基于VAR模型的美國貨幣政策及其傳導效應(yīng)研究

摘要:運用石油價格指數(shù)、美國聯(lián)邦基金利率和中國的GDP、CPI等指數(shù)的季度數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建一個VAR模型，分析國際外部沖擊對中國的傳導性影響，發(fā)現(xiàn)美國的貨幣政策對中國的傳導作用極其有限，主要體現(xiàn)在對中國的匯率、利率和CPI等方面的影響。盡管這些變量同時也受到國內(nèi)經(jīng)濟變量的直接影響，但是敏感程度要大于它們對美國利率產(chǎn)生的敏感程度，而且美國的貨幣政策對于一些最終經(jīng)濟變量的影響并不顯著。

關(guān)鍵詞:VAR模型;貨幣政策;傳導機制;協(xié)整檢驗;脈沖響應(yīng)

中圖分類號:F015;F064.1 文獻標識碼:B

美國次貸危機引發(fā)了國際金融危機，其貨幣政策是否會在中國產(chǎn)生傳導性影響，會不會對中國GDP增長，外匯匯率等因素產(chǎn)生影響。為探索這一問題，本文構(gòu)建了一個VAR模型，分析國際外部沖擊對中國的傳導性影響。

自從Sims Zha (1995)利用VAR模型研究貨幣政策在封閉經(jīng)濟體系中的效果以來，很多經(jīng)濟學家都利用VAR模型研究本國貨幣政策的效果。其中Christiano Eichenbaum (1992)，Eichenbaum Evans (1995)， Grilli Roubini (1995)對美國開放經(jīng)濟進行了研究;Kim Roubini(1999)則將研究的視角轉(zhuǎn)向了不包括美國在內(nèi)的七國集團;Cushman Zha (1997)以加拿大小型開放式經(jīng)濟實體為對象，進行了貨幣政策的傳導研究;晁毓欣對中國開放經(jīng)濟下的財政和貨幣政策進行了實證研究。在人們用VAR模型對貨幣政策的效果進行研究的同時，我們開始關(guān)注于其他國家的貨幣效果對本國經(jīng)濟的影響，即貨幣政策的跨國傳導效應(yīng)，這一領(lǐng)域的研究目前仍局限于經(jīng)濟開放大國對小型經(jīng)濟實體的實證研究，比如Keqiang (2005)進行了美國對加拿大的跨國傳導影響研究。

VAR模型具有許多聯(lián)立方程所不具備的優(yōu)勢，主要體現(xiàn)在VAR模型省略了對方程中內(nèi)生變量的認定過程，能夠通過當期變量對所有變量若干滯后項進行回歸分析，進行時間序列系統(tǒng)的預測和估計隨機干擾項對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。因此，本文選擇了VAR模型作為研究分析工具，著眼于對貨幣政策的跨國傳導機制進行分析，并檢驗在此問題上的一些理論陳述和政策傾向以及模擬脈沖響應(yīng)的過程。全文將通過模型設(shè)定、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和預測方差分解等步驟來逐步進行分析研究。

一、模型設(shè)置與數(shù)據(jù)來源

(一)計量模型

基本聯(lián)立方程模型如下:

AXt=B(L)Xt-1+Fεt(1)

其中Xt為時間序列n×1的向量，B(L) 為帶滯后算子L的矩陣多項式，即B(L)=B0+B1L+B2L2+…+BpLp，p為滯后階數(shù)，n 為變量的數(shù)量，A為待估計的參數(shù)的n×n方陣，F(xiàn)為n×n 結(jié)構(gòu)干擾項的當期影響的方陣。εt向量假定為不可觀測的變量信息，也可以把它看成是整個系統(tǒng)方程的結(jié)構(gòu)干擾項，最后εt 為n×1向量。

簡化上式可得:

Xt=A-1B(L)Xt-1+A-1Fεt(2)

即:Xt=C(L)Xt-1+et(3)

(3)式即為VAR模型的標準表達式，這里當期變量可以看成是所有變量若干滯后項的一個函數(shù)，誤差項序列不自相關(guān)。這里C(L)=A-1B(L)，et=A-1Fεt。

(二)變量解釋和數(shù)據(jù)來源

假定Xt 由如下變量系列組成:

Xt={oil*t，F(xiàn)FRt，Yt，CPIt，Mt，it，St}(4)

oil*是以美元為單位的石油價格指數(shù)。Kim Roubini(1999)認為石油價格是一個很重要的變量，可以反映當前的宏觀環(huán)境和來源于外部的貨幣變化信息;FFR是美國聯(lián)邦基金利率， 它能反映美國相應(yīng)的貨幣政策變化。Y是GDP，CPI為消費者價格指數(shù)，M為M1，狹義貨幣總體， it是國內(nèi)一年期貸款利率，St指美元與人民幣之間的匯率。oil*和FFR的原始數(shù)據(jù)為月數(shù)據(jù)，由于中國的一些變量缺乏月數(shù)據(jù)，決定統(tǒng)一調(diào)整為季度數(shù)據(jù)，月數(shù)據(jù)通過加總平均得到季度數(shù)據(jù);GDP，CPI數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，GDP是經(jīng)過平減后的實際值，CPI是由月數(shù)據(jù)通過加總平均得到季度數(shù)據(jù);M1，it，St均來自人民銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)，由月數(shù)據(jù)通過加總平均得到季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)長度從2000年一季度到2008年三季度。

二、實證結(jié)果

(一)單位根檢驗

計量工作先從數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗開始，即對變量序列進行ADF檢驗。如檢驗結(jié)果顯示為非平穩(wěn)序列，還需檢驗其一階或更高階差分的平穩(wěn)性。如果變量的一階差分是平穩(wěn)的，則稱其為I(1)。 根據(jù)單位根檢驗，在5%的顯著性水平下，我們發(fā)現(xiàn)這組變量序列 {GDP， CPI， M1，S， I， OIL， FFR}都是非平穩(wěn)的，對應(yīng)P值分別為 0.9554， 0.9385， 0.9753， 1.0000， 0.7171， 0.8147 及0.0876;但其一階差分序列均拒絕單位根假設(shè)，為I(1)平穩(wěn)，故序列可進行協(xié)整檢驗。

(二)協(xié)整檢驗

在協(xié)整檢驗中，可以采用兩種方法，一種是基于殘差的Engle 檢驗法，另外一種是以最大似然為基礎(chǔ)的Johansen MLE。鑒于前者在檢驗多個一階單整的變量中的無效率，我們采用Johansen MLE協(xié)整檢驗的方法來進行檢驗，檢驗表明，在5%顯著水平下，變量間存在著7個協(xié)整方程，說明變量間存在著長期的協(xié)整關(guān)系(見表1)。

由于VAR模型的一個假設(shè)條件就是相關(guān)時間序列應(yīng)是平穩(wěn)的，若系統(tǒng)中的變量是非平穩(wěn)(本文中變量全部為I(1))，且存在協(xié)整關(guān)系，我們以原VAR模型中的變量作一階差分構(gòu)成新的VAR模型進行估計和預測。

(三)Granger因果關(guān)系檢驗

在Granger因果關(guān)系檢驗中，通過對AIC信息準則來確定之后階數(shù)，綜合我們的數(shù)據(jù)個數(shù)考慮，我們選擇lag=2。當滯后階數(shù)為2時，在5%的置信水平下，針對原假設(shè)，我們得出以下結(jié)論:(1)貨幣供給M1與GDP互為Granger因果關(guān)系，說明貨幣政策與經(jīng)濟增長之間存在著穩(wěn)定的長期關(guān)系;(2)M1與CPI之間互為Granger因果關(guān)系，說明貨幣供給的增加會導致信貸的增加，進而影響物價的穩(wěn)定;同時物價上漲，需要的貨幣量隨之增加，導致貨幣供給的增加。(3)美國利率水平是世界油價的Granger原因，證明美國貨幣政策對世界經(jīng)濟的傳導影響。(4)利率水平是匯率的Granger原因，這與相應(yīng)的匯率價格理論保持一致。(5)美國利率水平與CPI，GDP互不影響，說明美國利率水平波動對中國物價水平的影響有限。

(四)脈沖響應(yīng)分析

所謂的脈沖響應(yīng)是指一個內(nèi)生變量對標準單位誤差的反應(yīng)，即為在隨機誤差項上加一個標準差大小的沖擊，看沖擊對內(nèi)生變量的當前值和未來值的變化。在貨幣政策傳導研究中，可在VAR模型估計后，通過脈沖響應(yīng)來解釋貨幣政策對經(jīng)濟的影響程度。

通過對原模型的變量做一階差分，可得新的VAR待估模型。選擇滯后階數(shù)為二期。VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸表示滯后時期，縱軸表示內(nèi)生變量對沖擊的響應(yīng)程度。

如圖1所示，利率的波動更多的是源自于其前期利率的變化情況，此外受匯率水平的波動產(chǎn)生的波動幅度也非常明顯。給匯率加一個標準差的正向沖擊，造成隨后美國利率水平的下降，在隨后第三期達到降幅最大，此后呈現(xiàn)波動態(tài)勢。隨美元相對人民幣的升值，美國出口遭受影響，貨幣政策調(diào)節(jié)利率水平，刺激匯率變動。

圖2顯示，油價隨著匯率水平的波動產(chǎn)生的波動幅度最為明顯。給匯率加一個標準差的正向沖擊，造成油價在第一年的上升，第二年達到頂峰，在隨后的幾年呈現(xiàn)波動態(tài)勢，從總體上看對油價的影響是負面的，這可以理解為，隨著匯率的升高，代表美元相對于人民幣的升值，世界原油以美元標價，短期內(nèi)，受經(jīng)濟影響，仍會加大對原油的需求，但之后產(chǎn)油國便會發(fā)現(xiàn)以本幣計價的石油價格上升，這樣便會增加供給，導致石油價格下降，同時石油進口國會減少對進口原油的需求，造成今后幾年原油價格的下降，最終將收斂到原來的水平。

中國GDP根據(jù)匯率水平的波動產(chǎn)生的波動幅度最為明顯(見圖3)。給匯率加一個標準差的正向沖擊，造成GDP在第一年的下降，此后呈現(xiàn)波動態(tài)勢，且幅度較大。匯率的上升對GDP產(chǎn)生雙方面影響，其正面影響可以解釋為出口的擴大，負面影響可以解釋內(nèi)由于人民幣貶值而造成內(nèi)部消耗的價值貼水。此外，我國利率的變化也會對GDP產(chǎn)生影響，在滯后三期時，GDP降幅達到最大，這說明我們可在經(jīng)濟過熱時，提高利率，使得經(jīng)濟增長速度放緩。此時，美國利率、世界原油等因素對中國GDP增長的影響并不顯著。在CPI的脈沖響應(yīng)圖中，同樣受匯率波動的影響最為顯著(見圖4)。

在貨幣供給的脈沖響應(yīng)圖(圖5)中，給匯率加一個標準差的正向沖擊，造成貨幣供給的減少，可以理解為我國的匯率體系尚未成為開放的市場匯率體系，貨幣當局的職責之一既是穩(wěn)定匯率，隨著人民幣的貶值沖擊，貨幣當局將減少貨幣供給，重新穩(wěn)定匯率。利率的波動(圖6)和匯率的波動一樣主要受三方面影響，即前期匯率波動，前期利率的波動和美國利率水平的影響。

(五)方差分解

從方差分解中，我們能更清楚地解釋這些經(jīng)濟變量的波動的原因，考察不同變量對某一變量預測方差的貢獻率。

在原油價格的方差分解中，我們可以看出原油價格的變化有50-60%的原因解釋是來源于其自身前期的變化，而20%左右來源于美國利率的影響，受中國經(jīng)濟中其他變量影響的因素很小;美國利率的變化一方面來源于美國前期利率變化水平，一方面也受到世界原油價格的影響。中國的GDP增長絕大部分來源于前期GDP增長水平，同時受世界油價，美國利率變化以及物價變化的影響;CPI變化的30%來源于前期CPI的變化，同時也不同程度受美國利率，世界油價，中國GDP等因素影響。M1的預測方差50%來源于前期M1，同時有15%受美國利率影響。中國的匯率以及利率預測方差受美國利率變化影響顯著，達到30-40%。

三、結(jié)論

綜合實證分析的結(jié)果，我們可以看出美國的貨幣政策對中國的傳導信號雖然存在，但其發(fā)揮的作用極其有限。它的作用在于它對中國的匯率，利率和CPI等方面的影響。但這些變量同時也受到國內(nèi)經(jīng)濟變量的直接影響，且敏感程度要大于他們對美國利率產(chǎn)生的敏感程度。同時美國的貨幣政策對于一些最終經(jīng)濟變量如GDP的影響是不顯著的。可以認為其對匯率的影響存在兩面性，隨著人民幣的升值將危害到實體出口中，但隨著內(nèi)部需求的逐步擴大，內(nèi)部消費的價值會相應(yīng)提升以抵消掉出口減少給經(jīng)濟增長帶來的負面影響。此外，世界油價對中國經(jīng)濟變量影響不大是因為我國油價還沒有與世界接軌，相信在實行燃油稅收改革后，中國油價逐步與世界油價接軌，本世界油價這一變量將更加活躍地影響中國的一系列經(jīng)濟變量，因此，要保證經(jīng)濟的平穩(wěn)增長，我們也應(yīng)加強對油價的宏觀調(diào)控。

參考文獻:

[1] 晁毓欣.中國開放經(jīng)濟下的財政和貨幣政策 ———規(guī)范和實證分析[J].中央財經(jīng)大學學報，2002 (9).

[2] 趙麗芬， 李玉山，我國財政貨幣政策作用關(guān)系實證研究——基于VAR模型的檢驗分析[J].財經(jīng)研究，2006(2).

[3] Christiano， J. Lawrence and Eichenbaum， Martin.Liquidity Effects and the Monetary Transmission Mechanism[J].The American Economic Review，1992(5)::346-353.

[4] Christiano， J. Lawrence and Eichenbaum， Martin C. Evans.Liquidity Effects， Monetary Policy， and Business Cycle[J].Journal of Money， Credit and Banking，1995:1113-1136.

[5] Cushman.， and Zha. Identifying monetary policy in a small open economy under flexible exchange rates[J].Journal of Monetary Economics，1997，39(3):433-448.

[6] Enders， Walter.Applied Econometrics Time Series (Second Edition)[M].John Wiley Sons， Inc. Hoboken， US，2004.

[7] Grilli.， and Roubini. Liquidity and Exchange Rates: Puzzling Evidence from the G7 Countries[D].1995.

[8] Keqiang Hou. An Analysis of the Transmission Mechanism of Monetary Policy in Canada with Structure VAR model[D].2005.

[9] Kim.， and Roubini. Exchange rate anomalies in the industrialised countries: A solution with a Structural VAR approach[J].Journal of Monetary Economics，1999，45(3):561-586.

[10]Sims.Macroeconomics and Reality[J].Econometrica，1980(1):1-48.

[11]Sims.， and Zha. Does Monetary Policy Generate Recessions?[D]. Using Less Aggregate Price Data to Identify Monetary Policy，1995.

[12]Sims.， and Zha. Were There Regime Switches In US Monetary Policy?[J].Macroeconomic Dynamics，2002:231-272.

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