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货币政策论文模板(10篇)
时间：2023-03-30 11:40:26
导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇货币政策论文，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。
篇1
降息、宽松货币政策、阻止物价进一步下跌和刺激经济，成了全球各大经济体央行的主要政策选择和任务。但也有逆全球降息大潮而动的，如俄罗斯和巴西。在瑞郎和丹麦克朗遭遇升值压力的时候，俄罗斯和巴西代表的一些新兴经济体的货币却出现了贬值压力，并导致其国内通胀率持续上升，这使得它们的货币政策在全球降息潮中显得非常另类。地缘政治关系紧张、油价的持续暴跌，给严重依赖于石油出口的俄罗斯经济造成的沉重打击，俄罗斯有切肤之痛。俄罗斯卢布汇价因油价崩盘而大幅下挫。2014年初，美元与卢布之间的汇率为32卢布/美元，而到2015年2月6日，就改写为68.6卢布/美元了，期间，一度贬值到80卢布上下。卢布的汇率贬值直接导致俄罗斯国内货币攀升，俄罗斯2015年1月的通胀率达到了15%的高水平，比2014年1月的6.1%上升了8.9个百分点。卢布的对内对外双双贬值，迫使俄罗斯央行大幅提升利率，不惜牺牲经济增长来换取市场对卢布的信心。俄罗斯央行网站显示，至2月6日，它提供的隔夜贷款利率达到了16%，常备存款便利的隔夜利率达到了14%的水平，两种利率与俄罗斯元月通胀率相当。大幅升息，对俄罗斯而言，无疑是极其痛苦的选择，但这是不得已而为之的选择。在地球的另一端，巴西的通胀率虽没有俄罗斯那么严重，但实际的通胀率已经超过了该国央行4.5%的目标值，2015年1月实际的通胀率达到了7.14%，不仅大幅超过其目标值，而且也超过了其6.5%的容忍上限。其货币的对外价值方面，其贬值的幅度虽不像卢布那样让其持有者损失惨烈，但损失也不小。2014年初，里亚尔对美元的汇率为2.3975，到2015年2月6日已贬至了2.7641。
篇2
从上文文献综述中我们发现，无论从理论上还是实践上，财政政策和货币政策的效果并不一定是相互加强的，财政政策和货币政策能否相互配合取决于经济结构、宏观调控体系、经济发展水平以及时间等多种因素，分析影响财政政策和货币政策协调性的重要因素，对于增强我国宏观调控体系的科学性和有效性具有十分重要的意义。但是，国内学者大都从理论和政策层面分析财政政策和货币政策之间的协调性问题，忽视了对两者之间配合效果的实证研究。张志栋和靳玉英（2011）仅分析了价格层面的配合效果，研究角度比较有限，而且利用29年的年度数据时间序列较短，建立的模型并不具有很好的稳健型。为了弥补目前学术研究的不足，本文采用1999年1月至2014年1月的月度数据建立了VAR回归模型，对我国财政政策货币政策之间的互动效果进行了分析检验，希望就政策组合的效应和政策制定的效果得到清晰的结论，并针对性地提出改进财政政策和货币政策协调性的有益建议。
二、计量模型
1.计量方法。VAR模型可以用下式表示：其中Yt为时间序列构成的向量，p为自回归滞后阶数，ut~IID（0，Ω）是随机误差列向量，其中每个元素都是非自相关的，但不同方程对应的随机误差项之间可能存在相关。
2.样本与统计数据说明。本文利用财政预算收入完成额、财政预算支出完成额、货币供给M2三变量构成的VAR模型研究财政货币政策之间的影响关系，为消除变量之间的异方差，将统计数据取对数后进行分析。样本取自期间为1999年1月~2014年1月的月度数据。本文以lnczsr和lnczzc作为代表财政政策效果的统计量，以lnm2作为代表货币政策效果的统计量。Lnczsr表示取对数的财政预算收入完成额，lnczzc表示取对数的财政预算支出完成额，lnm2表示取对数的广义货币供给量M2。所有数据均来自CCER经济金融数据库。模型利用软件EViews7拟合。
3.VAR模型的设定和估计。（1）以（lnczsr，lnczzc，lnm2）变量构成一个三变量的VAR模型。在得到正确的模型估计结果前我们需要确定VAR模型的滞后阶数。根据SC准则和HQ准则确定最优滞后期为4期。并对VAR（4）模型中的残差是否服从独立同分布进行了检验，通过诊断检验。（2）从水平的VAR（4）模型可以得到估计表达式。
三个方程的可决系数（R2）分别是0.9258，0.8696，0.9998，拟合优度较高。从第一个方程来看，度量货币供应水平的lnm2的滞后二阶的系数为负（-1.790），但是所有lnm2变量的系数之和为正（1.0052），可见总体上增加货币供给速度将增加财政收入增加速度。从第二个方程来看，所有lnm2变量的系数之和为正（1.2655），可见总体上增加货币供给速度将增加财政支出增加速度。从第三个方程来看，度量财政政策的财政收入增长速度的总系数为负（-0.023），说明财政收入增长速度的增加将降低货币供应量的增加速度，而度量财政政策的财政支出增长速度的总系数为正（0.0189），说明财政收入增长速度的增加将增加货币供应量的增加速度。综合以上的分析，我们得出如下结论：当货币政策扩张时，由于税收制度的稳定机制导致财政收入也相应增加，这将削弱货币政策刺激经济的效果；但是扩张货币供给是同时配合增加财政支出，可以抵消掉财政收入增加的负面效果。（3）格兰杰因果关系检验。检验结果如表1所示。检验结果发现lnczsr，lnczzc，lnm2三个变量互为格兰杰因，说明财政政策和货币政策的协调性较强。（4）脉冲响应函数。脉冲响应函数是描述一个内生变量对误差的反应，也即在扰动项上加一个标准差大小的新息（innovation）冲击对内生变量的当前值和未来值的影响。图1是对VAR（4）模型的脉冲响应函数曲线，横轴表示滞后阶数，纵轴表示内生变量对冲击的响应程度。从图1中可以看出，对对数的财政支出施加一个单位的正向冲击，6个月内引起对数财政收入的小幅波动，在10个月之后冲击的作用消失，财政收入和财政支出逐渐一致，但引起对数货币供给量的大幅度波动，前5个月波动幅度在-6至4个标准差之间，10个月后波动以一个正的标准差为均值上下波动，且波动幅度逐渐减少，30个月后对数的货币供给大致稳定在1.0个标准差处。对对数的财政收入施加一个单位的正向冲击，在6个月内引起对数的财政支出的小幅波动，在10个月之后冲击的作用消失，财政收入和财政支出逐渐一致，但引起对数的货币供给量的大幅度波动，前5个月波动幅度在-2至4个标准差之间，10个月后波动以一个正的标准差为均值上下波动，且波动幅度逐渐减少，30个月后对数的货币供给大致稳定在1.0个标准差处。对对数的货币供给施加一个单位的正向冲击，对数货币供应量的正向冲击虽然会随着时间的延长有所减弱但是其影响却会长期存在，在15个月之后稳定在0.7个标准差的位置，而且该冲击在5个月之后将导致对数的财政支出的小幅增加和对数的财政收入的小幅减少。由此我们可以得到如下结论：第一，财政政策的冲击将对货币政策产生长期影响，具体而言，扩张性的财政政策会增强货币政策的效果，而且增加财政支出和增加财政收入对于货币政策的增强效果是一致的。第二，货币政策的正向冲击对财政政策的影响作用非常小，而且还会引起财政赤字。（5）预测方差分解。VAR方差分解能够分析影响内生变量的结构冲击的贡献度，图2是对VAR（4）模型的方差分解曲线，横轴表示滞后阶数，纵轴表示内生变量之间的对结构冲击的相对作用。从图2中可以看出，对数财政收入变动中，自身波动的解释部分大概占到75%~100%，自身波动的影响逐渐减弱，稳定在75%左右；0%~20%由对数的财政支出的波动解释，且影响逐渐增强并稳定在20%左右；0%~5%由对数的货币供给量波动解释，且影响逐渐增强并稳定在5%左右。对数的财政支出变动中，自身波动的解释部分大概占到74%~82%，自身波动的影响逐渐减弱，稳定在74%左右；18%~18%由对数的财政支出的波动解释，且影响逐渐增强并稳定在18%左右；0%~8%由对数的货币供给量波动解释，且影响逐渐增强并稳定在8%左右。对数的财政支出变动中，自身波动的解释部分大概占到65%~100%，自身波动的影响逐渐减弱，稳定在65%左右；0%~25%由对数的财政支出的波动解释，且影响逐渐增强并稳定在25%左右；0%~10%由对数的货币供给量波动解释，且影响逐渐增强并稳定在10%左右。由此我们可以得到如下结论：财政政策对货币政策的影响效果要大于货币政策对财政政策的影响效果。
篇3
2.开展人民币跨境结算国际金融危机爆发以来，作为国际贸易中主要结算货币的美元和欧元的汇率都经历了大幅波动，我国企业与很多贸易伙伴国企业均希望可以使用人民币作为结算货币来规避风险。2009年，我国在上海、广州、深圳、珠海以及东莞5个城市开展人民币跨境结算试点，通过推动人民币在国际贸易中的使用，截至2013年底，我国跨境结算业务规模已经是当初试点时期的800多倍。根据汇丰银行预计，人民币在2015年将成为全球三大跨境贸易结算货币之一。
3.新增常备借贷便利工具我国央行在2013年开始利用一种新型货币政策工具———常备借贷便利(StandingLendingFacility，简称SLF)，在银行系统的流动性出现短暂性波动时选择性运用。这种货币调控新工具的特点是由金融机构主动发起，与金融机构进行定向交易，交易对手覆盖范围广，主要为政策性银行和全国性商业银行。常备借贷便利主要以抵押方式发放，信用评级较高的债券、优质信贷资产等均可作为抵押品，有时也可采取信用借款等方式进行发放。这种政策工具期限一般为1～3个月，利率水平是根据货币政策调控需要、引导市场利率的需要等因素进行综合确定。
二、效果评价
国际金融危机爆发后，中国人民银行采取的一系列非常规货币政策，包括近期使用的常备借贷便利政工具，对于我国货币政策非常规工具对金融市场与宏观经济产生的效果进行评价。
(一)金融市场方面央行的货币政策非常规工具使基础货币大幅增加。投资在刺激经济复苏的同时，也导致了大量的货币投放。政府取消对商业银行的信贷规模限制，有利于缓解企业资金压力并保持经济平稳增长。与此同时，在中央财政资金投放不到4千亿的情况下，我国商业银行的信贷资金投放达到了11万亿元规模。在银行借款主体结构中，地方政府融资贷款规模迅速扩张。截至2009年末，全国地方政府债务平台贷款额达7.38万亿元，比2008年增加了近3万亿。根据国家审计署公布的数据，到2013年6月末，我国政府性债务余额已经超过30万亿，其中全口径地方政府性债务共17.89万亿。这些新增信贷规模在扶持中小企业发展的同时，也可能成为银行业不良信贷资产的隐忧，盲目投资和资金的低利用率现象也会造成资源的相对短缺和供给的相对不足。我国跨境贸易人民币结算加快了我国经济复苏，带动了实体经济的发展，向市场注入了大量的流动性。我国自2013年初创设常备借贷便利以来，央行通过综合运用常备借贷便利工具来管理流动性，已收到了显著成效。在货币市场受到冲击出现短暂的波动时，通过利用常备借贷便利进行金融市场的调控，带动了实体经济发展，符合条件的金融机构可以得到央行提供的流动性支持，这也顺应国家对宏观调控的要求。在金融市场上利用非常规货币政策工具，有利于调节市场流动性的供给，有助于促进金融市场平稳运行，从而可以防范金融风险。
(二)宏观经济方面据统计，2009年我国国内生产总值同比增长8.7%，居民消费价格指数逐步回升，政府出台的经济刺激政策有效地促进了国民经济发展。同期，我国经济增长对世界经济增长的贡献超过了50%。2010年上半年，我国经济增长率达到11.1%，比2009年同期高出3.7个百分点，2013年我国在经济转型和深化改革的关键期，全年国内生产总值依然保持7.7%的增长。说明通过使用非常规货币政策工具可以拉动经济的增长其重要作用是要避免出现通货紧缩。但随着我国经济在国际金融危机后的快速恢复以及此前国家出台的扩张性政策，政府的四万亿投资以及银行系统信贷投放，我国出现了严重的流动性过剩现象，从2010年开始进入新一轮的通胀期，我国的CPI平均值为3.8%，2011年3月至10月这8个月的CPI都超过了5%。由以上数据可知，政府的非常规货币政策对于减缓通缩压力的效果不明显。
篇4
1.影子银行对货币供应量调控机制的影响
从某种程度上看，影子银行能够取代商业银行的信用中介功能，扩大社会信贷投放量。影子银行信用创造功能可以帮助企业从商业银行以外获取信贷资金，并将这部分资金存入到商业银行，这就扩大了社会贷款供给总量。另外，影子银行提供的各种金融产品和信贷业务，其利率往往比商业银行利率要高得多，这就会吸引大量社会储蓄，减少商业银行存款，流动性要求减低，由商业银行决定的超额准备金也会相应的减少，这会放大货币乘数，增大社会货币投放量。另外，影子银行与商业银行开展合作，将大量资金置于银行体系之外，打破了传统货币供给机制平衡，降低了人民银行预测货币供求关系变化的准确性，无形中削弱了央行货币政策的有效性。总而言之，影子银行体系通过信用创造功能扩大了金融市场信贷投放量，影响正常的货币供应量调控机制，削弱了货币政策实施效果。
2.影子银行对传统利率传导机制的影响
传统利率传导机制为：紧缩性货币政策i上升I下降Y下降。也就是说紧缩性货币政策会促使利率i上升，这就会增加企业融资成本，导致社会投资I下降，最终导致社会总需求和总产出Y下降。如果存在影子银行的话，当央行实行紧缩性货币政策时，信贷利率i提高，企业会减少对商业银行的信贷量，转而通过影子银行融资。因此，社会投资I可能不会发生明显变化，甚至会上升，社会总产出和需求不变或增加，这就削弱了人行的货币政策实施效果。
二、对策和建议
1.健全和完善货币传导机制
(1)突出商业银行的传导地位。
要进一步规范商业银行的经营行为，严格限制各类金融交易行为范围和幅度，从源头上化解金融市场主体有效性缺位的问题，在商业银行体系内部建立一套贯通的政策响应和执行机制，为实施货币政策奠定坚实基础。同时，要引导商业银行信贷向中小企业倾斜。商业银行体系是我国货币政策主要传导机制，而中小企业融资主要渠道又是商业银行信贷业务，这是影响货币政策传导有效实现的关键环节。目前，商业银行信贷资金主要流向大企业、国有企业以及少数行业，这使得中小企不得不向影子银行寻求融资机会，产生了大量不规范的借贷行为。因此，建立一套完善的中小企业信贷融资体系，彻底化解中小企业信贷难问题，是有效规避影子银行负面影响的重要手段。
(2)增强宏观调控机制针对性。
人民银行要加强影子银行资金价格分析，对不同金融产品的收益率对流动性影响机制进行深入研究，以为制定宏观经济政策时采取正确的措施规避影子银行的负面影响。在社会流动性充裕的前提下，货币政策要充分利用利率手段和价格型货币政策工具，加强对金融产品的监控，有效遏制影子银行对流动性调控的干扰。
2.完善货币政策工具
(1)调整准备金的统计口径。
在存在影子银行的情况下，大量流动性流向非存款性金融机构和金融市场，显著降低了商业银行实际提缴的法定准备金。如果将经影子银行流通的资金计入到货币供给的统计范围内，就可以计算出更加贴近社会流动性实际情况的准备金数值，从而有效化解影子银行干扰社会流动性的问题。
(2)提高再贴现工具的作用效力。
一直以来，国内再贴现工具利用频率较低，随着影子银行影响力不断增强，商业银行消化持有票据的途径选择越来越多，这显著降低了对央行贷款的依赖性。因此，要提高再贴现工具的效力，一方面要对当前金融市场上的票据理财、变相票据、"双买断"等操作加强规范。同时，要进一步规范会计操作行为，及时发现问题并严厉查处。另一方面，要明确再贴现工具的功能地位。过去以来，再贴现工具主要充当了市场培育和资金结构调整工具，通过对贴现对象和贴现条件的约束来调节经济结构，而忽视了其调节商业银行流动性的功能和作用。今后要在利率市场化改革过程中，逐步建立起市场化的、以票据市场利率为基础的再贴现利率，只有这样才能更好引导社会流动性，不断增强货币政策的调控效果。
(3)加大公开市场业务操作力度
公开市场操作是央行实施货币政策主要手段，但我国目前尚没有完全发挥其作用，实质没有发挥法定存款准备金的调节功能。央行票据存在的持有主体、期限结构、发行成本等问题难以有效激发金融市场的活力。因此，从长期来看，要尽快健全和完善国债市场，特别是短期国债发行和提高国债上市流通效率，合理配置国债市场资源。另外，要将同业拆借市场、短期债券市场、票据市场等优化组合起来，形成完整的货币市场体系，加强各专业市场之间的协调配合，只有这样才能提高社会资金流动性，并形成合理的市场利率机制，并准确传递中央银行的货币政策意图，实现其调控目标。
篇5
二、主要经济体央行实施量化宽松货币政策的回顾
（一）美联储的量化宽松货币政策回顾。
2007年美国次贷危机爆发后，美联储已推出四轮量化宽松货币政策。第一轮量化宽松货币政策（以下简称“QE1”）开始于2008年12月，美联储在执行期间共购买了1.725万亿美元的资产，包括政府支持企业（包括房利美、房地美和联邦住房贷款银行）与房地产有关的直接债务，以及由房利美、房地美和联邦政府国民抵押贷款协会所担保的抵押贷款支持债券（以下简称“MBS”），目的在于通过购买问题金融资产，重建金融机构信用，稳定信贷市场。第二轮量化宽松政策（以下简称“QE2”）开始于2010年11月，购买的资产为6000亿美元长期国债，目的在于通过增加基础货币投放，解决美国政府的财政危机。自2011年9月起，美联储开始执行“扭曲操作”（以下简称“OT”），先后买入6670亿美元剩余到期时间在6年至30年之间的长期国债，卖出了同等价值剩余到期时间为3年或以下的短期国债，力求压低长期国债收益率，从而降低与长期利率挂钩的贷款利率。第三轮量化宽松货币政策（以下简称“QE3”）开始于2012年9月15日，内容为每月采购400亿美元的MBS，在此基础上，2012年12月13日，美联储推出第四轮量化宽松货币政策（以下简称“QE4”），自次月起每月增加采购450亿美元的长期国债。截至目前，随着美国经济内生增长动力增强，就业情况好转，同时量化宽松刺激效应递减，成本压力加大，美联储正逐步缩减每月购债规模。
（二）日本央行的量化宽松货币政策。
2008年金融危机爆发后，日本陷入经济衰退和通货紧缩，尤其是2009年GDP出现了5.5%的负增长，创第二次世界大战后GDP增长新低，日本央行于2008年12月重新启动了量化宽松货币政策2，提高了每月购买长期国债的规模，并于次月起逐步扩大了购买资产的范围。2010年10月，日本央行设立资产购买基金，实施了长达31个月的“资产购买计划”，买断式购入政府债权、商业票据、公司债券等各类金融资产。此后，日本央行将该计划总额由初始的35万亿日元先后9次上调至最后的101万亿日元。安倍政府上台以来，为了摆脱通货紧缩，日本央行于2013年1月推出了更为激进的“无限期资产买入计划”，设定通货膨胀率达到2%的目标条件，宣布自2014年起每月购入13万亿日元的金融资产。2013年4月3日至4日，黑田东彦在担任日本央行行长后的首次货币政策会议上，宣布推出“质化和量化”货币宽松政策，一是放弃无担保同业拆借利率接近于零的政策工具，改用基础货币政策工具，计划两年内将基础货币总量由2013年3月份的134.7万亿日元，至2014年底扩充到270万亿日元。二是增大国债买入额并延长购入国债期限，其中长期国债保有余额每年增加约50万亿日元，同时将保有的国债平均期限由目前的不足3年增加至7年。三是增加对风险较高的股市投资信托（以下简称“ETF”）和不动产投资信托（以下简称“J-REIT”）的购买，将保有额年均提高1万亿日元和300亿日元。
（三）英格兰银行的量化宽松货币政策。
2009年1月30日，英国政府宣布授权英格兰银行建立“资产购买便利基金”，计划通过特设机构“英格兰银行资产购买便利基金有限公司”3从英格兰银行借款购买金融资产。最初确定的可被购买的合格金融资产包括商业票据、公司债券、按信用担保计划发行的票据、根据可行的证券化结构创立的辛迪加贷款以及资产支持证券。2009年3月5日，英格兰银行被正式授权启动“资产购买便利”，合格金融资产的范围扩大至在二级市场交易的政府债券，购买资产的规模确定为750亿英镑。随后的几年中，购买资产的规模被先后6次上调至3750亿英镑。根据英格兰银行2013年7月16日公布的“资产购买便利基金”情况，该基金当时所持有的金融资产全部为政府债券。
三、量化宽松货币政策及其退出对中央银行资产负债表的影响
（一）主要经济体中央银行实施量化宽松货币政策后资产负债表的变化。
1、证券类资产规模急剧扩大。
在量化宽松货币政策执行期间，购买国债、机构债等证券类资产成为推动央行资产负债表规模扩大的主要因素。例如，2008年末，美联储仅持有证券类资产5821.89亿美元，在总资产规模中的比重为25.92%。经过先后4轮量化宽松货币政策，截至2013年末，美联储累计买入了约3.5万亿美元的证券资产，推动证券类资产规模达到3.95万亿美元，增长近6倍，在总资产规模中的比重达到98.22%。2008财年末，日本央行所持有的国债仅为64.27万亿日元，2013财年末，日本央行持有的国债规模升至198.34万亿日元，占总资产规模的比重达到82.10%。英格兰银行实行量化宽松货币政策的操作属于表外业务，不反映于英格兰银行的资产负债表上，只是将向英格兰银行资产购买便利基金有限公司的贷款纳入了“其它贷款及垫款”科目核算。在2007财年末时，该科目规模仅0.04亿英镑，至2013财年末已增长至3751.97亿英镑，其中3751.93亿英镑为英格兰银行对英格兰银行资产购买便利基金有限公司的贷款。假设上述贷款的转账与英格兰银行资产购买便利基金有限公司购买资产的支付是同时发生的，或者后者紧随前者，那么截至2013年末英格兰银行实施量化宽松货币政策购买资产的规模占总资产规模的比重达到81.65%。
2、资产负债表结构更加丰富。
根据美国联邦储备法，美联储能够购入的证券仅包括美国国债（包括国库券、中长期国债和通胀联结债券）、联邦机构债和机构抵押贷款支持证券（以下简称“MBS”），但在量化宽松货币政策实施前，美联储几乎只购买低风险的美国国债。在金融危机爆发前的2006年末，美联储持有7836.19亿美元的美国国债，占当期总资产规模的89.72%，持有的联邦机构债和MBS可以忽略不计。推出量化宽松货币政策后，美联储大量买入了联邦机构债和MBS，使得两种资产在总资产规模中的比重达到39.59%，持有的美国国债占总资产规模中的比重下降到58.63%。日本央行在实施第一次量化宽松货币政策期间，为了改善金融机构因资产缩水而惜贷的情况，直接购买金融机构所持有的股票以及资产抵押证券，在资产负债表中首次单独出现了“作为信托资产持有的股票”和“资产抵押证券”两个科目。在实施第二次量化宽松货币政策期间，为了缓解企业因金融危机导致的筹资难的问题，首次开始购买商业票据、ETF、J-REIT等金融资产，并在资产负债表的资产方向下增加了相应科目进行了单独列示。美联储和日本央行通过采取以上措施，不但在缓解金融机构流动性紧张和惜贷行为等方面起到了一定作用，还在一定程度上修复了相关资产的交易市场，达到了弥补市场流动性、降低风险溢出效应的目的。
3、金融机构存款成为推动央行资产负债表扩张的最重要的资金来源。
在量化宽松货币政策实施之前，美联储最主要的负债科目是流通中的货币，占总负债规模的90.15%，金融机构存款仅占总负债规模的2.36%。随着量化宽松货币政策等非常规货币政策的实施，金融机构存款科目由207.67美元增长至约22490.70亿美元，增长107倍，在总负债规模中的比重上升至56.66%，成为美联储最重要的资金来源。同期，流通中的货币规模仅增长4035.10亿美元，增幅50.97%。2007财年至2013财年，金融机构在日本央行的存款规模由14.28万亿日元增长至132.35万亿日元，增长了8.27倍，占总负债增长规模的比重达到108.33%，而同期流通中的货币仅增长13.30%，占总资产增长规模的比重为7.95%。2008年2月至2014年2月，金融机构在英格兰银行的存款增加了2722.52亿英镑，增幅超过10倍，占同期资产负债表规模增长的比重为71.32%。而流通中的货币规模仅增长56.57%，占同期资产负债表规模增长的比重为5.70%。可以看出，上述央行通过量化宽松货币政策注入的绝大部分资金并未经过银行体系转化为流通中的货币，而是被金融机构重新存入央行。这一方面反映了危机期间金融机构对流动性的较高需求，另一方面也反映了金融机构对私人部门风险的规避。
（二）退出量化宽松政策对中央银行资产负债表的影响展望。
1、缩减证券类资产规模。
退出量化宽松货币政策必然需要停止资产采购，但这并不意味着各央行资产负债表上证券类资产的规模立即转向收缩，因为美联储等央行仍在执行再投资政策，即将持有到期的机构债务、抵押贷款支持证券等的收益继续投资于有关证券，同时对到期国债进行展期，这些操作将使得央行资产负债表的规模维持不变。因此，当各央行结束资产购买后，资产负债表规模将进入一段相对平稳的观察期。如果能够在一段时期内确认经济复苏的形势得以持续，央行则可以宣布停止再投资政策，此时其证券类资产规模也将随着所持证券的到期或处置而收缩。但由于美联储、日本银行和英格兰银行所持有的金融资产以长期资产为主，若将这些债券持有到期，资产负债表的缩减必将是一个非常漫长的过程。以美联储为例，通过量化宽松货币政策以及扭曲操作，其所持有的证券类资产以长期国债、联邦机构债和MBS等长期资产为主，短期国债等短期资产的规模几乎可以忽略不计。根据2013年8月21日美联储持有的资产期限结构数据，未来一年内到期的证券类资产约245亿美元，1-5年内到期的证券类资产约6615亿美元，5-10年内到期的证券类资产约8746亿美元，10年期以上的证券类资产约18204亿美元。如果美联储自2014年停止量化宽松货币政策，并打算将上述证券类资产持有至到期，其资产负债表规模未来5年内仅缩减约17%，未来10年内缩减约38%，仍远高于金融危机前的水平。如果美联储直接出售证券类资产，由于规模巨大，将大幅压低有关资产的价格，给金融市场和自身财务健康水平带来一定的冲击，同时导致长期利率上升，从而抑制投资，不利于经济企稳复苏。我们预计美联储选择直接出售证券类资产的可能性较低。美联储也可以选择其它的处理方式，例如，可以选择执行反向的扭曲操作，即减持长期资产的同时增持短期资产，加快缩减资产负债表规模的步伐，同时可降低对市场流动性的冲击。
2、部分为执行量化宽松货币政策而创设的科目将消失。
例如，量化宽松政策退出后，日本央行将不再补充购入商业票据、ETF、J-REIT等资产，随着存量资产的到期，专门为反映上述资产所创设的科目将逐步缩减直至消失。
3、对负债方科目的影响。
在执行量化宽松货币政策期间，各央行主要通过吸收金融机构存款等方式补充资金来源。央行退出量化宽松货币政策后，一方面货币市场利率将逐渐回复到正常范围，央行对超额准备金付息的政策将失去吸引力，另一方面，随着实体经济持续实质性好转，银行放贷意愿将会增强。从以上两个方面看，金融机构在央行资产负债表上的巨额存款存在流入信贷市场的巨大动力。为防止流动性涌入实体经济所引发的经济过热或通货膨胀，各央行可能采取执行大规模逆回购、发行央行票据等方式吸收流动性，避免货币供应量短期内快速增长，从而引起逆回购、央行票据等科目规模出现一定的增长，对金融机构存款规模的下降起到一定的替代作用，抑制流通中的货币规模上升。
4、对中央银行资产负债表的间接影响。
退出量化宽松货币政策，将会降低本国国内的流动性供给，提升各类资产的收益率，带动本国货币升值。由于美元、日元和英镑等货币对国际大宗商品市场具有较强的影响力，随着上述货币的升值，以其计价的国际大宗商品价格也可能出现一定的回落。因此，退出量化宽松货币政策会对整体经济金融环境产生较大的影响，进而间接影响央行资产负债表。一是持有的证券类资产的价值可能出现下降。无论央行选择将证券类资产卖出或者是持有至到期，受到流动性支持下降以及被量化宽松货币政策压低的利率水平回升等因素影响，国债、商业票据、MBS等证券类资产的市场价值都将会出现一定的下降压力，央行将面临一定的损失风险。二是财政部门存款可能出现一定程度下降。一方面，随着央行退出量化宽松货币政策，被压低的国债利率也将逐渐回归到正常水平，财政部门的利息支出将会随之上升。考虑到美国、日本和英国的政府债务水平、财政赤字水平均相对较高，我们预计国债利率上升将给上述国家的财政支出造成一定压力。另一方面，流动性规模的缩减以及利率水平的上升将给企业利润造成一定影响，可能降低企业和个人收入，从而减少财政税收。但是，由于美国、日本等国家均属于资源进口国，进口大宗商品价格的下降可能在一定程度上弥补企业利润。三是对外汇储备的影响。以日本央行的美元储备为例，假如日本维持现有量化宽松货币政策不变，当美国退出量化宽松货币政策时，由于美元流动性的收紧带动美元升值，将会提高以美元计价的资产的吸引力，国际资本会从日本流向美国，造成日元的相对贬值，日本央行的美元储备将会出现一定的浮盈。同样，当日本退出量化宽松货币政策时，假如当时美国已经完成了量化宽松货币政策的退出，日元流动性的收紧将会带动日元升值，国际资本会从美国流向日本，造成美元的相对贬值，日本央行的美元储备将会出现一定的浮亏。
四、对我国的启示
篇6
预期理论作为货币政策有效性研究领域的基础理论之一，长期以来一直受到学术界的广泛关注，并由此得到迅速发展。预期理论主要研究微观主体根据已有信息对未来经济发展路径做出判断以及这一判断与实际经济走向的相互影响关系，其中蕴含着微观主体利用学习能力进行信息更新的意义［1］。随着学术界对预期理论研究的不断深入，我们接触到了异质预期的概念,异质预期的基本含义是指由于不同主体在认知能力以及信息占有量等方面的差异，对同一信息产生的不同预期。异质预期会随着主体学习能力的提高以及获取信息的增加最终收敛于理性预期。从中我们可以看到异质预期包括两方面的内容：一是不同主体之间的预期有差异，这就意味着有不同知识和学习背景的主体对同一种信息的理解不同；二是主体会通过学习不断更新自己的预期，而学习更多是一种交流过程，这就意味着微观主体的异质预期会相互影响，微观主体的学习因此体现为一种公众学习形式。本文首先总结异质预期与公众学习方面的代表性研究，然后分析存在异质预期的微观主体在学习过程中的相互影响，最后以中国实例总结异质预期对货币政策执行效果的影响。
一、异质预期的基础理论
1.异质预期的分析基础
程均丽［2-3］系统地介绍了异质预期理论以及在货币政策信息沟通领域的应用。对于异质预期的模型分析有两种形式：（1）预测者选择动态型，可以理解为不同预期主体所用方法的博弈均衡。假设对后期变量的预期取决于对前期经济情况的不同判断方式。以对通货膨胀率e的判断为例，假设人们对et+1的预期来源于两种形式：一是根据et-1的数据推算，我们设这种情形为A；二是根据历史上通货膨胀的周期波动来推算，设为B，那么对未来通货膨胀的总体预期即为et+1=pA+（1-p）B，其中p（0＜p＜1）为选择A的可能性，（1-p）为选择B的可能性。对未来的通胀预期取决于人们根据经济变化对不同方法的选择。（2）学习收益型，主体了解自己所处的不完全信息环境，因此会通过不断地学习来获得新的信息收益。这种学习收益会产生收益递增与收益递减两种情况。
以货币政策信息沟通为例，当货币政策可信性较高，主体对未来货币政策的预期逐渐与实际情况接近，经济主体便不会对新信息表现得敏感，即不依靠新信息也能依靠以往的判断预测货币政策的走向，学习收益较低，相应地获取和甄别新信息的成本也很低；当货币政策可信性较低，经济主体无法凭借经验形成准确预期时，经济主体就会对新信息表现得非常敏感，学习收益较高，相应地获取和甄别新信息的成本也很高。
进一步，在经济主体的学习过程会呈现两个方向的反应，其一是由于主体理性有限，尤其是将自身偏好因素结合到对经济形势的判断中时难免会出现错误，但是通过持续的学习这些错误会消失，异质预期最终收敛于理性预期。但是North［4］认为，学习是一个取决于诸多要素的累加过程，因此学习中产生的预期误差也可能会不断增大，对最终理性预期的形态可能偏离得比以前更大。因此Orphanides和Williams［5］指出，异质预期可能会延长经济波动的周期，即由于异质预期的不完全信息环境，经济主体为了获得更多的信息和甄别能力，需要不断学习，尤其是当经济出现自己预期之外的波动时，会对信息更加敏感，便更需要花费时间去学习以减少自己面对的不确定性。然而这个渐进过程会导致经济回归到均衡水平的时间被拉长。
2.公众学习与异质预期
徐亚平［1］认为，对于大多数人来说知识的更新所依靠的不是学术研究性质的模型分析，而是从传播中获取。有效的信息沟通并不是指信息量的多少，而是信息的鉴别和理解能力。在经济社会中，人们的学习是内部性和外部性的综合作用，既有自身的知识，又要依靠外界资源充实更新知识。Fuka［6］认为，异质预期是一种非常复杂的传递机制，由于不像理性预期那样高度抽象，异质预期所造成的经济变化是隐性的，即无法通过公开的信息渠道来观察异质预期的变化而只能直接观察结果。一个经济中预期的波动取决于乐观预期与悲观预期的均衡性，样本空间越大，这种均衡性对经济的影响就越大。
3.异质预期与中央银行预期管理
关于中央银行应该如何对存在异质预期影响的公众预期加以引导，程均丽［3］认为存在一个“最优相机政策”，即货币当局在货币政策的决策模型中利用适应性学习的性质将预期作为一个独立的变量对待，通过平滑引导将异质预期逐渐收敛于理性预期。从中国实际来看，货币当局在近几年开始注重微观主体预期的观测，但是对预期的调节效果并不明显；在货币政策信息的获取上，微观主体缺乏一个具有高度可信性的权威渠道。中央银行所的信息与微观主体实际接触到的情况并不相符，导致公众对中央银行实际意图信息比较敏感，一有相关消息放出便会引起盲从行为。
二、存在溢出效应的异质预期模型
溢出效应可以理解为人们行为出现相互影响现象。异质预期出现混同，是由于在学习过程中人们更多地通过与他人的交流来对自身原有的信息进行改进，因此我们可以将这一过程看做一个含有溢出效应的学习过程。但是在溢出效应存在的情况下，如果微观主体本身判断能力不强、信息获取渠道又过于混乱的话，信息量的增加反而会使微观主体无所适从，产生盲从效应。我们通过一组公式来阐述这一问题。
按照徐亚平［1］所提出的，公众学习模型可以体现为yet=kyet1+lyet2+φgt+et，其中决定预期的基本变量包括不同权重的经济主体自身对信息的判断kyet1、他人对信息的判断lyet2、经济信息φgt以及随机扰动因素et。我们将该式进行简化，能够更加明确地表现出学习过程中的相互交流情况。假设个人预期取决于经济主体自身的判断以及与他人的交流，并且假设一个只包含两个微观主体a与b的学习环境，主体所得到的信息只有两个组成部分，即自身信息与外界信息，面对的信息环境相同，但二者禀赋不同，因此采用程均丽［3］提出的不同的经济预测方法，此时我们得到这样一组关系：
从上式可知，溢出效应k越大，即交流越多，微观主体所要付出的学习努力就越少，在这种情况下，微观主体不需要付出太多成本就能够获得足够的信息，但是微观主体坚持自身判断的空间也就受到挤压，尤其是当学习成本很高时，微观主体就会放弃自身判断转而屈从一般信息进行经济活动。这一点我们在下文中用货币政策的执行效果作为对象进行实证考察。
三、异质预期与货币政策执行效果
1.对模型的延续思考
从上述分析出发，我们也可以将信息的处理与信息的数量拆分考虑，用一个极端的假设来阐明这个想法，即个人本身是没有任何信息的，只具有信息判断和甄别能力。上文中提到的个人信息是人们依靠自身的甄别能力从外在信息中筛选吸收作为自己的知识。从这个角度入手就能明确如下问题：（1）沟通并不意味着信息的多少而在于信息被理解的程度。当人们本身理解能力欠缺时，货币政策就没必要发送更多的信息而只需要保证已经的信息被准确地理解和执行。（2）当理解和甄别能力受限后，就要保证信息来源的权威性。信息来源混乱会大大增加信息接收方的鉴别成本，当信息接收方无法承担这种鉴别成本时，就会放弃鉴别产生盲从效应或羊群效应。以最简单的例子来说，当我们急于做出判断时听到的却是来自不同渠道的、内容相互不一致的并且具有不可验证性的信息时，我们会采取无所谓的态度来跟随自己的直觉或者追随多数人的行为［7］。（3）当多数人的行为引起的经济波动超出货币当局预期时，货币当局就会采取措施将其逐步引导到自己设定好的轨道中来。经过这样一番循环后，人们对信息的判断鉴别能力由此增长。从这个角度来研究人们的学习能力的话，可以看出人们的能力之所以提高是由于经历的相关事件不断增多，也就是我们所说的经验。在一个特定的金融体系中，人们对金融信息的判断如何取决于人们参与金融活动的多少，因此，在公众学习理论中，我们不可忽视国家宏观制度因素在此间扮演的重要角色。
2.对我国实例的分析
由于我国金融活动的普及性以及市场化程度都处于有待完善的初级阶段，微观主体对于金融行为的理解较浅，缺乏丰富的金融经验，因此当中央银行货币政策信息并且这一信息经过商业银行发生延迟或放大时，大多数微观主体并不能理解中央银行与商业银行之间的博弈过程而只能充当看客［8］，并且对中央银行应该何时采取何种动作进行不断的猜疑，此时多方信息交织杂乱，公众更加无所适从。以我国货币当局既要保增长又要稳物价的政策目标来说，这实质上是中央银行与政府之间的利益均衡问题，按照国家的宏观经济发展计划，对物价、就业等经济变量的关注与调控是一个长期的过程，但是微观主体一般只关心短期内自身收益情况（例如公众更愿意关注短期内收入、物价和就业的变动情况，而不是宏观的远期通货膨胀控制计划），而此时如果中央银行的货币政策操控能力不强，短期内公众会对中央银行行为以及独立程度产生质疑。由此微观主体便更倾向于忽视中央银行的官方信息而依附另一方向的信息并产生羊群效应，而此时一旦货币政策的变动与这一方向相左，本来正常的货币政策调整反而会出现超出公众预期的情况。
首先，以2004—2007年9次提高存贷款利率的政策操作为例，。数据主要来自于1993年、2000年、2005年、2008年《中国金融年鉴》以及1995年、1998年、2000年、2008年、2009年《中国统计年鉴》。
中央银行提高存贷款利率的意图显然是执行稳健的货币政策，对投资增长逐年增加，信贷投放过快的宏观形势加以控制。从理论上看，中央银行进行利率上调之后，理应降低公众的通胀预期，但是从实际情况来看，由于中央银行对存贷利差的调整不够科学，使短期存贷利差加大，反而刺激了银行继续投放贷款。同时，由于国内融资环境不健全，就算是贷款利率提高，很多企业也只能选择银行贷款来进行生产，致使贷款成本增加，进而推动产品价格上涨。而直接观察到价格上涨的公众自然会持续自己的通胀预期。因此，中央银行在这一阶段尽管公布了政策操作的一些具体信息，在货币政策透明度方面取得了进步，但是对公众预期的引导仍然谈不上有效。
其次，以2007年的连续政策变动为例，为了警惕房地产市场、基金市场价格上扬造成的经济过热，中央银行于2007年3月、5月、6月、7月、8月、9月和12月分别就基准利率和准备金率做出调整，但是市场反应并不明显。此阶段中国物价上涨、经济波动等问题并不完全与货币发行量有关，商品供求、融资制度等因素相较货币发行量更能解释此阶段的经济波动，2007年猪肉价格上行是物价大幅上涨的主要原因，而此时中央银行连续收紧货币政策使一些中小企业面临融资困难，同时大企业的融资过量导致大量富余资金流入股市楼市，使资产泡沫持续膨胀。并且随着信息传播媒介的发展，此时公众也通过各种渠道接触到了各个方面的信息，面对复杂的原因集合，结合中央银行当前政策调控效果的不明朗，公众对信息的判断成本迅速提高，导致跟风投机现象盛行，也是2007—2009年股市大幅波动等经济动荡现象的重要原因。
四、结论
关于微观主体预期与中央银行之间的信息沟通问题，本文认为应明确三个方面：
第一，中央银行货币政策决策体现出的是货币当局对政府利益与微观主体利益，宏观经济长期战略和微观主体短期预期之间的利益协调，并且以或单独、或多重的政策终极目标来体现各方的博弈均衡。
第二，微观主体预期显示出的信息不一定与中央银行货币政策关注的最终目标重合，因为中央银行所关注的是整个国民经济，包含所有行业的整体信息，而微观主体进行信息反馈的途径，一定是微观主体本身能够驾驭的途径，可能不会与实体经济之间存在着固定或显著的影响关系，不需要中央银行利用货币政策进行宏观调控，但是却可以比较明确地反映出微观主体的预期，是货币政策预期引导过程中必需的信息来源。
第三，中国中央银行在行政决策以及目标设定等方面尚不具备足够的独立性，中央银行实际上是作为以国务院为核心的诸多主宰转型期经济发展策略的政府部门的人身份出现，受其委托对物价、就业、国际收支、经济增长加以调控以实现政府意图。因此，在货币政策信息沟通过程中就会出现政出多头的现象，本属于中央银行专有职能的货币政策控制权被分散到对中央银行具有委托关系的各个部门，以至于国务院、发改委、统计局以及其他权威组织成员的言论都会对微观主体理解货币政策信息构成影响。从第二部分的公式以及中国实践中我们都可以看出，如果微观主体学习成本过高导致对信息缺乏判断能力，就会放大异质预期产生的预期冲击，导致中央银行对微观主体预期的管理更加困难。
因此，本文认为对中央银行信息沟通能力的改进，不仅仅要强调货币政策信息的透明度，更应该强调微观主体对所公布信息的理解。在当前中国特殊的转型期经济政治背景下，强调货币政策的科学性、前瞻性以及信息沟通效率，要比单纯强调货币政策信息透明度更有实际意义。
参考文献：
［1］徐亚平.公众学习、预期引导与货币政策的有效性［J］.金融研究，2009,(1).
［2］程均丽.异质预期及其经济影响——基于货币经济学的新视角［J］.当代经济研究，2009,(3).
［3］程均丽.异质预期下的货币政策:相机还是承诺［J］.国际金融研究，2010,(3).
［4］North，D.C.InstitutionsandEconomicTheory［J］.AmericanEconomist,1992，（spring）:3-6.
篇7
从凯恩斯主义到新古典综合理论，人们认为利率是宏观经济政策的有效工具，并在实践中进行了广泛的运用，而货币学派又从新货币数量说的角度提出了以控制货币数量为目标的政策操作规则。但从目前世界主要经济发达国家的应用来看，利率仍是主要的操作工具，这与金融市场自由化与金融创新的发展是分不开的。本文试图从理论上对以利率目标区为货币政策目标的优劣加以分析，并得出相关结论。
关于货币政策的几个问题
一般而言，货币政策的执行可以分为如下几个层次：
依赖于通过
政策规则执行目标执行工具效果及反馈
由于货币传导机制不同，就会对央行期望达到的目标与执行工具间的相关性，以及央行对执行工具在多大程度上具有控制能力提出疑问。这也是讨论货币政策是否有效问题的关键。因此，本文在分析上依据如下的基本假定：如果总支出的各个部分与长期利率变动的联系十分密切，在此假定下，影响短期利率的货币政策措施与总量经济之间的联系就取决于利率的期限结构。决定货币政策是否有效，是实际利率与资本边际收益率的比较；稳态实际利率由资本边际产出决定，从长期考查货币政策对实际回报率不会有影响（货币超中性）；控制名义利率将会显著影响总体价格水平。
也就是说，从货币数量，价格水平，实际利率与产出的关系上考查，在长期中（在足够长的观察期内），货币、利率均呈现出中性的特征。因此问题就在于短期的利率水平是否影响产出、短期利率与长期利率的关系如何和以控制利率水平为目标的货币政策规则是否会引发价格的过度波动。
从理论上看，由于宏观经济政策的时滞性及信息不对称等问题的存在，货币政策的操作目标与实际效果间总是存在一定的偏差。同时在政策操作上，也存在着利率与总量目标不相容的问题（见图1,2）。这就对货币政策规则的制定设定了选择范围，即利率或是货币量。
图中I代表利率，M代表货币量。图1表示了以货币总量为目标的状态，当央行货币供给水平确定在MS水平的时候，由于货币需求的不确定性，Md会在央行预期的Md与实际的Md1Md2之间波动，由不同货币需求水平决定的市场利率会在I0I1I2间波动。也就表明以货币供给量为目标的货币政策将面对不确定的利率水平。图2表示了以利率为目标的状态，当央行确定I0目标利率的时候，央行预期的货币需求位于Md的位置，而当实际货币需求在Md1Md2间波动时，央行为确保利率目标的实现，必会调整货币供给水平，使实际货币供给量在Ms1Ms2间波动。
视利率为目标的货币政策，正是由于要调整货币供给量而可能在维护政策规则时付出其他代价。在其中价格的过渡波动会是直接的结果，如果在利率政策规则下，由货币供给引发的价格波动是可以接受的，则利率规则就是可取的，否则就是不可取的。无论从短期还是长期考察，货币政策都能影响名义利率，依靠费雪方程式就可以将实际利率、预期通胀及名义利率联系在一起。由于利率与总量目标的不相容性，名义利率目标与通货膨胀目标彼此无法单独选定，故而控制名义利率就会对总体价格水平产生显著影响。
标准化的研究模型
yt=yc+α(pt-Et-1pt)+et
yt=α0-α1rt+ut
mt-pt=-cit+yt+vt
it=rt+(Etpt+1-pt)
式中y代表产出m代表通货数量p代表价格水平的对数；r代表实际利率i代表名义利率；yt,yc分别代表当期产出和预期的产出。既当期产出是预期值与通胀率的函数，实际货币供给是产出与名义利率的函数，名义利率是通胀率与实际利率的函数。其中通货数量（名义的货币供给）确定产出y，价格水平p；名义利率i由系统内生决定。
当央行实行以固定名义利率水平的目标政策时，固定it=IT，以上总供求方程式变为：
yt=yc+α(pt-Et-1pt)+et
yt=α0-α1rt+ut
It=rt+(Etpt+1-pt)
上式的明显变化是货币供给方程式不再是计算内容。因为已知实际产出、价格水平和名义利率，名义货币水平就可以由货币需求公式内生的决定。问题在于央行要严格的控制名义利率i,由此影响消费及决策，但影响总需求的却是预期实际利率r。这也就对利率目标区设定规则的灵活性产生了影响。
观查上式pt-Et-1pt；Etpt+1-pt；式中的价格水平仅是一种预期误差，或说是一种预期变动率的形式（类似费雪方程式Etpt+1-pt）。假定序列｛p*t+i｝i=0∞是一种均衡，pt-Et-1pt或Pt*就是不确定的。得出此结论意味着，P对yt及r无影响，故而仅要求预期通胀率满足：
iT=([α0-yt+ut]/α1)+Etpt+1*-pt*
价格水平的不确定性，被认为是纯粹钉住利率过程的潜在问题。即如果经济主体不关心绝对价格水平，同时央行也不关心这一问题，那价格的上扬就是不可避免的，这与美国上世纪70年代中后期出现的情况是相符的。而事实上这是不可能的，价格水平的无限上扬是不可接受的。
以上分析的意义在于，钉住名义利率不变规则下，央行若令货币数量随价格变化进行调整而令实际货币余额保持不变，也即通胀水平保持在一定的范围内，利率规则就是可取的。那么余下的问题是这种状态是否存在。
对如上问题的讨论实际上提出了央行实行怎样的货币供给方式，能够在实现利率目标的前提下不出现通胀的失控。麦卡伦(1986)曾强调指出，不确定性问题与多重均衡问题有所不同，后者涉及到的情形是多个均衡的价格路径同时与给定名义货币供给路径相匹配。央行对名义、实际货币供给量控制的方式或说途径就成为了问题的关键。
货币供给方式的视角
以名义货币供给为实际操作工具
假定央行以名义货币供给为控制利率的操作工具，并钉住名义目标利率进行调整。
引入模型：
mt=μ0+mt-1+μ(it-iT)
其中m代表名义货币供给，上式的含义在于，名义货币供给增长率取决于名义利率偏离目标利率的程度。如果it围绕着目标利率iT随机的波动，则名义货币供给增长率为μ0。随μ趋向于无穷，名义利率对目标利率的偏差如果会收敛，那么价格水平的确定性就可以保持。通过对上式的求解，可以得出结论mt是非稳态的，同时m的这一属性也就导致价格水平的非稳态性质。也就是说价格水平误差会随着预测期的延长而加大。这就表明了，在钉住目标利率的政策规则下，以名义货币供给为实际操作工具的作法是不可行的。
以实际货币供给为实际操作工具（或说以趋势稳定的方式进行货币供给）
假定央行以趋势稳定的方式进行货币供给，上述模型变形为：
mt=μ＊+μ0t＋mt-1+μ(it-it)
式中隐含了平均货币供给增长率稳定为μ0的假定，同样进行如上式相同的验证过程，可以得出结果，名义利率与价格水平随机表现为一种均衡。也就是在特定确定货币供给规则下，均衡的价格水平是趋势稳定的，同时预期误差方差并不随预测期的延长而无上限的提高。
通过如上的分析，可以得出下述结论：在理论上货币政策的实施可以减少名义利率波动，同时并不引起价格水平的不确定性，既在理论上可以认为在特定货币供给规则条件下，目标利率货币政策规则是可行的；名义货币供给的基本表现，并不单一的取决于钉往目标利率的约束，这一目标可以通过不同的货币供给过程实现。
利率政策的最优性
如果盯住目标利率的政策规则是可行的，那么适当的目标利率水平又应当如何确定呢？
笔者认为这是个较为复杂的问题，以上是以央行为行为主体，依靠央行执行货币政策的独立性得以实现目标利率政策规则。但如果将央行的政策执行置于同政府宏观经济政策相一致，或者说是两种政策的搭配角度上来看这个问题的话，可能就会出现其他结果。
政府的目标函数决定了他的政策取向，也就决定了其宏观经济政策的取向。这样一种自然福利标准的设定是相当困难的。脱离现实的宏观经济状况，单纯的用理论模型来解释是不可取的。政府面对的宏观经济现况可能会比任何现有的经济模型所解释的情况都复杂。故而以目标利率为货币政策规则的设定必定与政府宏观经济政策取向是大体一致的。从理论方面对这个问题的研究，有的使用了一般均衡、代表人模型（卡尔斯托姆19951997）。其借用了预付现金模型，假定消费者资金必须从名义货币余额中筹措，此时正的名义利率表明对消费开征了一项隐性税收，这就影响到家庭在现金商品与信用间的选择。在模型中引入一期价格粘性可得出结论，固定名义利率会消除资本积累的扭曲，利率钉住帕累托优于固定的货币规则，而且对于任何都存在某种货币增长过程，类似于可变价格模型中的实际均衡状况。即可以在外生名义货币供给过程下决定价格水平与名义利率。这实际上与上文中的研究结论是一致的，都论证了利率目标区货币政策规则的最优性与可行性。
篇8
门限回归模型设计由Caner和Hansen提出的带有内生解释变量和外生门限变量的门限回归模型，［15］使用了两阶段合并最小二乘估计(2SPOLS)以及斜率系数的广义矩估计(GMM)方法，极大地推广了门限回归模型在实证分析中的应用。
二、实证检验
(一)货币政策多目标系统指标选择与模型设计物价稳定作为货币政策的最终目标之一，与其他四个目标关系密切:首先，经济发展必定伴随着不同程度的通货膨胀，投资、消费等的增加都会在促进经济增长的同时导致物价波动;其次，根据菲利普斯曲线，通货膨胀与就业在短期内存在替代关系，两者呈反向变动;再次，物价稳定与资产价格稳定是以货币表现的不同经济活动的实施目标，如果央行适当调整导致金融不稳定的变量，则不仅可以实现金融稳定，也可以平抑物价和产出的波动;［17］最后，在当前开放环境下，国际收支会从货币市场和商品市场两条途径冲击国内物价水平。因此，本文选择通货膨胀率作为货币政策多目标体系门限回归模型的门限变量。具体分析如下:1.物价稳定与经济增长。Fischer在研究影响经济增长的各个宏观经济变量时首次提出通货膨胀与经济增长之间为非线性关系的可能。他认为一旦通货膨胀值发生变化，它对经济增长的影响也会变化。因此，如果两者之间存在这种非线性关系，那么原则上估计这一拐点(即门限值)就是有可能的，在这一点上通货膨胀与经济增长之间的关系将发生变化。根据上述理论，借鉴索洛的新古典经济增长理论，一方面资本存量和投资规模的增加会促进经济增长;另一方面资本边际收益递减规律会导致初始收入水平较低的国家具有相对较快的增长速度。［18］此外，投资规模的扩大会直接影响生产链上游的产品价格，进而对最终产品的价格产生影响，于是投资所形成的有效供给或将成为抑制通货膨胀的物质基础。最后，对于我国而言，人口红利的出现为经济发展创造了有利的人口条件。因此，在考察通货膨胀与经济增长之间的关系时，在新古典经济增长模型中引入投资、人口自然增长率、初始GDP水平等因素的间接效应。模型引入变量如表1所示。2.物价稳定与充分就业。菲利普斯曲线是用来表示失业与通货膨胀之间替代关系的曲线，由威廉•菲利普斯提出后，经济学家对此进行了大量的理论解释和改进，其中索洛和萨缪尔森根据成本推动的通货膨胀理论将原来表示失业率(u)与货币工资率之间交替关系的菲利普斯曲线发展成用来表示失业率与通货膨胀率之间交替关系的曲线。但是，索洛和萨缪尔森认为失业率和通货膨胀率之间的替代关系并非长期固定不变，制度性改革会缓和这种关系，政策对经济的刺激会通过小幅度通货膨胀来提高就业水平，［19］政府基于失业率与通货膨胀率的这种关系，通常将两者控制在某临界点以内的安全范围内。因此，采用索洛和萨缪尔森的菲利普斯曲线形式表示通货膨胀与就业(失业)之间的关系。3.物价稳定与金融稳定。货币政策操作工具主要通过金融市场进行传导和实施作用于最终目标，金融市场稳定与否直接关系到货币政策实施的效率和有效性。［20］但在现实中，物价稳定往往会抑制金融市场的活力，阻滞金融市场发展。美联储前任主席Greenspan指出，货币政策很难协调兼顾同时实现物价和资产价格水平的稳定。但是Greenspan仍然主张货币政策要密切关注资产价格的变化，在关注物价稳定的同时也要重视金融市场的稳定。限于数据选取的局限性，本文选取上证综指(SH)作为反映金融市场情况的指标，对上证综指与通货膨胀率之间的关系进行分析。此外，由于超出公众预期的货币供应量增加会引起资产价格的升高，［21］利率的变化也会通过影响投资者行为和上市公司决策进而影响金融资产价格。因此，货币供应量、利率、社会固定投资额等也是研究物价与金融资产价格关系应考虑的因素。(控制变量见表1)4.物价稳定与国际收支平衡。开放经济对货币政策的操作与调控关系重大，国际收支主要通过商品市场和货币市场两条途径来影响国内物价水平，导致输入型通货膨胀。Karras通过实证分析检验开放经济条件下国际贸易对国内货币政策实施效果的影响，结果表明，一个国家对外贸易水平越高，货币政策对经济增长的影响越小，对物价水平的影响越大，［22］且国际收支对国内物价水平的非线性拉动作用要求我们建立非线性模型寻求两者之间的平衡点。输入型通货膨胀的产生原因有很多，从商品市场和货币市场两条途径考虑，选择国际收支差额(BOP)作为国际收支平衡的衡量指标，同时考虑国外实际利率水平、汇率、国内利率水平等因素的间接效应(如表1所示)，建立其与通货膨胀率的门限回归模型。在该模型中，引入投资、人口红利、初始GDP水平等因素对经济增长的间接效应改进新古典经济增长模型，并考虑到货币供应量、利率、社会固定投资额等对金融稳定的影响以及国外实际利率水平、汇率、国内利率水平等因素对国际收支的冲击作用。选取消费者物价指数(CPI)作为通货膨胀率的衡量指标。为了避免CPI分布的双峰特征和非对称性特征对模型稳健性的影响，使用半对数变换方法对其进行半对数变换处理。
(二)单位根检验平稳的时间序列是模型构建的前提，也是门限模型对数据的基本要求，因此在对上述模型进行门限效应检验之前首先对各个变量进行平稳性检验(PP检验)。检验结果如表2所示。结果表明，各个变量在5%的显著性水平下均为一阶单整序列，可以进一步进行门限模型的检验。
(三)门限值估计和门限效应检验运用MATLAB软件，以式(2)为基础对货币政策多目标体系的门限回归模型进行门限值估计，各门限估计值在10%的水平下均符合显著性要求。门限值估计结果如表3所示。基于式(4)(5)(6)对货币政策多目标体系的门限回归模型进行门限效应检验，检验结果如表4所示。结果表明，在95%的显著性水平下，模型存在门限效应，且所有LR统计量均拒绝有一个门限值的假设，不能拒绝有两个门限值的假设。因此，货币政策多目标模型存在门限值，表3所示门限值估计结果具有一定的科学性。从表3的四组门限值估计结果中不难看出，物价稳定与经济增长、充分就业、金融稳定和国际收支平衡的相应衡量指标之间均存在明显的非线性关系。结合表5的系数估计结果，具体分析如下:1.物价稳定与经济增长。当CPI低于3.40%时，GDP对CPI的反映系数约为0.55，此时温和通货膨胀带动社会生产效率提高，促进经济增长，进一步会提高劳动力和原材料的成本，引致通货膨胀;当CPI进一步上升介于3.40%～15.20%时，GDP对CPI的反映系数转为－0.86，此时社会公众产生较高的通货膨胀预期，这在一定程度上会阻碍经济增长;当CPI高于15.2%时，GDP对CPI的反映系数进一步恶化为－3.40，恶性通货膨胀将会对经济增长甚至整个社会发展产生严重的影响。因此，我国CPI的最优目标区间为(0%，3.40%)。2.物价稳定与充分就业。当CPI低于0.80%时，失业率与通货膨胀相关性较弱，为0.02，且t值检验不显著;当CPI介于0.80%～15.7%时，低失业率伴随着高通货膨胀，两者之间的反向关系明显，失业率对CPI的反映系数为－0.15，符合菲利普斯曲线的预期，且经验数据表明这种情况下失业率能控制在社会可接受范围之内;当CPI高于15.7%时，失业率对CPI的反映系数为12.2，经济处于低迷状态，失业率大幅上升。此时，我国CPI的最优目标区间为(0.08%，15.7%)。3.物价稳定与金融稳定。当CPI低于2.32%时，上证指数对CPI的反映系数为0.03，但是社会投资需求不足，此时以上证综指为代表的资产价格低迷;当CPI介于2.32%～11.6%时，公众投资信心增加，资产价格有所回升，此时上证指数对CPI的反映系数为0.64，适度的通货膨胀带动各项社会投资升温，各种金融资产的价格稳步上升;当CPI高于11.6%时，上证综指变化幅度和变化频率增加，上证指数对CPI的反映系数高达4.89，金融市场开始出现泡沫，此时金融风险增加，金融市场运行状况不稳定。该情况下我国CPI的最优目标区间为(2.32%，11.60%)。4.物价稳定与国际收支平衡。当通货膨胀率低于2.67%时，国际收支差额对CPI的反映系数为0.02，历史数据表明这段时间内国际收支差额明显小于其他年份，且包括经常账户和资本账户在内的国际收支账户交易较少，经济对外开放并未很好地带动国内经济社会的发展;当CPI介于2.67%～12.30%时，国际收支差额对CPI的反映系数为0.45，国际收支差额随着通货膨胀在一定范围内有所增加，这符合我国前期出口导向型的经济发展策略，国际收支顺差带动了国内消费需求的增加和企业生产的积极性，在一定程度上为社会发展注入活力;当CPI高于12.3%时，国际收支差额对CPI的反映系数为2.80，国际收支顺差持续增加甚至恶化。且从统计数据上可以看出，经常账户的增加幅度远大于资本账户，说明我国粗放型的经济开放模式不再适用于当前的发展状况。因此，基于该方面的考虑，理论上我国CPI的最优目标区间为(2.67%，12.30%)。综合比较上述通货膨胀率(CPI)在不同传导机制下的最优目标区间，并在数轴上呈现(见图1)。可以发现，四个区间之间存在交集(图1中的阴影部分)，即(2.67%，3.40%)，这表明货币政策五个最终目标在其相互影响和作用的过程中是可以协同兼顾、并非绝对排斥和矛盾的。当通货膨胀率保持在区间(2.67%，3.40%)内时，货币政策其余最终目标的衡量指标也保持在合理的范围内:GDP呈现稳定增长的趋势，通货膨胀率每增加1%，GDP就会增加约0.59%;失业率会随着通货膨胀率增加有所下降，通货膨胀率每增加1%，失业率会下降约0.15%;在此区间内上证指数从低迷状态平稳回升，通货膨胀率每增加1%，上证指数约增加0.64%;国际收支差额在此区间内有所增加但仍在社会可承受范围内，通货膨胀率每增加1%，国际收支差额约增加0.45%。
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二、模型构建与变量选择
本部分设定参照Kashyap和Stein(2000)、Gunjia和Yuan(2010)的经验模型。Kashyap和Stein(2000)运用分组法将银行按照规模、流动性水平、资本充足程度分组，讨论了货币政策变量在银行异质性条件下对银行信贷行为的影响。Gunjia和Yuan(2010)在Kashyap和Stein(2000)研究的基础上，首次将银行异质性特征与货币政策变量的交叉项纳入模型。分组法的优点在于可以更加清晰反映出货币政策及银行异质性特征对信贷投放的直接影响，而交叉项法可以进一步考察不同银行在面临货币政策变动时，各银行异质性特征对其信贷投放的间接影响。这两种方法各有千秋，根据研究目的和意义，我们综合采用了Kashyap和Stein(2000)分组法与Gunjia和Yuan(2010)交叉项法，选择相应的变量考察银行异质性特征对货币政策信贷传导的影响。基于分组法构建的模型如下：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，被解释变量d(lnloani,t)代表信贷规模的变量，以银行贷款的对数增长率表示。解释变量分为三类，一类是表示银行异质性特征的变量，主要有d(lnsizei,t)（银行总资产）、ea（资本水平）、roa（盈利水平）、liq（流动性）、roe（经营效率），分别以银行总资产对数增长率、权益/总资产、净利润/总资产、流动性资产/总资产、营业成本/营业收入表示。为减轻内生性问题，我们将银行异质性特征变量取滞后一期值。第二类代表宏观调控层面的货币政策变量MPt，用法定存款准备金率及一年期贷款基准利率的数据。第三类代表信贷需求层面，以国民生产总值（gdp）的对数增长率（d(lngdpt)）作为信贷需求的变量。mit为随机误差项，它满足相互独立、零均值、等方差的假设。在这个模型中，货币政策对银行信贷投放的影响通过系数β体现出来。而银行异质性特征对银行信贷增速的影响，具体就体现在系数αi上。基于交叉法构建的模型如下：d(lnloani,t)=α0+α1d(lnsizei,t)+α2eai,t-1+α3roai,t-1+α4roei,t-1+α5liqi,t-1+β1MPt*d(lnsizei,t)+β2MPt*eai,t-1+β3MPt*roai,t-1+β4MPt*roei,t-1+β5MPt*liqi,t-1+γd(lngdpt)+mit在该模型中,交叉项考察了在银行异质性条件下，货币政策对银行信贷投放的影响，可通过直接观察系数βi识别。为了验证银行异质性对货币政策信贷传导的影响，我们选取上市银行进行样本研究，至今，已有16家银行完成上市。其中，农业银行和光大银行上市较晚（两家银行均于2010年上市），数据不足予以剔除。此外，考虑到上海交易所和深圳交易所上市交易规则不尽相同，基于数据的统一性，本文将深圳发展银行和宁波银行（两家银行均在在深圳交易所上市）在样本中予以剔除。最终选择12家在上交所上市的银行2007年一季度至2014年二季度的面板数据进行模型分析1。数据来源为国家统计局及wind数据库。本部分的解释变量主要是政策变量及前定变量，因此内生性问题并非是主要问题，主要采用固定效应模型或随机效应模型进行估计即可。
三、实证结果及分析
在估计方程之前，通过Hausman检验判定是随机效应模型还是固定效应模型，检验结果详见表1。
（一）分组法估计基于分组法的估计结果如表2：从总样本的分组回归结果看，银行规模、资本水平、盈利性、流动性水平对银行信贷增速的影响显著，而银行效率变量的系数基本不显著。规模因素是影响国有银行和中小银行信贷增速的最主要因素，银行资产规模与信贷规模增长正相关。我国实际GDP增量对各类型银行信贷增速具有2%个点的负向影响，表明我国银行信贷具有一定的逆周期性。从子样本的实证结果看，国有大型银行和中小型商业银行信贷投放的驱动因素存在一定差异，国有银行资本资产比率系数不显著，而中小银行更易受资本资产比率的影响。存在差异的原因是，一方面，国有银行背靠国家信用，即使资本金下降，也未对其信贷规模产生显著影响；另一方面，国有银行面临更加严格的资本“硬约束”，特别是工商银行和中国银行作为全球系统性重要银行，为了发挥银行业“稳定器”的作用，势必将资本比率控制在较高的水平内，资本金的微弱下降不会对其信贷投放产生过多影响。而中小型银行与国有银行相比缺少足够的政府隐性担保，随着银行业市场化的不断深入，中小型银行对其风险资产和信贷的约束逐步强化。从表2可以看出，存款准备金率和一年期贷款基准利率系数为负且在统计上显著，说明紧缩性的货币政策会导致银行信贷供给的减少，这在一定程度上也验证了我国货币政策信贷渠道的存在性。
（二）交叉项估计采用交叉项估计，一方面可以检验分组估计的稳健性，另一方面可以进一步考察银行异质性微观特征是否会影响银行信贷行为对货币政策的传导。基于交叉项法的估计结果见表3、4。从表3、4可以看出，银行规模、资本水平、盈利性水平、流动性水平对我国上市银行信贷增速的影响显著，而银行效率未产生显著影响，这与分组估计的结果是一致的。对比子样本估计结果，不难发现，中小型银行的信贷增速更易受资本比率的影响，这同样验证了分组估计的结果。我们更关注的是银行异质性特征变量与货币政策交叉项的系数符号及其显著性。1.银行规模变量与货币政策交叉项的结果观察表3、4，银行规模变量与货币政策交叉项的结果都十分显著，且为负相关关系，表明银行规模越大，其信贷增速对紧缩性货币政策的反应越敏感，对信贷规模抑制作用越强。银行规模作用的效果显著，可能的原因是存款作为我国银行信贷资金的主要来源，其供给者存在明显的“规模偏好”，在存款利率下限受到管制的情况下，存款者更倾向于将资金存放到大银行。2.盈利性水平的交叉项估计结果当央行实行紧缩性货币政策时，中小银行的盈利性水平越低，货币政策对其信贷规模抑制作用越弱；而国有银行的盈利性水平并不会显著影响货币政策抑制银行信贷增速的效果。这是因为，国有银行盈利水平高且盈利来源多元，紧缩性货币政策对其盈利性风险的影响较小，信贷规模收缩并不显著。而中小银行在经营过程中更加注重盈利性，更具有“逆向选择”和“道德风险”动机。即使央行为了控制信贷扩张实行了紧缩性的货币政策，盈利性水平低的银行也有较强的信贷扩张冲动，所以紧缩性的货币政策对其信贷规模抑制作用弱。3.银行效率的交叉项估计结果银行效率大小与货币政策信贷渠道之间的关系较为模糊。大多数情况下，银行效率与货币政策银行贷款渠道关系不显著，但当提高法定存款准备金率时，国有银行的银行效率越高，对信贷规模增速的抑制作用越强。4.资本水平与流动性水平的交叉项估计结果综合表3、4，资本水平与流动性水平的交叉项均不显著，对此，我们提出如下解释：第一，我国宽松的资本补充机制弱化了资本水平对货币政策信贷传导的作用。在我国宽松的资本补充机制下，资本金管理中并未建立起资本、信贷规模的自我约束机制，并且陷入了“信贷扩张———资本水平下降———再融资———资本水平上升———信贷再扩张”的被动状态，因此资本水平并不会影响央行紧缩性货币政策的传导效率。第二，银行同业拆借制度弱化了流动性水平对货币政策信贷传导的作用。经过近20年的发展，银行同业拆借市场不仅作为同业之间调整资金余缺的市场，而且成为了银行扩大资产业务的重要手段。样本期内，我国上市贷款规模增长率增加明显的时期，流动性水平下降明显，随后，各家银行寻求同业拆借资金补充流动性比率，陷入了“信贷扩张———流动性水平下降———银行同业市场拆入资金———流动性水平上升”的被动情况。因此紧缩性货币政策下各银行的信贷供给水平并不会因流动性水平的不同而有差异化反应。
四、主要结论和政策建议
本文基于12家上市银行2007年一季度至2014年二季度的面板数据，探讨了银行异质性特征对货币政策信贷传导效果的影响，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分别是当年和上年的可支配收入。上式表明，决定消费支出的不仅仅是现期和前期的可支配收入，还包括消费者积累的财富。消费者财富的一个重要组成部分是房地产资产。当房地产价格上升时，财富增加，资产组合价值就会增大，这样消费也就随之增加，这就是房地产的“财富效应”。房地产“财富效应”传导货币政策的机制可以分为两个过程。(见图1)
一是货币政策影响房地产价格的过程。当货币供应量(M)增加，利率降低时，一方面，储蓄变得没有吸引力，社会公众就会将持有的储蓄资产转移，银行信贷放宽，企业与社会公众货币持有增加，富余货币的出路之一就是股票市场和房地产市场等；另一方面，利率降低了，又会鼓励通过按揭方式投资房地产的购房者，结果对房地产的需求增加，从而提高房地产的价格(Ph)。反之，则抑制房地产价格的上涨。
二是房地产价格影响消费与产出的过程，即通过房地产的“财富效应”影响消费和产出。房地产“财富效应”存在与否，以及大小如何是房地产“财富效应”传导货币政策机制能否实现的重要依据。这一作用机制存在两种相反的效应：一方面是产生“正的财富效应”。对于拥有房地产的消费者来说，房地产价格上涨带来净财富的增加，因此可以增加当期消费。如果房价上涨后可以通过再融资方式或出售房地产的形式来兑现资本收益的话，那么这种收益必定对家庭消费会有促进作用。如果房地产价格上涨，但并没有进行再融资或出售房产的话，这种没有兑现的财富仍可能促进消费，原因是它提高了财富的贴现价值。因此消费者在预期他们比以前“更富有”时就会增加当期消费。另一方面也带来“负的财富效应”。例如，对于租房者来说，房地产价格的上涨对他们的个人消费就有负的效应，而那些计划购买住房的家庭的消费会因为房地产价格上涨而减少，因为在面临上涨了的房地产价格时，这些家庭要么只能购买一套更小的住房，要么就必须依靠减少当期消费来应付。
综上所述，房地产“财富效应”传导货币政策的机制是：
二、房地产“财富效应”对货币政策的影响
1.降低了仅以物价稳定作为最终目标的完善性。
随着房地产市场的日益发展，房地产“财富效应”的存在使得房价对货币政策的最终目标构成较大影响，狭义价格指数的稳定并不能保证经济的稳定。房地产价格上升，“财富效应”改善了企业、居民的资产负债表，刺激企业投资和居民增加即期消费，促进了经济繁荣，可能造成一般商品和服务价格水平的膨胀。反之，房地产价格下跌，“财富负效应”会引起企业、居民的资产负债状况恶化，将会动摇投资者和消费者的信心，抑制了投资和消费，引发了经济衰退，可能陷入通货紧缩的恶性循环。由此可见，房价波动产生的“财富效应”及“财富负效应”会进而引发经济的波动，而仅以物价稳定作为货币政策的最终目标是不够的，并不能保证经济的稳定。
k或V稳定的情况下，货币当局可通过控制货币供给量来控制名义收入P—Y。即货币供给量能够作为货币政策中间目标的前提是货币流通速度稳定。
而伴随着中国房地产市场的发展，由于房地产的“财富效应”，长期内货币流通速度是变化的。因为房地产价格波动会导致消费者对资产组合重新选择，这必然会导致货币需求量的变化，即k值或V必然要波动。这就使得货币供给量M2作为货币政策中间目标有很大的不确定性，它必须随货币流通速度的变化做出调整。即存在如下关系：Hp波动资产选择变化Md变化k或V不稳定Ms不确定货币政策效应的不确定性。
3.增加了货币政策传导机制监控的难度。
随着房地产市场的发展，房地产“财富效应”的日益扩大，房地产成为传导货币政策的一条重要渠道。传导主体的增加，使得传导链更加复杂，传导效果的不确定性增大，在一定程度上加大了中央银行实施宏观调控的难度。首先，房地产市场加入传导体系使得信用创造功能可以在更大范围实现，中央银行控制货币的难度加大。其次，互动性增强使房地产市场吸纳货币的能力增强，传导更具弹性，房地产金融市场上的资金价格变化更直接地影响到商业银行存款的增长。
三、实证检验
根据前面的分析，房地产“财富效应”影响货币政策的机制是通过房地产价格变化进而影响消费等实体经济过程来实现的，财富效应的大小对房地产财富效应对货币政策传导作用的发挥有重要的影响。因此，有必要对房地产“财富效应”作一具体检验。本文借助现代消费函数(1)，来检验我国的房地产“财富效应”。考虑到前期的可支配收入已经分解为本季度的消费和投资(或储蓄)，而投资(或储蓄)部分已经形成居民的个人资产(实物资产或金融资产)，因此消费者在考虑当期消费支出时，主要考虑的因素应该是当期可支配收入和上期的居民资产，现代消费函数(1)再次简化如下：
以全国房地产销售价格指数来代表房地产财富变动状况，以社会消费品零售总额代表消费支出水平，以城镇居民人均可支配收入代表收入水平。考虑到我国房地产价格在2000年到2005年的高速成长，本文采用2000年第一季度到2005年第三季度的数据来作为样本。数据均来自此期间中国国家统计局的《中国经济景气月报》。
本文对易受季节因素影响的社会消费品零售总额和城镇居民人均可支配收入数据作季节处理。由于采用的是时间序列数据，为避免虚假回归，我们首先进行各变量的平稳性检验，即单位根检验(见表1)。表1中的DF和ADF检验结果与DW临界值表明，各变量都是一阶差分平稳序列I(1)。所以，可以采用Engle-Granger两步法对Ct和其他变量进行协整回归。
第一步：OLS回归得到稳定的回归结果如下：
从协整回归结果(5)可以看出，消费支出、房地产市场和可支配收入三个变量之间存在动态均衡机制。从系数上看，可支配收入是影响消费支出的主要因素，可支配收入每变动1％，消费支出将变动0442％。随着我国住房货币化改革的全面推进，以及近几年我国房地产市场的发展和价格的整体上升，我国房地产市场也初步显示了其财富效应。不过，我国房地产的“财富效应”还比较微弱，从回归结果看，全国房地产销售价格指数每变动1％，消费支出才变动0036％。
造成我国房地产“财富效应”比较微弱的原因是多方面的。首先，从自住与投资的角度看，房地产价格的变化对自住者的消费影响是有限的，而对投资者的消费影响是非常明显的。当前，由于我国房地产金融市场还十分滞后，居民投资于房地产市场还缺乏有效的渠道，致使我国居民资产投资于房地产市场的还十分有限，房地产资产在家庭总财富中所占的比重还很低，相对于居民金融资产来说还很小，广大居民所持有的住房是以自住为主，这样，价格的上升，虽然家庭总财富是增加了，但是可用于当前消费的收入并没有增加，消费当然也就没能随之增加。其次，由于我国正处于住房消费迅速发展的时代，即广大居民从原来无房到逐渐有房的时代，而这一轮的房价上涨速度过快，价格过高，已经超出了大部份人的购买力，结果，对于那些想买房的人来说，为了能买到房子，他们就得减少当期消费来应付更高的首付和按揭贷款；对于租房者来说，这一轮的房价上涨使房租也同步上涨，抑制了其他消费的增长，也不利于整个社会消费的增长。
四、“财富效应”微弱对我国货币政策的启示
从房地产财富效应传导货币政策的机制看，货币政策的房地产传导渠道要发挥作用必须具备以下两个前提条件：一是中央银行操作货币政策工具能有效地影响房地产价格并控制房地产价格走势，二是房地产价格浮动要能有效地影响消费和投资。从实证检验结果看，我国房地产“财富效应”十分微弱，也就是说，即使房地产价格大幅度地变化，其对消费的影响也十分有限，进而对产出的影响也十分有限，想通过货币政策影响房地产价格进而作用于消费和产出必然会事倍功半。因此，单从房地产财富效应微弱的角度看，我国当前以及今后相当长的一段时期内货币政策都不应该考虑房地产价格因素。
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