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　　高一1000字左右的經(jīng)濟論文篇1

　　淺析我國貨幣政策調(diào)控物價外部時滯

　　一、文獻綜述

　　國外學者較早開始了貨幣政策時滯的研究。M.Friedman(1961)認為，雖然通貨膨脹是一個貨幣現(xiàn)象，但是貨幣增長率的變化不能立即引起物價的變化。實證研究方面，Nicoletta Batini，Edward Nelson(2002)認為，比起對產(chǎn)出的影響，貨幣的變化對價格的影響所花的時間要長得多;而且對貨幣增長與CPI表示的通貨膨脹值之間的關(guān)系估計顯示出，兩者具有高度相關(guān)性，M1的時滯為20個月，M2的時滯為23個月。在實證方法上，Shi-Ichi Nishiyama(2009)運用計量模型分析了貨幣政策時滯、零下限與通脹目標之間的關(guān)系，認為當面對相對較長的貨幣時滯時，央行應(yīng)該設(shè)定較高的通脹目標。Juha Kilponen，Kai LEitemo(2010)則定量研究了傳導(dǎo)時滯與最優(yōu)貨幣政策的關(guān)系，認為由于執(zhí)行時滯，嚴格的通脹目標對經(jīng)濟會特別有害。

　　國內(nèi)學者一般認為，我國貨幣政策傳導(dǎo)機制分為貨幣和信貸兩種傳導(dǎo)渠道，時滯與傳導(dǎo)渠道有關(guān)。在理論研究方面，熊紅芳(2009)分析了貨幣時滯產(chǎn)生的機制，認為貨幣時滯影響貨幣政策的有效性，應(yīng)從完善市場機制、暢通傳導(dǎo)機制、積極探索適合我國的貨幣政策理論等方面解決。黃華良(2006)和方福前(2009)則從微觀經(jīng)濟主體行為、經(jīng)濟制度安排等角度說明時滯產(chǎn)生的原因，并提出一些縮短時滯的建議。在實證研究方面，王大樹(1995)對時間序列數(shù)據(jù)分區(qū)間進行回歸，認為當某種貨幣政策實施后，它的效應(yīng)要等到幾個月乃至十幾個月以后才能顯現(xiàn)出來。白戰(zhàn)偉、李樹培(2010)采用時差相關(guān)系數(shù)法估計，認為貨幣政策時滯為0。孔劉柳、謝喬昕(2011)利用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法測算時滯，認為狹義貨幣供應(yīng)量M1對CPI時滯為2個月，短期貸款規(guī)模對CPI時滯為4個月，中長期貸款規(guī)模對CPI時滯為5個月。柴建、郭菊娥、汪壽陽(2010)建立VARX模型測算M2的增加對宏觀經(jīng)濟的影響效應(yīng)，結(jié)果表明，M2的增加對經(jīng)濟增長的拉動作用在滯后第2季度達到最大，但對通貨膨脹的沖擊效應(yīng)相對較小時滯更長，在第5—6個季度才能達到最大。

　　二、貨幣政策物價時滯的理論分析

　　1、貨幣傳導(dǎo)渠道時滯成因

　　(1)金融市場不發(fā)達。我國金融市場發(fā)展較晚，而且發(fā)展很不平衡。其中屬證券市場和債券市場發(fā)展較為成熟，但仍存在品種少、規(guī)模小、有效性不足等問題。而銀行間同業(yè)拆借市場正在發(fā)展之中，還不完善。作為我國基準利率指標的SHIBOR還處在發(fā)展完善階段。因此，央行控制貨幣供應(yīng)量，不能迅速調(diào)控利率水平，金融資產(chǎn)的價格也不能如預(yù)期迅速調(diào)整，導(dǎo)致時滯產(chǎn)生。

　　(2)投資、消費的低利率彈性。在投資方面，國有企業(yè)的投資占有相當比重。由于我國的國有企業(yè)仍或多或少存在政企不分、計劃配置和預(yù)算軟約束等制度缺陷，再加上地方政府為追求政績而對其投資行為不適當干預(yù)，造成國有企業(yè)的投資不完全受投資成本的制約，國有企業(yè)的利率彈性較低。彈性變化需要時間，因而對貨幣傳導(dǎo)渠道造成了一定時滯。

　　在消費方面，住房被視為許多家庭的必需品，而日益高漲的房價迫使許多家庭依靠銀行貸款購買住房，剛性住房需求造成了低利率彈性。由于對未來不確定預(yù)期的影響，造成家庭儲蓄傾向增加，消費傾向減少。此外，我國收入差距拉大，也提高了整個社會的儲蓄傾向，降低了消費傾向。多方面因素共同作用，造成消費的低利率彈性。彈性變化需要時間，因而也對貨幣傳導(dǎo)渠道造成了一定時滯。

　　(3)企業(yè)和家庭對利率的反應(yīng)需要過程。雖然企業(yè)的投資、家庭耐用品的消費是利率的減函數(shù)，但是當利率變化時，這些需求并不會迅速減少，因為企業(yè)和家庭對利率的反應(yīng)需要一個過程。企業(yè)的投資決策是一個復(fù)雜的過程，有的投資決策已經(jīng)進行了充足準備，有的甚至已經(jīng)動工，使其迅速停下來需要一段時間，有的家庭為購買住房已經(jīng)支付了首付，迅速減少這些需求絕非易事。

　　(4)J曲線效應(yīng)。在浮動匯率制度和資本自由流動的條件下，利率上升會導(dǎo)致本幣升值，出口減少，進口增加，凈出口減少。然而“J曲線效應(yīng)”則表明，貨幣貶值導(dǎo)致貿(mào)易差額的最終改善需要經(jīng)歷一個先惡化后改善的過程，不能迅速導(dǎo)致凈出口減少。朱練彬(2006)認為原因主要有：貿(mào)易進出口合同事先已經(jīng)簽訂;即使匯率已經(jīng)使進出口商品價格發(fā)生變化，但人們認識和決策、信息傳遞、生產(chǎn)改變需要時間;如果出口商預(yù)測匯率會進一步升值，就會想方設(shè)法推銷自己的商品，造成短期內(nèi)出口擴大。這一系列原因?qū)е聲r滯。

　　2、信貸傳導(dǎo)渠道時滯成因

　　(1)銀行的風險態(tài)度影響信貸可得性。在經(jīng)濟繁榮時期，企業(yè)還貸違約的風險較小，因而銀行是非常愿意貸款給企業(yè)的。當央行緊縮信貸時，經(jīng)濟可能仍處于繁榮時期，銀行仍狂熱追求高利潤而大量發(fā)放貸款。商業(yè)銀行甚至不惜降低自身超額準備金率來增加可貸資金，而忽視存在的風險。銀行風險態(tài)度的轉(zhuǎn)變需要一個過程，因此，央行緊縮信貸的措施并不能迅速降低信貸量，從而產(chǎn)生時滯。

　　(2)信貸約束對消費者消費的影響。在經(jīng)濟繁榮時期，銀行為了吸引消費者貸款，往往給予消費信貸許多優(yōu)惠條件，例如對住房抵押貸款和汽車貸款提供低利率和較長的償還期。這些優(yōu)惠條件降低了消費信貸約束，從而造成消費信貸需求較大。央行緊縮信貸的措施并不能迅速降低消費信貸量，從而產(chǎn)生時滯。

　　(3)企業(yè)和家庭的決策還受其他因素影響，短期內(nèi)難以改變。除了企業(yè)的投資決策是一個復(fù)雜的過程，改變決策需要時間的因素外，企業(yè)的風險態(tài)度、對項目未來盈利前景的看法都會對投資產(chǎn)生影響。在家庭消費方面，消費的調(diào)整不僅與貸款的供給有關(guān)，而且還受到消費結(jié)構(gòu)、消費習慣、消費階段、收入水平、風險態(tài)度等因素的影響。因此當銀行貸款減少時，企業(yè)和家庭不會立刻調(diào)整其投資或消費決策，從而產(chǎn)生時滯。

　　三、貨幣政策物價時滯的實證分析

　　基于向量自回歸模型(VAR)的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法反映了系統(tǒng)的完全信息，而且能夠估計出政策作用效果的時滯及作用效果的相對大小，是目前測算貨幣政策時滯的主流方法，本文采用這種方法分析貨幣政策調(diào)控物價的外部時滯。

　　1、變量選取及數(shù)據(jù)處理

　　(1)模型變量的選取。本文要測算央行運用貨幣政策抑制通脹的外部時滯，因此貨幣政策的最終目標應(yīng)該能反映通脹水平。本文選取CPI作為反映通脹的指標，因為CPI能反映普通消費者生活消費品的價格變化，與居民對通脹的感受相聯(lián)系，且也是央行重點監(jiān)測的指標之一。

　　央行從1996年起正式確定M1為貨幣政策中介目標，M0和M2為觀測目標。但隨著金融的發(fā)展以及貨幣層次的深化，M2對于貨幣政策越來越重要，且不少國家已經(jīng)將M2作為貨幣政策中介目標，因此本文將M1和M2作為研究貨幣渠道時滯的中介變量。

　　銀行貸款中的短期貸款和中長期貸款規(guī)模變動對經(jīng)濟主體行為的影響不同，因此本文將這兩種貸款分開，分別作為研究信貸渠道時滯的中介變量。

　　(2)樣本選取及數(shù)據(jù)來源。本文所用的消費者物價指數(shù)(CPI)、狹義貨幣供應(yīng)量(M1)、廣義貨幣供應(yīng)量(M2)、短期貸款(SLOAN)、中長期貸款(LLOAN)均取2000年1月至2012年3月的月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)全部來自新浪財經(jīng)的宏觀數(shù)據(jù)庫，本文實證分析軟件為Eviews6.0。

　　(3)數(shù)據(jù)處理。由于CPI的原始數(shù)據(jù)為同比數(shù)據(jù)，為了保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性，本文將其換算成以2000年1月為基期的定基比數(shù)據(jù)。由于M1、M2、SLOAN、LLOAN的原始數(shù)據(jù)均為名義值，而模型中的這些變量為實際變量，為了得到實際值以及消除異方差，我們利用CPI指數(shù)調(diào)整并對變量取自然對數(shù)。一般的經(jīng)濟數(shù)據(jù)都不平穩(wěn)。為了避免偽回歸，本文將上述五個變量均進行一階差分，轉(zhuǎn)化成其對應(yīng)的環(huán)比指標，依次記為：dm1、dm2、dcpi、dsl、dll。

　　對CPI的數(shù)據(jù)進行H-P濾波后發(fā)現(xiàn)，雖然樣本區(qū)間內(nèi)的數(shù)據(jù)總體趨勢是上升的，但是查看cycle曲線后發(fā)現(xiàn)，自2007年以來CPI波動幅度明顯加大。弗里德曼說過，不同階段的時滯可能不同。因此本文將樣本區(qū)間劃分為2000年1月至2006年12月、2007年1月至2012年3月兩個階段分別分析。

　　2、VAR模型建立

　　(1)時間序列的平穩(wěn)性檢驗。VAR模型要求時間序列是平穩(wěn)的，否則會出現(xiàn)謬誤。因而在建立VAR模型之前有必要對所用的時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用增廣的DF檢驗(ADF)分別對dm1、dm2、dcpi、dsl、dll進行檢驗。在1%的顯著性水平下均能拒絕原假設(shè)，表明這5個時間序列都是平穩(wěn)的，因此可以用來建立VAR模型。

　　(2)VAR模型變量的排序。任培政、朱夢、韓驥(2009)認為，VAR模型中變量的排序可能會影響到各個變量的度量效果，因此對變量進行排序必不可少。朱練彬(2006)在進行貨幣政策的價格效應(yīng)時滯的研究中，其排序為CPI、LOAN、M1?？紤]到M2比M1流動性差，LLOAN比SLOAN流動性差，本文中兩個時期的VAR模型，其變量的排序均為dcpi、dsl、dll、dm1、dm2。

　　(3)VAR模型的穩(wěn)定性檢驗。建立的VAR模型必須是穩(wěn)定的，否則不能進行脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的分析。根據(jù)AR特征多項式的根，我們發(fā)現(xiàn)被估計的兩個VAR模型所有根都位于單位圓內(nèi)，說明所有根的倒數(shù)的模小于1，兩個VAR模型都是穩(wěn)定的，可以進行脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的分析。

　　3、實證結(jié)果分析

　　(1)2000—2006年階段。由圖1可以清晰看出CPI分別對各變量的脈沖響應(yīng)情況，從左上到右下分別是CPI對SLOAN、LLOAN、M1、M2的脈沖響應(yīng)。由于建立的VAR模型是穩(wěn)定的，因此CPI對各變量的脈沖響應(yīng)在長期趨近于0，說明貨幣政策在長期不影響物價水平。我們還可以看出，CPI對各變量沖擊的響應(yīng)有正有負。

　　在短期貸款規(guī)模SLOAN發(fā)生變動3個月以后，CPI的響應(yīng)幅度達到最大(dcpi下降0.068個百分點)，可以認為CPI對SLOAN的響應(yīng)時滯為3個月。在長期貸款規(guī)模LLOAN發(fā)生變動4個月以后，CPI的響應(yīng)幅度達到最大(dcpi下降0.14個百分點)，可以認為CPI對LLOAN的響應(yīng)時滯為4個月。在狹義貨幣供應(yīng)量M1發(fā)生變動2個月以后，CPI的響應(yīng)幅度達到最大(dcpi上升0.29個百分點)，可以認為CPI對M1的響應(yīng)時滯為2個月。在廣義貨幣供應(yīng)量M2發(fā)生變動2個月以后，CPI的響應(yīng)幅度達到最大(dcpi下降0.065個百分點)，可以認為CPI對M2的響應(yīng)時滯為2個月。

　　由圖1還可以比較出CPI對各變量的反應(yīng)程度?？偟膩砜矗泿徘辣刃刨J渠道更能引起物價水平大幅變動，但信貸渠道比貨幣渠道更能引起物價水平持續(xù)波動。狹義貨幣供應(yīng)量M1對CPI的影響最有效。

　　由圖2可以看出各變量對dcpi預(yù)測均方誤差的貢獻大小，從左上到右下分別是SLOAN、LLOAN、M1、M2對CPI預(yù)測均方誤差的貢獻比例。由于建立的VAR模型是穩(wěn)定的，因此各變量對CPI預(yù)測均方誤差的貢獻在長期趨近不變。

　　CPI預(yù)測均方誤差中，短期貸款規(guī)模SLOAN的貢獻隨著預(yù)測期的增加而緩慢增大，在5個月后達到1.63%，之后趨于穩(wěn)定;長期貸款規(guī)模LLOAN的貢獻在4個月后達到5.8%，之后逐漸趨于穩(wěn)定;狹義貨幣供應(yīng)量M1的貢獻在2個月后達到15.6%，之后趨于穩(wěn)定;廣義貨幣供應(yīng)量M2的貢獻則在3個月后達到0.8%，之后逐漸趨于穩(wěn)定。

　　比較各變量對CPI預(yù)測均方誤差的相對貢獻，可以發(fā)現(xiàn)其貢獻都較小，貢獻最大的是M1，但也只有15.6%左右。方差分解進一步說明了狹義貨幣供應(yīng)量M1對CPI的影響最有效。

　　(2)2007—2012年階段。由圖3可以清晰看出CPI分別對各變量的脈沖響應(yīng)情況，從左上到右下分別是CPI對SLOAN、LLOAN、M1、M2的脈沖響應(yīng)。與上一個時期的實證分析類似，由于建立的VAR模型是穩(wěn)定的，因此CPI對各變量的脈沖響應(yīng)在長期趨近于0，說明貨幣政策在長期不影響物價水平。此外CPI對各變量沖擊的響應(yīng)也是有正有負。

　　在短期貸款規(guī)模SLOAN發(fā)生變動3個月以后，CPI的響應(yīng)幅度達到最大(dcpi下降0.07個百分點)，可以認為CPI對SLOAN的響應(yīng)時滯為3個月。在長期貸款規(guī)模LLOAN發(fā)生變動3個月以后，CPI的響應(yīng)幅度達到最大(dcpi下降0.12個百分點)，可以認為CPI對LLOAN的響應(yīng)時滯為3個月。在狹義貨幣供應(yīng)量M1發(fā)生變動3個月以后，CPI的響應(yīng)幅度達到最大(dcpi上升0.3個百分點)，可以認為CPI對M1的響應(yīng)時滯為3個月。在廣義貨幣供應(yīng)量M2發(fā)生變動5個月以后，CPI的響應(yīng)幅度達到最大(dcpi下降0.1個百分點)，可以認為CPI對M2的響應(yīng)時滯為5個月。

　　由圖3也可以比較出CPI對各變量的反應(yīng)程度。但與上一個時期的實證分析不同，總的來看，貨幣渠道不僅比信貸渠道更能引起物價水平大幅變動，而且更能引起物價水平持續(xù)波動。不過狹義貨幣供應(yīng)量M1對CPI的影響仍然最有效。

　　由圖4可以看出各變量對dcpi預(yù)測均方誤差的貢獻大小，從左上到右下分別是SLOAN、LLOAN、M1、M2對CPI預(yù)測均方誤差的貢獻比例。與上一個時期的實證分析類似，由于建立的VAR模型是穩(wěn)定的，因此各變量對CPI預(yù)測均方誤差的貢獻在長期趨近不變。

　　CPI預(yù)測均方誤差中，短期貸款規(guī)模SLOAN的貢獻隨著預(yù)測期的增加而緩慢增大，在7個月后達到3.6%，之后逐漸趨于穩(wěn)定;長期貸款規(guī)模LLOAN的貢獻在4個月后達到6.2%，之后逐漸趨于穩(wěn)定;狹義貨幣供應(yīng)量M1的貢獻在3個月后達到26.4%，之后趨于穩(wěn)定;廣義貨幣供應(yīng)量M2的貢獻則在6個月后達到4.5%，之后趨于穩(wěn)定。

　　比較各變量對CPI預(yù)測均方誤差的相對貢獻，可以發(fā)現(xiàn)其貢獻也都較小，但與上一個時期的實證分析相比，總體貢獻有所上升。貢獻最大的仍是M1，達到26.4%左右，說明狹義貨幣供應(yīng)量M1對CPI的影響仍最有效。

　　綜合脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的結(jié)果，我們認為在2007—2012年期間，CPI對SLOAN的時滯為4個月左右，CPI對LLOAN的時滯為3個月左右，CPI對M1的時滯為3個月，CPI對M2的時滯為5個月左右。

　　四、縮短貨幣政策時滯的建議

　　在2000—2012年通貨膨脹的大背景下，與之前學者的實證研究相比，我國貨幣政策調(diào)控物價的外部時滯不算太長，最長的時滯也只有5個月左右。這說明只要央行在出臺相關(guān)措施時預(yù)備一定的提前量，貨幣政策還是可以有效地調(diào)控物價，以抑制通貨膨脹的。本文認為，至少可以從以下兩方面做出努力以縮短時滯。

　　1、進一步完善金融市場

　　我國金融市場從無到有，經(jīng)過幾十年的發(fā)展，已經(jīng)取得了很大成就。但是我國金融市場還很不完善，發(fā)展很不平衡。這不僅體現(xiàn)在金融市場的各個子市場中，如股票市場和債券市場比較成熟，而銀行同業(yè)拆借市場和貨幣市場還在成長階段;還體現(xiàn)在地域之間較發(fā)達的金融市場全部建立在發(fā)達地區(qū)和城市里，而較落后地區(qū)和廣大農(nóng)村卻沒有完善的金融市場。這導(dǎo)致我國金融市場的二元結(jié)構(gòu)顯著，一方面無法形成全國統(tǒng)一的利率水平，另一方面也導(dǎo)致直接融資和間接融資更加對立。這些都延長了央行通過貨幣供應(yīng)量影響利率水平，進而調(diào)控物價的時滯。我國應(yīng)進一步完善金融市場，豐富交易品種，擴大交易規(guī)模，提高市場有效性，使地區(qū)間金融市場協(xié)調(diào)發(fā)展，進一步疏通央行貨幣政策的貨幣傳導(dǎo)渠道，縮短政策時滯。

　　2、管理公眾預(yù)期

　　現(xiàn)代經(jīng)濟理論表明，預(yù)期對經(jīng)濟主體的行為有很大影響。穩(wěn)定的預(yù)期有助于投資和消費正常進行，也有助于貨幣政策朝著預(yù)期的目標發(fā)展。因此管理公眾預(yù)期，增強其對經(jīng)濟穩(wěn)定的信心，有助于消除經(jīng)濟行為的盲目和混亂，縮短廠商和家庭對貨幣政策的反應(yīng)時滯。管理公眾預(yù)期，需要多方面的努力：要消除信息的不對稱性，使信息能夠準確、及時、透明地傳遞給公眾;政府和央行要增強自身的信譽，不能欺騙公眾，以增強公眾對其的信任;國家出臺宏觀經(jīng)濟調(diào)控措施要慎重，不要對經(jīng)濟運行產(chǎn)生不必要的干擾，增加經(jīng)濟的波動，從而對公眾預(yù)期產(chǎn)生不利影響。

　　五、結(jié)論

　　我國貨幣政策調(diào)控物價主要通過貨幣渠道和信貸渠道進行，這兩種渠道都存在一定時滯，從而使貨幣政策調(diào)控物價不能立竿見影。由于政策時滯受宏觀經(jīng)濟環(huán)境和其他因素變化的影響，不同時期的時滯長度并不一樣。本文利用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法分別對2000—2006年、2007—2012年兩個時期中CPI對M1、M2、短期貸款、中長期貸款的反應(yīng)時滯進行了實證分析，總體來說時滯并不算太長，集中在2～5個月之間。由于時滯存在，央行在通過貨幣政策調(diào)控物價時必須要預(yù)備一定的提前量，同時協(xié)調(diào)好各次調(diào)控的關(guān)系，避免由于時滯而產(chǎn)生互相疊加的效果。通過進一步完善金融市場和管理公眾預(yù)期，以縮短政策時滯，提高貨幣政策的有效性。

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