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货币政策的实质范文1
根据当今的经济政策和货币制度,分析历年货币供应量M1,M2与居民消费指数CPI之间关系的八个阶段,预测出今后CPI的走势,以及今后国家经济政策和货币制度的调整方向。
一、M1,M2增速与CPI的走势分析
如图1所示,针对1993年～1994年出现的严重通货膨胀,政策面开始了从1993年至1997年长达四年的“软着陆”宏观调控,从治理金融秩序入手,深化金融体制改革、规范金融行为、完善金融法律制度、强化中央银行宏观调控能力、加强政策协调措施、综合运用货币政策工具,进行宏观经济调控等多项措施,其中最重要的一条就是:从1994年开始,中国人民银行逐步缩小了信贷规模的控制范围。从1994年第三季度开始,正式向社会公布季度货币供应量指标,1995年初宣布将货币供应量列为货币政策的控制目标之一,1996年开始公布货币供应量的年度调控目标。也就是说政府开始对M1和M2值进行严格的控制。从此,M1和M2登上了我国经济的历史舞台。
下面对图1进行八个阶段的M1,M2增速及CPI走势分析:
(一)阶段1:1996年～1998年。从图1中可以看出在这两年间M2线要远高于M1线,此时CPI下降。
问题:此阶段我国CPI偏高,当时中国经济出现“泡沫”势头,引发了一系列问题:一是投资与消费需求同时膨胀。二是通货膨胀高达两位数。三是货币供应量膨胀。四是金融秩序混乱。从图1中可以很清楚的看出那时我国的CPI飞涨,物价已经超出控制。
措施:我国开始对M1,M2进行控制,实行宏观调控。
结果:在宏观调控的影响下,治理通货膨胀为首要任务的金融宏观调控收到了明显的成效。至1997底,国民经济初步实现CPI的“软着陆”。
(二)阶段2:1998～2000年。从图1中可以看出,在这两年间M1线持续下滑,M2线依然比M1线要高,CPI也持续下滑。直到1999年底M1追上M2,CPI有反弹趋向。
问题:针对97年下半年出现的亚洲金融危机,那时周边国家贸易萎缩,货币贬值,资本抽逃。我国坚持人民币不贬值的政策,对我国外贸出口,资本流入等造成不利影响。同时,国内经济处于经济周期的低谷,多年的低水平重复建设造成产品结构不合理,产品相对过剩,出现了买方市场,国有企业改革缓慢,效益下滑,投资没有好项目,消费没有新热点,内需严重不足。金融运行和货币政策操作遇到了前所未有的复杂局面。从图2中可以看出M1,M2增长速度都出现下滑,而M1更为严重,这就代表这消费市场热度不够,CPI降得很低。
措施:我国为应对金融危机而采取了多项措施:第一,调整货币政策中介目标。1998年1月1日,人民银行取消了实施近半个世纪之久的对国有商业银行的贷款限制额的控制。由此,信用总量不再成为中介目标,金融宏观调控对象完全转为控制货币供应量。第二,人民银行独立性加强,为克服体制运行过程中的障碍,保障中央银行能按照既定货币政策目标自主地操作,从而保证货币政策的稳定性,连续性和有效性,取消了人民银行一级、二级分行办理中央银行贷款的权力,取消了中央财政从中央银行的透支和借款,切断了向财政供应基础的货币渠道,从而理顺了货币政策与财政政策的关系;取消了中央银行向非金融部门的开发性贷款,割断了固定资产政策性贷款与基础货币的联系,从而理顺了货币政策与投资的关系,为彻底打破地区封锁,消除行政干预,1998年11月,中国人民银行撤销了省级分行,跨省区设置9家区域性分行。这是人民银行管理体制的一次重大改革,为人民银行依法独立行使货币政策职能提供了体制保证。
结果:从货币中介目标看,实际指标与货币政策调控目标有一定差距,运用货币政策工具调控中介目标有许多局限。央行对利率的调控,其对象只是名义利率,实际利率的变化还取决与物价的变动,而且名义利率水平的下降空间是可逐渐缩小的。从宏观来看,多项货币政策的实施,没能阻止各项经济指标偏离政策预期目标不断走低的趋势。伴随着金融指标的下降,实质经济已持续一段时间出现增长乏力,规模紧缩的态势。从图1中可以看出,没能快速抑制住CPI的下滑,但是随后M2的加速上涨还是拉动了内需,在2000年CPI曲线实现了由负值转正。
(三)阶段3:2000年～2001年上半年。从图1中可以看出,这段时间M1线高于M2,CPI也有上涨。
(四)阶段4:2001年~2002年上半年。从图1中可以看出,该阶段M2线高于M1,CPI有略微下降。
分析:2001年底我国加入WTO,外来竞争品对国内商品的冲击导致了CPI的下降。
(五)阶段5:2002年下半年～2005年。从图1中可以看出,此阶段M1和M2线相对稳定,CPI也相对稳定。
(六)阶段6:2005年～2007年。从图1中可以看出,此阶段M2线高于M1线,CPI略微下降。
(七)阶段7:2007年～2008年上半年。M1线高于M2线,CPI有所上升。
(八)阶段8:2008年～2010年。M2线高于M1线,CPI下降。
结论:从以上的八阶段的分析可以得出一个结论:当M2线高于M1时,CPI下跌,当M1线高于M2时,CPI上涨,若M1与M2线相当,则物价保持稳定小幅震荡。
下面分析下原因:
(1)若M1增速相对于M2过快,就是说活期存款相对较多而定期存款相对较少,也就是说人们手头的资金很充裕,消费能力很强,供不应求,就会导致物价上涨,产生CPI的上涨。
(2)若M2增速相对于M1过快,就是说活期存款相对较少而定期存款相对较多,也就是说人们手头的资金不是很充足,资金都存入银行了,需求少于供应,就会导致物价下跌,致使CPI下跌。
二、个人观点与政策倾向
我国最近的经济政策:自从2009年9月M1增速的最近一次超越M2,M1和M2增速都在下滑,而M2下滑速度更快这就导致了CPI现在又略微上升的趋势:
2009年我国采取了积极的财政政策,而且得到了较好的执行,2009年第二季度政策效果开始显现,积极财政政策对抵制经济下滑发挥了重要支撑作用,推动了经济的发展。从宏观经济态势和需求来看,要坚持积极财政政策,以稳定和巩固来之不易的大好局面。
2010年积极的财政政策既要坚持又要在2009年的基础上提升和深化,要结合国家发展任务进行必要的调整。主要应着眼于以下五个方面:第一,着眼于选择近期发展和远期发展相结合的公共投资项目,以支持我国长期发展。第二,着眼于支持国家气候变化应对政策的实施,这既是国内发展需要,也是国际公约的要求。第三,着眼于保民生,特别是承担国家在社会保障上的需要。第四,着眼于提高低收入群体收入,以有利于扩大内需,提高消费需求。第五,着眼于支持科技创新和经济增长方式的转变。这主要通过支持基础研究和基础教育实现,等等。专家指出,积极财政政策要围绕政府职能的需要,并重视促进市场发挥配置资源的基础性作用,这是积极财政政策的关键点,为此,必须要支持国家的改革部署,并贯彻财政体制的改革。
货币政策的实质范文2
财政政策与货币政策的协调是市场经济发展的客观要求
随着社会主义市场经济的建立和发展，我国的经济状况发生了根本性的变化， 这些变化突出表现在：（一）社会财力结构和社会积累职能日趋复杂化。具体 表现为国家财政收入占国民收入比重的下降，以企业资金为主体的预算外资金 的急剧增长；（二）在社会财力的运用上，出现了控资来源的多渠化，投资决 策的多极化和投资主体的多元化；（三）社会财力的日趋流动化和社会资金融 通关系的广泛化、市场化。这些新变化，客观上提出了进一步加强财政政策与 货币政策的协调要求。
另一方面，市场经济的特征，要求财政和银行更多地使用经济手段调节经济的 运行。但财政杠杆较之金融杠杆作用的发挥，并不是孤立的，而是互为条件， 相互补充的。财政杠杆较之金融杠杆具有更强的控制性和时滞性，而金融杠杆 则具有更大的灵活性和时效性，财政杠杆对调整产业结构更为有利，而金融杠 杆对调节企业行为更为有效；财政杠杆偏重于解决分配的公平问题，而金融杠 杆侧重于解决分配的效率问题。两种经济杠杆不能单打一，要综合运用，扬长 避短，以发挥交叉效应。
财政政策与货币政策的协调是由两者之间的内在联系所决定的
一方面财政政策与货币政策的终极目标具有一致性。两者都要求达到货币币值 的稳定，经济稳定增长，劳动者充分就业和国际收支平衡，以推动社会主义市 场经济的发展；另一方面，财政政策与货币政策的实现手段具有交叉性，财政 政策能否顺利实施并取得效果与货币政策的协调配合有着千丝万缕的联系，这 也是两大政策协调配合的客观基础。
在社会主义市场经济条件下加强财政政策与货币政策的协调，需从以下几方面 入手：
1、坚持“量入为出”的财政政策和均衡性的货币政策，做到财政分配总规模 的大体平衡。
2、综合运用各种经济杠杆，加强宏观经济调控，包括：税收杠杆、补贴杠杆 、预算杠杆、公开市场业务和利率杠杆等。
3、加速包括金融市场、产权交易市场、生产资料市场等在内的市场建设，使 财政政策与货币政策的协调建立在市场行为之上。
现阶段我国财政政策与货币政策配套模式
现阶段我国财政政策与货币政策配套模式的最佳选择应是适度从紧的财政与货 币政策，即紧中略有松的财政政策和松中略紧的货币政策的组合。
（一）实行紧缩财政政策的依据是财政面临困难。当前财政所面临的困难主要 体现：（1）财政收支不平衡。1979—1995年，财政几乎年年出现赤 字2540亿元。据估计，这种收不抵支的财政状况今后仍将持续一段时间。 （2）财力分散。由于在国家与企业和个人的分配关系上处理不当，财政收入 占gdp的比重逐年下降，1994年约11．8％，是历史上的最低点。特 别应当指出的是，虽然实行了分税制，但中央和地方分配关系仍未理顺，中央 财政收入占整个财政收入的比重依然很低，1994年，这一比例仅为33％ ，而同期市场工业化国家这一比重多在70％—90％之间，相对而言，我国 属于“弱中央”的国家行列。（3）财政补贴过大。1993年财政的价格补 贴、亏损补贴分别为300亿元和400亿元，如此巨额的财政补贴已成为财 政的沉重负担。（4）债务规模大，依存度高。1995年，中央发行债务达 1350亿元，债务依存度为53％，1996年，中央已发行1950亿国 债，沉重的债务负担有可能导致中央财政陷入借新债还旧债的危机之中。（5 ）企业经济效益下降。现在全国有三分之一以上国有企业亏损，这说明，财政 收入的来源基础受到动摇。上述五个方面均表明财政陷入困境，如果不实行较 紧的财政政策，巨额赤字和巨额债务将使人民丧失对将来经济增长的信心，从 而导致财政危机和信用危机，进而对经济造成破坏性影响。
总需求不平衡的一个重要原因在于供给方面，而供给方面则是由产业结构的不 合理造成的。紧中有松的财政政策可以对这种不合理的产业结构进行灵活调节 ，促进产业结构优化。财政政策对产业结构的调查与国有大中型企业的搞活是 通过税收和财政支出两大工具实现的。对于国家要优先发展的部门、行业或地 区，一方面，国家可以采取低税率、税收减免等措施来提高这些部门、行业或 地区的盈利水平或经济效益，引导人力、物力和财力流向这些部门、行业或地 区，从而增加相应产品的供给；反之，对于国家想要限制的部门、行业或不优 先发展的地区，可以采取高税率等措施来降低这些部门、行业或不优先发展的 地区，可以采取高税率等措施来降低这些部门、行业或地区的盈利水平或经济 效益，从而减少相应产品的供给，最终实现总供需平衡。另一方面，财政支出 本身就是社会总需求的一个重要构成部分，财政资金在各部门、行政或地区的 倾斜投资或优化支出结构本身就体现国家的产业政策。可见，财政支出在确保 国家重点建设项目的需要，促进产业结构优化与搞活国有大中型企业上都具有 很强的调节作用。
（二）实行松中略紧的货币政策的主要依据包括如下几点：
一是促进经济高速发展和搞活国有大中型企业的需要。我国经济仍存在着资金 不足的矛盾，解决这个矛盾，即要靠社会内部积累，也要积极吸收利用外资。 据调查，当前企业资金短缺，产品积压情况严重，社会有效需求不足。在这种 情况下，必须适当放松货币政策，通过降低存款准备率、利率、增加再贷款等 措施来增加整个社会的货币供给量，从而刺激投资和消费需求。尽管财政政策 也是刺激投资和消费需求的有效手段，但由于财政政策调节的力度太大且直接 ，在财政困难的情况下也力不从心。货币政策的应用则可以发挥较好作用，避 免经济出现急剧波动的运行情况。
货币政策的实质范文3
从1945年到20世纪末，日元汇率变化历程可概括为4个阶段：(1)汇率水平极其稳定时期(1949～1971)；(2)日元逐渐自主升值时期(1971～1985)；(3)日元被迫大幅度升值时期(1985-1997)；(4)阻止日元汇率升值时期(1997年至今)。其中，20世纪70年代初到90年代中期为日元主要升值期间。日元升值原因可归结为经济的高速增长导致其经济实力大增以及美国施加的强大外部压力。为了防止日元升值对经济产生的紧缩效应，日本政府实施扩张的货币政策，保持较高的M2增长率和较低的利率水平，以缓解日元升值过快势头。
日元升值的余波已息，但其留下来的经验教训极其深刻。近几年来，随着中国经济的发展，外界开始不断对中国施加压力，胁迫人民币升值，并企图再次启用“国际协调机制”，重蹈当年日元覆辙。1985年“广场协议”后，日本采取不恰当的货币政策，导致了长达10多年的经济萧条，这成为经济史上极其重要的教训。一旦人民币升值趋势显现化，中国又将如何采取政策来应对。本文拟对日元升值对日本货币供应量增长率的影响进行深入探讨，以求对人民币升值有所启示。
二、日元升值对货币供应量增长率的影响
20世纪60年代末至70年代初，当国际交易开始逐渐自由化时，日本经济面临外部均衡与内部平衡的困境。为了寻求外部平衡，日本允许日元升值。根据国际经济学理论，日元升值将抑制出口，增加进口，外部达到平衡。但日元升值并没有能够改善日本外部不平衡，除第一次石油危机外，其经常项目年年顺差，官方外汇储备逐年增加。同时，为了防止货币升值引起的紧缩效应，日本还持续以传统的“通货膨胀调整”，即通过宽松的财政货币政策为经济的发展提供较强的外部动力。日本货币当局采取这种低利率政策既有利于激励私人部门(主要是日本银行)持有更多的美元资产，减少外汇市场上日元升值压力；根据传统的宏观经济增长工具箱，又有利于扩张需求，有利于减少由于日元升值给经济增长带来的负面影响。
因此，许多学者认为日元升值导致日本长期实行扩张性货币政策。
(一)货币供应量增长率与日元汇率之间关系
检验中所采用的全部数据来自《国际金融统计》以及《世界经济年鉴》。其中，日元美元汇率水平使用名义汇率，并以直接标价法表示，记作forex；名义货币供应量(M2+CD)记作ms。模型使用数据的对数形式以消除数据之间的非线性关系。为了防止数据序列的非平稳性导致伪回归，首先对时间序列进行单位根检验。ADF单位根检验结果表明，两个序列存在单位根，是非平稳序列，但其一阶差分都是平稳的，是一阶单整序列(1)，可以对它们进行进一步的因果关系检验和协整分析。Granger因果关系检验结果显示，汇率水平的变动是货币供给量变动的Granger原因，而货币供给量的变动则非汇率水平变动的Granger原因。说明在日元汇率变化的过程中，日元持续升值对日本货币政策产生了压力机制，迫使日本通过改变货币政策来纠正汇率对日本经济的影响。二者之间变化的协整方程为：
lnms=0．4249lnforex
(21．08) R2=0．31 D．W．＝0．51
虽然上述协整方程的残差为平稳序列，但决定系数过小，这说明汇率水平的变化量对货币供应增长率变化量的解释程度较低。因此，尚不能就二者之间相互影响关系下定论，必须进一步分析。
(二)超额货币供给增长率与日元汇率之间关系
为了更精确地说明日元升值对货币供应增长率的影响，我们进一步分析超额货币供应增长率与日元升值二者之间的数量关系，以SPMS表示超额货币供给增长率。
1．ADF单位根检验与分析
检验结果表明，超额货币供给增长率(10％的显著性水平)和日元汇率水平(5％的显著性水平)均不包含单位根，因而两个时间序列是平稳的，可以对它们进行进一步的因果关系检验和协整分析。
2．Granger因果关系检验
为了判断日元升值是否是引起超额货币供给变化的原因，我们对上述序列变量做了Granger因果关系检验。由检验结果可知，在选择滞后阶数为1，显著性水平为1％的情况下，变量间存在的Granger因果关系包括：“日元汇率是超额货币供给增长率变化的Granger原因”，反之则反。这个结论说明日元升值对扩张性货币政策产生了一定影响，也说明日本所采取的宽松货币政策并没有能够延缓日元升值的速度或阻止日元升值趋势，日本扩张性货币政策未能达到预期效果，这正好印证了“日本央行所实行的扩张性货币政策是导致其泡沫经济的重要因素”结论。
3．协整分析
下面接着利用Johansen对二者进行协整检验：结果显示，只有第一行的似然比统计量大于5％的临界值，所以可以判断在5％显著性水平下存在惟一的协整关系。
滞后区间：1到1
代表两个变量长期均衡关系的协整方程为：
spms=0．000491forex-0．041239
(46573)
R2=0．4853 D．W＝1．5361
调整R2=0．4630
可见，在直接标价法下，日元汇率的绝对水平对超额货币供应增长率具有一定的影响，随着日元汇率水平的升高，超额货币供给增长率将下降，且当1美元兑换日币的数量每减少100日元，则名义超额货币供给增长率将降低0．0491，即4．91％。这与前面的论述似乎相互矛盾。但如果我们把日本GDP的增长率考虑进来，结果就非常清楚。在1970～1994年间，日元升值高达200％，经济增长率则由11．7％下降至1％左右。从理论上讲，随着GDP增长速度的下降，货币供应增长率相应下降。但通过比较发现，在这25年间GDP年累计下降10．7％，年均下降0．428％，而超额货币供应增长率下降8．4457％，年均下降0．338％。因此，超额货币供应增长率仍旧保持较高的水平，累计超过理论水平约2．25个百分点，年均0．09％。
综上所述，实证分析的结果表明，日元升值的确是导致其超额货币供给增长的Granger原因，二者之间有着非常明显的数量关系，日元升值促成了日本在较长时期内保持货币供应量的增长率高于实际经济的增长速度。
三、日元升值对中国货币政策的启示
日元升值导致日本实施扩张性货币政策，货币供给增长率超过经济增长水平，导致了泡沫经济的形成及破灭。我国应引以为戒，从日元升值的过程中获得启示，避免重蹈覆辙。
(一)经济高速低通胀增长，必然会带来本币的长期升值
相对购买力平价理论表明，日本经济的高速低通胀增长，导致日元汇率的长期升值趋势。20多年来，中国经济保持年均10％左
右的速度增长，创造了世界经济史上的奇迹，中国的物价水平持续不超过5％，外汇储备已经超过1万亿美元，这些因素都构成了人民币升值的内外在压力。因此，我们首先必须正确意识到人民币升值是中国综合国力逐渐增强的体现，是中国经济发展的必然结果。
(二)保持货币政策的独立性
在政策目标的取舍方面，要强调维护国内货币政策的自主性，不能让货币政策成为汇率政策的附庸。德国经验表明，只要货币当局维护国内物价和产出稳定，汇率浮动和资本项目开放并不足以破坏国内经济；日本的教训则是以牺牲内部平衡来维护外部平稳，最终触发了国内通货膨胀和泡沫经济。目前，中国是以资本账户管制、汇率稳定作为政策目标，丧失了货币政策的独立性，在面．临内外均衡冲突时，中国只得以牺牲国内均衡为代价来实现外部均衡，这可能使中国面临当年日本同样的窘境。2005年7月21日的汇率改革的基调是：由市场供求来确定人民币的汇率水平，逐渐向自由浮动的方向过渡。随着中国资本管制逐渐放开，允许资本自由流动将成为必然的趋势，中国应该维护货币政策的独立性，允许人民币自由浮动。
(三)积极疏导流动性过剩
日本的教训表明，随着经济增长，经常项目下的贸易顺差持续放大，本币升值预期将引起资本项目下的热钱不断涌入，导致外汇储备继续增加，使本币升值面临的压力有增无减。对此，一方面由于担心本币升值造成通缩而增加货币供应量，另一方面由于被动对外汇市场进行持续性的大规模干预．必然使货币供应量增加，引发流动性过剩问题。中国目前的M2增速高达两位数，市场流动性面临过剩的问题。对此，应努力消除国际市场美元兑其他主要货币大幅度波动所产生的套利机会，适时扩大人民币交易的浮动范围，使人民币汇率更具灵活性。其次，应出台海外投资促进法案，使国内过剩资金流向国际市场，增强国内企业适应国际市场的能力。
货币政策的实质范文4
内容摘要：货币政策信贷渠道的传导过程是中央银行通过实施货币政策工具影响货币供应量，通过货币供应量的改变影响金融机构信贷规模，再通过信贷规模的变化影响消费和投资，最终影响到产出水平。本文利用2002年以来金融机构人民币信贷收支数据，应用单位根检验、协整关系检验、格兰杰因果关系检验等当代主流的计量经济学研究方法，在此基础上建立向量自回归模型，并运用脉冲响应函数和方差分解对我国货币政策信贷传导渠道的运作机制以及传导效果进行了深层次的、长期静态分析以及短期动态分析。结果表明我国货币政策信贷传导渠道的有效性程度较高。
关键词：货币政策传导机制 信贷传导渠道 有效性 协整检验 VAR模型
货币政策信贷渠道的传导过程是中央银行通过实施货币政策工具影响货币供应量，通过货币供应量的改变影响金融机构信贷规模，再通过信贷规模的变化影响消费和投资，最终影响到产出水平。具体分析框架：货币供应量信贷规模投资和消费产出。故在分析信贷传导渠道时需要选取的变量指标有货币供应量、信贷规模、消费、投资、产出。
为了考察货币政策对金融机构信贷活动的影响，本文选择金融机构人民币各项贷款余额s作为反映金融机构信贷规模的指标，数据样本采集2002年1月至2010年12月的月度数据，数据来源于中国人民银行网站的金融机构人民币信贷收支表，并且同样选择用广义货币供应量M2作为货币供应量的度量指标，城镇固定资产投资额k作为衡量投资的指标，用全社会消费品零售总额h作为衡量消费的指标，用工业增加值q来代替GDP作为产出的度量指标。
数据处理与检验
将金融机构信贷规模s的数据绘制在曲线图上，如图1所示。从图1中可以看出金融机构信贷规模s没有明显的季节性波动，从而不需要进行季节性调整。为了消除数据序列中可能存在的异方差，对s取对数，记为Ls。
（一）单位根检验
首先利用EViews6.0软件对Ls进行ADF单位根检验以判断其平稳性。具体检验结果见表1。检验结果表明，变量Ls的水平值在10%的显著性水平上都接受原假设，而其一阶差分值在1%的显著性水平上都拒绝原假设，所以变量Ls是一阶单整序列。
（二）约翰逊协整检验
尽管变量LM2x、Ls、Lkx、Lhx、Lqx都是非平稳时间序列，但同阶单整变量之间可能具有协整关系，从而满足建立VAR模型的条件。利用EViews6.0软件对时间序列数据进行Johansen协整检验来判断变量之间是否存在长期的均衡关系。具体检验结果见表2。
由检验结果可以看出，对于不存在协整关系的原假设，迹统计量和最大特征值统计量都大于各自的临界值，即拒绝原假设，说明变量之间存在协整关系；对于至多存在一个协整关系的原假设，迹统计量和最大特征值统计量都小于各自的临界值，即接受原假设，说明变量之间存在一个唯一的协整关系。所以变量LM2x、Ls、Lkx、Lhx、Lqx之间可以建立VAR模型。
（三）格兰杰因果关系检验
在分析货币政策信贷传导渠道时，是假定货币供应量的变动是金融机构信贷规模变动的原因，金融机构信贷规模的变动是投资、消费变动的原因，并由于这种变动最终影响产出水平。但各变量之间的因果关系有可能是相反的，为明确模型中各变量之间是否存在因果关系，就必须进行格兰杰因果关系检验。具体检验结果见表3。
从检验结果来看，我国货币供应量的变动是金融机构信贷规模变动的格兰杰原因，从而长期来看中央银行通过货币政策操作对金融机构信贷规模的变动有比较明显的影响，同时金融机构信贷规模的变动也是引起固定资产投资和社会消费品零售总额变动的格兰杰原因。以上分析表明，我国通过货币供应量的变动引起金融机构信贷规模变动的传导效应较高，同时金融机构信贷规模的变动对投资和消费的传导有效性也较高。
模型建立与分析
（一）VAR模型的建立
首先确定VAR模型的滞后期，经过计算滞后2期的AIC值和SC值最小，故模型选择滞后2期是合理的。利用EViews6.0软件建立信贷传导渠道的VAR模型，其向量表示形式为：
（二）脉冲响应函数
为了观察货币供应量对金融机构信贷规模，金融机构信贷规模对投资、消费和产出水平的短期动态影响，下面将利用信贷传导渠道VAR模型的脉冲响应函数来分析它们的动态特征。用EViews6.0软件生成的脉冲响应过程如图2所示。
从脉冲响应函数图来看，对于来自货币供应量的一个标准差冲击，金融机构信贷规模的脉冲响应值在第1期为0.003，此后呈现上升的趋势，至第12期达到0.006，这说明货币供应量的变动短期对金融机构信贷规模具有比较明显的正向冲击力度。投资对于来自金融机构信贷规模的一个标准差冲击，在第1期的脉冲响应值为0.002，第2期降为0，第4期又增至0.004，之后开始逐渐下降，到第9期降为负数，这说明金融机构信贷规模的变动短期对投资有一定的正向影响，但随着时期的推移，这种影响的力度逐渐下降。消费对于来自金融机构信贷规模的一个标准差冲击，在开始时段基本没有反映，第3期的脉冲响应值为-0.002，此后基本保持稳定，至第12期时脉冲响应值为-0.003，这说明金融机构信贷规模的变动短期对消费的影响力度不大。对于来自金融机构信贷规模的一个标准差冲击，工业增加值的脉冲响应值在第1期为0.004，随后呈现下降的趋势，第4期降为0，至第12期时脉冲响应值降为-0.002，这说明金融机构信贷规模的变动短期内对产出水平产生了一定的正向影响。
（三）方差分解
为了解信息冲击对分析变量的相对重要性，同样基于信贷传导渠道的VAR模型进行方差分解，结果见图3。
从方差分解结果图来看，金融机构信贷规模的预测误差波动主要来自于货币供应量的影响，第12期时达到49.9%，这说明我国货币供应量对金融机构信贷规模的短期传导效果比较明显。固定资产投资的预测误差波动主要来自于自身的影响，在第12期时达71.2%，金融机构信贷规模对其预测误差波动的贡献率仅为1.3%，这说明我国金融机构信贷规模的变动对投资的短期影响不明显。
社会消费品零售总额的预测误差波动也主要来自于自身的影响，在第12期时达76.2%，而金融机构信贷规模对其预测误差波动的贡献率仅为6.6%，这同样说明了我国金融机构信贷规模的变动对消费的短期传导效果不佳。再从工业增加值的预测误差波动来看，在第12期时其自身的影响为74.5%，而固定资产投资和社会消费品零售总额对其预测误差波动的贡献率分别为10.5%和12.1%。
结论
通过以上对我国货币政策信贷传导渠道所作的实证分析，可以得出如下结论：中央银行通过货币政策操作引起货币供应量的变动，货币供应量的变动可以明显地影响金融机构的信贷规模。虽然金融机构信贷规模的变动短期内对投资和消费的冲击作用不够明显，但从长期来看，金融机构信贷规模是引起固定资产投资和社会消费品零售总额变动的主要原因，使中央银行通过金融机构信贷规模的变动来调控投资和消费规模具有比较明显的效果，这表明我国货币政策的信贷传导渠道的有效性程度较高。
参考文献：
1.盛朝晖. 中国货币政策传导渠道效应分析：1994-2004[J]. 金融研究， 2006（7）
2.江群，曾令华，黄泽先.我国货币政策信贷传导渠道的动态分析：1993 - 2007[J]. 湘潭大学学报（哲学社会科学版）， 2008（7）
作者简介：
高山（1984- ），男，北京人，北京工商大学经济学院金融学硕士研究生。主要研究领域：资本市场、信托与基金管理、不动产投融资。
王家庆（1989- ），男，安徽全椒人，北京工商大学经济学院金融学硕士研究生。主要研究领域：金融市场结构分析、金融产业组织结构研究。
货币政策的实质范文5
关键词:内部传导;外部传导;计量模型;数量研究
一、问题的提出
1992年党的十四大确立市场经济体制以来，我国的宏观经济形势发生了巨大的变化，货币政策调控也随之发生了巨大的变化，表现在:第一，改变了调控方式。1998年我国取消了信贷规模的限制，标志着我国货币政策的宏观调控进入了间接调控时代。
第二，央行实施货币政策的工具发生了巨大的变化。
由此可见，近几年随着我国金融体制改革的逐步深化，它不仅与中央银行、金融机构、金融市场和各种货币政策变量相关，而且也联系着企业、社会公众。所以，货币政策传导机制的研究自然成为当前需要关注的重大课题。
货币政策传导机制是货币政策启动、操作和对实际经济活动发挥作用或影响力的过程，是保证货币政策实施有效性的关键。市场经济体制下我国货币政策传导的数量研究，在于定量分析我国货币政策传导机制问题，客观评价市场机制体制下我国货币政策传导的数量效果，这将有利于进一步完善我国货币政策传导机制，更好地发挥我国货币政策在宏观调控中的作用。
二、市场经济体制下我国货币政策传导的计量模型
(一)市场经济体制下我国货币政策传导的理论模型
Granger的因果关系检验表明:市场经济体制下我国货币政策传导中变量的关系是互为因果且存在滞后问题，在这里，我们主要讨论货币政策对经济变量的影响，关于互动问题我们作为后续问题处理，因此，我们仅建立以中介目标为因变量、货币政策工具为自变量的内部传导模型和以最终目标为因变量、以中介目标为自变量的外部传导模型。我们构建的理论模型为结构非经典的多项式分布滞后模型，模型的一般形式为:yt=α+ pi=oβixt-i+μt由Granger因果检验我们知道，在内、外部传导中因变量是多个自变量共同作用的结果，为此，我们在多项式分布滞后模型一般形式的基础上进行了必要的修正，构建的理论模型为多元分布滞后模型:yt=α+ ki=1 pj=oβit-jxit-j+μt其中:常数项，
βit-j滞后j期第i个自变量的回归系数，
xit-j滞后j期的第i个自变量(i=1， 2……k， j=0， 1，……p)。
(二)市场经济体制下我国货币政策传导模型的参数估计及检验
对分布滞后模型进行参数估计和检验时，有三个问题需要说明:①滞后期的确定方法。②参数估计的方法。③共线性问题的处理方法。
1·滞后期的确定方法。滞后期的确定问题是分布滞后模型确定的关键，我们已经对所选取的变量进行了Granger检验，已经明确了自变量与因变量之间的滞后期。所以，我们以Granger因果检验结果来确定模型中各自变量的滞后期。
2·参数估计方法。我们的模型是建立在对变量进行了ADF的平稳性检验基础上，解释变量与随机误差项不相关。因此，我们采用普通最小二乘法OLS来估计模型中各参数。
3·共线性问题的处理。从我们构建的理论模型来看，解释变量之间显然存在着共线性，模型自变量中存在共线性的直接后果就是参数估计量失去意义。我们采用向后剔除逐步回归方法保留对因变量有显著影响、贡献率大的重要自变量，而剔除那些对因变量贡献率小、没有显著影响、与重要自变量存在共线性的自变量。即:从包含全部变量的回归方程中，根据检验的结果，每次剔除一个对y影响不显著的变量，直到无法剔除为止。
本文利用Eviews5·0软件，以OLS方法估计参数，采用向后剔除逐步回归法，分别构建我国货币政策的内部和外部传导的模型，并对模型和回归系数进行统计检验。下边主要介绍市场经济体制下我国货币政策内部传导模型的参数估计及检验。
根据Granger因果检验的结果，我们构建内部传导模型时因变量为M2增长率，自变量包括10个变量，即:当期及滞后1、2期的外汇占款的增长率，当期及滞后3期的存款准备金率的增量，当期及滞后1期的再贴现率增量，当期及滞后1期的1年期定期居民存款利率的增量，当期再贷款利率增长量(没有考虑滞后9期的再贷款指标是因为:①观测值少，样本缺乏代表性;②即使考虑其显著性很低)。以1996年第1季度~2005年第4季度为样本。利用Eviews5·0软件构建的内部传导模型是:
M2
当期外汇
滞后1期
滞后3期增长=0·5217占款+0·075外汇占款-0·1356存款准备金率(R2=0·8165)模型4-1
率
增长率
增长率
增长量
(0·0000)
(0·100)
(0·099)模型4-1告诉我们:①判定系数R2=0·8165，说明该模型揭示了M2增长率变动的81·65%的原因。当期和滞后1期的外汇占款的增长率和滞后3期的存款准备金率的增长量是M2增长率的主要解释变量，其他自变量对M2增长率的影响不显著。
②外汇占款对M2增长率的影响最大，表现在:第一，在只涉及3个变量的模型中就有2个是外汇占款;第二，从回归系数的绝对值(均为率的增减，可以直接比较)来看，当期外汇占款增长率的回归系数最大;第三，在不考虑其他因素时，当期外汇占款的判定系数最大。
③存款准备金率作为“最猛烈的货币政策传导的工具”的效应较低，表现在:存款准备金率对M2增长率的弹性仅为-0·1536，明显低于当期外汇占款的0·5217。
④再贴现工具利用的不足。表现在:其一，在模型中被剔除(与存款准备金率之间存在共线性);其二，在其他条件不变时，在显著性水平为17·3%时，滞后1期再贴现增量对M2增长率的拟合优度仅为4·44%。
三、市场经济体制下我国货币政策内部传导的数量效果及评价
经过了变量的选取、因果关系的统计检验和模型的建立三个环节，我们已经分别建立了市场经济体制下，我国货币政策内部和外部传导数量关系的多元滞后分布模型。
本章的目的在于，根据实证分析结果分析我国货币政策传导的数量关系，并对其进行评价。
货币政策传导的数量关系需要从两个方面考察，一是传导的效应本身，二是传导效应发生所需要的时间———时滞的长短。货币政策传导存在时滞的原因，是由于从中央银行需要采取一定的货币政策行动到该政策行动最终发挥作用需要一定的时间。下面，我们就结合发生效应的大小和效应发生所需时间来评价我国货币政策传导的数量关系。
多元滞后分布模型包含了外生变量及其滞后量对内生变量的数量关系、Granger检验反映的是双变量之间一个变量滞后期与另一个变量当期之间的因果关系。因此，我们就结合Granger检验结果和多元分布滞后模型参数来分析我国货币政策传导的数量关系。我们主要从内部传导的数量效果进行分析和评价。
(一)市场经济体制下我国货币政策内部传导的数量效果
中央银行设置中介目标的意义在于，通过监测中介目标相机调整货币政策工具以实现预期的宏观经济目标。因此，在内部传导阶段，货币政策内部传导的数量关系就体现在:①监测中介指标以判断货币政策工具的传导效应；
②根据中介指标的变化相机调整货币政策工具。
1·货币政策工具的传导效应。在这个环节的时滞是由货币政策工具的调整后，金融机构对货币政策工具的变化反应到行动的变化结果的时间差。通过Granger检验和传导模型的构建过程，我们发现:(1)外汇占款对M2的影响最大。理由:①外汇占款对M2的时滞最短。当期的外汇占款就对M2就有显著的影响。滞后1期外汇占款的增长率是M2增长率的显著原因，②在内部传导模型中，系数最大的是当期的外汇占款的增长率(0·5217)，说明滞后4期外汇占款每增长1个百分点使M2增长率增长0·5217个百分点。
(2)存款准备金率的调整对M2增长速度的影响排在第二位。理由:滞后3期存款准备金率增量的系数为-0·1356，也就是说，存款准备金率每向下调整1个百分点使M2增长率增加0·1356个百分点。
(3)再贴现率和居民存款利率的调整对M2增长率的影响，滞后期短但作用不显著。表现在:①滞后1期二者均为M2增长率变动的显著原因。②模型中没有体现这两个指标的作用效果，剔除的原因分别为再贴现与存款准备金率之间存在共线性， 1年期定期居民存款利率调整对M2增长率的影响可靠性低。③其它因素不变时，滞后1期的再贴现利率的调整对M2增长率的拟合优度为4·44%的可靠性为82·7%;滞后1期的1年期定期居民存款利率的调整对M2增长率的拟合优度为1·82%的可靠性为52%以下。
(4)再贷款利率调整对M2增长率的影响滞后期长，作用不显著。理由:①滞后9期再贷款利率的调整对M2的增长率才有显著的因果关系。②模型中没有体现变量的理由是:如果考虑它，样本的代表性较低;即使采用滞后9期的数据作为样本，由于它与存款准备金率有共线性模型中也不能体现它。③在其他条件不变时，滞后9期的再贷款利率的增量对M2增长率的拟合优度为1·15%的可靠性仅为43%。
2·货币供应量变化向政策工具的反馈效应。中央银行根据货币供应量的变化相机调整政策工具，以保证最终目标的实现，中央银行根据货币供应量的变化做出反应需要一定的时间，表现出M2变化对货币政策工具的滞后效应，通过实证分析，我们发现:(1)外汇占款对M2的变动最敏感。滞后1、2、4、5期M2变化均引起外汇占款增长率显著变化。(2)再贷款利率、再贴现率和调整时滞和1年期定期居民存款利率对M2变动的敏感度，分别排在第二、三、四位。M2增长率发生变化6个月(滞后2期)后，再贷款利率显著进行调整(可靠性为87·8%); M2的增长率变化后， 12个月显著引起再贴现率的变化(可靠性为90%); M2增长率变化18个月后显著引起再贴现率的变化(可靠性为83%)。(3)存款准备金率调整的敏感度排在最后一位。M2增长率发生变化21~27个月(滞后7、8、9期)后，存款准备金率均有显著调整(可靠性均在90%以上)。
(二)市场经济体制下我国货币政策内部传导数量效果的评价
通过对货币政策内部传导的效果的度量，我们对市场经济体制下我国货币政策的内部传导的数量效果有了重要的认识。据此，对市场经济体制下，我国货币政策内部传导的效果做出评价。
首先，中央银行综合使用多种货币政策工具调控货币供应量，效果明显，表现在:①公开市场业务(外汇占款替代)是货币供应量增长率变化的最主要因素。②存款准备金率的调整对货币供应量增长率的拟合优度为6·15%。
③滞后1期的再贴现利率的调整对货币供应量的拟合优度为4·44%。④再贷款、1年期定期居民存款利率是货币供应量的显著Granger原因。
其次，中央银行调控货币供应量选择工具的顺序依次为:公开市场业务、调整基准利率、改变存款准备金率。
再者，在内部传导过程中存在着一定的不足，表现在:①公开市场业务操作相对被动。外汇占款规模不断增大，在稳定汇率的原则下，中央银行通过外汇公开市场操作大量投放基础货币，表现出其被动性。②再贴现工具利用不足。中央银行选择调整再贴现滞后于再贷款和1年期定期居民存款利率的调整;仅在76%的可靠性下滞后1期再贴现利率的调整对货币供应量的拟合优度仅为4·44%。③存款准备金率对货币供应量的调控力度较低，存款准备金率每向下调整1个百分点M2增长率仅增加0·1356个百分点，与“即使准备金率调整的幅度很小，也会在很大程度上引起货币供应量巨大的波动”不符。
本文采用向量自回归、多元分布滞后模型，分析了市场经济体制下，我国货币政策传导的数量关系。得出以下主要结论:第一，市场经济体制下，货币政策传导效果明显，实现了“保持币值稳定，并以此促进经济增长”的最终目标。
第二，综合使用了多种货币政策工具实施间接调控。第三，多种传导渠道共同发挥作用。货币供应量是经济发展的主要因素、金融机构贷款规模是经济发展的主要力量、同业拆借利率在经济发展中的作用开始显现。第四，存在一定的不足。表现在:公开市场业务操作相对被动;再贴现工具使用的效果不佳。
货币政策传导是货币政策实施有效性的重要保证，由于我国的市场经济体制还有待进一步完善，利用高等计量经济方法研究货币政策传导问题还处在探索阶段。
参考文献
[1] Christiania， Lawrence j·， Martin·Eichenbaum andCharles L·Evans·Modeling Money·NBER Working Paper，No·6371，1998·
[2]Sims C·A·Macroeconomics and Reality·Econometrical，1980，1-48·
货币政策的实质范文6
货币政策中介指标Shibor1周利率利率市场化VAR模型计量分析
一、引言
货币政策中介指标，处于最终目标和操作指标之间，是中央银行通过货币政策操作和传导后能够以一定的精确度达到的政策变量；通常有市场利率、货币供应量，在一定条件下，信贷量和汇率也可充当中介指标。货币供应量作为我国货币政策的中介目标在现阶段虽然有一定优势，但是随着利率市场化改革的推进、金融工具的发展和金融市场的完善，以及广义货币供应量可控性的逐渐降低和国内信贷调节有效性的降低，利率作为我国货币政策中介目标的条件在不断成熟。
自2014年11月至今，央行已经多次下调存贷款基准利率，在实体经济下行、通缩形势日益严峻的情况下，同业拆放利率却呈现过山车式的变化。当前货币政策之所以难以向市场利率传导，一原因可能是以广义货币M2增速作为货币政策调控的中介目标不再适应当前的经济情况。
上海银行间同业拆放利率（Shibor）是由信用等级较高的银行自主报出的人民币同业拆出利率计算确定的算术平均利率，是真正意义上的市场化利率，也是我国货币市场的基准利率。目前，对社会公布的Shibor品种包括隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月及1年。由于短期利率变化快，更能满足回归模型对变量具有足够的变异性的要求，因此，选取1周全国银行间同业拆借利率作为利率的变量。本文通过Shibor1周利率与货币供应量传导效率的比较，探究利率作为货币政策中介目标的适宜性。
二、文献综述
货币政策中介指标的选择一直是国内外学界所关注的问题。早在八十年代初，国外的经济学者就开始对利率在货币政策及中介指标中的相关问题进行了细致的研究。
Barro和Gordon在其论文中表明，货币总量作为反映货币政策的变量以及作为货币规则工具，并未产生较好的效果，而政府提出的利率政策在平滑经济波动方面却起到了重要的作用。Friedman和 Kutter也通过 VAR模型的建模，得出了商业票据利率与三月期的国库券利差对真实收入的预测能力远比货币供应量高的结论。Cochrane则对泰勒规则的确定性和识别问题进行了讨论，并充分肯定了该规则的核心即利率，具有较高的适用性。
与国外相比，我国学者对货币政策中介指标的选择问题关注较晚且争论较多。虽然关于利率作为货币政策中介指标的讨论虽然并没有得到大多数赞同，但是，认为货币供给量已经不适合作为我国货币政策中介指标的观点却并不少见。如夏斌和廖强应在文章中分析了货币供应量失效现象，并提出了“货币供应量已不适合作为我国货币政策的中介目标”的观点。项卫星和李宏瑾提出：数量型货币调控面临诸多挑战，间接货币调控应转向以利率为核心。任杰和尚友芳基于我国1996Q1―2013Q1的数据，利用基本和扩展的普尔分析实证分析货币政策中介目标的选择，认为利率作为我国货币政策中介目标的条件优势上升，逐渐成熟。
目前，我国存款利率市场化改革已基本完成，银行存款的期限结构和利率水平将变得更加复杂多变，在这种情况下，对真实广义货币M2的精确统计会变得越来越困难，使得货币供应量不再适合作为货币中介指标。在这种情况下，认同应逐步实现以利率作为货币政策中介指标的学者越来越多，但是具体选择哪个利率体系作为中介指标的讨论却不充分，因此，本文立足于Shibor体系来实证选择Shibor1周利率作为货币政策中介指标具有重要理论和实践意义。
三、Shibor1周利率及其作为货币中介指标的实证分析
（一）选择Shibor1周利率作为货币政策中介指标的理论分析
在中央银行理论中，货币供应量和利率均可作为货币政策中介指标。一般而言，货币供应量作为中介指标，更多地反映经济调控的长期目标，而利率更多地反映现实经济运行要求。之所以货币政策中介指标选择短期利率体系中低于7天的利率档次，原因在于长期的利率变化是不规则的，变化不规则势必会影响到利率的时间序列性质以及与之直接相关的金融资产的收益率曲线。本文讨论选择Shibor1周利率而不选择超过7天的短期拆借利率，也正是基于同样的原理。
同时，货币中介指标的选取要符合可测性、可控性、相关性三个标准。虽然中央银行对货币供给量的控制能力较强，与货币政策意图联系紧密；但中央银行对货币供给量的控制能力并不是绝对的；随着金融创新和全球金融一体化，各层次的货币供应量界限不易被货币政策制定者定量监测，中央银行对货币供给量的控制存在着一定的时滞。相对于货币供应量，利率的可测性更高，选择Shibor利率作为货币中介指标，央行在任何时候都能观察到市场利率的水平及结构；货币当局也能够通过利率影响投资和消费支出，从而调节总供求。
（二）选择Shibor1周利率作为货币政策中介指标的实证分析
1.变量的选取与数据处理
货币政策最终目标一般有促进经济政策、稳定物价、充分就业等，但因为我国失业率的统计数据并不全面，只选取选用GDP季度发生额代表经济增长，选用季度CPI值代表币值稳定，用它们的数据来做实证分析。考虑到Shibor1周拆借利率的期限特征，我们采用国家统计局公布的名义GDP发生额，时间区间为2007年到2015年，总体分析样本可达到36个。同时，由于人民银行统计季报中的 CPI均为以上年同期为 100的月度值，为了得到季度值，对当季三个月的 CPI取算术平均作为季度 CPI值。此外，由于1周利率在交易日每天都有一个报价，故我们利用几何平均法将隔夜利率转换为季度数据来与GDP和CPI季度数据匹配。本章中所涉及的货币供应量（M2）、GDP、CPI、Shibor利率所有的数据来自于国家统计局和中国外汇交易中心。
2.VAR模型方法
（1）VAR模型的建立
无约束的向量自回归模型（VAR）是一种非结构化的多方程模型。它将所有变量均看成是内生变量，避免了建模前需要人为假定哪些是内生变量而带来的主观性；而且可以利用脉冲响应函数和方差分解技术对模型结果进行解释，从而准确地体现出时间序列间的动态关系。VAR模型的基本形式见模型（1）。本文将VAR模型设定为AB-型，建立一个包括利率、货币供应量、GDP和物价在内的VAR模型。
在模型（1）中，Yt是由货币政策中介目标变量与最终目标变量构成的k维列向量，T是样本容量，p是滞后阶数，A0、A1、...Ap是待估计的k×k维系数矩阵。ut是k维革新向量，它们不与等式右边的变量、自己的滞后期相关，但相互之间可以同期相关。
构建VAR模型的目的是研究最终目标变量对中介目标变量的不确定性冲击响应的程度和及时性。我们的判断标准是：如果货币政策中介目标冲击能较迅速地引起最终目标较大的响应，那么，该中介目标更有效。
（2）数据序列的平稳性检验
本文采用ADF检验对样本数据的平稳性进行检验，平稳性检验结果见表1。从表1可知，M2、SHIBOR、GDP、CPI均为一阶单整序列，以下的实证研究均使用各变量一阶差分值。
从表2的计算数据来看，对于CPI，P值为0.497792，在10%的显著性水平下不显著，因而可以接受该数据是非平稳序列的原假设，则CPI数据是非平稳的。为此，我们按照常规方法对CPI数据进行一阶差分。然后，再次对其进行ADF检验，新的检验结果是P值为0.000138，在0.5%的显著性水平下是显著的，表明拒绝该数据是非平稳的原假设，表述则为：一阶差分后的CPI数据是平稳的。
重复以上步骤，可以得到Shibor数据的平稳性，Shibor的P值为0.187727，在10%的显著性水平下不显著，因而可以接受该数据是非平稳序列的原假设。对其进行一阶差分，P值为0.000037，表示在0.5%的显著水平下是显著的，即查分后的数据是平稳的。
（3）最佳滞后阶数的确定
本文对四个时间序列做最大滞后阶数比较，结果显示六个准则中的五个选择出来的都是三阶，因而VAR模型的滞后阶数为三阶。
（4）基于VAR模型的格兰杰检验
传统的线性回归建模通常假定时间序列是平稳的，以保证普通最小二乘法得到的估计量是一致的，具有渐近的正态分布。由于没有考虑数据的非平稳性以及由此可能产生的后果，因此如果对这些变量直接作线性回归，然后用标准统计推断方法对系数进行假设检验往往导致伪结论对“伪回归”问题常用的解决办法是对非平稳序列进行差分，用差分后的序列建模。但差分可能会使数据中包含的长期调整信息丢失，忽略了变量水平之中包括的信息。通过格兰杰因果检验，两个原本呈现非平稳的时间序列进行特殊组合后可能呈现平稳性，即“协整”现象。由上表可知，对于第一个假设“SHIBOR不是GDP的格兰杰原因”，F统计量的概率为0.0005，接近于0，因此拒绝原假设，即SHIBOR是GDP的Granger原因，说明Shibor1周利率对GDP有影响，且影响很明显；对于第二个假设“GDP不是SHIBOR的格兰杰原因”，F统计量的概率为0.3457，非常接近于0，所以接受拒绝原假设，即认为GDP不是SHIBOR的Granger原因，这与前面脉冲响应分析所得的结论是一致的。
同理可得，M2是GDP的Granger原因；M2是CPI的Granger原因，且M2对GDP、CPI的影响很显著。SHIBOR是CPI的Granger原因，概率为0.1019，说明Shibor1周利率CPI有一定的影响，这种影响并不十分明显。
（4）基于VAR模型的脉冲响应分析
根据 AIC和 SC信息准则，滞后3阶的VAR模型最优，因此，构建 VAR滞后3阶模型。只有平稳的VAR模型才可以做脉冲响应、方差分解，VAR模型不平稳，所以使变量经自然对数后建VAR模型。我们判断的标准是：如果货币政策中介目标冲击能较迅速地引起最终目标较大的响应，那么，该中介目标更有效。LNGDP和LNCPI的广义脉冲响应函数分析结果分别见图1和图2。
由图1可知，LNGDP对于来自LNSHIBOR的冲击。在向前1期开始就有响应，LNGDP对LNSHIBOR的施加一个正的冲击，总体来看对LNGDP有负的影响，且从第4期开始负影响趋于稳定，此冲击有显著的抑制作用和较长的持续效应。这种负影响与经济理论相一致：紧缩的货币政策对国民生产总值有负面影响，而负面影响的不断增强，说明利率信号反馈从短期看基本稳定。对三者冲击的响应程度在向前4期后逐渐减弱，向前8期基本消失。同时，LNGDP对于来自LNM2的冲击。在向前2期才开始有响应，LNM2总体来看对LNGDP有正的影响，但是正的影响逐渐减弱。
可见，不论是向前1期还是向前8期，经济增长对利率冲击的响应程度都是最强的。因此，就产出效应来看，Shibor利率优于货币供应量。
从图2LNCPI对LNSHIBOR的响应所示，从向前1期开始对LNSHIBOR施加一个正的冲击，在向前3期达到最大，总体来看对LNSHIBOR有正的影响，正影响达到顶峰后开始不断增强，此冲击有显著的促进作用和较短的持续效应。这种正影响与经济理论相一致：扩张的货币政策会抬高物价水平，而正面影响的不断变化说明广义货币供应量信号反馈不很稳定。LNCPI对LNM2施加一个正的冲击，总体来看LNM2对LNCPI有正的影响，在向前7期达到顶峰后逐渐减弱这种正影响与经济理论相一致：扩张的货币政策会抬高物价水平，而正面影响的不断变化说明广义货供应量信号反馈不很稳定。
同时可以看出，无论是向前3期还是向前10期，LNCPI对LNSHIBOR的冲击较之LNM2都更大，Shibor1周利率对物价指数的影响优于货币供应量。
综合以上2幅脉冲响应函数图，根据货币政策中介目标选择的主要标准之一相关性，适宜的货币政策中介目标应当与最终目标有稳定动态的关系，因而从这个角度讲，对于生产总值替代变量LNRGDP来讲，Shibor1周利率信号反馈相对而言更加稳定，物价水平替代变量LNCPI而言，Shibor1周利率对物价指数的影响程度更大，因而可以判断Shibor1周利率适合作为我国现阶段货币政策中介目标。
（5）基于VAR模型的方差分解
从表5可以看出，不考虑DGDPZ自身的贡献率与DCPI对其的贡献率，DSHIBOR、DM2两种中介目标变量冲击对DGDP的方差贡献率分别为9.59%和7.25%，因此，DSHIBOR对DGDP的方差贡献率最大。因此，从对经济增长的预测方差贡献率来看，Shibor1周利率优于货币供应量。
同样的，不考虑DCPI自身的贡献率与DGDP对其的贡献率，DSHIBOR、DM2两种中介目标冲击对DCPI的方差贡献率为15.66%、3.13%，因此，DSHIBOR对DCPI的方差贡献率最大。因此，从对物价水平的方差贡献率来看，Shibor1周利率优于货币供应量。
四、研究结论与政策建议
（一）研究结论
本文通过建立基于VAR模型，对其进行格兰杰检验、脉冲响应分析和方差分解法对货币供应量Shibor1周利率作为中介目标变量的有效性进行了比较实证研究，获得如下结论：
1.从格兰杰检验的结果来看，Shibor1周利率对GDP有影响，且影响很明显；Shibor1周利率对CPI有一定的影响；且M2对GDP、CPI也均有影响，两者作为货币政策的中介指标均可行。
2.从脉冲响应分析来看，与宏观经济变量对货币供应量的冲击的响应相比，宏观经济变量对Shibor1周利率冲击的响应最快，响应程度最高。说明与货币供应量和社会融资规模相比，利率作为货币政策中介目标，能方便中央银行较迅速地获知货币政策效果，央行利用货币政策工具调控实体经济的效果也将更好。
3.从方差分解结果来看，与货币供应量相比，Shibor1周利率对于经济增长和物价水平的方差贡献率更大。表明实体经济变量的变动更多的是源于利率而不是货币供应量，与数量型中介目标相比，价格型中介目标对实体经济变量的作用力更强。
综上所述，与货币供应量相比，Shibor1周利率作为宏观货币政策的调整变量指标，由于其对GDP和物价指数会产生显著影响而适合作为货币政策中介指标。
（二）政策建议
1.将拆Shibor借利率纳入货币政策的中介指标选择范围。在利率市场化改革基本完成的情况下，Shibor拆借利率作榛醣艺策中介目标的有效性将进一步提高，我们认为央行应考虑以利率作为货币政策新的中介指标变量。特别是在利率市场化进一步推进，汇率交易区间进一步扩大，以及网络金融产品创新的进一步驱动下，金融改革的程度将日益深化，金融资产价格的不确定性将日渐增加，这一切均要求中央银行利用利率类指标调控宏观经济目标。而且由Shibor1周利率对其他期限利率的影响平缓有效，中央银行只需设定好目标利率水平，就可以通过简化操作来向外界传递出简洁高效的货币政策信号。所以，中央银行应有目标地考虑将Shibor1周利率纳入货币政策中介指标选择范围。
2.进一步完善、培育中国的基准利率体系。我国的货币市场发展很快，交易迅速扩大，其中，主要的货币市场工具，特别是同业拆借和国债回购，对利率的形成起到了有效的作用。但现有的货币市场交易利率因期限品种结构不够健全，市场化决定程度不够高、传导不畅通等原因，而难以形成有效的基准收益率曲线，为金融机构及各个金融市场运作提供利率基准。，完善Shibor利率体系不，就意味着完善中国的货币市场和债券市场，稳定人民币的定价基准。Shibor基准利率体系确立后，能够进一步拓展货币市场、债券市场和资本市场的深度和厚度，推进金融市场向纵深发展。
参考文献：
[1]Barro，R.&D.Gordon.A PositiveTheory of Monetary Policy in a Natural RateModel[J].Journal of Political Economy，1983：586-610.
[2]Friedman，B.M，Kutter，K.N.Money，Income， Prices and Interest Rates[J]. American Economic Review， June，1992，82（3）：472-492.
[3]CochraneJ.H.Determinacyand Identification with Taylor Rules[J].Journal of Political Economy，2011，119（3）：565-615.
[4]夏斌，廖强.货币供应量已不宜作为当前我国货币政策的中介目标[J].经济研究，2001（8）：33-43.
[5]项卫星，李宏瑾.我国中央银行数量型货币调控面临的挑战与转型方向[J].国际金融研究，2012（7）：20-28.
[6]任杰，尚友芳.我国货币政策中介目标是否应改变为利率―――基于扩展的普尔分析的实证研究[J].宏观经济研究，2013（10）：23-31.
[7]侯合心，李义举.Shibor隔夜利率作为中国货币政策中介变量的实证分析[J].财经科学，2015（11）：1-11.
