高一1000字左右的經濟論文

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　　高一1000字左右的經濟論文篇1

　　淺析我國貨幣政策調控物價外部時滯

　　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系估計顯示出，兩者具有高度相關性，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系，認為當面對相對較長的貨幣時滯時，央行應該設定較高的通脹目標。Juha Kilponen，Kai LEitemo(2010)則定量研究了傳導時滯與最優貨幣政策的關系，認為由于執行時滯，嚴格的通脹目標對經濟會特別有害。

　　國內學者一般認為，我國貨幣政策傳導機制分為貨幣和信貸兩種傳導渠道，時滯與傳導渠道有關。在理論研究方面，熊紅芳(2009)分析了貨幣時滯產生的機制，認為貨幣時滯影響貨幣政策的有效性，應從完善市場機制、暢通傳導機制、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)則從微觀經濟主體行為、經濟制度安排等角度說明時滯產生的原因，并提出一些縮短時滯的建議。在實證研究方面，王大樹(1995)對時間序列數據分區間進行回歸，認為當某種貨幣政策實施后，它的效應要等到幾個月乃至十幾個月以后才能顯現出來。白戰偉、李樹培(2010)采用時差相關系數法估計，認為貨幣政策時滯為0。孔劉柳、謝喬昕(2011)利用VAR模型的脈沖響應函數和方差分解法測算時滯，認為狹義貨幣供應量M1對CPI時滯為2個月，短期貸款規模對CPI時滯為4個月，中長期貸款規模對CPI時滯為5個月。柴建、郭菊娥、汪壽陽(2010)建立VARX模型測算M2的增加對宏觀經濟的影響效應，結果表明，M2的增加對經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、貨幣傳導渠道時滯成因

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

　　(2)投資、消費的低利率彈性。在投資方面，國有企業的投資占有相當比重。由于我國的國有企業仍或多或少存在政企不分、計劃配置和預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，造成國有企業的投資不完全受投資成本的制約，國有企業的利率彈性較低。彈性變化需要時間，因而對貨幣傳導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，因而也對貨幣傳導渠道造成了一定時滯。

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

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

　　2、信貸傳導渠道時滯成因

　　(1)銀行的風險態度影響信貸可得性。在經濟繁榮時期，企業還貸違約的風險較小，因而銀行是非常愿意貸款給企業的。當央行緊縮信貸時，經濟可能仍處于繁榮時期，銀行仍狂熱追求高利潤而大量發放貸款。商業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。銀行風險態度的轉變需要一個過程，因此，央行緊縮信貸的措施并不能迅速降低信貸量，從而產生時滯。

　　(2)信貸約束對消費者消費的影響。在經濟繁榮時期，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，從而產生時滯。

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

　　三、貨幣政策物價時滯的實證分析

　　基于向量自回歸模型(VAR)的脈沖響應函數和方差分解法反映了系統的完全信息，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控物價的外部時滯。

　　1、變量選取及數據處理

　　(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系，且也是央行重點監測的指標之一。

　　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模變動對經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)樣本選取及數據來源。本文所用的消費者物價指數(CPI)、狹義貨幣供應量(M1)、廣義貨幣供應量(M2)、短期貸款(SLOAN)、中長期貸款(LLOAN)均取2000年1月至2012年3月的月度數據，數據全部來自新浪財經的宏觀數據庫，本文實證分析軟件為Eviews6.0。

　　(3)數據處理。由于CPI的原始數據為同比數據，為了保證數據的連續性，本文將其換算成以2000年1月為基期的定基比數據。由于M1、M2、SLOAN、LLOAN的原始數據均為名義值，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指數調整并對變量取自然對數。一般的經濟數據都不平穩。為了避免偽回歸，本文將上述五個變量均進行一階差分，轉化成其對應的環比指標，依次記為：dm1、dm2、dcpi、dsl、dll。

　　對CPI的數據進行H-P濾波后發現，雖然樣本區間內的數據總體趨勢是上升的，但是查看cycle曲線后發現，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)時間序列的平穩性檢驗。VAR模型要求時間序列是平穩的，否則會出現謬誤。因而在建立VAR模型之前有必要對所用的時間序列數據進行平穩性檢驗。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，表明這5個時間序列都是平穩的，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時滯的研究中，其排序為CPI、LOAN、M1。考慮到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模型的穩定性檢驗。建立的VAR模型必須是穩定的，否則不能進行脈沖響應函數和方差分解的分析。根據AR特征多項式的根，我們發現被估計的兩個VAR模型所有根都位于單位圓內，說明所有根的倒數的模小于1，兩個VAR模型都是穩定的，可以進行脈沖響應函數和方差分解的分析。

　　3、實證結果分析

　　(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情況，從左上到右下分別是CPI對SLOAN、LLOAN、M1、M2的脈沖響應。由于建立的VAR模型是穩定的，因此CPI對各變量的脈沖響應在長期趨近于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有正有負。

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

　　由圖1還可以比較出CPI對各變量的反應程度。總的來看，貨幣渠道比信貸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波動。狹義貨幣供應量M1對CPI的影響最有效。

　　由圖2可以看出各變量對dcpi預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預測均方誤差的貢獻比例。由于建立的VAR模型是穩定的，因此各變量對CPI預測均方誤差的貢獻在長期趨近不變。

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

　　比較各變量對CPI預測均方誤差的相對貢獻，可以發現其貢獻都較小，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情況，從左上到右下分別是CPI對SLOAN、LLOAN、M1、M2的脈沖響應。與上一個時期的實證分析類似，由于建立的VAR模型是穩定的，因此CPI對各變量的脈沖響應在長期趨近于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也是有正有負。

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

　　由圖3也可以比較出CPI對各變量的反應程度。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波動。不過狹義貨幣供應量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模型是穩定的，因此各變量對CPI預測均方誤差的貢獻在長期趨近不變。

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

　　比較各變量對CPI預測均方誤差的相對貢獻，可以發現其貢獻也都較小，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，說明狹義貨幣供應量M1對CPI的影響仍最有效。

　　綜合脈沖響應函數和方差分解的結果，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措施時預備一定的提前量，貨幣政策還是可以有效地調控物價，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，經過幾十年的發展，已經取得了很大成就。但是我國金融市場還很不完善，發展很不平衡。這不僅體現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，而銀行同業拆借市場和貨幣市場還在成長階段;還體現在地域之間較發達的金融市場全部建立在發達地區和城市里，而較落后地區和廣大農村卻沒有完善的金融市場。這導致我國金融市場的二元結構顯著，一方面無法形成全國統一的利率水平，另一方面也導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量影響利率水平，進而調控物價的時滯。我國應進一步完善金融市場，豐富交易品種，擴大交易規模，提高市場有效性，使地區間金融市場協調發展，進一步疏通央行貨幣政策的貨幣傳導渠道，縮短政策時滯。

　　2、管理公眾預期

　　現代經濟理論表明，預期對經濟主體的行為有很大影響。穩定的預期有助于投資和消費正常進行，也有助于貨幣政策朝著預期的目標發展。因此管理公眾預期，增強其對經濟穩定的信心，有助于消除經濟行為的盲目和混亂，縮短廠商和家庭對貨幣政策的反應時滯。管理公眾預期，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;國家出臺宏觀經濟調控措施要慎重，不要對經濟運行產生不必要的干擾，增加經濟的波動，從而對公眾預期產生不利影響。

　　五、結論

　　我國貨幣政策調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，從而使貨幣政策調控物價不能立竿見影。由于政策時滯受宏觀經濟環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模型的脈沖響應函數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控物價時必須要預備一定的提前量，同時協調好各次調控的關系，避免由于時滯而產生互相疊加的效果。通過進一步完善金融市場和管理公眾預期，以縮短政策時滯，提高貨幣政策的有效性。

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