货币政策论文范例6篇

货币政策论文范文1

目前文献关于现金持有的理论大体可以分为三类。第一类是动机理论。凯恩斯在其经典论著《就业、利息和货币通论》中提出，货币需求动机可以区分为交易动机、预防动机、投机动机（Keynes，1936）。交易动机指“由个人或业务交易而引起的现金需要”而储存现金，由于现金等价物转化为现金的过程需要花费相关成本，因此，为满足企业日常的经营运作需要储存一定量的现金，减少相关的交易成本。预防性动机是指为了防止未来可能发生的现金流风险，抵御未来现金流可能出现短缺或者不确定变化。而投机动机则是指保留部分现金，在商业投资机会到来时抓住机会进行相关投资。在此基础上，凯恩斯提出交易成本模型，从边际成本概念出发，认为企业的现金持有量是由现金短缺的边际成本和持有现金的边际成本曲线所决定的。后续的Baumol（1952）、MillerandOrr（1966）提出和修正了现金库存模型。第二类是权衡理论。该理论的代表者是KrausandLizenberger（1973），它认为现金持有可以同时带来收益和成本，现金持有的边际收益与边际成本的均衡点便是最佳现金持有量。权衡理论模型是在借鉴交易成本模型基础上对现金持有问题的深入研究，但是它没有将信息不对称、委托等问题纳入研究的范畴。

第三类是理论与自由现金流理论。上面的权衡理论提出企业持有现金应在现金持有收益与现金持有成本之间做出权衡，从而达到利益最大化的目的，该理论是从股东最大化目标来持有现金的，但在企业所有权与经营权分离的情况下，人并非总按照委托人的要求来行事，人即企业的管理层会偏好持有更多的资金来降低企业风险，从而巩固自己对企业的经营管理权。JensenandMeckling（1976）从成本理论出发，提出自由现金流假说，即企业持有更多的现金为企业的管理层谋取更多私人利益。根据现金持有的上述三种理论，学者们基于企业内部特征进行了多方面的实证研究。Opler等（1999）通过对1971～1994年期间美国上市公司现金持有影响因素的研究，发现成长性强的公司、现金流量不稳定的公司以及小型公司倾向于持有更多的现金及现金等价物，而容易进入资本市场融资的企业、大型的企业通常持有较少的现金及现金等价物。Faulkender（2002）以美国1993年雇员在500人以下的小公司为样本，研究了美国小企业现金持有水平的影响因素，发现现金持有量与财务杠杆、公司成立年数、研发投资等正相关，而与规模、收入等负相关。Harford等（2008）检验了现金持有与公司治理的关系，发现公司治理差的公司比治理好的公司现金持有水平更高。他们发现，公司治理较差的公司，管理层往往容易将现金用于低效的并购等支出，导致较低的公司效益。Pinkowitz等（2006）采用价值回归模型，基于35个国家1988～1998年的数据研究现金持有量与公司价值之间的关系，发现投资者保护程度更强的国家，现金持有量与公司价值呈更显著正相关关系。

在国内学者的相关研究中，胡国柳和蒋永明（2005）发现企业规模与现金持有水平显著正相关，而现金等价物、财务杠杆以及公司年龄与现金持有量显著负相关。杨兴全和孙杰（2007）发现公司现金持有量在不同的行业中存在着显著差异，产品市场竞争强度与现金持有水平正相关。张人骥和刘春江（2005）从股权结构、股东保护程度的角度进行研究，发现现金持有量随股东保护程度的增强而降低。辛宇和徐莉萍（2006）从公司治理的视角进行研究，发现上市公司微观治理机制越好，其超额现金持有水平越低，即公司治理结构越好，现金持有水平就越合理。罗琦和许俏晖（2009）从大股东的视角进行研究，发现制度因素与大股东持股比例及大股东性质对现金持有具有显著的影响，大股东持股比例与现金持有有着正相关关系。孙进军和顾乃康（2010）从动态和静态两个维度来研究我国现金持有行为，静态实证结果证实了权衡理论与理论都能在一定程度上解释中国企业的现金持有行为，而动态实证结果显示中国上市公司的现金持有量具有均值回归的趋势。通过上述文献回顾，可以发现已有的文献大都从企业内部特征的视角研究企业的货币资金持有行为，较少从宏观经济政策如货币政策的视角来研究其对微观企业的货币资金持有行为的影响，特别是在中国“关系型”社会背景下，同样的宏观政策（货币政策）对不同微观主体的影响可能存在显著差异，这种差异可能不是基于市场原则，而是基于社会关系等非市场原则，目前这方面基于中国制度背景的相关研究文献比较缺乏。

二、理论分析与研究假设

（一）货币政策与企业货币资金持有货币政策会通过多种渠道来影响经济活动，主要包括货币渠道（利率、汇率和资产价格等）与信贷渠道。国内融资环境与国外有较大差异，企业融资渠道少，银行贷款是企业获得资金来源的主要途径。中国银行业在经济中发挥的作用远远高于证券市场（Allenetal.，2005），而银行业又是极易受政府管制和影响的行业，在国内企业融资渠道单一、银行信贷主导资源配置的金融背景下，货币政策通过银行的信贷政策调整直接影响企业的融资行为。当执行紧缩货币政策时，银行信贷供应量将会减少，迫使银行减少贷款，由于信贷融资难度的增加，企业会增加货币资金持有量以应对不确定的经济环境。所以如果货币政策从紧，从预防性动机出发，企业会更多地持有货币资金。假设1：货币政策会影响企业的货币资金持有，货币政策紧缩时期企业会更多地持有货币资金。

（二）货币政策与企业货币资金持有：产权性质的影响转轨经济背景下，由于制度缺陷、法律不健全等原因，私有产权企业在很多方面遭受制度和政策上的“歧视”，银行更“偏爱”国有企业（GordonandLi，2003）。虽然近几年政策向民营企业倾斜，但整体而言，私有企业和国有企业在融资等方面仍无法享受平等待遇。一方面政府为国有企业提供着一种隐性的担保（Faccioetal.，2006），当国有企业面临违约担保时，政府会出面帮其解决，因此违约风险低；另一方面，国有银行更容易获得国有企业的信息，信用评估成本低。同时在政府的干预与协调下，支配着我国当前金融体系的四大国有银行更容易把信贷资源配置给终极控制人同样为政府的国有企业。由于国有产权企业更容易通过融资渠道获得货币资金，从持有动机角度来看，国有产权企业应该会相对持有较少的货币资金。但是，国有产权是一种共有产权，所有者的缺位导致国有企业的问题更为严重，已有的文献普遍认为国有产权性质的企业中管理层与所有者之间的问题更为突出，而根据前面的现金持有理论与自由现金流理论，我们认为国有产权企业由于问题的存在，其管理层基于私利的考虑（如在职消费、降低经营风险等）会更多地持有货币资金，而且这在货币政策宽松、外部融资约束减弱的背景下更为明显。假设2：由于管理层问题的存在，国有产权企业相比于私有产权企业会更多地持有货币资金，并且在货币政策宽松时更为明显。

（三）货币政策与企业货币资金持有：政治关系的影响当前中国经济处于转型时期，政策环境成为了影响私有产权生存与发展的重要因素。私有产权企业为了寻求正式制度缺失下的替代性保护机制，纷纷向政府靠拢，越来越多的民营企业家积极地参与政治，成为各级人大、政协委员（Lietal.，2008）。众多的研究文献发现，私有产权企业通过各种途径与政府之间建立的政治关系是企业重要的社会资本，帮助企业以更低的成本获得更多更长期限的银行信贷资源，使其更容易获得相关的税收优惠以及土地、市场准入等稀缺资源，并且在特殊的时期，这种政治关系可以为私有产权企业提供隐形的政府担保。所以尽管在紧缩的货币政策下，由于信贷资源的减少，企业普遍面临融资难，但是与政府有政治关系的企业可以凭借这种关系获取相对多的信贷资源，而缺乏政治关系的私有产权企业可能面临更为严重的融资约束。从预防性动机来看，没有政治联系的企业为了面对市场的各种不确定因素，会持有更多的货币资金。假设3：相比于有政治关系的私有产权企业，无政治关系的私有产权企业会更多地持有货币资金，并且在货币政策紧缩时更为明显。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源本文以2004～2011年间沪深证券交易所上市的企业为研究样本，采用年度数据①。我们根据以下原则对样本进行了处理：（1）剔除金融行业样本；（2）剔除企业政治关系背景无法确定的样本；（3）剔除数据缺少以及数据极端异常的样本。最终得到的样本量为8374个。本文所使用的财务数据来自深圳国泰君安信息技术有限公司的CSMAR数据库。在货币政策方面的相关数据当中，银行家信心指数来自于中国人民银行《全国银行家调查报告》，货币供应量数据来自中国人民银行网站，GDP数据来自国家统计局网站，私有产权企业的政治关系数据来自企业年报以及互联网等。为了克服离群值的影响，我们对主要变量进行了Winsorized缩尾处理。

（二）样本选择与变量定义为了检验前面的假设，我们设定了基本的回归方程：CASH=α+β1MP+β2CC+β3CPC+β4X+β5Industry+β6Year+ε在方程中CASH是被解释变量，表示企业的货币资金持有水平，具体是以货币资金年度均值除以资产总额来衡量，同时为了使数据更具有代表性，我们的被解释变量进一步采用了去除行业均值的货币资金持有水平（DCASH）。方程中解释变量MP是货币政策的衡量指标，我们采用三个指标来衡量。其中MP1表示银行家信心指数，该指数是由中国人民银行与国家统计局共同完成的调查数据，我们用它来衡量货币政策的紧缩程度。该指数在祝继高和陆正飞（2009）、代光伦等（2012）的研究中也得到了应用。MP2表示M2发行量增长率与GDP增长率之差。GDP增长率用于衡量经济发展需要的货币增速，M2增长率反映的是货币的供应水平。二者之差越大，则发行的货币超过经济发展所需要的货币越多，当前的货币政策也就越宽松。MP3是我们基于特定的货币政策与宏观经济环境定义的我国货币政策紧缩阶段的虚拟变量①。本文对关系资本的定义区分为产权归属关系（CC）和政治关系。其中政治关系变量（CPC）主要考察董事长或者实际控制人的政治联系，以其是否曾经或现在在人大、政协或者政府机关、金融机构任职来定义是否存在政治联系。有政治联系的企业定义虚拟变量为1，没有政治联系的企业为0。X是由多个控制变量构成的向量，我们控制了影响企业货币资金持有的一些因素：企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、盈利能力（ROA）、成长性（Growth）、有形资产比（TANG）、第一大股东的持股比例（Shl）等。此外，我们还加入了行业和年度的虚拟变量，控制不同行业和年份对企业货币资金持有水平的影响。

（三）描述性统计的描述性统计结果可以看出，平均而言，样本公司持有的货币资金占期末总资产的比率为0.21，表明我国上市公司的货币资金持有比率非常高，现金资产超过全部资产的五分之一，而国外的研究发现英国上市公司的货币资金持有水平约为9.9%、西班牙上市公司的货币资金持有水平约为7.14%，这种差异反映我国上市公司更偏好持有较多的货币资金，这可能与我国的融资环境有关。同时货币资金持有水平标准差为0.17，表明我国不同公司的货币资金持有水平有较大的差异。从我们也可以发现国有产权控股企业在我国上市公司中占58%，国有经济在整个社会经济中占主导地位；私有产权企业中有41%的企业具有政治关系，反映了我国企业政治参与程度比较高。样本公司资产负债率比重为50%，反映了我国上市公司较高的负债比率，财务风险比较高。第一大股东持股比例为36.55%，说明我国一股独大现象仍然比较严重。总体而言本文的研究样本较好地代表了我国上市公司的整体状况。

四、实证结果与分析

（一）货币政策波动与企业货币资金持有我们首先研究了货币政策对微观企业货币资金持有行为的影响，是回归结果。回归模型（1）、（2）、（3）中分别选取了银行家信心指数、M2-GDP增长率、是否紧缩作为衡量宏观货币政策的指标的回归结果可以看出，采用公司实际的货币资金持有水平作为被解释变量，三种指标均显示，宏观的货币政策会显著影响企业的货币资金持有水平：在货币政策紧缩时期，由于信贷融资难度的增加，企业会增加货币资金持有量以应对不确定的经济环境。的实证结果支持了假设1。从控制变量的回归结果来看，企业的盈利能力越强，持有的货币资金水平越高，反映企业盈利能力强，流动性资金更为充裕；有形资产比重越高的企业，由于其为债务融资提供实物担保或抵押的能力比较强，从而更容易获得银行借款，所以其货币资金持有水平相对要低；第一大股东持股比例越高，企业的货币资金持有越多，这可能与大股东的掏空行为有关（罗琦和许俏晖，2009）。

（二）产权性质与企业货币资金持有是产权性质对企业货币资金持有行为影响的回归结果。表4的结果显示，不同产权性质企业的货币资金持有水平存在显著差异。无论是以货币资金持有水平还是去除行业均值的货币资金持有水平作为被解释的变量，产权性质变量对企业的货币资金持有行为均具有显著的负向影响，也就是相比于私有产权企业，国有产权企业会持有更多的货币资金。这种结果在一定程度上支持了现金持有的理论，与假设2的预期相一致。

（三）政治关系与私有产权企业货币资金持有反映了私有产权企业政治关系对企业货币资金持有行为的影响。结果显示：在私有产权上市公司中，企业具有的政治关系会显著降低企业的货币资金持有，后者无论是以货币资金持有水平还是去除行业均值的货币资金持有水平来衡量都是如此。这一结论表明，由于拥有政治联系的私有产权企业相比较于无政治联系的私有产权企业具有融资的便利性，更容易获得信贷资源，不需要持有过多的货币资金以预防各种不确定性，而没有政治联系的私有产权企业则会持有更多的货币资金以更好地应对经营中的各种不确定性。这同假设3的预期是一致的。

（四）货币政策波动与企业货币资金持有：关系资本的影响在前面的研究中我们发现宏观货币政策与企业的产权性质、政治关系对企业货币资金的持有行为具有显著的影响。在此我们进一步探究货币政策对企业货币资金持有行为的影响在不同产权性质以及具有政治关系与否的企业组中是否存在差异。我们首先考察了不同货币政策下企业产权性质对货币资金持有行为的影响，具体检验的结果。在货币政策紧缩时期，由于信贷资源的减少，国有产权企业与私有产权企业都可能面临不同程度的融资约束，从预防性动机来看，其都会持有更多货币资金以应对不确定，因此其货币资金持有水平不存在显著的差异。而当货币政策处于宽松时期，国有产权企业与私有产权企业面临较小的融资约束，此时私有产权企业可能会减少货币资金的持有，因为在宽松的货币政策下，信贷融资的便利性使得企业没有过多持有货币资金的预防动机，但是对于国有产权企业而言，根据现金持有理论与自由现金流理论，管理层可能基于私利持有更多的货币资金，并且这种现金持有的行为在外部融资约束小，融资更便利的时候更为明显。所以的检验结果显示，在货币政策宽松时期，国有产权企业相比于私有产权企业会显著地更多持有货币资金，而在货币政策紧缩时期，其二者货币资金持有行为并不存在显著差异，这其中的原因与国有产权企业存在更为严重的管理层问题有着密切联系。接下来我们进一步考虑不同货币政策下私有产权企业政治联系对货币资金持有行为的影响，具体检验的。结果显示，在货币政策紧缩时期，是否具有政治关系对私有产权企业货币政策持有行为具有显著的负向影响（回归结果接近10%的显著性水平），即具有政治关系的企业会显著地更少持有货币资金。这其中的原因在于，当货币政策紧缩时，由于信贷资源减少，私有产权企业面临较大的融资约束，但是在中国当前的制度背景下，那些有政治关系的企业能够凭借密切的政府关系获得稀缺的信贷资源，在一定程度上缓解企业面临的融资约束，因此从预防性动机来分析，其持有货币资金的水平要低于那些没有政治关系而面临更严重融资约束的企业。而当货币政策放开时，由于银行可信贷资源的增加，私有产权企业面临的融资约束缓解，在融资相对便利的环境下，政治关系在企业融资中的边际效用可能会下降，因此在货币政策宽松时期，是否具有政治关系的私有产权企业在面临融资约束的差异上会显著低于货币政策紧缩时期，所以基于预防动机的货币资金持有水平在货币政策宽松时期的差异也会显著低于货币政策紧缩时期的差异。这与假设3的分析相一致。

五、研究结论

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(一)向量自回归(VAR)模型的简单说明本文在分析时所采用的是向量自回归模型。传统的经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量关系的模型。但是,经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明,而且内生变量既可以出现在方程的左端又可以出现在方程的右端使得估计和推断变得更加复杂。为了解决这些问题而出现了一种用非结构性方法来建立各个变量之间关系的模型。VAR模型就是非结构化的多方程模型。VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型,从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。

(二)数据说明本文采用的数据从1994年1月至2014年9月的月度统计数据,变量说明如表1:通过消费价格指数的差分,我们可以得到通货膨胀率pi,由费雪方程(1+实际利率)*(1+通货膨胀率)=1+名义利率可得实际利率ri=i-pi文中采用上证综指指数代表股票市场的价格变动。为消除货币供应量的季节波动,分别对m0,m1,2移动平均进行去季节趋势的处理。同时,为了避免数据出现异方差性,研究过程中将对所有的数据进行取对数处理,处理后的数据如表2:由于三种货币量的高度相关性,我们在接下来的模型操作中将会将其分为三个变量组进行讨论,即第一变量组:lst,lm0,lri,lpr;第二变量组:lst,lm1,lri,lpr;第三变量组:lst,lm2,lri,lpr。

(三)具体分析1、单位根检验为了避免“伪回归”现象发生,保证回归结果的无偏性和有效性,必须先对各个变量序列进行平稳性分析。因为对变量关系进行的传统显著性检验因假设前提不成立将失去意义,只有模型中的变量满足平稳性要求时,传统的计量经济分析方法才是有效的。常用的检验方法有DF检验、PP检验和ADF检验等,在此我们采用ADF检验方法对各组变量的数据进行单位根检验。2、向量自回归模型分析(1)滞后阶数的确认。由于Granger因果检验对于滞后阶极其敏感,选取不同的滞后阶有可能带来截然不同的检验结果,而Granger因果检验是基于VAR的滞后阶进行的,因此,在进行Granger检验前必须严格确定VAR的滞后阶。本文再次运用的检验指标为AIC指标确认的滞后阶数,各不同变量组最优滞后阶数如下。3、模型结果分析(1)利率与股票市场的关系。利率的变动在短期内对股票市场的影响明显,中长期的影响不显著。相反,股票市场的变动不论短期还是长期,均无法对利率产生显著地影响,侧面反映了我国政府在控制利率变动时,并不主要以控制股票市场为主要调控目标。(2)存款准备金率与股票市场的关系。无论短期长期,存款准备金率都很难显著地影响股票市场的走势。而股票市场的价格走势在中短期内对存款准备金率的影响不明显,但长期来看,股票市场对存款准备金率的调整,有着较为明显的格兰杰影响。(3)货币供应量与股票市场的关系。与预期一致,对股票市场产生最明显影响的货币量为流通中的货币总量(M0),且M0对于股票市场的影响仅在短期内显著,并且,股票市场在短期内对流通中的货币总量的影响也是十分可观的。与之形成鲜明对比的,在长期过程中,货币量对股票市场的影响十分有限。

二、结论与分析

(一)货币政策对股指的影响。从前一部分的实证分析我们可以得出,利率已经初步具备了影响股市的能力,但由于我国股市股权结构不合理、投机性过强等原因,股价指数对利率变动的反应并不是很敏感,利率对股市的影响能力有待提高,当然这需要一个健康的股市为前提。货币供应量的不同统计口径对股市的影响各不相同。M0对股价指数在短期内有着显著的影响。M0作为在银行体系以外流通的现金,是与消费变动关系最密切的统计量,若M0增加,市场多出来的流动性更倾向于流向资本市场(如股市),从而推动股市的上扬。但是,对于国家宏观调控而言,此分析的实际作用并不很强,M0具有十分强的流动性,央行难以对其进行全面的控制。另外,M1对股市的影响很微弱,主要原因是M1的主要组成部分是活期存款,这部分资金则是生产资料市场购买力的主要媒介,对股市不产生直接的影响。M2作为广义货币供应量,等于M1+企事业定期存款+居民储蓄存款,其流动性较弱,尤其是准货币(M2－M1)的流动性最差,显然对股市无法产生显著的影响。不同于被普遍认可的“央行降准将推高股价”的观点,本文研究反映出准备金率与股票市场的高度分离性。金融机构存款准备金率的变动基本上不会对股票市场产生实质性的影响。所谓的推高论,从某种意义上讲或许只是名义上的利好消息被炒作后放大化的市场过度反应。

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摘要:采用2000年1季度-2008年4季度的季度数据，通过构建一个四变量的SVAR(3)模型，以检验我国货币政策传导的实际效应。实证结果表明，我国主要是通过信贷渠道的传导途径来影响实体经济的，但信贷渠道对实体经济的冲击过于猛烈，不适合作为货币政策的中介指标。 关键词:货币政策;信贷渠道;传导效应;SVAR模型  1引言 货币政策传导机制是指由中央银行信号变化而产生的脉冲所引起的经济过程中各中介变量的连锁反应，并最终引起实际经济变量变化的途径。货币政策的传导机制及其效应问题是货币经济学中最复杂的问题之一，也是国内外学者的现实研究热点。 2007年美国次贷危机引爆了一场全球性的金融危机，进而以美国、欧洲、日本为首的发达国家纷纷陷入经济衰退。在发达国家纷纷动用货币政策和财政政策防止经济进一步下滑的同时，我国也在全球降息浪潮中下调人民币基准利率，自2008年9月15日以来，央行连续4次降息，3次调整存款准备金率，同时加大货币投放放量。更为重要的是，我国货币政策做出了重大调整，以“适度宽松”作为货币政策的最新基调，为近十几年来首次采用。从全球经济过热到目前的全球经济紧缩，各国的货币政策一直扮演着重要的角色。然而，对于我国货币政策对实体经济的效果究竟多大，其传导途径是怎样的，是本文的兴趣所在。 2货币政策传导机制理论及我国的研究 2.1西方货币政策传导机制理论 关于货币政策的传导机制一直存在着很多争议，米时金(Mishikin etc.，1995)对三种主流的理论进行了比较完整的概括。泰勒(Taylor)坚持传统的凯恩斯主义观点，强调货币资金利率的作用，认为货币政策变化，引起短期市场利率变化，经由市场预期作用，影响长期利率和实际投资，最终影响产出;梅尔泽(Meltzer)强调货币主义观点，认为货币政策变化，引起普遍的资产价格调整，通过“托宾Q效应”影响投资，通过“财富效应”影响消费，最终影响产出;伯南克(Bernanke)则提出了新的信贷观点，认为货币政策变化，影响资产价格，影响企业和银行的净价值，进而影响经济中的信贷规模，最终影响产出。围绕这三大理论存在大量的理论分析与实证检验，但是分歧仍然很大(瞿强，2008)。 2.2关于我国货币政策传导效应的研究 对我国货币政策传导机制的研究多为定性研究，动态定量研究并不多见。王振山、王志强(2000)较早地采用协整检验和Granger因果检验方法研究我国货币政策传导机制，认为在20世纪80-90年代，信用渠道是我国货币政策的主要传导途经。周英章、蒋振声(2002)对我国1993-2001年间的货币政策传导机制进行实证分析，结果表明我国的货币政策是通过信用渠道和货币渠道的共同传导发挥作用的，但信用渠道占主导地位。裴平、熊鹏(2003)检验了我国1998-2002年“积极”货币政策中的“渗漏”效应。谢赤(2003)对SVAR模型在货币政策冲击反应分析、最佳货币政策指标方面进行了探讨。瞿强(2008)用我国1996-2008的月度数据构建SVAR模型，通过比较分析利率、货币数量、汇率和信贷等主要金融变化的产出、价格等实际经济变化的影响模式，观察到信贷是一个特别注意的变量。还有大量的学者进行了相似的研究，采用的方法也基本相同，在此不再赘述。 3我国货币政策传导效应的实证检验 3.1变量选择与数据描述 本文采用Census X12法消除数据的季节效应，对季节调整后的数据作进一步处理(消除物价因素影响，这里以1990年1季度为100)，并对上述变量进行对数化处理以消除异方差的影响(由于实际利率可能为负 ，因此实际利率不能对数化)。首先对单变量时间序列进行单位根检验，结果表明原实际序列对数差分后平稳。 3.2简化式VAR模型的估计 为了研究利率、货币供应量和信贷规模对经济波动的短期影响及其贡献度，本文建立了四变量的VAR模型，根据AIC和SC准则，选择滞后阶数为3，由于方程右边是内生变量的滞后值，不存在同期相关问题，所以OLS估计是有效的。 经检验，上述模型是平稳的。四个方程调整后的拟合优度分别为R2RR=0.937、R2 M1=0.915、R2loan=0.845、R2GDP=0.85，模型的拟合程度较好，但扰动项存在同期相关关系。简化的VAR模型却无法刻画它们之间的这种同期影响关系，需要用结构VAR模型来刻画。 为了进一步检验货币供应量、利率和金融机构贷款对我国产出的影响关系，对上述估计的VAR进行Granger因果检验。 实际利率不能Granger引起实际M1、实际金融机构贷款，但能Granger引起实际GDP，这与部分学者得出的结论不同;实际M1外生于实际GDP的概率为0.14372，这反映了我国内需不足，部分商品处于供大于求，因此当对货币的需求扩张时，会由于价格调整而抵消，货币供给的数量调整对产出的影响较弱，这与高铁梅(2006)、刘金泉(2003)得出的结论相同，但实际M1外生于实际GDP的概率却显著地下降了，这可能是近几年我国内需有所增加的原因所致;实际金融机构贷款对实际产出具有显著的Granger因果关系，这一点和我国的实际情况相符合，从早年的信贷配给到目前的信贷政策，金融机构贷款是经济运行的重要先行指标，表明信贷渠道在我国货币政策传导机制中占有重要的地位。 3.3结构VAR(SVAR)模型的估计 由于简化式VAR模型不能刻画同期相关关系，而SVAR模型则可以识别。为了考察实际利率、实际货币供应量和实际金融机构贷款对实际GDP的短期影响，本文仅对SVAR模型施加短期约束，不考虑上述变量对实际产出的长期影响。在上述估计出的简化式VAR(3)模型基础上，构建AB-型的SVAR(3)模型。由于模型中有4个内生变量，因此至少需要施加2k2-k(k+1)/2=22个约束条件才能使得SVAR(3)模型满足可识别条件。由于AB-型的SVAR(3)模型包含了k2+k=20个约束条件。本文根据经济理论，再施加三个约束条件:实际利率对当期实际金融机构贷款的变化没有反应;实际利率对当期GDP的变化没有反应，;实际货币供应量对当期GDP的变化没有反应。由于模型扰动项服从多元正态分布的假设，可以使用完全信息极大似然法(FIML)估计得到SVAR(3)模型的所有未知参数，以上各项系数都比较显著，SVAR(3)模型较好地被识别。为了考察实际利率、实际货币供应量和实际金融机构贷款变动对实际GDP的冲击效应，可以引入脉冲响应函数来识别这种冲击效应。 3.4SVAR模型的脉冲响应函数 给实际利率一个正向的冲击，从第1期(以季度为单位)开始直到第4期，对实际GDP有一个正向的冲击，之后虽有负向冲击，但总体影响却是正的，单就我国的实际情况来说，投资对利率的敏感性很小，国有企业往往对利率不 敏感，对利率敏感的是中小企业，但中小企业在货币市场上融资非常困难，不得不从地下金融市场中获取资金，最终拿到的资金利率往往是正规市场上的几倍甚至十几倍。 3.5SVAR模型的方差分解 考虑到实际GDP对自身的贡献率，实际金融机构贷款对实际GDP的相对方差贡献率在前8期时都是最大的，第1期的贡献率达到92.56%，但从第二期开始显著下降;实际M1对实际GDP的相对方差贡献率在第8期之后稳定在20%左右;实际利率对实际GDP的相对方差贡献率从第1期到 第2期有一个跳跃式的上升，第9期后保持在40%左右，超过了实际货币供应量对实际GDP的影响。但可以肯定的是，前8期实际金融机构贷款对实际GDP的影响是最大的。因此，有理由认为我国货币政策传导的途径主要是信贷渠道。 参考文献 瞿强.中国货币政策效应与传导之谜——基于结构VAR的分析[J].货币金融评论，2008，(11). 文章 来源：中華勵志網 论文 范文 www.zhlzw.com

货币政策论文范文4

关键词：货币政策有效性货币市场政策工具

随着中央财政债务依存度的提高和财政大规模基础设施项目投资效应的递减以及“挤出效应”的出现，我国财政政策正逐步的退出历史舞台，转由货币政策单独承担刺激内需拉动经济增长的历史任务。为此，深入探讨我国货币政策有效性问题具有极其重大的意义。

货币政策有效性理论

如果以凯恩斯的《就业利息和货币通论》作为现代货币政策的理论起点，距今已有60多年的历史，但就凯恩斯本人而言，他比较偏爱财政政策，在《通论》中，凯恩斯指出：“就我自己而言，我现在有些怀疑，仅仅由货币政策操纵利率到底有多大成绩。国家可以向远处看，从社会福利着眼，计算资本边际效率，故我希望国家多负起直接投资之责”。由此看出凯恩斯对财政政策的高度重视。货币学派是以凯恩斯学派的对立面出现的，其代表人物米尔顿·弗里德曼（Milton.Friedman）认为，货币政策有三个作用，就其实质说是一个稳定经济的作用。由此可见，货币学派对货币政策作用的看法比早期的凯恩斯学派要积极。

在我国，真正的货币政策实践距今只有20年左右时间。就货币政策有效性而言，西安交通大学的崔建军教授曾进行归纳，认为我国经济学界主要有三种观点。第一种观点对货币政策有效性持肯定态度，以南京大学的范从来教授和中国人民银行的戴根有研究员为代表，认为即使是通货紧缩时期，货币政策的作用仍然是巨大的。第二种观点认为，对货币政策作用估计偏低甚至否定货币政策的有效性，其代表人物是中国人民大学的黄达教授和中国人民银行的谢平研究员。黄达认为：“实践证明，过分估高其（指货币政策，笔者注）效能，不是实现不了设想的目标，就是在强力贯彻实施中带来很大的副作用”。谢平则对货币政策有效性持完全否定态度。他指出：“面对通货紧缩，货币政策能否像抑制通货膨胀那样迅速有效呢？答案是否定的”。第三种观点认为，货币政策作用具有非对称性，即治理通货膨胀得力而治理通货紧缩乏力。主要代表人物是对外贸易大学的吴军教授和吉林大学的刘金全教授。但中外经济学界几乎都承认，货币政策有效性的内涵特指货币政策能否有效影响产出等真实经济变量。进一步的说，货币政策有效性的标志应该是货币政策目标的实现程度。具体而言，货币政策一般是“逆风向而行事”，因而其有效性要看其反周期作用的大小及熨平周期的程度，即在经济运行的过热时期抑制需求，平抑物价的作用大小，而在经济衰退时期刺激需求，防止通货紧缩作用的大小。

影响货币政策有效性的因素

影响货币政策有效性的因素很多，既有经济金融运行及宏观操作过程中存在的矛盾，又有金融体系本身存在的不协调因素，本文从三个具体的方面来分析。

（一）货币政策传导渠道的制约

货币政策有效传导的一个关键路径即货币市场，对于货币政策作用的发挥起着不可替代的作用。众所周知，货币市场是金融市场的基础，是货币政策传导的载体，完善和发达的货币市场不仅可以高速配置短期资金来源，促进市场经济的发展，而且可以迅速而广泛地传递货币政策信息，将货币政策效应扩散到整个宏观经济中去。然而，我国目前货币市场的发达程度较之国外发达的货币市场距离很大，而且本身也存在着内在体系发展失衡的缺陷，使货币政策的传导缺乏一个高效传导场，进而影响货币政策的传导效果。主要表现有：货币市场的缓慢发展使中央银行的公开市场操作缺乏市场基础；货币市场利率尚未完全市场化，使得利率型的货币政策传导机制无法发挥作用；货币市场与资本市场之间存在严重割裂现象，使得货币政策无法在两个市场之间有效传导。

（二）国有商业银行现有模式的制约

在银行主导型的金融系统中，国有商业银行对于货币政策的反映程度、速度和效果起着至关重要的作用。但种种迹象表明，国有商业银行为防范金融风险所出台的种种措施与国家稳健的货币政策操作完全背道而驰。同时，农民贷款难的问题依然没有得到根本解决，其结果是农民收入增长缓慢，对开拓庞大而富有潜力的农村市场不利。而商业银行不良资产存量仍然很大，增量仍在滋生，商业银行体系化解不良资产的难度依然很大。

（三）有效货币政策工具缺位的制约

在一个不完善的市场经济体制下，有效货币政策工具的缺位是中央银行在实施货币政策中面临的最大问题。发达市场经济国家通用的三大货币政策工具因我国的市场经济体制还不完善，发挥作用有限。随着经济的进一步开放，外资银行的进入及其在我国金融市场份额的不断扩大，准备金制度和再贴现的有效性将进一步削弱。其主要原因在于，外资银行可以便利地从国际金融市场和其它金融机构获得资金，外资银行的资金来源在国内受到制约时，会更多的转向国际市场。国内商业银行也会出现这种趋势。因为国内商业银行资金来源渠道也会随着金融业的开放逐步扩宽，所以准备金和再贴现政策的影响范围和程度趋于缩小。公开市场操作这一政策工具的运用需要一个完善的市场机制为载体。但我国国债期限较长、品种不多、数量较小，使得公开市场业务缺乏载体；而且商业银行持有大量国债将其视为低风险、高效益的优质资产而不愿出售，从而市场交易不旺，以调控基础货币为目的的公开市场业务缺乏交易基础。

美联储货币政策的启示

美国联邦储备系统自1913年建立以来，负责控制全社会的货币与信贷，它的职能是控制银行准备金的数量，决定全国的货币供应量，并影响信贷条件和利率。美联储主要利用三大政策工具来实现其职能，并且以公开市场业务为货币政策最重要的工具。自1991年3月份以来，美国经济已连续十年增长，与此相伴的是失业率降至近25年来最低水平，而消费物价指数上涨创30年来最低水平。这些成就与美联储货币政策的选择和实施有着紧密联系，为美国经济持续增长创造了一个良好的环境。

美国为刺激经济的恢复和发展，从1989年开始连续多次降低联邦基金利率和贴现率，到1993年美元利率降到历史最低点，联邦基金利率和贴现率都只有3％。经济在低利率的刺激下走出低谷，并出现较快增长，同时通货膨胀压力也随之增大，为防止经济运行过热，从1994年开始美联储又根据经济形式在不到一年的时间里7次调高官方利率，1995年二月联邦基金利率和贴现率分别达到6％和5.25％。不久，美国经济增长下降过快，同时通货膨胀率也得到了控制，1995年7月美联储下调利率，使得美国经济继续保持强劲增长。紧随其后，美联储主席格林斯潘在公开场合也表示对东南亚金融危机的担忧后，联邦银行于1998年9月和10月连续两次下调利率，并采取了积极的货币政策防止经济出现衰退。

由此可见，10多年来的事实数据表明，美联储在改善经济运行状况，实现货币政策的最终目标上做出了突出贡献。美联储成功运用的政策操作主要是：对利率和货币供应量的微调；对经济形势的科学预测；完善公开市场操作，便于随时进行微调。其成功的经验无疑对我国货币政策发挥其有效性提供了有益的启示。

提高我国货币政策有效性的建议

增强我国货币政策的有效性要充分考虑到我国的国情，不但要考虑到微观方面，比如培育市场客体—货币市场等，还要考虑到宏观方面，比如提高政府科学决策等，同时不能忽视操作技术方面：把握调控的时机—“点”（由于政策存在时滞因素，要有一定的超前性）和力度—“度”（为避免经济的过大波动，要注重微调）。具体建议如下：

（一）规范和发展货币市场

中央银行和商业银行在货币市场上正常运作以维持秩序稳定的最基本条件就是要有一个稳定有序的货币市场，并且这个货币市场须具备相当的规模。在货币市场不健全、不规范和不稳定的情况下，中央银行的调控是很难操作的，货币政策也很难发挥效力。这就客观要求加快货币市场的建设步伐，为中央银行运用市场机制，以间接手段进行宏观调控提供市场基础，以便发挥中央银行货币政策的最大的效力。

根据目前货币市场的现状，笔者认为，首先，应大力发展货币市场参与者，实现市场主体多元化；其次，要提高市场主体信用度，降低经营风险；再次，加快货币市场利率体制改革，实现利率的真正市场化；最后，因为国债市场既有货币市场的特征，又具有资本市场的特征，所以要加强国债市场在连通货币市场与资本市场中的重要作用，逐步建立一个开放、有序竞争、严格管理的货币市场。

（二）放宽中小金融机构的市场准入

国有商业银行的改革中，要正确处理金融创新和金融风险防范的矛盾。对有市场需求、有发展前途的行业、企业和产品必须大力支持。同样对盲目发放贷款、形成风险的要追究相应的责任。总之，应在强化信贷约束机制的同时，强化激励机制。只有这样，才能真正解决稳健的货币政策和信贷收缩机制的矛盾。

放宽中小金融机构的市场准入，在进一步促进中小金融机构发展方面出台一些新的措施和鼓励政策，构造货币政策运行的微观经济基础，从而延长货币政策传导渠道，进一步拓实金融运行的微观经济基础。

（三）确立有效的货币政策工具

选择科学有效的货币政策工具使得货币政策的有效发挥达到事半功倍的效果。首先，应扩大公开市场操作规模，加快货币市场建设的同时，大力发展银行间债券市场和票据市场，扩大市场交易主体，完善公开市场操作，促进商业银行的资金管理水平，以提高货币政策运用的效率。其次，要合理运用中央银行的再贷款，发挥再贴现等工具在投放基础货币当中的作用。再次，开发交易工具，进一步沟通货币市场和资本市场。只有不断的完善和有效的运用货币政策工具，从而实现进一步发挥货币政策有效性的巨大功用。

简短的结论

针对近年固定资产投资增长过快，政府的货币政策首当其冲。央行决定，自2006年8月19日起上调金融机构人民币存贷款基准利率。一年期存款基准利率上调0.27个百分点，由现行的2.25%提高到2.52%；一年期贷款基准利率上调0.27个百分点，由现行的5.85%提高到6.12%；其他档次存贷款基准利率相应调整，长期利率上调幅度大于短期利率上调幅度。

这些政策的出台，充分发挥了货币政策对经济的调控作用，有利于引导投资和货币信贷的合理增长，有利于引导企业和金融机构恰当地衡量风险，有利于维护价格总水平基本稳定，有利于优化经济结构，促进经济增长方式的转变，保持国民经济平稳较快协调发展。因此，笔者认为我国有必要对货币政策有效性的问题进行深刻研究，并让其充分发挥指导货币政策的制定、实施的最大功效，为市场经济服务。

参考文献：

1.凯恩斯.就业利息和货币通论【M】.商务印书馆，1983

货币政策论文范文5

货币政策和利率期限结构(收益率曲线)之间的关系一直是货币经济学研究的热点。传统经济理论认为货币政策是通过其对市场利率产生效应而传递给经济活动的，各国的货币政策制定者一般将短期利率作为他们的主要操作工具，通常是采用银行同业之间的隔夜拆借利率作为货币政策运作工具。然而，实际的经济活动诸如投资和消费在很大程度上是取决于长期利率水平的。因此，货币政策的有效性就高度依赖于其是否会对长期利率产生影响。货币政策制定者为了实现影响实际经济活动的目标，就应当使货币政策可以影响不同期限的利率(整个收益率曲线)。

传统的货币政策传导机制假定利率期限结构可以由预期假说来充分地描述，长期利率是当前和未来短期利率的加权平均值。货币政策制定者通过影响当前的短期利率，就可以改变预期的未来短期利率和长期利率。因此，如果预期假说有效，则货币政策只会引起收益率曲线的平行变动而不会改变它的坡度。鉴于此，Estrell和Hardouvelis、Brenanke和Blinder等采用收益率曲线的坡度来作为预测货币政策是否发生变化的一个先行指标。总的来看，研究货币政策对收益率曲线影响的文献可以分为两大分支，前者如Cuthbertson、Hsu和Kugler等主要研究收益率曲线的动态变化是否与预期假说相一致，结果发现虽然预期假说常被实证结果所拒绝，但它至少可以解释市场利率变动的某些行为；后者如Trhomton、Jondeau和Ricart、Haldane和Read等主要采用事件分析和时间序列分析的方法来量化研究货币政策对收益率曲线的直接影响，结果发现货币政策的确可以影响市场利率，但其影响力随着到期期限的延长而变弱，在收益率曲线的远端甚至变得不太显著。

国内在这方面的研究还较少。文献［8］、［9］和［10］主要从定性的角度分析了货币政策变动与国债收益率曲线之间在理论上的一般联系、货币政策影响利率期限结构的方式和相应的政策建议，但缺乏客观的量化研究；文献［11］运用Granger因果测试、脉冲响应函数和方差分解检验了收益率曲线坡度和央行基准利率在预测产出增长和通货膨胀率中的信息含量，但并未实证检验货币政策是否对收益率曲线有影响以及是否使收益率曲线的短、中、长期部分发生平行变动。因此，本文的目的就是通过研究货币政策传导机制来实证检验我国的货币政策是否对国债市场的利率期限结构(收益率曲线)具有显著的影响，如有，这种影响是否以相同的方式影响收益率曲线的短、中、长期部分，还是存在某些差别。对这两个问题的研究，将有助于评估我国货币政策的有效性。

2.样本数据及处理

本文选用的数据为2004年5月20日到2005年11月3日的313个日度数据，其中央行的货币政策工具即隔夜拆借利率(IBO001)取自中国货币网(http：//)，国债回购利率数据(R001、R007、R014、R028、R091和R182)则由上海证券交易所获得。而且，对上述两类数据进行了相应的处理，剔除掉了一些缺失观测。至于从1年期到20年期的国债利率，则是首先由上海证券交易所(http：//)获得对应上述利率数据观测日的39只记账式国债收盘价，接着根据当日的国债收盘报价，根据广义息票剥离法并利用Svensson模型估计出该日的国债市场利率期限结构，最后利用获得的利率期限结构参数模型估计出到期期限分别为1到20年的国债市场利率数据。本文的研究所使用的数学软件为Matlab70和Eviews5和SPSS115。

3.计量经济分析

31预期假说与货币政策

预期假说认为t时刻n期资产的收益率Rn,t是由当前和未来的一组m期资产的收益率Rm,t(n＞m)唯一决定的。对于由零息票债券的即期收益率构成的期限结构关系，仅仅表明n期投资的收益率应当等于m期投资的收益率向前滚动k(k=n/m，且为整数)次并加上一项仅随m和n变动而不随时间变动的期限溢价θn,t，如式(1)所示：

货币政策传导机制就是通过式(2)进行运作的。央行的货币政策部门可以通过改变隔夜拆借利率R0,t，来引发当前的短期利率发生变化，同时也改变了对利率未来变动路径的市场预期，即长期利率由于可以看成是当期和预期未来的短期利率的加权平均，也会受到相应的影响。对货币政策效应的大小和显著性可以通过估计多变量进行直接检验，其本质就是假定在货币政策工具和市场利率之间存在一种平稳的同期变动关系，即可以通过由货币政策工具的同期以及滞后和先行(lead)变动构成的仿射函数来对市场利率的变动进行解释，如式(3)所示：

其中，Δ代表差分算子，Ri,t代表t时刻的国债回购利率和到期期限为1到20年的国债利率，R0,t代表t时刻的隔夜拆借利率(货币政策工具)，ε是误差项，β0,i、β1,i和β2,i是到期期限为i的市场利率对货币政策工具变化响应程度的参数。如果βi(=β0,i+β1,i+β2,i)是统计显著的，则表明货币政策的确会影响不同到期期限的利率；如果βi随着利率到期期限的延长而减少，则表明货币政策对到期期限较长的利率的影响变弱，同时也表明货币政策引发了收益率曲线的非平行变动，使其平坦化。在式(3)中，引入Ri,t-1是为了消除残差的自相关现象，引入R0,t-1是为了体现对货币政策变动的预期，而引入R0,t+1则是为了体现不能由当期货币政策数据所反映而实际上变化的货币政策已经对当期利率所产生的影响。

由于篇幅所限，本文对式(3)的估计结果和相关检验统计量没有列表给出，但从其结果来看，货币政策工具对国债市场单个到期期限的利率的影响绝大部分都是显著的，表明市场的确会在一定程度上预期到货币政策的变化。不过从分析中也可以看到，货币政策工具对国债市场利率的同期影响β0,i和总影响βi则是随着国债市场利率期限的增加呈现先剧烈下降后稍稍上升的走势，引发了收益率曲线的非平行变动。国债回购利率R001对货币政策工具(隔夜拆借利率)的响应程度远远高于其他期限利率对隔夜拆借利率的响应，表明二者之间具有相当高的相关性，R001对货币政策的变化反应是相当敏感的，因此在研究中可以适当地用R001来代替隔夜拆借利率，以解决其可能的数据缺失问题。对于除R001以外的其他期限利率对隔夜拆借利率的响应估计结果，则表明我国的货币政策对于国债市场收益率曲线的效应仅在短期内有效，而对于中长期、长期则基本无效或者效应相当低。

32协整理论及其实证检验

尽管式(3)的估计结果可以用来分析我国的货币政策传导机制，但如果用于估计(3)的国债市场各期限利率是非平稳的，则得到的估计结果是不可靠的。虽然，式(3)通过对各变量差分消除了非平稳，但同时也会丧失各变量历史数据之间存在的长期均衡关系。不过，如果预期假说成立，则国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间会表现出动态协同变动即具有相同的随机趋势。具体来讲，就是国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间具有协整关系且协整向量的系数具有对称性。鉴于上述两点，本文应用协整理论来检验国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间是否存在动态协同变动以及如果存在动态协同变动，其具体的协整向量系数是否为(1，-1)形式。这等价于检验预期假说中货币政策工具对收益率曲线不同段的影响程度，如果国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间协整向量系数均为(1，-1)形式，则表明货币政策变化会引起收益率曲线的平行变动，反之则不然。

对于n维时间序列向量{Xt}，如果{Xt}的分量序列为I(d)序列，且存在一个向量α≠0，使得αTXt～I(d-b),b＞0，则称{Xt}的分量序列存在(d，b)阶协整关系，记为Xt～CI(d-b)，而α称为协整向量。一个带有高斯误差项ε的无约束协整系统的向量自回归表述形式如式(4)所示：

式(5)中矩阵Π的秩决定了各变量之间是否存在显著的协整向量，对此可采用Johansen中的迹统计量λtr和最大特征值统计量λmax来进行检验，并且在检验之前根据AIC信息准则选择合适的滞后长度以确保模型的残差项不存在序列自相关现象。利用Eviews软件可以得到基于Johansen检验的双变量(国债市场各期限利率和隔夜拆借利率)系统的协整检验结果（编者按：因篇幅所限，本文省略了协整检验结果，有兴趣者，可向作者网上索取，Libiao2002403@）

双变量的秩检验结果说明，国债市场各期限利率中除1、2年期与8、9、10年期利率和隔夜拆借利率在5％的显著性水平上不存在双变量的协整关系外，其他各期限利率均与隔夜拆借利率存在协整关系。这表明我国的货币政策对国债市场利率具有一定程度上的长期影响，但对于收益率曲线上不同到期期限的市场利率的影响程度有很大差异，这可以从表2标准化的协整向量(1，β)结果中得到进一步的证明。对于短期和超短期的国债回购市场利率，其与隔夜拆借利率(货币政策工具)的长期参数绝对值接近于1，而对于那些利用国债收盘价估计出的1到20期的市场利率，则长期参数绝对值远小于1，且变动情况也十分复杂。除不存在协整关系的1、2、8、9、10年期利率之外，3到7年期利率的长期参数估计值呈现反复波动，不过仍小于04，而对于11到20年期的利率，长期参数估计值则呈现出有规律的上升态势，但上升幅度很小，且均在05以下。因此，虽然货币政策对我国市场收益率曲线具有效应关系，但其对于中短期、中期和长期利率的影响很弱，这就说明我国目前的货币政策传导机制是很不健全的，市场利率对货币政策的变化不敏感，货币政策很难影响长期利率走势，同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。

标准化的协整向量

4.货币政策对收益率曲线效应测度的主成分分析

为进一步说明货币政策对收益率曲线短、中、长端效应程度的不同，可应用统计中的主成分分析方法识别出影响市场收益率变动的公共因子来进行研究。由于主成分分析要求序列是平稳的，因此需要对各期限的国债回购利率和1到20年期市场利率进行单位根检验，在此基础上再进行相应的差分处理，使各利率序列达到平稳。（编者按：篇幅所限，对本文主成分分析结果感兴趣者，可与作者网上联系。libiao2002403@）

根据Kaiser检验显著的三个主成分对各期限市场利率的解释能力分别为727107％、130465％和69151％。其中，第一主成分主要与国债回购利率中的R091和R182以及到期期限从2年到20年的利用国债收盘价估计出的市场利率相关；第二主成分主要与国债回购利率中的R007、R014和R028相关；而第三主成分则主要对应与国债回购利率中的R001和到期期限为1年的市场利率。这表明我国的国债回购市场存在明显的短、中、长期分割现象，而对于到期期限更长的国债市场这种现象却不甚明显。对于我国的国债回购市场，传统的预期假说不成立，因为预期假说认为所有的利率均和同样的影响因子具有强相关性，而本文得到的实证结果显然拒绝了这种观点。相反，本文的结果表明在我国的国债回购市场中存在影响利率变动的不同驱动因素，可以认为与国家货币政策相对应的流动效应是对短期市场利率变动起决定性的因素。下表中的货币政策工具IBO001和三个主成分的样本相关系数更清楚地表明了这一点。虽然货币政策工具变量IB0001和三个主成分的样本相关系数都是显著的，但和第三个主成分(主要与R001相关)的相关系数高达0776，远远大于和前两个主成分的相关系数值。因此，应用主成分分析研究货币政策对收益率曲线效应关系的结果进一步验证了本文前面的结论：我国的货币政策仅能有效地影响收益率曲线的短端，而对中、长端的效应则很低，且使收益率曲线可能发生非平行变动。

货币政策工具IBO001和三个主成分的双变量样本相关系数

5.结论

对上述研究结果进行分析，有以下两点结论：

1)我国的货币政策对于国债市场收益率曲线的效应仅在短期内有效，而对于中长期、长期则基本无效或者效应相当低；同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。说明我国目前的货币政策传导机制还存在问题，有待完善。

2)根据上述的研究结果，可以按货币政策对收益率曲线影响程度的不同进行相应的阶段划分，将与其对应的国债分为六类：国债回购市场短期利率(R001)、中期利率(R007、R014和R028)、长期利率(R091、R182)；国债市场短期利率(1年期)、中期利率(2年到10年)和长期利率(11年到20年)。

参考文献：

［1］Estrella，A,Hardouvelis，GThetermstructureasapredictorofeconomicactivity[J].JournalofFinance，1991，(46)：555-576

货币政策论文范文6

[关键词]信贷渠道；微观主体；货币政策

改革开放以来，随着经济体制改革的深化和金融市场的发展，货币政策工具逐渐发展，货币政策的传导开始从单纯的直接信贷传导向信贷、利率和资产价格多渠道过度。但由于国有企业改革任务没有完成，预算软约束依然存在，对利率调整的反应不够敏感；资本市场发展处于初期阶段，虚拟经济与实体经济之间的关系不够密切，资本市场对投资和消费的带动作用不甚明显，利率和资产价格在货币政策传导中的作用比较有限；虽然初步形成了多种货币传导渠道，但仍然以信贷渠道传导为主。造成这种现象的主要原因是微观传导主体——金融机构、企业、消费者的市场化行为不够。为理顺货币政策信贷传导渠道，充分发挥货币政策的作用，政府需从规范传导主体行为方面着手。

一、货币政策信贷传导的理论及过程

信贷渠道是关于货币政策传导机制研究中比较新且有争议的理论。早期由凯恩斯提出，后经希克斯等人的发展，形成了完全竞争市场条件下的货币政策传导途径理论，该理论认为货币供给的变动通过影响资本成本(利率)从而达到影响实际经济变量。由于货币传导途径忽视了信息的不完全和金融市场的自身结构问题，从而受到了20世纪80年代出现的信贷传导途径理论的挑战。伯南克、布林德等运用信息经济学的理论，证明了信贷配给行为是银行追求利润最大化的自发产物，在基础理论上说明了信用传导机制，即信息不对称性催生了金融中介机构，中介机构可以提高储蓄转化为投资的效率，因而对整个经济活动产生重大影响。信用机制的建立有两个必要条件，一是借款人对银行贷款的依存度是否足够高，以致借款人外部融资费用的变化对其投资等行为将产生直接、决定性的影响；二是中央银行的货币政策能够影响银行贷款行为。货币政策的信用传导过程是(以扩张货币政策为例)：扩张货币政策利率企业净价值外部融资成本投资需求产出GDP，或是扩张货币政策利率股票价格逆向选择和道德风险银行贷款IY。货币政策的变化通过影响银行贷款的可用性，从而影响企业的投资，最终影响实体经济。其强调的不仅是扩张性货币政策能增加银行的存款，并通过银行存款的增加起到降低债券利率的效应，更重要的是扩张性货币政策会使银行的贷款增多，而增大了的信贷供给，会使投资水平上升，从而使产出也处于上升态势。

二、我国货币政策信贷传导的现状

依据货币政策的信用传导观点，货币政策所提供的名义货币量虽然是金融中介机构影响实体经济部门的关键变量，但并不是连接实际部门和金融部门最合适的指标，因为传导机制并不能保证名义货币量变动能够全部反映在实体经济中。在我国，出现了信用传导机制扭曲、信贷传导渠道不畅的现象，其体现在：

1.货币增长与存差同时存在。尽管2002-2006年期间，先后升息3次，两次上升存款准备金率，但一方面，货币供应量仍旧增长，到2006年底，广义货币供应量(M2)余额为34.6万亿元，比上年增长16.9%，狭义货币供应量(M1)余额为12.6万亿元，比上年末增长17.5%。另一方面，银行系统内存在大量的存差，根据中国人民银行的统计数据，截至2006年末，全部金融机构各项人民币贷款(含外资机构)余额为23.9万亿元。巨额存差的出现，使央行的货币政策大打折扣。

2.实体经济与金融经济结构不对称。实体经济结构与金融经济结构的不对称阻碍了货币政策传导的信贷渠道。在实体经济领域，我国已形成了国有经济和非国有经济同在、大型企业与中型企业并存的二元结构。而在金融经济领域，则形成了计划性的正规金融体系和市场性的非正规金融体系构成的二元结构。从资金需求层面看，当前，非国有经济的快速发展使其对资金产生了强烈需求，而国有企业对信贷需求增长缓慢。从资金供给层面看，正规金融体系中的国有商业银行凭借其得天独厚的“国家信誉”优势吸收了大量存款，支配了绝大多数的贷款资金供应，但它们的资金供给在制度上仍局限于国有经济部门，国有大中型企业是它们的主要贷款对象。而非正规金融体系中的中小金融机构由于自身规模的限制，又缺乏国家信誉做担保，因而存款增长缓慢，贷款能力不足，对非国有经济的信贷支持也相当乏力。虽然四大国有商业银行正在按照市场化的原则进行经营，但由于其自身经营受到其成本、规模及政策的制约，因而无法在短期内与一些非国有经济的中小企业建立良好的银企关系，也就无法形成合理的资金对应关系。也正是由于资金需求结构和资金供给结构存在着严重的二元结构问题，使得经济结构与金融结构不对称，拥有我国银行业80%以上的资产和负债的工、农、中、建四大国有商业银行在事实上长期存在着“信贷偏向”。另外，近年来一些国有控股的股份制银行的资金运用结构似乎与四大国有商业银行趋同，在信贷政策的贯彻落实上出现了“能贷的不愿贷(国有商业银行)，愿贷的贷不了的(中小金融机构)”的情况，这就直接紧缩了以中小企业为主的非国有经济的信贷来源，也将中小金融机构游离在货币政策之外，导致货币政策在“金融机构——投资者——消费者”环节上传导不充分，使货币政策难以发挥预期的作用，即使中央银行的货币政策信号是扩大货币供应量，企业特别是非国有经济中的中小企业感受到的却仍是持续的“信贷紧缩”。

3.金融机构绝大多数集中在大中城市和东部地区，中小城市和中西部金融机构很少。近几年，国有银行基层分支机构在农村和中小城市纷纷撤并(见表1)，县级机构仅为存款机构，无贷款权，地方中小金融机构的发展未及时跟上，致使在县级出现了一些金融服务的空白，从而造成单个银行体系“体系性退步”这一“非理性”结果，个体成本节约导致了宏观成本增加，从而加剧了信贷服务机构的分布不平衡和货币政策传导的结构性矛盾。

三、我国货币政策信贷渠道传导不畅的原因

1.中央银行货币政策微观传导机制的金融主体对货币政策反映不灵。金融机构特别是国有商业银行承担了中央银行和企业、居民的中介，在存款货币扩张中扮演重要的角色，央行扩张性货币政策只有得到商业银行的积极响应，并以信贷投放等形式加以贯彻，才能达到货币供给增加的效果。但是由于我国现行的金融体制存在诸多问题，商业银行对货币政策的信号反应迟钝，致使货币政策在金融机构中传导受阻，其体现在以下几个方面：

(1)利率结构不合理，商业银行缺乏动力贷款。一是存款利率与贷款利率差距过大。2006年8月，一年存款利率为2.25%，同期贷款利率为5.76%，对个人贷款还可以上浮10%，银行只拿出不到一半存款放贷便足可支付存款利息；二是准备金存款利率过高，截至2006年7月底，商业银行准备金方面，总准备金余额一般在2.3万亿左右。按照1.89%的法定准备金利率，以及1.62%的超额准备金率，央行的年利息开销在300亿元上下，各大商业银行均可坐享这部分收益。据社科院一研究人员的初步推算，仅工商银行每年的准备金利息收入便可高达50亿元以上。准备金存款利率过高，使金融机构放贷的惰性较强，往往将居民、企事业单位存款作为超额准备金存在中央银行吃利息转(2)过度强调风险防范，致使基层商业银行活力不足，对货币政策反映不灵。一是严格的风险管理制约了基层行的信贷扩张能力。近几年来，国有商业银行逐步完善了信贷管理体制，但责任约束过度，其弱化了基层信贷人员的信贷扩张潜力及政策的传导效果。二是管理体制滞后，削弱了基层行自主经营决策能力，导致基层商业银行活力不足。作为实行一级法人高度集中管理的国有商业银行总行，均制定了各自的信贷政策，将信贷重点投向资金流动性强、经营效益好、银行收息率高的优势重点企业，忽视了一大批有一定市场潜力且发展前景较好的中小企业和私营企业，造成信贷投向集中。

(3)不良资产比例过高，客观上压抑了商业银行贷款积极性。根据2006年底的统计数字，中国主要金融机构不良贷款合计为4.54万亿元，为贷款余额的7.5%。为此，商业银行对贷款条件等信贷制度作出严格规定，对放款进行严格约束，但在促进贷款、调动贷款积极性方面缺乏相应的激励机制。

(4)国有商业银行的体制转轨还没完成，市场化程度还不高，传统的运作模式与市场化模式相摩擦，大大消耗了银行系统的能量，从而使货币政策的信号在银行系统内衰减。目前仍然是直接的行政指令管理与间接管理并行，有些指导性的管理会演变为指令性的管理，从而也削弱了银行的活力，运作模式和管理体制上的矛盾，往往会造成市场信号与政策信号的不一致，并引起银行行为的紊乱和预期效果失误，最终使货币政策的效果大受影响。

2.企业的市场化程度不高。企业是经济发展的主体、货币政策传导的客体，是货币政策传导的微观基础，中央银行的货币政策是否能够有效地作用于经济主体，不仅取决于中央银行、金融机构等金融部门，而且取决于企业行为的市场化程度。当前，我国国有企业的现代企业制度尚未完全建立，风险和利益约束机制不健全，且有相当一部分企业适应市场变化的能力较差，经济效益持续低迷，资金占用结构不合理，使用效果差，这些不仅影响了金融机构的经营绩效，也弱化了货币信贷政策对经济发展的支持力度。

3.居民个人对货币政策反映不积极。分析其原因为：受传统消费观念影响，居民超前消费意识不浓；受收入水平限制，居民消费难以扩大；受社会保障体制影响，居民储蓄意愿仍然较强；受消费环境制约，目前尚未形成新的消费热点；受个人信用制度建设滞后影响，消费信贷难以全面拓展；受改革不透明影响，居民的预期与货币政策意图相悖，信贷难以全面拓展；受改革不透明影响，居民的预期与货币政策意图相悖。有关资料表明，我国储蓄存款近三年分流的主要去向是股市、国债和外汇资产等三方面，而增加消费的并不多。

四、完善我国货币政策信贷传导途径应采取的措施

1.加快国有商业银行内部体制改革，建立现代金融企业制度。逐步完善商业银行内部法人治理结构；强化国有商业银行的成本约束和利润考核机制，使国有商业银行把利润目标的实现与金融风险的防范放在同等重要的位置上，在实现最佳利润目标的同时，实现货币政策的顺畅传导。此外，加强金融监管，完善外部约束。在剥离国有独资商业银行不良贷款的基础上，对金融机构的主要业务指标的真实性进行检查，撤销少数难以救助的金融机构，维护债权人的合法权益。大力支持商业银行发展中间业务，加强银行、证券和保险三大金融监管当局的协调与协作。

2.推进企业改革，完善货币政策传导的微观基础。企业是货币政策的最终作用对象，他们对货币政策反应的敏感性决定着货币政策的有效性，预算约束程度和管理水平直接影响着货币政策能否发挥效应。而长期以来国有企业的预算软约束和管理不善造成的效益低下，是造成我国货币政策传导下游梗阻的一个重要原因。为了支持货币政策的有效传导，应尽快转换国有企业的经营管理机制，提高企业整体素质，增强企业信用观念，引入竞争机制和成本约束机制，使企业成为真正意义上的市场主体和投资主体。

3.建立中小企业信用担保体系。中小企业信用担保体系的建立是疏通银行与企业之间的关系，拓宽中小企业间接融资渠道的关键。由于信息不对称，加上中小企业自身规模与经营实力较小，银行不愿向中小企业提供贷款。因此，通过构建完善的中小企业信用担保体系，一方面向银行提供申请贷款的中小企业的真实信用水平，另一方面提升中小企业的信用水平，为中小企业融资提供可能性。根据我国的具体情况，可以考虑建立多层次的支持中小企业融资信用担保体系。我国中小企业融资担保体系可设计为由地(市)、省、国家三级机构分层次组成的中小企业信用担保体系，担保业务以地市为主，再担保业务以省、国家为主。凡符合国家产业政策、有市场和发展前景的、有利于技术进步与创新的各类中小企业的银行贷款，均可列入担保范围。在建立担保机制的同时，也要保证担保基金的充足和稳定，基金来源可以通过政府财政拨款、基金会员交纳会费、向社会公众和法人单位募集资金、发行债券等多元化渠道筹资。

4.大力开展消费信贷，改善公众的预期，为货币政策的顺畅传导创造良好的外部环境。国家一方面应着力缩小收入差距，减少低收入群体的比重，加大投资工具的宣传力度，提高证券资产在个人金融资产中的比例；另一方面，应加快社会保障、教育、住房、医疗等多项制度的改革，引导居民的消费预期。只有努力改善消费和投资环境，通过发展对居民个人的信贷业务，扩大居民参与金融活动的深度，鼓励金融创新，才能改变居民金融资产过度集中于银行储蓄的局面，增强对利率反应的敏感性，使货币政策产生预期的效应。

参考文献：

[1]夏德仁，张洪武，程智军.货币政策传导的“信贷渠道”述评[J].金融研究，2003，(5).

[2]徐艳.当前我国货币政策传导机制研究[J].财经问题研究，2003，(11).

[3]刘玮.我国货币政策的传导机制及其效应[J].经济论坛，2004，(14).