面对当前国内对我国货币政策有效性的质疑,本文利用SVAR模型的相关理论,通过脉冲响应函数和方差分解来现察以广义货币M2为中介目标的货币政策冲击对我国产出和价格水平的影响轨迹和影响程度。结果发现货币供应量的增加对产出的提高和价格水平的上升都有促进作用,但这一作用相当弱,并且持续的时间很短。由此本文认为,单一地以调控货币供应量为主的货币政策不足以影响我国的产出和价格水平,我国的货币政策目标不应该一成不变,而应是相机抉择的

张琦

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回回国圃在 s vA R模型下的货币政策效应分析张琦(厦门大学财政系 福建厦门 3 6 00 1 5 )摘 要 :面对当前 国内对我国货币政策有效性的质提,本文利用 s v A R 模型的相关理论,通过脉冲响应 函数和方 差分解来观察以广义货币 M Z 为中介 目标的货币政策冲击对我国产出和价格水平的影响执进和影响程度。结果发现货币供应童的增加对产 出的提高和价格水平的上升都有促进作用,但这一作用相当弱,并且持续的时间很短。由此本文认为,单一地以调控货币供应童为主的货币政策不足以影响我国的产出和价格水平,我国的货币政策 目标不应该一成不变,而应是相机抉择的。关扭词 : vs A R 货币政策 脉冲效应函数 方差分解一、引盲我国的货币政策成为学者们争论不休的焦点。自 19 8 年我国经济出现通货紧缩以来,央行采取了一系列积极的货币政策,旨在刺激经济增长,操作力度相当大,却与国内市场需求不旺、经济增长缓慢的政策实施效果形成较大反差。本文试图通过估计 S V A R模型并利用脉冲响应函数和方差分解来对我国1996 年 l 月至 20 0 5 年 12 月货币政策的效应进行实证分析。二、甚于 S V A R 的理论框架现阶段在分析宏观政策对宏观经济变量的影响时向量自回归 ( v ec tor A u oetr目吧 S ion ,v AR )技术开始被广泛使用,而在货币政策效应分析中 V A R 更是成为普遍运用的工具。V A R模型可以对多个变量间动态关系进行描述,而不需要区分这些变量是内生的或是外生的,并且通过脉冲响应函数 ( ImPulse R卜s p o n se uF cn iot n, I R)F 和方差分解可以分析某一变量挠动项的创新 ( in on va 6on )对模型中所有变量的的冲击效应。尽管 V A R有这么多优点,但它却只考虑了各个变量与它们的滞后期值的相互关系,而在现实经济中,很多宏观经济变量不仅与本身及其他变量的滞后期值有关,还与其他变量的同期值有关,即忽略了变量间存在的理论关系。基于此,结构式 V A R 能够依据现有的经济理论,考虑变量间的同期关系,从而相比较于无约束的 V A R 能更精确地去解释变量间的动态关系,所得到的扰动项就是模型所不能解释的其他因素的影响。假设一个无约束的 V AR 模型:y , 二式y,一 , 十 AZ-yt2 + … + 心yt一 , + u , l( )其中假设 E ( ul ) 二 0,E (“ 声厂)= 艺。对于相同的向量 其 SV A R 模型为风yt = B lyt一 : + 乓片一 2+. 二 + 气yt一 , + e, (2)其中 et 是一个白噪声的扰动项,且同期扰动项间互不相关。( 2 )式两边同乘以 -0B,可以得到另 = 凡,尽yt、 +凡1凡另一 2 十 … 十 凡`凡关一 , +-OB ler (3 )根据 l( )式和 ( 3 )式可以看出,竹 = 军 et, 也可写成弓 =匀亏。这意味着通过无约束的 V A R可以来识别 vs A R。与 V AR一样,为了解释识别出来的 SV A R,需要借助脉冲响应函数和方差分解。只不过此时在 S V A R 模型下考虑的是来自某个变量的结构性冲击对自身和其他所有变借的反应程度,相较于 V A R 可以更好描述变量面对最原始的冲击的反应。三、变l 选择及数据处理( ~ ) 《 考连种一个有效的货币政策操作框架,其中介目标的选择是关键的环节。从理论和实践来看,这一目标的选择主要是集中在货币供应量和利率的选择上。中央银行从 19 96 年起正式采用货币供应量和贷款量一起作为中介目标,19 8 年取消贷款规模,使得货币供应量成为我国唯一的货币政策中介目标。虽然在 19 6 年我国正式将货币供应量 M I 作为货币政策中介 目标,并同时将 MO、M Z作为观察目标,但随着经济的不断发展,金融创新的步伐加快,M l 日益表现出可控性不足的缺点,而MZ 的可控性相对较强,越来越多的观点倾向于用 MZ 来代替M l 作为货币政策中介目标。有鉴于此,本文选择广义货币供应量 M Z来代表货币政策中介目标。此外,我国货币政策的最终目标是“物价稳定为前提,以此来促进经济增长” 。G D P 最能反映出经济发展的现状,因而采用 C D P 来反映货币政策的实施效果。在选择物价指标时目前的研究主要集中在居民消费物价指数 ( CPI )和商品零售价格指数 ( R PI )上。最后选取居民消费价格指数来进行验证。(二 )么格来陈和此趁为了更好地进行建模和脉冲响应分析,考虑到数据样本的长度,本文采用月度数据。样本区间是 19 6 年 l 月至 20 5 年12 月。原始数据均来源于中经网。我国从 19% 年开始有公布M2 的月度数据,但 G D P 只有季度和年度的数据可以查找,并且我国季度 C DP是采用累计核算,因此这里采用先把各个季度的G DP 值求出来,然后用月度工业增加值作为权重将季度 G D P转化为月度 G DP。所得的月度 C D P只是按当期价格计算的名义值,需除以消费价格的月定基比指数才能得到月度实际 G D P(用 R C D P表示 )。由于我国公布的定基比指数只有年度数据,味方妞济·2 0() 7 年 结 10 期 4 7目前的文献一般是根据居民消费价格月环比指数和同期比指数来构造月定基比指数。本文以 2(X ) l年 1 月为基期,我国在 20 1年开始有居民消费价格的月环比指数,利用环比指数的连锁来推算定基比指数,2 0 1年以前的数据则先将同期比指数转化为环比指数,然后利用相同的方法转化为定基比指数。四、我国货币政策效应的实证分析(一 )单位恨抢脸本文所选择的变匆= [R G D p,Cp l,M lZr ,对各个变量进行季节性调整并分别取对数后得到今二【“ 口职仪万,口刃咋如表 1所示,利用 AD F单位根检验发现原序列是不平稳的,取一阶差分进行分析,得出在 5%的显著性水平上差分后的序列是平稳的,即上述变量都是不 )序列。量对 G D P作用的时滞为 5 个月。此后,G D P 开始下降并略有回升,逐渐趋于长期的稳定状态。从长期来看,虽然 G DP 对货币供应量结构性冲击始终保持正的反应的,但这一反应非常小( .0 3 个百分点 )。这说明我国的货币政策短期内是有效的,但其效应发挥的时间很短,且作用力相当弱。这从实际 C D P 方差的结构性分解中还可以进一步看出。由表 2 显示的结果得出,实际 G DP 的变动几乎完全取决手G D P 自身和价格的结构性冲击,二者分别解释了 63 %和 32 %的 C DP 波动,而货币供应蛋只能解释不到 5%。 。交盆 巴 幼侧口单位报检脸1 交 t农 1拓论不平称竺论平林似、一、 二 、 一 _ . . .… ….1 . . .……必、扮“车一,ōù1CLD圈ùù而八{ {八卜’“` --- ,-一_}`、 厂、 一一二一二\甲 一 - ,·-一 一.\ 厂皿四卿L . 卫刁.75刁.6 5△日艇. P△介 I△ L .幼训口召.1-一 31 晰戒 0 8 .网酬注:①人D F 检脸中包括常数项,其滞后阶数为 3。② “、~表示在 5%、1%的显著性水平下拒绝存在单位根的原彼设,即在该显著性水平下认为时间序列是平德的。(二冷VA R棋里盼 权侧对 vs A R 的估计,一般是先估计 V A R 的无约束形式,得出无约束式的回归参数,然后利用估计结果来获得 S V A R 的系数矩阵估计。然而,vs AR 模型是不可钻捌的。变量的 V A R模型,估计其无约束形式可获因为对于翱严个得刀 (nP+ 一二-.J 个乙回归参数 (P 是滞后阶数 ),而 vs AR 的参数个数却有毋+城尸+ 1)],一 ~ ~ 一 ` .~ ”(” + l)` , ,. 、 . 、 .~ ~、 。 。… ,._ 。,_ 一~ ~超过回归参数 二吮止二个。所以为了能识别出 SV A R,需要根~ 一~ ~ 护 ~ 2’ o 尽 , ~沪砂 刁 。 o r 、 刀 J ~ .’“` ,”,”~,叭据经济理论添加 些鱼土旦 个识别条件。在本文分析中需要附加兰吐卫= 6 个识勇lJ条件。。p,{let·… 1「, 。 。1{ut·… 1}才CIP {·}az ! ’ “}{讨cIP !eltL“ , 」 aL,:气 ’ LJ可“ ,」其中,第一个式子表明产出是个非政策的变量,只受货币供应t 和价格滞后期的影响 ; 从第二个式子可以看出物价水平会受供给影响,但不受货币供应影响 ;第三个式子说明货币政策中介目标主要是服务于最终 目标,即受 C D P 和价格变动的影响。利用附加的识别条件就可以对 Vs AR 模型进行识别,从而通过观察系统的脉冲响应函数和方差分解来判断货币供应量的结构性冲击对产出和价格水平的影响轨迹和程度。( 三 )实伍份书首先观察实际 G DP 对货币政策结构性冲击的反应。从图1 可以看出,实际 G D P从当期开始有所下降,之后开始上升,并在第 5 个月达到最高点,此时实际 G DP 对货币政策冲击的响应最大,该结论与郝雁 ( 2仪岭 )的观点一致,他提出货币供应S 、 0 15 20 万 加 场圈 2注: hs oc k3 是指货币供应童一个标准差的结构性冲击。其次观察价格水平对货币政策结构性冲击的反应。如图 2所示,面对货币供应量的冲击,价格水平随即上下波动,其最大效应出现在第 3 个月 ( .0 09 个百分点 ),半年后价格水平大致保持正的反应,并趋于新的稳定水平,比初始价格水平_卜升了大约.0 03 个百分点。这说明货币政策对价格有长期的正的影响,但影响不显著。从 CPI 方差的结构性分解中发现,价格水平的变动主要是由价格的结构性冲击来解释,占了 84 %,另外产出的变动解释了 1%4,而货币供应量对价格的影响在 3 年后只达到 .0姆。可以看出,虽然货币供应量的增加都能促进产出的提高和价格水平的上升,但作用持续的时间很短,作用力相当弱。同时,具体从产出和价格的方差分解中发现货币供应量不足以解释产出和价格水平的变动。这在一定程度上可以反映出以调整货币供应量为主的货币政策工具不论对产出抑或价格的影响都十分有限。我国的货币政策工具有多种,主要包括公开市场业务、存款准备金、再贷款或贴现以及利率政策和汇率政策等。其中价格型工具集中体现在利率或汇率水平的调整上。数量型工具则聚焦于货币供应童的调整,当然还包括公开市场业务的央行票据、存款准备金率调整等等。但我国目前主要注重数最型货币政策调控,忽视了价格型调控,而且数量型调控是以货币供应量为主。但事实证明,价格型调控的效果要好于数量型调控的效果。单纯地通过调节货币供应量来刺激经济的发展显得有些势单力薄,综合地运用货币政策的多项工具将是必然的选择。(下转 9 2 页 )4 8 比方住济·2 0 7 年策 1 0 月.…转变 ,切实实现水务政企分开 。四、加强法治建设.是节约用水的 , 要手段随着我国社会主义市场经济体制的逐步完善,法治地位迅速上升,已成为规范经济社会发展行为的重要手段。加强节约用水,也必须要突出法治的作用,依法促进节水用水。要加大贯彻落实《中华人民共和国水法》、《水资源管理条例》等法律、法规的实施力度,并根据形势及任务发展需要,进一步充实和完善相关内容,突出其针对性,增强其有效性。要结合保护和合理利用水资源抓紧出台《再生水利用法》、《供排水权交易条例》等相关法律法规,促进节约用水转人法治轨道,实现科学高效利用。要加大执法监察力度,建立和完善各级节水执法监仔机构,增加人员、设备、加强力量,严厉打击和制止违法用水行为,提高水资像的利用效率。要加大节水法制的宜传力度,使全民性法、知法、自觉守法,促进水资源的合理利用。五、加强 , 理,是节的用水的现实途径大幅度提高用水效率,需要一段时间。从 目前看,加强管理,堵塞汤洞,是做好节水工作最现实的选择。因此,各部门、各企业要全面检查和审视 目前管理中存在的问题,按照“对标准,对先进”的要求,进一步完善工作措施和办法,堵塞跑、胃、滴、诵现象,最大限度地挖掘设备、设施的节约用水潜力。政府要进一步完善统计公报制度,定期向社会公布各地及重点企业的水耗指标,价促其做好节约用水工作。进一步改进考核制度,加大行政问责力度,切实发挥好地方及部门负责人在节约用水中的作用。要积极编制节水规划,充分发挥规划的引导作用,促进全社会节约用水。企业要制定提高用水效率的目标及任务计划,经偌开展节约用水的技术比武及对标活动,使节约用水成为企业 日常行为。六、全民今与.是节约用水的 , 要保证节约用水是一个系统工程,涉及方方面而,是全社会的共同任务。因此,发动和调动全体人民,共同参与节约用水,是政府公共管理部门的重要职责,也是确保实现节约用水日标的根本措施之一。要积极抓好青少年的节水教育,提高其节水愈识,并影响其家庭成员。要做好家庭节水的各项工作,鼓励和支持家庭使用先进的供排水技术,切实做到珍惰铸一滴水。积极开展节水型城市、节水型社区创建活动,营造浓厚的节水社会氛围。建立和完善节约用水奖励制度及超额或浪费水资源的惩戒制度,促进人们主动节约用水。广泛宣传节约用水的典型事例及人员,正面引导大家节约用水。举办丰富多彩的节约用水活动,促进人们相互间的交流与互动,发挥大家的力量共同,搞好节约用水的各项工作。(上接 48 页 )农 2 方整摘构性分解。 I方差分醉P. r i o d S。氏0.1例 4O。2 15O`244 6O。26防0.2国心O。2朋 ?0.2 7080。2 7120.2 71 40.2 7 16O。2 718弘。比 11的9 2.以刃73,6g6。13168。7 256 5。5 116 3.阴 56 3 旧6 3。2田6 3。21 16 3.14 5} Sh o ck Z: O) 3.8 3翻: 23,0 2 6{ 2?.43 1一,~ 、 、 ~} 扔 g阳: 菊.24 ?{ 3 2.2扮一份. ---- -一 “: 32、3 18: 3 2。3 2刁: 3 2.3 1 5; 3 2.二匀2Sh o比 3 1 P e r i o d: 4 月笼阳 5十- -- -一: 3。3 1防: 3。4图月} 4.3 1田卜- -) 4.24邓: 4.20 怕;,一 、、二4 四 2 2: 4.阳四{ 4.4 ?芍一子,一; 4.阴 315.E-0.0 招 50.0 10 1O。0 1 20.0 1阳O。0 168O。0 1760.0 2 1〕8O、0 2160.0 2 190.0 2份0.0 22兔。比 1 }1.田助 }1.妇门5 {6 7?8 ;13.778二-- - --,一伟1 5.臼 ? }15.18 5 :14.戈防14.52 5 :14.6 :刃 :; 1 4.7 1 4{ 训.7田Sb o ck Z瀚。1169 ?.7659 2注妇85.4138 3 姐 284。田 7创 注砚拍84.78 ?84.5即84.4田84.二9 9Sh o ck 3:- - - - - - - 州O :0.甲日〕, {1.0下2 3 :O。日笼阳 :: 0.64 161 0.5田心于- - -、- --一卜} 0.6 16`0 68怕·O。7 7 27{ 0.8田 3: 0.叫拍F tC t旅“ t i呼: s七刀 c恤公 — — 一二注: , h o ck l、山。 c kZ、 sho c k3 分别表示 实际 G D P、c PI、货币供应童一个标准差的结构性冲击。五、绪论通过分析可以发现,货币供应量的增加对产出的提高和价格水平的上升都有促进作用,但这一作用相当弱,并且持续的时间很短。同时在解释产出和价格的波动时,货币供应蛋所占的比重很低。由此本文认为,单一地以调控货币供应量为主的货币政策不足以持续地影响我国的产出和价格水平。应适时地根据货币政策运行的具体环境和整体市场发育的程度,改变固定的单一目标制,更加灵活地运用我国货币政策的各项工具,尤其是对价格型工具的重视。我国的货币政策目标不应是惟一的而应是多重的,政策 目标的顺序不应是一成不变的而应是相机抉择的。【参考文献 ]川龚敏,李文寿.扩 大内需中的货币政策效应—19 % 一 20 3 年的实证分析田.厦门大学学报 (哲学社会科学版 ),20 5,(5 )·2l[ 都雁.对中国货币欢策效应时滞的实证分析田.南开经济研究,2 0 0 4,(.3)3[] 刘斌.货币政策冲击的识别及我国货币政策有效性的实证分析叶金融研究,2 0 1,a).l4] 谢赤.s v A R 模型及其在货币政策传导机制分析中的应 用田.系统工程理论方法应用,200 3,(.4)5l[ 宋旺,钟正生.我国货币政策区城效应 的存在性及原 因 叶 经济研究,2X() 6,(3 ).6l[ 杨灿.不 同对比基期的价格指数协调问题 .D] 统计与决策,19 9,(8).阴易丹辉.数据分析与 vE ie , 应 用[叫.中国统计 出版社,2 0 0 2.sl[ 张菌,万广华.试析我国贾易余额波动的成因 01.经济研究,20 5,(l).ùùiù23论ù1824ù幻防妞ē18ù洲匀二岛9 2 此方 妞济·20 7 年络 10 期

在SVAR模型下的货币政策效应分析

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