導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇貨幣政策論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

降息、寬松貨幣政策、阻止物價進一步下跌和刺激經濟，成了全球各大經濟體央行的主要政策選擇和任務。但也有逆全球降息大潮而動的，如俄羅斯和巴西。在瑞郎和丹麥克朗遭遇升值壓力的時候，俄羅斯和巴西代表的一些新興經濟體的貨幣卻出現(xiàn)了貶值壓力，并導致其國內通脹率持續(xù)上升，這使得它們的貨幣政策在全球降息潮中顯得非常另類。地緣政治關系緊張、油價的持續(xù)暴跌，給嚴重依賴于石油出口的俄羅斯經濟造成的沉重打擊，俄羅斯有切膚之痛。俄羅斯盧布匯價因油價崩盤而大幅下挫。2014年初，美元與盧布之間的匯率為32盧布/美元，而到2015年2月6日，就改寫為68.6盧布/美元了，期間，一度貶值到80盧布上下。盧布的匯率貶值直接導致俄羅斯國內貨幣攀升，俄羅斯2015年1月的通脹率達到了15%的高水平，比2014年1月的6.1%上升了8.9個百分點。盧布的對內對外雙雙貶值，迫使俄羅斯央行大幅提升利率，不惜犧牲經濟增長來換取市場對盧布的信心。俄羅斯央行網站顯示，至2月6日，它提供的隔夜貸款利率達到了16%，常備存款便利的隔夜利率達到了14%的水平，兩種利率與俄羅斯元月通脹率相當。大幅升息，對俄羅斯而言，無疑是極其痛苦的選擇，但這是不得已而為之的選擇。在地球的另一端，巴西的通脹率雖沒有俄羅斯那么嚴重，但實際的通脹率已經超過了該國央行4.5%的目標值，2015年1月實際的通脹率達到了7.14%，不僅大幅超過其目標值，而且也超過了其6.5%的容忍上限。其貨幣的對外價值方面，其貶值的幅度雖不像盧布那樣讓其持有者損失慘烈，但損失也不小。2014年初，里亞爾對美元的匯率為2.3975，到2015年2月6日已貶至了2.7641。

篇2

從上文文獻綜述中我們發(fā)現(xiàn)，無論從理論上還是實踐上，財政政策和貨幣政策的效果并不一定是相互加強的，財政政策和貨幣政策能否相互配合取決于經濟結構、宏觀調控體系、經濟發(fā)展水平以及時間等多種因素，分析影響財政政策和貨幣政策協(xié)調性的重要因素，對于增強我國宏觀調控體系的科學性和有效性具有十分重要的意義。但是，國內學者大都從理論和政策層面分析財政政策和貨幣政策之間的協(xié)調性問題，忽視了對兩者之間配合效果的實證研究。張志棟和靳玉英（2011）僅分析了價格層面的配合效果，研究角度比較有限，而且利用29年的年度數(shù)據(jù)時間序列較短，建立的模型并不具有很好的穩(wěn)健型。為了彌補目前學術研究的不足，本文采用1999年1月至2014年1月的月度數(shù)據(jù)建立了VAR回歸模型，對我國財政政策貨幣政策之間的互動效果進行了分析檢驗，希望就政策組合的效應和政策制定的效果得到清晰的結論，并針對性地提出改進財政政策和貨幣政策協(xié)調性的有益建議。

二、計量模型

1.計量方法。VAR模型可以用下式表示：其中Yt為時間序列構成的向量，p為自回歸滯后階數(shù)，ut~IID（0，Ω）是隨機誤差列向量，其中每個元素都是非自相關的，但不同方程對應的隨機誤差項之間可能存在相關。

2.樣本與統(tǒng)計數(shù)據(jù)說明。本文利用財政預算收入完成額、財政預算支出完成額、貨幣供給M2三變量構成的VAR模型研究財政貨幣政策之間的影響關系，為消除變量之間的異方差，將統(tǒng)計數(shù)據(jù)取對數(shù)后進行分析。樣本取自期間為1999年1月~2014年1月的月度數(shù)據(jù)。本文以lnczsr和lnczzc作為代表財政政策效果的統(tǒng)計量，以lnm2作為代表貨幣政策效果的統(tǒng)計量。Lnczsr表示取對數(shù)的財政預算收入完成額，lnczzc表示取對數(shù)的財政預算支出完成額，lnm2表示取對數(shù)的廣義貨幣供給量M2。所有數(shù)據(jù)均來自CCER經濟金融數(shù)據(jù)庫。模型利用軟件EViews7擬合。

3.VAR模型的設定和估計。（1）以（lnczsr，lnczzc，lnm2）變量構成一個三變量的VAR模型。在得到正確的模型估計結果前我們需要確定VAR模型的滯后階數(shù)。根據(jù)SC準則和HQ準則確定最優(yōu)滯后期為4期。并對VAR（4）模型中的殘差是否服從獨立同分布進行了檢驗，通過診斷檢驗。（2）從水平的VAR（4）模型可以得到估計表達式。

三個方程的可決系數(shù)（R2）分別是0.9258，0.8696，0.9998，擬合優(yōu)度較高。從第一個方程來看，度量貨幣供應水平的lnm2的滯后二階的系數(shù)為負（-1.790），但是所有l(wèi)nm2變量的系數(shù)之和為正（1.0052），可見總體上增加貨幣供給速度將增加財政收入增加速度。從第二個方程來看，所有l(wèi)nm2變量的系數(shù)之和為正（1.2655），可見總體上增加貨幣供給速度將增加財政支出增加速度。從第三個方程來看，度量財政政策的財政收入增長速度的總系數(shù)為負（-0.023），說明財政收入增長速度的增加將降低貨幣供應量的增加速度，而度量財政政策的財政支出增長速度的總系數(shù)為正（0.0189），說明財政收入增長速度的增加將增加貨幣供應量的增加速度。綜合以上的分析，我們得出如下結論：當貨幣政策擴張時，由于稅收制度的穩(wěn)定機制導致財政收入也相應增加，這將削弱貨幣政策刺激經濟的效果；但是擴張貨幣供給是同時配合增加財政支出，可以抵消掉財政收入增加的負面效果。（3）格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果如表1所示。檢驗結果發(fā)現(xiàn)lnczsr，lnczzc，lnm2三個變量互為格蘭杰因，說明財政政策和貨幣政策的協(xié)調性較強。（4）脈沖響應函數(shù)。脈沖響應函數(shù)是描述一個內生變量對誤差的反應，也即在擾動項上加一個標準差大小的新息（innovation）沖擊對內生變量的當前值和未來值的影響。圖1是對VAR（4）模型的脈沖響應函數(shù)曲線，橫軸表示滯后階數(shù)，縱軸表示內生變量對沖擊的響應程度。從圖1中可以看出，對對數(shù)的財政支出施加一個單位的正向沖擊，6個月內引起對數(shù)財政收入的小幅波動，在10個月之后沖擊的作用消失，財政收入和財政支出逐漸一致，但引起對數(shù)貨幣供給量的大幅度波動，前5個月波動幅度在-6至4個標準差之間，10個月后波動以一個正的標準差為均值上下波動，且波動幅度逐漸減少，30個月后對數(shù)的貨幣供給大致穩(wěn)定在1.0個標準差處。對對數(shù)的財政收入施加一個單位的正向沖擊，在6個月內引起對數(shù)的財政支出的小幅波動，在10個月之后沖擊的作用消失，財政收入和財政支出逐漸一致，但引起對數(shù)的貨幣供給量的大幅度波動，前5個月波動幅度在-2至4個標準差之間，10個月后波動以一個正的標準差為均值上下波動，且波動幅度逐漸減少，30個月后對數(shù)的貨幣供給大致穩(wěn)定在1.0個標準差處。對對數(shù)的貨幣供給施加一個單位的正向沖擊，對數(shù)貨幣供應量的正向沖擊雖然會隨著時間的延長有所減弱但是其影響卻會長期存在，在15個月之后穩(wěn)定在0.7個標準差的位置，而且該沖擊在5個月之后將導致對數(shù)的財政支出的小幅增加和對數(shù)的財政收入的小幅減少。由此我們可以得到如下結論：第一，財政政策的沖擊將對貨幣政策產生長期影響，具體而言，擴張性的財政政策會增強貨幣政策的效果，而且增加財政支出和增加財政收入對于貨幣政策的增強效果是一致的。第二，貨幣政策的正向沖擊對財政政策的影響作用非常小，而且還會引起財政赤字。（5）預測方差分解。VAR方差分解能夠分析影響內生變量的結構沖擊的貢獻度，圖2是對VAR（4）模型的方差分解曲線，橫軸表示滯后階數(shù)，縱軸表示內生變量之間的對結構沖擊的相對作用。從圖2中可以看出，對數(shù)財政收入變動中，自身波動的解釋部分大概占到75%~100%，自身波動的影響逐漸減弱，穩(wěn)定在75%左右；0%~20%由對數(shù)的財政支出的波動解釋，且影響逐漸增強并穩(wěn)定在20%左右；0%~5%由對數(shù)的貨幣供給量波動解釋，且影響逐漸增強并穩(wěn)定在5%左右。對數(shù)的財政支出變動中，自身波動的解釋部分大概占到74%~82%，自身波動的影響逐漸減弱，穩(wěn)定在74%左右；18%~18%由對數(shù)的財政支出的波動解釋，且影響逐漸增強并穩(wěn)定在18%左右；0%~8%由對數(shù)的貨幣供給量波動解釋，且影響逐漸增強并穩(wěn)定在8%左右。對數(shù)的財政支出變動中，自身波動的解釋部分大概占到65%~100%，自身波動的影響逐漸減弱，穩(wěn)定在65%左右；0%~25%由對數(shù)的財政支出的波動解釋，且影響逐漸增強并穩(wěn)定在25%左右；0%~10%由對數(shù)的貨幣供給量波動解釋，且影響逐漸增強并穩(wěn)定在10%左右。由此我們可以得到如下結論：財政政策對貨幣政策的影響效果要大于貨幣政策對財政政策的影響效果。

篇3

2.開展人民幣跨境結算國際金融危機爆發(fā)以來，作為國際貿易中主要結算貨幣的美元和歐元的匯率都經歷了大幅波動，我國企業(yè)與很多貿易伙伴國企業(yè)均希望可以使用人民幣作為結算貨幣來規(guī)避風險。2009年，我國在上海、廣州、深圳、珠海以及東莞5個城市開展人民幣跨境結算試點，通過推動人民幣在國際貿易中的使用，截至2013年底，我國跨境結算業(yè)務規(guī)模已經是當初試點時期的800多倍。根據(jù)匯豐銀行預計，人民幣在2015年將成為全球三大跨境貿易結算貨幣之一。

3.新增常備借貸便利工具我國央行在2013年開始利用一種新型貨幣政策工具———常備借貸便利(StandingLendingFacility，簡稱SLF)，在銀行系統(tǒng)的流動性出現(xiàn)短暫性波動時選擇性運用。這種貨幣調控新工具的特點是由金融機構主動發(fā)起，與金融機構進行定向交易，交易對手覆蓋范圍廣，主要為政策性銀行和全國性商業(yè)銀行。常備借貸便利主要以抵押方式發(fā)放，信用評級較高的債券、優(yōu)質信貸資產等均可作為抵押品，有時也可采取信用借款等方式進行發(fā)放。這種政策工具期限一般為1～3個月，利率水平是根據(jù)貨幣政策調控需要、引導市場利率的需要等因素進行綜合確定。

二、效果評價

國際金融危機爆發(fā)后，中國人民銀行采取的一系列非常規(guī)貨幣政策，包括近期使用的常備借貸便利政工具，對于我國貨幣政策非常規(guī)工具對金融市場與宏觀經濟產生的效果進行評價。

(一)金融市場方面央行的貨幣政策非常規(guī)工具使基礎貨幣大幅增加。投資在刺激經濟復蘇的同時，也導致了大量的貨幣投放。政府取消對商業(yè)銀行的信貸規(guī)模限制，有利于緩解企業(yè)資金壓力并保持經濟平穩(wěn)增長。與此同時，在中央財政資金投放不到4千億的情況下，我國商業(yè)銀行的信貸資金投放達到了11萬億元規(guī)模。在銀行借款主體結構中，地方政府融資貸款規(guī)模迅速擴張。截至2009年末，全國地方政府債務平臺貸款額達7.38萬億元，比2008年增加了近3萬億。根據(jù)國家審計署公布的數(shù)據(jù)，到2013年6月末，我國政府性債務余額已經超過30萬億，其中全口徑地方政府性債務共17.89萬億。這些新增信貸規(guī)模在扶持中小企業(yè)發(fā)展的同時，也可能成為銀行業(yè)不良信貸資產的隱憂，盲目投資和資金的低利用率現(xiàn)象也會造成資源的相對短缺和供給的相對不足。我國跨境貿易人民幣結算加快了我國經濟復蘇，帶動了實體經濟的發(fā)展，向市場注入了大量的流動性。我國自2013年初創(chuàng)設常備借貸便利以來，央行通過綜合運用常備借貸便利工具來管理流動性，已收到了顯著成效。在貨幣市場受到沖擊出現(xiàn)短暫的波動時，通過利用常備借貸便利進行金融市場的調控，帶動了實體經濟發(fā)展，符合條件的金融機構可以得到央行提供的流動性支持，這也順應國家對宏觀調控的要求。在金融市場上利用非常規(guī)貨幣政策工具，有利于調節(jié)市場流動性的供給，有助于促進金融市場平穩(wěn)運行，從而可以防范金融風險。

(二)宏觀經濟方面據(jù)統(tǒng)計，2009年我國國內生產總值同比增長8.7%，居民消費價格指數(shù)逐步回升，政府出臺的經濟刺激政策有效地促進了國民經濟發(fā)展。同期，我國經濟增長對世界經濟增長的貢獻超過了50%。2010年上半年，我國經濟增長率達到11.1%，比2009年同期高出3.7個百分點，2013年我國在經濟轉型和深化改革的關鍵期，全年國內生產總值依然保持7.7%的增長。說明通過使用非常規(guī)貨幣政策工具可以拉動經濟的增長其重要作用是要避免出現(xiàn)通貨緊縮。但隨著我國經濟在國際金融危機后的快速恢復以及此前國家出臺的擴張性政策，政府的四萬億投資以及銀行系統(tǒng)信貸投放，我國出現(xiàn)了嚴重的流動性過?，F(xiàn)象，從2010年開始進入新一輪的通脹期，我國的CPI平均值為3.8%，2011年3月至10月這8個月的CPI都超過了5%。由以上數(shù)據(jù)可知，政府的非常規(guī)貨幣政策對于減緩通縮壓力的效果不明顯。

篇4

1.影子銀行對貨幣供應量調控機制的影響

從某種程度上看，影子銀行能夠取代商業(yè)銀行的信用中介功能，擴大社會信貸投放量。影子銀行信用創(chuàng)造功能可以幫助企業(yè)從商業(yè)銀行以外獲取信貸資金，并將這部分資金存入到商業(yè)銀行，這就擴大了社會貸款供給總量。另外，影子銀行提供的各種金融產品和信貸業(yè)務，其利率往往比商業(yè)銀行利率要高得多，這就會吸引大量社會儲蓄，減少商業(yè)銀行存款，流動性要求減低，由商業(yè)銀行決定的超額準備金也會相應的減少，這會放大貨幣乘數(shù)，增大社會貨幣投放量。另外，影子銀行與商業(yè)銀行開展合作，將大量資金置于銀行體系之外，打破了傳統(tǒng)貨幣供給機制平衡，降低了人民銀行預測貨幣供求關系變化的準確性，無形中削弱了央行貨幣政策的有效性?？偠灾?，影子銀行體系通過信用創(chuàng)造功能擴大了金融市場信貸投放量，影響正常的貨幣供應量調控機制，削弱了貨幣政策實施效果。

2.影子銀行對傳統(tǒng)利率傳導機制的影響

傳統(tǒng)利率傳導機制為：緊縮性貨幣政策i上升I下降Y下降。也就是說緊縮性貨幣政策會促使利率i上升，這就會增加企業(yè)融資成本，導致社會投資I下降，最終導致社會總需求和總產出Y下降。如果存在影子銀行的話，當央行實行緊縮性貨幣政策時，信貸利率i提高，企業(yè)會減少對商業(yè)銀行的信貸量，轉而通過影子銀行融資。因此，社會投資I可能不會發(fā)生明顯變化，甚至會上升，社會總產出和需求不變或增加，這就削弱了人行的貨幣政策實施效果。

二、對策和建議

1.健全和完善貨幣傳導機制

(1)突出商業(yè)銀行的傳導地位。

要進一步規(guī)范商業(yè)銀行的經營行為，嚴格限制各類金融交易行為范圍和幅度，從源頭上化解金融市場主體有效性缺位的問題，在商業(yè)銀行體系內部建立一套貫通的政策響應和執(zhí)行機制，為實施貨幣政策奠定堅實基礎。同時，要引導商業(yè)銀行信貸向中小企業(yè)傾斜。商業(yè)銀行體系是我國貨幣政策主要傳導機制，而中小企業(yè)融資主要渠道又是商業(yè)銀行信貸業(yè)務，這是影響貨幣政策傳導有效實現(xiàn)的關鍵環(huán)節(jié)。目前，商業(yè)銀行信貸資金主要流向大企業(yè)、國有企業(yè)以及少數(shù)行業(yè)，這使得中小企不得不向影子銀行尋求融資機會，產生了大量不規(guī)范的借貸行為。因此，建立一套完善的中小企業(yè)信貸融資體系，徹底化解中小企業(yè)信貸難問題，是有效規(guī)避影子銀行負面影響的重要手段。

(2)增強宏觀調控機制針對性。

人民銀行要加強影子銀行資金價格分析，對不同金融產品的收益率對流動性影響機制進行深入研究，以為制定宏觀經濟政策時采取正確的措施規(guī)避影子銀行的負面影響。在社會流動性充裕的前提下，貨幣政策要充分利用利率手段和價格型貨幣政策工具，加強對金融產品的監(jiān)控，有效遏制影子銀行對流動性調控的干擾。

2.完善貨幣政策工具

(1)調整準備金的統(tǒng)計口徑。

在存在影子銀行的情況下，大量流動性流向非存款性金融機構和金融市場，顯著降低了商業(yè)銀行實際提繳的法定準備金。如果將經影子銀行流通的資金計入到貨幣供給的統(tǒng)計范圍內，就可以計算出更加貼近社會流動性實際情況的準備金數(shù)值，從而有效化解影子銀行干擾社會流動性的問題。

(2)提高再貼現(xiàn)工具的作用效力。

一直以來，國內再貼現(xiàn)工具利用頻率較低，隨著影子銀行影響力不斷增強，商業(yè)銀行消化持有票據(jù)的途徑選擇越來越多，這顯著降低了對央行貸款的依賴性。因此，要提高再貼現(xiàn)工具的效力，一方面要對當前金融市場上的票據(jù)理財、變相票據(jù)、"雙買斷"等操作加強規(guī)范。同時，要進一步規(guī)范會計操作行為，及時發(fā)現(xiàn)問題并嚴厲查處。另一方面，要明確再貼現(xiàn)工具的功能地位。過去以來，再貼現(xiàn)工具主要充當了市場培育和資金結構調整工具，通過對貼現(xiàn)對象和貼現(xiàn)條件的約束來調節(jié)經濟結構，而忽視了其調節(jié)商業(yè)銀行流動性的功能和作用。今后要在利率市場化改革過程中，逐步建立起市場化的、以票據(jù)市場利率為基礎的再貼現(xiàn)利率，只有這樣才能更好引導社會流動性，不斷增強貨幣政策的調控效果。

(3)加大公開市場業(yè)務操作力度

公開市場操作是央行實施貨幣政策主要手段，但我國目前尚沒有完全發(fā)揮其作用，實質沒有發(fā)揮法定存款準備金的調節(jié)功能。央行票據(jù)存在的持有主體、期限結構、發(fā)行成本等問題難以有效激發(fā)金融市場的活力。因此，從長期來看，要盡快健全和完善國債市場，特別是短期國債發(fā)行和提高國債上市流通效率，合理配置國債市場資源。另外，要將同業(yè)拆借市場、短期債券市場、票據(jù)市場等優(yōu)化組合起來，形成完整的貨幣市場體系，加強各專業(yè)市場之間的協(xié)調配合，只有這樣才能提高社會資金流動性，并形成合理的市場利率機制，并準確傳遞中央銀行的貨幣政策意圖，實現(xiàn)其調控目標。

篇5

二、主要經濟體央行實施量化寬松貨幣政策的回顧

（一）美聯(lián)儲的量化寬松貨幣政策回顧。

2007年美國次貸危機爆發(fā)后，美聯(lián)儲已推出四輪量化寬松貨幣政策。第一輪量化寬松貨幣政策（以下簡稱“QE1”）開始于2008年12月，美聯(lián)儲在執(zhí)行期間共購買了1.725萬億美元的資產，包括政府支持企業(yè)（包括房利美、房地美和聯(lián)邦住房貸款銀行）與房地產有關的直接債務，以及由房利美、房地美和聯(lián)邦政府國民抵押貸款協(xié)會所擔保的抵押貸款支持債券（以下簡稱“MBS”），目的在于通過購買問題金融資產，重建金融機構信用，穩(wěn)定信貸市場。第二輪量化寬松政策（以下簡稱“QE2”）開始于2010年11月，購買的資產為6000億美元長期國債，目的在于通過增加基礎貨幣投放，解決美國政府的財政危機。自2011年9月起，美聯(lián)儲開始執(zhí)行“扭曲操作”（以下簡稱“OT”），先后買入6670億美元剩余到期時間在6年至30年之間的長期國債，賣出了同等價值剩余到期時間為3年或以下的短期國債，力求壓低長期國債收益率，從而降低與長期利率掛鉤的貸款利率。第三輪量化寬松貨幣政策（以下簡稱“QE3”）開始于2012年9月15日，內容為每月采購400億美元的MBS，在此基礎上，2012年12月13日，美聯(lián)儲推出第四輪量化寬松貨幣政策（以下簡稱“QE4”），自次月起每月增加采購450億美元的長期國債。截至目前，隨著美國經濟內生增長動力增強，就業(yè)情況好轉，同時量化寬松刺激效應遞減，成本壓力加大，美聯(lián)儲正逐步縮減每月購債規(guī)模。

（二）日本央行的量化寬松貨幣政策。

2008年金融危機爆發(fā)后，日本陷入經濟衰退和通貨緊縮，尤其是2009年GDP出現(xiàn)了5.5%的負增長，創(chuàng)第二次世界大戰(zhàn)后GDP增長新低，日本央行于2008年12月重新啟動了量化寬松貨幣政策2，提高了每月購買長期國債的規(guī)模，并于次月起逐步擴大了購買資產的范圍。2010年10月，日本央行設立資產購買基金，實施了長達31個月的“資產購買計劃”，買斷式購入政府債權、商業(yè)票據(jù)、公司債券等各類金融資產。此后，日本央行將該計劃總額由初始的35萬億日元先后9次上調至最后的101萬億日元。安倍政府上臺以來，為了擺脫通貨緊縮，日本央行于2013年1月推出了更為激進的“無限期資產買入計劃”，設定通貨膨脹率達到2%的目標條件，宣布自2014年起每月購入13萬億日元的金融資產。2013年4月3日至4日，黑田東彥在擔任日本央行行長后的首次貨幣政策會議上，宣布推出“質化和量化”貨幣寬松政策，一是放棄無擔保同業(yè)拆借利率接近于零的政策工具，改用基礎貨幣政策工具，計劃兩年內將基礎貨幣總量由2013年3月份的134.7萬億日元，至2014年底擴充到270萬億日元。二是增大國債買入額并延長購入國債期限，其中長期國債保有余額每年增加約50萬億日元，同時將保有的國債平均期限由目前的不足3年增加至7年。三是增加對風險較高的股市投資信托（以下簡稱“ETF”）和不動產投資信托（以下簡稱“J-REIT”）的購買，將保有額年均提高1萬億日元和300億日元。

（三）英格蘭銀行的量化寬松貨幣政策。

2009年1月30日，英國政府宣布授權英格蘭銀行建立“資產購買便利基金”，計劃通過特設機構“英格蘭銀行資產購買便利基金有限公司”3從英格蘭銀行借款購買金融資產。最初確定的可被購買的合格金融資產包括商業(yè)票據(jù)、公司債券、按信用擔保計劃發(fā)行的票據(jù)、根據(jù)可行的證券化結構創(chuàng)立的辛迪加貸款以及資產支持證券。2009年3月5日，英格蘭銀行被正式授權啟動“資產購買便利”，合格金融資產的范圍擴大至在二級市場交易的政府債券，購買資產的規(guī)模確定為750億英鎊。隨后的幾年中，購買資產的規(guī)模被先后6次上調至3750億英鎊。根據(jù)英格蘭銀行2013年7月16日公布的“資產購買便利基金”情況，該基金當時所持有的金融資產全部為政府債券。

三、量化寬松貨幣政策及其退出對中央銀行資產負債表的影響

（一）主要經濟體中央銀行實施量化寬松貨幣政策后資產負債表的變化。

1、證券類資產規(guī)模急劇擴大。

在量化寬松貨幣政策執(zhí)行期間，購買國債、機構債等證券類資產成為推動央行資產負債表規(guī)模擴大的主要因素。例如，2008年末，美聯(lián)儲僅持有證券類資產5821.89億美元，在總資產規(guī)模中的比重為25.92%。經過先后4輪量化寬松貨幣政策，截至2013年末，美聯(lián)儲累計買入了約3.5萬億美元的證券資產，推動證券類資產規(guī)模達到3.95萬億美元，增長近6倍，在總資產規(guī)模中的比重達到98.22%。2008財年末，日本央行所持有的國債僅為64.27萬億日元，2013財年末，日本央行持有的國債規(guī)模升至198.34萬億日元，占總資產規(guī)模的比重達到82.10%。英格蘭銀行實行量化寬松貨幣政策的操作屬于表外業(yè)務，不反映于英格蘭銀行的資產負債表上，只是將向英格蘭銀行資產購買便利基金有限公司的貸款納入了“其它貸款及墊款”科目核算。在2007財年末時，該科目規(guī)模僅0.04億英鎊，至2013財年末已增長至3751.97億英鎊，其中3751.93億英鎊為英格蘭銀行對英格蘭銀行資產購買便利基金有限公司的貸款。假設上述貸款的轉賬與英格蘭銀行資產購買便利基金有限公司購買資產的支付是同時發(fā)生的，或者后者緊隨前者，那么截至2013年末英格蘭銀行實施量化寬松貨幣政策購買資產的規(guī)模占總資產規(guī)模的比重達到81.65%。

2、資產負債表結構更加豐富。

根據(jù)美國聯(lián)邦儲備法，美聯(lián)儲能夠購入的證券僅包括美國國債（包括國庫券、中長期國債和通脹聯(lián)結債券）、聯(lián)邦機構債和機構抵押貸款支持證券（以下簡稱“MBS”），但在量化寬松貨幣政策實施前，美聯(lián)儲幾乎只購買低風險的美國國債。在金融危機爆發(fā)前的2006年末，美聯(lián)儲持有7836.19億美元的美國國債，占當期總資產規(guī)模的89.72%，持有的聯(lián)邦機構債和MBS可以忽略不計。推出量化寬松貨幣政策后，美聯(lián)儲大量買入了聯(lián)邦機構債和MBS，使得兩種資產在總資產規(guī)模中的比重達到39.59%，持有的美國國債占總資產規(guī)模中的比重下降到58.63%。日本央行在實施第一次量化寬松貨幣政策期間，為了改善金融機構因資產縮水而惜貸的情況，直接購買金融機構所持有的股票以及資產抵押證券，在資產負債表中首次單獨出現(xiàn)了“作為信托資產持有的股票”和“資產抵押證券”兩個科目。在實施第二次量化寬松貨幣政策期間，為了緩解企業(yè)因金融危機導致的籌資難的問題，首次開始購買商業(yè)票據(jù)、ETF、J-REIT等金融資產，并在資產負債表的資產方向下增加了相應科目進行了單獨列示。美聯(lián)儲和日本央行通過采取以上措施，不但在緩解金融機構流動性緊張和惜貸行為等方面起到了一定作用，還在一定程度上修復了相關資產的交易市場，達到了彌補市場流動性、降低風險溢出效應的目的。

3、金融機構存款成為推動央行資產負債表擴張的最重要的資金來源。

在量化寬松貨幣政策實施之前，美聯(lián)儲最主要的負債科目是流通中的貨幣，占總負債規(guī)模的90.15%，金融機構存款僅占總負債規(guī)模的2.36%。隨著量化寬松貨幣政策等非常規(guī)貨幣政策的實施，金融機構存款科目由207.67美元增長至約22490.70億美元，增長107倍，在總負債規(guī)模中的比重上升至56.66%，成為美聯(lián)儲最重要的資金來源。同期，流通中的貨幣規(guī)模僅增長4035.10億美元，增幅50.97%。2007財年至2013財年，金融機構在日本央行的存款規(guī)模由14.28萬億日元增長至132.35萬億日元，增長了8.27倍，占總負債增長規(guī)模的比重達到108.33%，而同期流通中的貨幣僅增長13.30%，占總資產增長規(guī)模的比重為7.95%。2008年2月至2014年2月，金融機構在英格蘭銀行的存款增加了2722.52億英鎊，增幅超過10倍，占同期資產負債表規(guī)模增長的比重為71.32%。而流通中的貨幣規(guī)模僅增長56.57%，占同期資產負債表規(guī)模增長的比重為5.70%?？梢钥闯觯鲜鲅胄型ㄟ^量化寬松貨幣政策注入的絕大部分資金并未經過銀行體系轉化為流通中的貨幣，而是被金融機構重新存入央行。這一方面反映了危機期間金融機構對流動性的較高需求，另一方面也反映了金融機構對私人部門風險的規(guī)避。

（二）退出量化寬松政策對中央銀行資產負債表的影響展望。

1、縮減證券類資產規(guī)模。

退出量化寬松貨幣政策必然需要停止資產采購，但這并不意味著各央行資產負債表上證券類資產的規(guī)模立即轉向收縮，因為美聯(lián)儲等央行仍在執(zhí)行再投資政策，即將持有到期的機構債務、抵押貸款支持證券等的收益繼續(xù)投資于有關證券，同時對到期國債進行展期，這些操作將使得央行資產負債表的規(guī)模維持不變。因此，當各央行結束資產購買后，資產負債表規(guī)模將進入一段相對平穩(wěn)的觀察期。如果能夠在一段時期內確認經濟復蘇的形勢得以持續(xù)，央行則可以宣布停止再投資政策，此時其證券類資產規(guī)模也將隨著所持證券的到期或處置而收縮。但由于美聯(lián)儲、日本銀行和英格蘭銀行所持有的金融資產以長期資產為主，若將這些債券持有到期，資產負債表的縮減必將是一個非常漫長的過程。以美聯(lián)儲為例，通過量化寬松貨幣政策以及扭曲操作，其所持有的證券類資產以長期國債、聯(lián)邦機構債和MBS等長期資產為主，短期國債等短期資產的規(guī)模幾乎可以忽略不計。根據(jù)2013年8月21日美聯(lián)儲持有的資產期限結構數(shù)據(jù)，未來一年內到期的證券類資產約245億美元，1-5年內到期的證券類資產約6615億美元，5-10年內到期的證券類資產約8746億美元，10年期以上的證券類資產約18204億美元。如果美聯(lián)儲自2014年停止量化寬松貨幣政策，并打算將上述證券類資產持有至到期，其資產負債表規(guī)模未來5年內僅縮減約17%，未來10年內縮減約38%，仍遠高于金融危機前的水平。如果美聯(lián)儲直接出售證券類資產，由于規(guī)模巨大，將大幅壓低有關資產的價格，給金融市場和自身財務健康水平帶來一定的沖擊，同時導致長期利率上升，從而抑制投資，不利于經濟企穩(wěn)復蘇。我們預計美聯(lián)儲選擇直接出售證券類資產的可能性較低。美聯(lián)儲也可以選擇其它的處理方式，例如，可以選擇執(zhí)行反向的扭曲操作，即減持長期資產的同時增持短期資產，加快縮減資產負債表規(guī)模的步伐，同時可降低對市場流動性的沖擊。

2、部分為執(zhí)行量化寬松貨幣政策而創(chuàng)設的科目將消失。

例如，量化寬松政策退出后，日本央行將不再補充購入商業(yè)票據(jù)、ETF、J-REIT等資產，隨著存量資產的到期，專門為反映上述資產所創(chuàng)設的科目將逐步縮減直至消失。

3、對負債方科目的影響。

在執(zhí)行量化寬松貨幣政策期間，各央行主要通過吸收金融機構存款等方式補充資金來源。央行退出量化寬松貨幣政策后，一方面貨幣市場利率將逐漸回復到正常范圍，央行對超額準備金付息的政策將失去吸引力，另一方面，隨著實體經濟持續(xù)實質性好轉，銀行放貸意愿將會增強。從以上兩個方面看，金融機構在央行資產負債表上的巨額存款存在流入信貸市場的巨大動力。為防止流動性涌入實體經濟所引發(fā)的經濟過熱或通貨膨脹，各央行可能采取執(zhí)行大規(guī)模逆回購、發(fā)行央行票據(jù)等方式吸收流動性，避免貨幣供應量短期內快速增長，從而引起逆回購、央行票據(jù)等科目規(guī)模出現(xiàn)一定的增長，對金融機構存款規(guī)模的下降起到一定的替代作用，抑制流通中的貨幣規(guī)模上升。

4、對中央銀行資產負債表的間接影響。

退出量化寬松貨幣政策，將會降低本國國內的流動性供給，提升各類資產的收益率，帶動本國貨幣升值。由于美元、日元和英鎊等貨幣對國際大宗商品市場具有較強的影響力，隨著上述貨幣的升值，以其計價的國際大宗商品價格也可能出現(xiàn)一定的回落。因此，退出量化寬松貨幣政策會對整體經濟金融環(huán)境產生較大的影響，進而間接影響央行資產負債表。一是持有的證券類資產的價值可能出現(xiàn)下降。無論央行選擇將證券類資產賣出或者是持有至到期，受到流動性支持下降以及被量化寬松貨幣政策壓低的利率水平回升等因素影響，國債、商業(yè)票據(jù)、MBS等證券類資產的市場價值都將會出現(xiàn)一定的下降壓力，央行將面臨一定的損失風險。二是財政部門存款可能出現(xiàn)一定程度下降。一方面，隨著央行退出量化寬松貨幣政策，被壓低的國債利率也將逐漸回歸到正常水平，財政部門的利息支出將會隨之上升。考慮到美國、日本和英國的政府債務水平、財政赤字水平均相對較高，我們預計國債利率上升將給上述國家的財政支出造成一定壓力。另一方面，流動性規(guī)模的縮減以及利率水平的上升將給企業(yè)利潤造成一定影響，可能降低企業(yè)和個人收入，從而減少財政稅收。但是，由于美國、日本等國家均屬于資源進口國，進口大宗商品價格的下降可能在一定程度上彌補企業(yè)利潤。三是對外匯儲備的影響。以日本央行的美元儲備為例，假如日本維持現(xiàn)有量化寬松貨幣政策不變，當美國退出量化寬松貨幣政策時，由于美元流動性的收緊帶動美元升值，將會提高以美元計價的資產的吸引力，國際資本會從日本流向美國，造成日元的相對貶值，日本央行的美元儲備將會出現(xiàn)一定的浮盈。同樣，當日本退出量化寬松貨幣政策時，假如當時美國已經完成了量化寬松貨幣政策的退出，日元流動性的收緊將會帶動日元升值，國際資本會從美國流向日本，造成美元的相對貶值，日本央行的美元儲備將會出現(xiàn)一定的浮虧。

四、對我國的啟示

篇6

從凱恩斯主義到新古典綜合理論，人們認為利率是宏觀經濟政策的有效工具，并在實踐中進行了廣泛的運用，而貨幣學派又從新貨幣數(shù)量說的角度提出了以控制貨幣數(shù)量為目標的政策操作規(guī)則。但從目前世界主要經濟發(fā)達國家的應用來看，利率仍是主要的操作工具，這與金融市場自由化與金融創(chuàng)新的發(fā)展是分不開的。本文試圖從理論上對以利率目標區(qū)為貨幣政策目標的優(yōu)劣加以分析，并得出相關結論。

關于貨幣政策的幾個問題

一般而言，貨幣政策的執(zhí)行可以分為如下幾個層次：

依賴于通過

政策規(guī)則執(zhí)行目標執(zhí)行工具效果及反饋

由于貨幣傳導機制不同，就會對央行期望達到的目標與執(zhí)行工具間的相關性，以及央行對執(zhí)行工具在多大程度上具有控制能力提出疑問。這也是討論貨幣政策是否有效問題的關鍵。因此，本文在分析上依據(jù)如下的基本假定：如果總支出的各個部分與長期利率變動的聯(lián)系十分密切，在此假定下，影響短期利率的貨幣政策措施與總量經濟之間的聯(lián)系就取決于利率的期限結構。決定貨幣政策是否有效，是實際利率與資本邊際收益率的比較；穩(wěn)態(tài)實際利率由資本邊際產出決定，從長期考查貨幣政策對實際回報率不會有影響（貨幣超中性）；控制名義利率將會顯著影響總體價格水平。

也就是說，從貨幣數(shù)量，價格水平，實際利率與產出的關系上考查，在長期中（在足夠長的觀察期內），貨幣、利率均呈現(xiàn)出中性的特征。因此問題就在于短期的利率水平是否影響產出、短期利率與長期利率的關系如何和以控制利率水平為目標的貨幣政策規(guī)則是否會引發(fā)價格的過度波動。

從理論上看，由于宏觀經濟政策的時滯性及信息不對稱等問題的存在，貨幣政策的操作目標與實際效果間總是存在一定的偏差。同時在政策操作上，也存在著利率與總量目標不相容的問題（見圖1,2）。這就對貨幣政策規(guī)則的制定設定了選擇范圍，即利率或是貨幣量。

圖中I代表利率，M代表貨幣量。圖1表示了以貨幣總量為目標的狀態(tài)，當央行貨幣供給水平確定在MS水平的時候，由于貨幣需求的不確定性，Md會在央行預期的Md與實際的Md1Md2之間波動，由不同貨幣需求水平決定的市場利率會在I0I1I2間波動。也就表明以貨幣供給量為目標的貨幣政策將面對不確定的利率水平。圖2表示了以利率為目標的狀態(tài)，當央行確定I0目標利率的時候，央行預期的貨幣需求位于Md的位置，而當實際貨幣需求在Md1Md2間波動時，央行為確保利率目標的實現(xiàn)，必會調整貨幣供給水平，使實際貨幣供給量在Ms1Ms2間波動。

視利率為目標的貨幣政策，正是由于要調整貨幣供給量而可能在維護政策規(guī)則時付出其他代價。在其中價格的過渡波動會是直接的結果，如果在利率政策規(guī)則下，由貨幣供給引發(fā)的價格波動是可以接受的，則利率規(guī)則就是可取的，否則就是不可取的。無論從短期還是長期考察，貨幣政策都能影響名義利率，依靠費雪方程式就可以將實際利率、預期通脹及名義利率聯(lián)系在一起。由于利率與總量目標的不相容性，名義利率目標與通貨膨脹目標彼此無法單獨選定，故而控制名義利率就會對總體價格水平產生顯著影響。

標準化的研究模型

yt=yc+α(pt-Et-1pt)+et

yt=α0-α1rt+ut

mt-pt=-cit+yt+vt

it=rt+(Etpt+1-pt)

式中y代表產出m代表通貨數(shù)量p代表價格水平的對數(shù)；r代表實際利率i代表名義利率；yt,yc分別代表當期產出和預期的產出。既當期產出是預期值與通脹率的函數(shù)，實際貨幣供給是產出與名義利率的函數(shù)，名義利率是通脹率與實際利率的函數(shù)。其中通貨數(shù)量（名義的貨幣供給）確定產出y，價格水平p；名義利率i由系統(tǒng)內生決定。

當央行實行以固定名義利率水平的目標政策時，固定it=IT，以上總供求方程式變?yōu)椋?/p>

yt=yc+α(pt-Et-1pt)+et

yt=α0-α1rt+ut

It=rt+(Etpt+1-pt)

上式的明顯變化是貨幣供給方程式不再是計算內容。因為已知實際產出、價格水平和名義利率，名義貨幣水平就可以由貨幣需求公式內生的決定。問題在于央行要嚴格的控制名義利率i,由此影響消費及決策，但影響總需求的卻是預期實際利率r。這也就對利率目標區(qū)設定規(guī)則的靈活性產生了影響。

觀查上式pt-Et-1pt；Etpt+1-pt；式中的價格水平僅是一種預期誤差，或說是一種預期變動率的形式（類似費雪方程式Etpt+1-pt）。假定序列｛p*t+i｝i=0∞是一種均衡，pt-Et-1pt或Pt*就是不確定的。得出此結論意味著，P對yt及r無影響，故而僅要求預期通脹率滿足：

iT=([α0-yt+ut]/α1)+Etpt+1*-pt*

價格水平的不確定性，被認為是純粹釘住利率過程的潛在問題。即如果經濟主體不關心絕對價格水平，同時央行也不關心這一問題，那價格的上揚就是不可避免的，這與美國上世紀70年代中后期出現(xiàn)的情況是相符的。而事實上這是不可能的，價格水平的無限上揚是不可接受的。

以上分析的意義在于，釘住名義利率不變規(guī)則下，央行若令貨幣數(shù)量隨價格變化進行調整而令實際貨幣余額保持不變，也即通脹水平保持在一定的范圍內，利率規(guī)則就是可取的。那么余下的問題是這種狀態(tài)是否存在。

對如上問題的討論實際上提出了央行實行怎樣的貨幣供給方式，能夠在實現(xiàn)利率目標的前提下不出現(xiàn)通脹的失控。麥卡倫(1986)曾強調指出，不確定性問題與多重均衡問題有所不同，后者涉及到的情形是多個均衡的價格路徑同時與給定名義貨幣供給路徑相匹配。央行對名義、實際貨幣供給量控制的方式或說途徑就成為了問題的關鍵。

貨幣供給方式的視角

以名義貨幣供給為實際操作工具

假定央行以名義貨幣供給為控制利率的操作工具，并釘住名義目標利率進行調整。

引入模型：

mt=μ0+mt-1+μ(it-iT)

其中m代表名義貨幣供給，上式的含義在于，名義貨幣供給增長率取決于名義利率偏離目標利率的程度。如果it圍繞著目標利率iT隨機的波動，則名義貨幣供給增長率為μ0。隨μ趨向于無窮，名義利率對目標利率的偏差如果會收斂，那么價格水平的確定性就可以保持。通過對上式的求解，可以得出結論mt是非穩(wěn)態(tài)的，同時m的這一屬性也就導致價格水平的非穩(wěn)態(tài)性質。也就是說價格水平誤差會隨著預測期的延長而加大。這就表明了，在釘住目標利率的政策規(guī)則下，以名義貨幣供給為實際操作工具的作法是不可行的。

以實際貨幣供給為實際操作工具（或說以趨勢穩(wěn)定的方式進行貨幣供給）

假定央行以趨勢穩(wěn)定的方式進行貨幣供給，上述模型變形為：

mt=μ＊+μ0t＋mt-1+μ(it-it)

式中隱含了平均貨幣供給增長率穩(wěn)定為μ0的假定，同樣進行如上式相同的驗證過程，可以得出結果，名義利率與價格水平隨機表現(xiàn)為一種均衡。也就是在特定確定貨幣供給規(guī)則下，均衡的價格水平是趨勢穩(wěn)定的，同時預期誤差方差并不隨預測期的延長而無上限的提高。

通過如上的分析，可以得出下述結論：在理論上貨幣政策的實施可以減少名義利率波動，同時并不引起價格水平的不確定性，既在理論上可以認為在特定貨幣供給規(guī)則條件下，目標利率貨幣政策規(guī)則是可行的；名義貨幣供給的基本表現(xiàn)，并不單一的取決于釘往目標利率的約束，這一目標可以通過不同的貨幣供給過程實現(xiàn)。

利率政策的最優(yōu)性

如果盯住目標利率的政策規(guī)則是可行的，那么適當?shù)哪繕死仕接謶斎绾未_定呢？

筆者認為這是個較為復雜的問題，以上是以央行為行為主體，依靠央行執(zhí)行貨幣政策的獨立性得以實現(xiàn)目標利率政策規(guī)則。但如果將央行的政策執(zhí)行置于同政府宏觀經濟政策相一致，或者說是兩種政策的搭配角度上來看這個問題的話，可能就會出現(xiàn)其他結果。

政府的目標函數(shù)決定了他的政策取向，也就決定了其宏觀經濟政策的取向。這樣一種自然福利標準的設定是相當困難的。脫離現(xiàn)實的宏觀經濟狀況，單純的用理論模型來解釋是不可取的。政府面對的宏觀經濟現(xiàn)況可能會比任何現(xiàn)有的經濟模型所解釋的情況都復雜。故而以目標利率為貨幣政策規(guī)則的設定必定與政府宏觀經濟政策取向是大體一致的。從理論方面對這個問題的研究，有的使用了一般均衡、代表人模型（卡爾斯托姆19951997）。其借用了預付現(xiàn)金模型，假定消費者資金必須從名義貨幣余額中籌措，此時正的名義利率表明對消費開征了一項隱性稅收，這就影響到家庭在現(xiàn)金商品與信用間的選擇。在模型中引入一期價格粘性可得出結論，固定名義利率會消除資本積累的扭曲，利率釘住帕累托優(yōu)于固定的貨幣規(guī)則，而且對于任何都存在某種貨幣增長過程，類似于可變價格模型中的實際均衡狀況。即可以在外生名義貨幣供給過程下決定價格水平與名義利率。這實際上與上文中的研究結論是一致的，都論證了利率目標區(qū)貨幣政策規(guī)則的最優(yōu)性與可行性。

篇7

(二)脈沖響應分析本文以前面的ECM模型為基礎，結合正交化方法以及Choleski分解技術，建立消費差距和其他變量之間的脈沖響應函數(shù)模型。分析結果見圖1至圖5。圖1為消費差距對自身的沖擊效應。從中可知，消費差距對于來自自身的沖擊反應一直為正，但變化幅度較大。初期對沖擊的強烈反應，而后在第四期后迅速下降，在第八期開始趨于平穩(wěn)。圖2為收入差距對消費差距的沖擊效應。圖中顯示消費差距對來自收入差距的沖擊反應較為迅速，開始即產生正向效應并且一直維持為正，即收入差距的拉大逐步拉大了城鄉(xiāng)居民之間的消費差距，這與前面的模型分析也是相符的。圖3為政府財政支出對消費差距的沖擊效應。該圖表明初期時FE對消費差距的沖擊為正但較小，在第三期轉為負向效應，且此后持續(xù)為負。這說明我國財政支出在短期內對居民消費的影響不顯著，經過一段時間后，財政支出對消費差距的負向作用顯現(xiàn)出來，明顯縮小了我國城鄉(xiāng)居民之間的消費差距。圖4為貨幣供應量對消費差距的沖擊效應。由圖可知，貨幣供應量對城鄉(xiāng)居民消費差距的沖擊作用隨著時間的推移不斷加大，且持續(xù)為正。這說明我國貨幣供應量拉大了我國城鄉(xiāng)居民消費，這與協(xié)整分析和ECM模型分析的結果也是一致的。圖5為通貨膨脹對城鄉(xiāng)消費差距的沖擊效應。圖中顯示通貨膨脹對城鄉(xiāng)消費差距的沖擊一直為負，且隨著時間的推移負向沖擊變的更為明顯，即長期內通貨膨脹能夠促進消費差距的縮小。

(三)方差分解分析Sims(1980)的方差分解方法為，通過求解擾動項對向量自回歸模型的沖擊，來預測模型中各個因素對均方誤差的貢獻度。在此，我們運用方差分解法來了解各類因素對城鄉(xiāng)居民消費差距的沖擊作用，方差分解結果見表3。從表3中可知，城鄉(xiāng)居民之間的收入差距對消費差距的影響力度逐漸增強。除了消費差距自身的變動影響外，貨幣供應量和通貨膨脹率也是影響城鄉(xiāng)居民消費差距的重要因素，分別解釋20.81%和18.17%的消費差距的波動。方差分解中，各個變量對消費差距的影響程度也和協(xié)整分析中相應變量系數(shù)的大小相對應。

篇8

門限回歸模型設計由Caner和Hansen提出的帶有內生解釋變量和外生門限變量的門限回歸模型，［15］使用了兩階段合并最小二乘估計(2SPOLS)以及斜率系數(shù)的廣義矩估計(GMM)方法，極大地推廣了門限回歸模型在實證分析中的應用。

二、實證檢驗

(一)貨幣政策多目標系統(tǒng)指標選擇與模型設計物價穩(wěn)定作為貨幣政策的最終目標之一，與其他四個目標關系密切:首先，經濟發(fā)展必定伴隨著不同程度的通貨膨脹，投資、消費等的增加都會在促進經濟增長的同時導致物價波動;其次，根據(jù)菲利普斯曲線，通貨膨脹與就業(yè)在短期內存在替代關系，兩者呈反向變動;再次，物價穩(wěn)定與資產價格穩(wěn)定是以貨幣表現(xiàn)的不同經濟活動的實施目標，如果央行適當調整導致金融不穩(wěn)定的變量，則不僅可以實現(xiàn)金融穩(wěn)定，也可以平抑物價和產出的波動;［17］最后，在當前開放環(huán)境下，國際收支會從貨幣市場和商品市場兩條途徑沖擊國內物價水平。因此，本文選擇通貨膨脹率作為貨幣政策多目標體系門限回歸模型的門限變量。具體分析如下:1.物價穩(wěn)定與經濟增長。Fischer在研究影響經濟增長的各個宏觀經濟變量時首次提出通貨膨脹與經濟增長之間為非線性關系的可能。他認為一旦通貨膨脹值發(fā)生變化，它對經濟增長的影響也會變化。因此，如果兩者之間存在這種非線性關系，那么原則上估計這一拐點(即門限值)就是有可能的，在這一點上通貨膨脹與經濟增長之間的關系將發(fā)生變化。根據(jù)上述理論，借鑒索洛的新古典經濟增長理論，一方面資本存量和投資規(guī)模的增加會促進經濟增長;另一方面資本邊際收益遞減規(guī)律會導致初始收入水平較低的國家具有相對較快的增長速度。［18］此外，投資規(guī)模的擴大會直接影響生產鏈上游的產品價格，進而對最終產品的價格產生影響，于是投資所形成的有效供給或將成為抑制通貨膨脹的物質基礎。最后，對于我國而言，人口紅利的出現(xiàn)為經濟發(fā)展創(chuàng)造了有利的人口條件。因此，在考察通貨膨脹與經濟增長之間的關系時，在新古典經濟增長模型中引入投資、人口自然增長率、初始GDP水平等因素的間接效應。模型引入變量如表1所示。2.物價穩(wěn)定與充分就業(yè)。菲利普斯曲線是用來表示失業(yè)與通貨膨脹之間替代關系的曲線，由威廉•菲利普斯提出后，經濟學家對此進行了大量的理論解釋和改進，其中索洛和薩繆爾森根據(jù)成本推動的通貨膨脹理論將原來表示失業(yè)率(u)與貨幣工資率之間交替關系的菲利普斯曲線發(fā)展成用來表示失業(yè)率與通貨膨脹率之間交替關系的曲線。但是，索洛和薩繆爾森認為失業(yè)率和通貨膨脹率之間的替代關系并非長期固定不變，制度性改革會緩和這種關系，政策對經濟的刺激會通過小幅度通貨膨脹來提高就業(yè)水平，［19］政府基于失業(yè)率與通貨膨脹率的這種關系，通常將兩者控制在某臨界點以內的安全范圍內。因此，采用索洛和薩繆爾森的菲利普斯曲線形式表示通貨膨脹與就業(yè)(失業(yè))之間的關系。3.物價穩(wěn)定與金融穩(wěn)定。貨幣政策操作工具主要通過金融市場進行傳導和實施作用于最終目標，金融市場穩(wěn)定與否直接關系到貨幣政策實施的效率和有效性。［20］但在現(xiàn)實中，物價穩(wěn)定往往會抑制金融市場的活力，阻滯金融市場發(fā)展。美聯(lián)儲前任主席Greenspan指出，貨幣政策很難協(xié)調兼顧同時實現(xiàn)物價和資產價格水平的穩(wěn)定。但是Greenspan仍然主張貨幣政策要密切關注資產價格的變化，在關注物價穩(wěn)定的同時也要重視金融市場的穩(wěn)定。限于數(shù)據(jù)選取的局限性，本文選取上證綜指(SH)作為反映金融市場情況的指標，對上證綜指與通貨膨脹率之間的關系進行分析。此外，由于超出公眾預期的貨幣供應量增加會引起資產價格的升高，［21］利率的變化也會通過影響投資者行為和上市公司決策進而影響金融資產價格。因此，貨幣供應量、利率、社會固定投資額等也是研究物價與金融資產價格關系應考慮的因素。(控制變量見表1)4.物價穩(wěn)定與國際收支平衡。開放經濟對貨幣政策的操作與調控關系重大，國際收支主要通過商品市場和貨幣市場兩條途徑來影響國內物價水平，導致輸入型通貨膨脹。Karras通過實證分析檢驗開放經濟條件下國際貿易對國內貨幣政策實施效果的影響，結果表明，一個國家對外貿易水平越高，貨幣政策對經濟增長的影響越小，對物價水平的影響越大，［22］且國際收支對國內物價水平的非線性拉動作用要求我們建立非線性模型尋求兩者之間的平衡點。輸入型通貨膨脹的產生原因有很多，從商品市場和貨幣市場兩條途徑考慮，選擇國際收支差額(BOP)作為國際收支平衡的衡量指標，同時考慮國外實際利率水平、匯率、國內利率水平等因素的間接效應(如表1所示)，建立其與通貨膨脹率的門限回歸模型。在該模型中，引入投資、人口紅利、初始GDP水平等因素對經濟增長的間接效應改進新古典經濟增長模型，并考慮到貨幣供應量、利率、社會固定投資額等對金融穩(wěn)定的影響以及國外實際利率水平、匯率、國內利率水平等因素對國際收支的沖擊作用。選取消費者物價指數(shù)(CPI)作為通貨膨脹率的衡量指標。為了避免CPI分布的雙峰特征和非對稱性特征對模型穩(wěn)健性的影響，使用半對數(shù)變換方法對其進行半對數(shù)變換處理。

(二)單位根檢驗平穩(wěn)的時間序列是模型構建的前提，也是門限模型對數(shù)據(jù)的基本要求，因此在對上述模型進行門限效應檢驗之前首先對各個變量進行平穩(wěn)性檢驗(PP檢驗)。檢驗結果如表2所示。結果表明，各個變量在5%的顯著性水平下均為一階單整序列，可以進一步進行門限模型的檢驗。

(三)門限值估計和門限效應檢驗運用MATLAB軟件，以式(2)為基礎對貨幣政策多目標體系的門限回歸模型進行門限值估計，各門限估計值在10%的水平下均符合顯著性要求。門限值估計結果如表3所示?；谑?4)(5)(6)對貨幣政策多目標體系的門限回歸模型進行門限效應檢驗，檢驗結果如表4所示。結果表明，在95%的顯著性水平下，模型存在門限效應，且所有LR統(tǒng)計量均拒絕有一個門限值的假設，不能拒絕有兩個門限值的假設。因此，貨幣政策多目標模型存在門限值，表3所示門限值估計結果具有一定的科學性。從表3的四組門限值估計結果中不難看出，物價穩(wěn)定與經濟增長、充分就業(yè)、金融穩(wěn)定和國際收支平衡的相應衡量指標之間均存在明顯的非線性關系。結合表5的系數(shù)估計結果，具體分析如下:1.物價穩(wěn)定與經濟增長。當CPI低于3.40%時，GDP對CPI的反映系數(shù)約為0.55，此時溫和通貨膨脹帶動社會生產效率提高，促進經濟增長，進一步會提高勞動力和原材料的成本，引致通貨膨脹;當CPI進一步上升介于3.40%～15.20%時，GDP對CPI的反映系數(shù)轉為－0.86，此時社會公眾產生較高的通貨膨脹預期，這在一定程度上會阻礙經濟增長;當CPI高于15.2%時，GDP對CPI的反映系數(shù)進一步惡化為－3.40，惡性通貨膨脹將會對經濟增長甚至整個社會發(fā)展產生嚴重的影響。因此，我國CPI的最優(yōu)目標區(qū)間為(0%，3.40%)。2.物價穩(wěn)定與充分就業(yè)。當CPI低于0.80%時，失業(yè)率與通貨膨脹相關性較弱，為0.02，且t值檢驗不顯著;當CPI介于0.80%～15.7%時，低失業(yè)率伴隨著高通貨膨脹，兩者之間的反向關系明顯，失業(yè)率對CPI的反映系數(shù)為－0.15，符合菲利普斯曲線的預期，且經驗數(shù)據(jù)表明這種情況下失業(yè)率能控制在社會可接受范圍之內;當CPI高于15.7%時，失業(yè)率對CPI的反映系數(shù)為12.2，經濟處于低迷狀態(tài)，失業(yè)率大幅上升。此時，我國CPI的最優(yōu)目標區(qū)間為(0.08%，15.7%)。3.物價穩(wěn)定與金融穩(wěn)定。當CPI低于2.32%時，上證指數(shù)對CPI的反映系數(shù)為0.03，但是社會投資需求不足，此時以上證綜指為代表的資產價格低迷;當CPI介于2.32%～11.6%時，公眾投資信心增加，資產價格有所回升，此時上證指數(shù)對CPI的反映系數(shù)為0.64，適度的通貨膨脹帶動各項社會投資升溫，各種金融資產的價格穩(wěn)步上升;當CPI高于11.6%時，上證綜指變化幅度和變化頻率增加，上證指數(shù)對CPI的反映系數(shù)高達4.89，金融市場開始出現(xiàn)泡沫，此時金融風險增加，金融市場運行狀況不穩(wěn)定。該情況下我國CPI的最優(yōu)目標區(qū)間為(2.32%，11.60%)。4.物價穩(wěn)定與國際收支平衡。當通貨膨脹率低于2.67%時，國際收支差額對CPI的反映系數(shù)為0.02，歷史數(shù)據(jù)表明這段時間內國際收支差額明顯小于其他年份，且包括經常賬戶和資本賬戶在內的國際收支賬戶交易較少，經濟對外開放并未很好地帶動國內經濟社會的發(fā)展;當CPI介于2.67%～12.30%時，國際收支差額對CPI的反映系數(shù)為0.45，國際收支差額隨著通貨膨脹在一定范圍內有所增加，這符合我國前期出口導向型的經濟發(fā)展策略，國際收支順差帶動了國內消費需求的增加和企業(yè)生產的積極性，在一定程度上為社會發(fā)展注入活力;當CPI高于12.3%時，國際收支差額對CPI的反映系數(shù)為2.80，國際收支順差持續(xù)增加甚至惡化。且從統(tǒng)計數(shù)據(jù)上可以看出，經常賬戶的增加幅度遠大于資本賬戶，說明我國粗放型的經濟開放模式不再適用于當前的發(fā)展狀況。因此，基于該方面的考慮，理論上我國CPI的最優(yōu)目標區(qū)間為(2.67%，12.30%)。綜合比較上述通貨膨脹率(CPI)在不同傳導機制下的最優(yōu)目標區(qū)間，并在數(shù)軸上呈現(xiàn)(見圖1)?？梢园l(fā)現(xiàn)，四個區(qū)間之間存在交集(圖1中的陰影部分)，即(2.67%，3.40%)，這表明貨幣政策五個最終目標在其相互影響和作用的過程中是可以協(xié)同兼顧、并非絕對排斥和矛盾的。當通貨膨脹率保持在區(qū)間(2.67%，3.40%)內時，貨幣政策其余最終目標的衡量指標也保持在合理的范圍內:GDP呈現(xiàn)穩(wěn)定增長的趨勢，通貨膨脹率每增加1%，GDP就會增加約0.59%;失業(yè)率會隨著通貨膨脹率增加有所下降，通貨膨脹率每增加1%，失業(yè)率會下降約0.15%;在此區(qū)間內上證指數(shù)從低迷狀態(tài)平穩(wěn)回升，通貨膨脹率每增加1%，上證指數(shù)約增加0.64%;國際收支差額在此區(qū)間內有所增加但仍在社會可承受范圍內，通貨膨脹率每增加1%，國際收支差額約增加0.45%。

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二、模型構建與變量選擇

本部分設定參照Kashyap和Stein(2000)、Gunjia和Yuan(2010)的經驗模型。Kashyap和Stein(2000)運用分組法將銀行按照規(guī)模、流動性水平、資本充足程度分組，討論了貨幣政策變量在銀行異質性條件下對銀行信貸行為的影響。Gunjia和Yuan(2010)在Kashyap和Stein(2000)研究的基礎上，首次將銀行異質性特征與貨幣政策變量的交叉項納入模型。分組法的優(yōu)點在于可以更加清晰反映出貨幣政策及銀行異質性特征對信貸投放的直接影響，而交叉項法可以進一步考察不同銀行在面臨貨幣政策變動時，各銀行異質性特征對其信貸投放的間接影響。這兩種方法各有千秋，根據(jù)研究目的和意義，我們綜合采用了Kashyap和Stein(2000)分組法與Gunjia和Yuan(2010)交叉項法，選擇相應的變量考察銀行異質性特征對貨幣政策信貸傳導的影響?；诜纸M法構建的模型如下：d(lnloani,t)=α0+α1d(lnsizei,t)+α2eai,t-1+α3roai,t-1+α4roei,t-1+α5liqi,t-1+βMPt+γd(lngdpt)+mit模型中，被解釋變量d(lnloani,t)代表信貸規(guī)模的變量，以銀行貸款的對數(shù)增長率表示。解釋變量分為三類，一類是表示銀行異質性特征的變量，主要有d(lnsizei,t)（銀行總資產）、ea（資本水平）、roa（盈利水平）、liq（流動性）、roe（經營效率），分別以銀行總資產對數(shù)增長率、權益/總資產、凈利潤/總資產、流動性資產/總資產、營業(yè)成本/營業(yè)收入表示。為減輕內生性問題，我們將銀行異質性特征變量取滯后一期值。第二類代表宏觀調控層面的貨幣政策變量MPt，用法定存款準備金率及一年期貸款基準利率的數(shù)據(jù)。第三類代表信貸需求層面，以國民生產總值（gdp）的對數(shù)增長率（d(lngdpt)）作為信貸需求的變量。mit為隨機誤差項，它滿足相互獨立、零均值、等方差的假設。在這個模型中，貨幣政策對銀行信貸投放的影響通過系數(shù)β體現(xiàn)出來。而銀行異質性特征對銀行信貸增速的影響，具體就體現(xiàn)在系數(shù)αi上?；诮徊娣嫿ǖ哪Ｐ腿缦拢篸(lnloani,t)=α0+α1d(lnsizei,t)+α2eai,t-1+α3roai,t-1+α4roei,t-1+α5liqi,t-1+β1MPt*d(lnsizei,t)+β2MPt*eai,t-1+β3MPt*roai,t-1+β4MPt*roei,t-1+β5MPt*liqi,t-1+γd(lngdpt)+mit在該模型中,交叉項考察了在銀行異質性條件下，貨幣政策對銀行信貸投放的影響，可通過直接觀察系數(shù)βi識別。為了驗證銀行異質性對貨幣政策信貸傳導的影響，我們選取上市銀行進行樣本研究，至今，已有16家銀行完成上市。其中，農業(yè)銀行和光大銀行上市較晚（兩家銀行均于2010年上市），數(shù)據(jù)不足予以剔除。此外，考慮到上海交易所和深圳交易所上市交易規(guī)則不盡相同，基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)一性，本文將深圳發(fā)展銀行和寧波銀行（兩家銀行均在在深圳交易所上市）在樣本中予以剔除。最終選擇12家在上交所上市的銀行2007年一季度至2014年二季度的面板數(shù)據(jù)進行模型分析1。數(shù)據(jù)來源為國家統(tǒng)計局及wind數(shù)據(jù)庫。本部分的解釋變量主要是政策變量及前定變量，因此內生性問題并非是主要問題，主要采用固定效應模型或隨機效應模型進行估計即可。

三、實證結果及分析

在估計方程之前，通過Hausman檢驗判定是隨機效應模型還是固定效應模型，檢驗結果詳見表1。

（一）分組法估計基于分組法的估計結果如表2：從總樣本的分組回歸結果看，銀行規(guī)模、資本水平、盈利性、流動性水平對銀行信貸增速的影響顯著，而銀行效率變量的系數(shù)基本不顯著。規(guī)模因素是影響國有銀行和中小銀行信貸增速的最主要因素，銀行資產規(guī)模與信貸規(guī)模增長正相關。我國實際GDP增量對各類型銀行信貸增速具有2%個點的負向影響，表明我國銀行信貸具有一定的逆周期性。從子樣本的實證結果看，國有大型銀行和中小型商業(yè)銀行信貸投放的驅動因素存在一定差異，國有銀行資本資產比率系數(shù)不顯著，而中小銀行更易受資本資產比率的影響。存在差異的原因是，一方面，國有銀行背靠國家信用，即使資本金下降，也未對其信貸規(guī)模產生顯著影響；另一方面，國有銀行面臨更加嚴格的資本“硬約束”，特別是工商銀行和中國銀行作為全球系統(tǒng)性重要銀行，為了發(fā)揮銀行業(yè)“穩(wěn)定器”的作用，勢必將資本比率控制在較高的水平內，資本金的微弱下降不會對其信貸投放產生過多影響。而中小型銀行與國有銀行相比缺少足夠的政府隱性擔保，隨著銀行業(yè)市場化的不斷深入，中小型銀行對其風險資產和信貸的約束逐步強化。從表2可以看出，存款準備金率和一年期貸款基準利率系數(shù)為負且在統(tǒng)計上顯著，說明緊縮性的貨幣政策會導致銀行信貸供給的減少，這在一定程度上也驗證了我國貨幣政策信貸渠道的存在性。

（二）交叉項估計采用交叉項估計，一方面可以檢驗分組估計的穩(wěn)健性，另一方面可以進一步考察銀行異質性微觀特征是否會影響銀行信貸行為對貨幣政策的傳導?；诮徊骓椃ǖ墓烙嫿Y果見表3、4。從表3、4可以看出，銀行規(guī)模、資本水平、盈利性水平、流動性水平對我國上市銀行信貸增速的影響顯著，而銀行效率未產生顯著影響，這與分組估計的結果是一致的。對比子樣本估計結果，不難發(fā)現(xiàn)，中小型銀行的信貸增速更易受資本比率的影響，這同樣驗證了分組估計的結果。我們更關注的是銀行異質性特征變量與貨幣政策交叉項的系數(shù)符號及其顯著性。1.銀行規(guī)模變量與貨幣政策交叉項的結果觀察表3、4，銀行規(guī)模變量與貨幣政策交叉項的結果都十分顯著，且為負相關關系，表明銀行規(guī)模越大，其信貸增速對緊縮性貨幣政策的反應越敏感，對信貸規(guī)模抑制作用越強。銀行規(guī)模作用的效果顯著，可能的原因是存款作為我國銀行信貸資金的主要來源，其供給者存在明顯的“規(guī)模偏好”，在存款利率下限受到管制的情況下，存款者更傾向于將資金存放到大銀行。2.盈利性水平的交叉項估計結果當央行實行緊縮性貨幣政策時，中小銀行的盈利性水平越低，貨幣政策對其信貸規(guī)模抑制作用越弱；而國有銀行的盈利性水平并不會顯著影響貨幣政策抑制銀行信貸增速的效果。這是因為，國有銀行盈利水平高且盈利來源多元，緊縮性貨幣政策對其盈利性風險的影響較小，信貸規(guī)模收縮并不顯著。而中小銀行在經營過程中更加注重盈利性，更具有“逆向選擇”和“道德風險”動機。即使央行為了控制信貸擴張實行了緊縮性的貨幣政策，盈利性水平低的銀行也有較強的信貸擴張沖動，所以緊縮性的貨幣政策對其信貸規(guī)模抑制作用弱。3.銀行效率的交叉項估計結果銀行效率大小與貨幣政策信貸渠道之間的關系較為模糊。大多數(shù)情況下，銀行效率與貨幣政策銀行貸款渠道關系不顯著，但當提高法定存款準備金率時，國有銀行的銀行效率越高，對信貸規(guī)模增速的抑制作用越強。4.資本水平與流動性水平的交叉項估計結果綜合表3、4，資本水平與流動性水平的交叉項均不顯著，對此，我們提出如下解釋：第一，我國寬松的資本補充機制弱化了資本水平對貨幣政策信貸傳導的作用。在我國寬松的資本補充機制下，資本金管理中并未建立起資本、信貸規(guī)模的自我約束機制，并且陷入了“信貸擴張———資本水平下降———再融資———資本水平上升———信貸再擴張”的被動狀態(tài)，因此資本水平并不會影響央行緊縮性貨幣政策的傳導效率。第二，銀行同業(yè)拆借制度弱化了流動性水平對貨幣政策信貸傳導的作用。經過近20年的發(fā)展，銀行同業(yè)拆借市場不僅作為同業(yè)之間調整資金余缺的市場，而且成為了銀行擴大資產業(yè)務的重要手段。樣本期內，我國上市貸款規(guī)模增長率增加明顯的時期，流動性水平下降明顯，隨后，各家銀行尋求同業(yè)拆借資金補充流動性比率，陷入了“信貸擴張———流動性水平下降———銀行同業(yè)市場拆入資金———流動性水平上升”的被動情況。因此緊縮性貨幣政策下各銀行的信貸供給水平并不會因流動性水平的不同而有差異化反應。

四、主要結論和政策建議

本文基于12家上市銀行2007年一季度至2014年二季度的面板數(shù)據(jù)，探討了銀行異質性特征對貨幣政策信貸傳導效果的影響，分析表明：

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C=αWr+βYd+γ(1-β)Yd-1(1)

其中，0＜α、β＜1，Yd和Yd-1分別是當年和上年的可支配收入。上式表明，決定消費支出的不僅僅是現(xiàn)期和前期的可支配收入，還包括消費者積累的財富。消費者財富的一個重要組成部分是房地產資產。當房地產價格上升時，財富增加，資產組合價值就會增大，這樣消費也就隨之增加，這就是房地產的“財富效應”。房地產“財富效應”傳導貨幣政策的機制可以分為兩個過程。(見圖1)

一是貨幣政策影響房地產價格的過程。當貨幣供應量(M)增加，利率降低時，一方面，儲蓄變得沒有吸引力，社會公眾就會將持有的儲蓄資產轉移，銀行信貸放寬，企業(yè)與社會公眾貨幣持有增加，富余貨幣的出路之一就是股票市場和房地產市場等；另一方面，利率降低了，又會鼓勵通過按揭方式投資房地產的購房者，結果對房地產的需求增加，從而提高房地產的價格(Ph)。反之，則抑制房地產價格的上漲。

二是房地產價格影響消費與產出的過程，即通過房地產的“財富效應”影響消費和產出。房地產“財富效應”存在與否，以及大小如何是房地產“財富效應”傳導貨幣政策機制能否實現(xiàn)的重要依據(jù)。這一作用機制存在兩種相反的效應：一方面是產生“正的財富效應”。對于擁有房地產的消費者來說，房地產價格上漲帶來凈財富的增加，因此可以增加當期消費。如果房價上漲后可以通過再融資方式或出售房地產的形式來兌現(xiàn)資本收益的話，那么這種收益必定對家庭消費會有促進作用。如果房地產價格上漲，但并沒有進行再融資或出售房產的話，這種沒有兌現(xiàn)的財富仍可能促進消費，原因是它提高了財富的貼現(xiàn)價值。因此消費者在預期他們比以前“更富有”時就會增加當期消費。另一方面也帶來“負的財富效應”。例如，對于租房者來說，房地產價格的上漲對他們的個人消費就有負的效應，而那些計劃購買住房的家庭的消費會因為房地產價格上漲而減少，因為在面臨上漲了的房地產價格時，這些家庭要么只能購買一套更小的住房，要么就必須依靠減少當期消費來應付。

綜上所述，房地產“財富效應”傳導貨幣政策的機制是：

二、房地產“財富效應”對貨幣政策的影響

1.降低了僅以物價穩(wěn)定作為最終目標的完善性。

隨著房地產市場的日益發(fā)展，房地產“財富效應”的存在使得房價對貨幣政策的最終目標構成較大影響，狹義價格指數(shù)的穩(wěn)定并不能保證經濟的穩(wěn)定。房地產價格上升，“財富效應”改善了企業(yè)、居民的資產負債表，刺激企業(yè)投資和居民增加即期消費，促進了經濟繁榮，可能造成一般商品和服務價格水平的膨脹。反之，房地產價格下跌，“財富負效應”會引起企業(yè)、居民的資產負債狀況惡化，將會動搖投資者和消費者的信心，抑制了投資和消費，引發(fā)了經濟衰退，可能陷入通貨緊縮的惡性循環(huán)。由此可見，房價波動產生的“財富效應”及“財富負效應”會進而引發(fā)經濟的波動，而僅以物價穩(wěn)定作為貨幣政策的最終目標是不夠的，并不能保證經濟的穩(wěn)定。

k或V穩(wěn)定的情況下，貨幣當局可通過控制貨幣供給量來控制名義收入P—Y。即貨幣供給量能夠作為貨幣政策中間目標的前提是貨幣流通速度穩(wěn)定。

而伴隨著中國房地產市場的發(fā)展，由于房地產的“財富效應”，長期內貨幣流通速度是變化的。因為房地產價格波動會導致消費者對資產組合重新選擇，這必然會導致貨幣需求量的變化，即k值或V必然要波動。這就使得貨幣供給量M2作為貨幣政策中間目標有很大的不確定性，它必須隨貨幣流通速度的變化做出調整。即存在如下關系：Hp波動資產選擇變化Md變化k或V不穩(wěn)定Ms不確定貨幣政策效應的不確定性。

3.增加了貨幣政策傳導機制監(jiān)控的難度。

隨著房地產市場的發(fā)展，房地產“財富效應”的日益擴大，房地產成為傳導貨幣政策的一條重要渠道。傳導主體的增加，使得傳導鏈更加復雜，傳導效果的不確定性增大，在一定程度上加大了中央銀行實施宏觀調控的難度。首先，房地產市場加入傳導體系使得信用創(chuàng)造功能可以在更大范圍實現(xiàn)，中央銀行控制貨幣的難度加大。其次，互動性增強使房地產市場吸納貨幣的能力增強，傳導更具彈性，房地產金融市場上的資金價格變化更直接地影響到商業(yè)銀行存款的增長。

三、實證檢驗

根據(jù)前面的分析，房地產“財富效應”影響貨幣政策的機制是通過房地產價格變化進而影響消費等實體經濟過程來實現(xiàn)的，財富效應的大小對房地產財富效應對貨幣政策傳導作用的發(fā)揮有重要的影響。因此，有必要對房地產“財富效應”作一具體檢驗。本文借助現(xiàn)代消費函數(shù)(1)，來檢驗我國的房地產“財富效應”。考慮到前期的可支配收入已經分解為本季度的消費和投資(或儲蓄)，而投資(或儲蓄)部分已經形成居民的個人資產(實物資產或金融資產)，因此消費者在考慮當期消費支出時，主要考慮的因素應該是當期可支配收入和上期的居民資產，現(xiàn)代消費函數(shù)(1)再次簡化如下：

以全國房地產銷售價格指數(shù)來代表房地產財富變動狀況，以社會消費品零售總額代表消費支出水平，以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入代表收入水平。考慮到我國房地產價格在2000年到2005年的高速成長，本文采用2000年第一季度到2005年第三季度的數(shù)據(jù)來作為樣本。數(shù)據(jù)均來自此期間中國國家統(tǒng)計局的《中國經濟景氣月報》。

本文對易受季節(jié)因素影響的社會消費品零售總額和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入數(shù)據(jù)作季節(jié)處理。由于采用的是時間序列數(shù)據(jù)，為避免虛假回歸，我們首先進行各變量的平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗(見表1)。表1中的DF和ADF檢驗結果與DW臨界值表明，各變量都是一階差分平穩(wěn)序列I(1)。所以，可以采用Engle-Granger兩步法對Ct和其他變量進行協(xié)整回歸。

第一步：OLS回歸得到穩(wěn)定的回歸結果如下：

從協(xié)整回歸結果(5)可以看出，消費支出、房地產市場和可支配收入三個變量之間存在動態(tài)均衡機制。從系數(shù)上看，可支配收入是影響消費支出的主要因素，可支配收入每變動1％，消費支出將變動0442％。隨著我國住房貨幣化改革的全面推進，以及近幾年我國房地產市場的發(fā)展和價格的整體上升，我國房地產市場也初步顯示了其財富效應。不過，我國房地產的“財富效應”還比較微弱，從回歸結果看，全國房地產銷售價格指數(shù)每變動1％，消費支出才變動0036％。

造成我國房地產“財富效應”比較微弱的原因是多方面的。首先，從自住與投資的角度看，房地產價格的變化對自住者的消費影響是有限的，而對投資者的消費影響是非常明顯的。當前，由于我國房地產金融市場還十分滯后，居民投資于房地產市場還缺乏有效的渠道，致使我國居民資產投資于房地產市場的還十分有限，房地產資產在家庭總財富中所占的比重還很低，相對于居民金融資產來說還很小，廣大居民所持有的住房是以自住為主，這樣，價格的上升，雖然家庭總財富是增加了，但是可用于當前消費的收入并沒有增加，消費當然也就沒能隨之增加。其次，由于我國正處于住房消費迅速發(fā)展的時代，即廣大居民從原來無房到逐漸有房的時代，而這一輪的房價上漲速度過快，價格過高，已經超出了大部份人的購買力，結果，對于那些想買房的人來說，為了能買到房子，他們就得減少當期消費來應付更高的首付和按揭貸款；對于租房者來說，這一輪的房價上漲使房租也同步上漲，抑制了其他消費的增長，也不利于整個社會消費的增長。

四、“財富效應”微弱對我國貨幣政策的啟示

從房地產財富效應傳導貨幣政策的機制看，貨幣政策的房地產傳導渠道要發(fā)揮作用必須具備以下兩個前提條件：一是中央銀行操作貨幣政策工具能有效地影響房地產價格并控制房地產價格走勢，二是房地產價格浮動要能有效地影響消費和投資。從實證檢驗結果看，我國房地產“財富效應”十分微弱，也就是說，即使房地產價格大幅度地變化，其對消費的影響也十分有限，進而對產出的影響也十分有限，想通過貨幣政策影響房地產價格進而作用于消費和產出必然會事倍功半。因此，單從房地產財富效應微弱的角度看，我國當前以及今后相當長的一段時期內貨幣政策都不應該考慮房地產價格因素。

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