似然估计量计
算程序下解特征值方程所得的特征值.
三,变量选择与数据
选择同业拆借市场利率,国民生产总值,通货
膨胀率,利率和货币供应量5个变量来进行实证检
验和分析.从1996年一季度至2006年一季度,每
个变量选取41个数据.同业拆借市场利率来源于
中国人民银行网站,由七天同业拆借市场利率的月
度数据算术平均得出季度数据;
国民生产总值取自
中国人民银行统计月报;
通货膨胀率是居民消费物
价指数,也是由其月度数据算术平均得出;
利率由
年期定期存款利率减去通货膨胀率得出,一年期
定期存款利率取自各年中国统计年鉴;
货币供应量
(M,)也取自各年中国统计年鉴.
四,实证检验
(一)数据的平稳性检验
有两个标准程序可以用来检验时间序列的平稳
性.一个是增广迪基——富勒(ADF)检验法,
另一个是菲利普斯——配荣(PP)检验法.在本
文中采用了第一种方法进行了检验(见表1),得
出以上5个变量的原时间序列都是非平稳的,但是
国民生产总值,利率和货币供应量都在5%的显着
性水平上它们的一阶差分形式是平稳的,而同业拆
借市场利率和通货膨胀率则在1O%的显着性水平
上其一阶差分形式是平稳.因此5个变量都是一阶
的单位根过程,我们不能用传统的计量方法分析他
们之间的关系,要使用处理非平稳变量的协整分析
方法.
(二)协整检验
协整关系研究有助于分析变量之间的长期均衡
关系.其基本思想是:
如果两个(或两个以上)的
时间序列变量是非平稳的,但是他们的某种线性组
合却显示出平稳性,则这些变量之间存在长期稳定
关系,即协整关系(EngleRF&
amp;
GrangerCWJ
.
1987).使用Johansen极大似然估计法,对同业和货币供应量5个变量之问的协整关系进行了检
拆借市场利率,国民生产总值,通货膨胀率,利率验,具体检验结果如下(见表2)
表1对变量单位根的ADF检验结果
水平检验结果一阶差分检验结果
变量
ADF—t值检验形式(C,T,L)AICAJ)F—t值检验形式(C,T,L)AIC
同业拆借利率一2.09(C,0,2)1.48—3.89…(C,T,1)1.56
通货膨胀率一3.84(C,0,3)2.31—2.82…(C,0,3)2.54
真实利率一1.87(C,0,2)2.89—3.28(C,0,1)2.94
货币供应量1.97(C,T,1)18.16—3.53(C,T,1)18.19
国民生产总值2.51(C,0,4)20.03—2.78(C,T,1)20.08
注:
**,***分别表示在5%和10%的显着性水平下拒绝原假设.
表2变量之间的协整关系检验结果
协整变量最大特征值似然比5%临界值1%临界值假设的协整方程数
同业拆借利率0.729865128.970868.5276.07None
通货膨胀率0.65618880.5439747.2154.46Atmost1
真实利率0.48653841.0405129.6835.65Atmost2
货币供应量0.34283516.3770815.4120.04Atmost3
国民生产总值0.0225450.8437153.766.65Atmost4
①*,**分别表示在1%和5%的显着性水平下拒绝原假设.
②协整关系的滞后阶数为3,根据AIC准则最小化选取的最优滞后长度.
③原变量序列包含非零均值和线性趋势,但协整方程中仅含截距项.
(三)协整VAR模型
在各个变量之间存在协整关系的情况下,不能
使用无约束的向量自回归模型,应使用误差修正模
型及协整VAR模型.使用上述模型,该模型经设
定检验表明其残差形状良好.而由表2可看出,以
上5个变量之间存在一个长期均衡关系.在给定协
整向量的条件下,每个变量是否应计人向量空间,
且每个向量是否对向量空间的波动作出反应是应了
解的.对协整向量进行排除性测试.该测试的零假
设可分别表示为:
H】:
Rp=0和H2:
Ra=0.其
结果表明通货膨胀率和货币供应量M2在10%的是
不显着的,而同业拆借利率,真实利率和国民生产
总值在该水平上统计检验显着的.说明通货膨胀率
和货币供应量并不对长期均衡偏差作出反应,而其
他3个变量则对此偏差有反应,此结果与中国近年
来的实际情况相比是相符的.实际中当经济活动与
均衡水平相偏离时,价格水平总体上仍然是相对较
为稳定的,而为保持宏观经济总体上的长期稳定增
长,货币市场则对其进行反面的调整.由此可见,
实证结果是合理的.同时也表明五变量的协整
VAR模型设定是合理的.
(四)Granger因果检验
对个变量之间的因果关系进行检验得出结果
(见表3).由上表得出通货膨胀率是同业拆借利率
的格兰杰原因,而同业拆借利率不是通货膨胀率的
格兰杰原因;
同业拆借利率是真实利率的格兰杰原
因,而真实利率是国民生产总值的格兰杰原因.
(五)脉)中响应函数
此函数是用来衡量来自随机扰动项的一个标准
差冲击对内生变量当前和未来取值的影响.该模型
包含5个变量,因此有25个脉冲响应函数,由5
个图表示.
5个图表由左至右,由上至下看;
由图1可
知,同业拆借利率(CHIBOR)对其自身的一个标
注差新息有立刻并且较大的反应,但影响趋势呈下
降.该序列对来自其他方程的新息的反应以对真实
利率(RR)最为明显由第二期开始呈下降趋势直
到第六期才呈上升,对来自货币供应量(M)和
通货膨胀率(cpI)的反应大致相等,而对国民生
产总值(GDP)的反应很小,甚至可以忽略不计.
由图2可知,真实利率也是对来自本身的冲击反应
83?
表3
Nu[fHypothesis:
ObsF—StatisticProbability
CPIdoesnotGrangerCauseCHIBOR382.131830.11630
CHIBORdoesnotGrangerCauseCPI1.097080.36508
RRdoesnotGrangerCauseCHIB0R381.394080.26309
CHIB0RdoesnotGrangerCauseRR3.661430.02282
M2doesnotGrangerCauseCHIBOR380.160620.92201
CHIB0RdoesnotGrangerCauseM20.871940.46615
GDPdoesnotGrangerCauseCHIB0R380.077460.97172
CHIBORdoesnotGrangerCauseGDP1.956270.14111
RRdoesnotGrangerCauseCPI380.343630.79394
CPIdoesnotGrangerCauseRR2.531260.07521
M2doesnotGrangerCauseCPI381.164350.33909
cPIdoesnotGrangerCauseM21.324520.28416
GDPdoesnotGrangerCauseCPI380.282410.83768
CPIdoesnotGrangerCauseGDP0.314930.81445
M2doesnotGrangerCauseRR381.699810.18743
RRdoesnotGrangerCauseM21.789040.16978
GDPdoesnotGrangerCauseRR380.538080.65972
RRdoesnotGrangerCauseGDP2.726270.06094
GDPdoesnotGrangerCauseM2380.074120.97344
M2doesnotGrangerCauseGDP39.72539.8E一11
最大和迅速,而对其他4个变量除了国民生产总值
以外的3个货币范畴变量的冲击大体上是比较接近
的.图3则得出,通货膨胀率对真实利率的冲击反
应最为迅速和强烈而且时间持续较长直到第九期,
而且是负向影响.图4可看出,货币供应量对来自
自身的冲击反应较大且持续时间长,同时对真实利
///,./
一,,
/
,一一~一
,
_--一一一一一一一一一一.
率的冲击反应也较大和持续时间长.最后由图5得
出国民生产总值对自身的冲击反应灵敏和持续期长,
同时对来自其他方程的冲击的影响也有较大的反应,
其中对货币供应量的反应是反向的,对通货膨胀率
和同业拆借利率的反应趋势是接近的,而对真实利
率的反应不是很规律,由第二期开始是反向的.
图
1
-一
一.-一一
'
…~—
一—
一.-.
一一
一~~
~二:
二:
=二二
五,结论
采用协整VAR模型,对同业拆借利率,通货
膨胀率等5个宏观变量进行了实证检验,以观察货
币市场的货币政策传导的功能.由以上分析结果表
明,在银行同业拆借利率,货币供应量等5个变量
之间存在协整向量.这表明在整个样本期内,同业
拆借利率,货币供应量,通货膨胀率,真实利率会
84?
以一定的规律收敛于一个均衡的水平.此外,货币
市场会对长期均衡偏差作出反方向的调整.货币市
场变量长期对货币供应量和国民生产总值是有着持
续和有效的影响的.因此我国货币市场虽然还有着
种种缺陷,但是在传导货币政策,进行宏观调控方
面也开始发挥重大作用,而随着货币市场的发展和
完善,其在货币政策传导过程中将起到关键作用.
1O00
参
[1]
图3ResponseofCPItoGneS.DInnovations图4ResponseofM2toCheS.DInnovations
图5ResponseofEDPtoOneSDInnovations
考文献:
Bernake,B.andA.S.BLinder,TheFederalFtindSRate
andtheChannelsofMonetaryTransmi~ion[J],American
EconomicReview,1982,901—921.
Fisher,MarkE.andJ.JohnSeater,Long—RunNeutrali—
tyandSuperneutralityinanARIMAFramework[J],
AmericanEconomicReview,1993,83(3):
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[3]陈飞,赵祈东,高铁梅.我国货币政策工具变量效应
的实证分析[J].金融研究,2002,(10):
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[4]邓瑛.论货币政策的货币市场传导机制[J].上海金融
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[5]高盈等.货币政策传导机制理论的新发展及对我国的
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[6]李桂君,赵德海等.货币政策传导机制研究方法综述
[J].商业研究,2003,(19):
7—9.
AnEmpiricalStudyontheValidityofMonetary
PolicyTransmissioninMoneyMarket
NIEYan,CHENYong—qiang
(XiangtanUniversity,Xiangtan,Hunan411105)
Abstract:
WiththetransformationofChinesemacroeconomyregulationfromdirecttoindirectways,themon—
eymarketdevelopmentandinterestratemarketizationisspeededup.Thestatusofmoneymarketinmonetary
policytransmissionbecomesmoreandmoreimportant.Takethedebitmarketinsamebusinessasanexample,
thispaperusescooperatedVARmodeltoexaminethevalidityofmonetarypolicytransmissioninmonetarymar—
ket.ItisconcludedthatthemonetarypolicytransmissionisvalidinChinesemonetarymarket.
Keywords:
monetarymarket;
monetarypolicy;
monetarypolicytransmissionmechanism
(责任编辑吴星)
85?
1100011
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