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貨幣政策在我國資本市場中的加速傳導機制及有效性研究

2014-09-08 01:54:12鄭宏韜北京財貿職業學院北京101101
商業經濟研究 2014年23期

■ 鄭宏韜(北京財貿職業學院 北京 101101)

貨幣政策在我國資本市場中的加速傳導機制及有效性研究

■ 鄭宏韜(北京財貿職業學院 北京 101101)

通過測算歷年我國資本市場中貨幣傳導的加速系數,本文認為貨幣政策在資本市場的傳導過程分為三個階段。然后,分四種渠道對貨幣傳導加速機制的有效性進行檢驗,發現貨幣供應量渠道、投資渠道和財富渠道對于貨幣政策加速傳導都是有效的,但利率渠道的有效性并不強。最后,根據研究結果,提出了若干建議。

貨幣政策 資本市場 加速系數 有效性

引言

隨著資本市場在融資渠道、市場資源配置等方面的作用日益強化,貨幣政策在資本市場中的傳導機制也不斷完善。與此同時,資本市場貨幣傳導機制也已成為國內外學術界研究的重點。改革開放以來,我國資本市場迅猛發展,不僅起到變革貨幣政策實施環境的效果,而且對貨幣政策的傳導機制提出新的方向。我國的資本市場還處于起步階段,所處的經濟環境存在極大的非穩定性。因此,研究我國資本市場中的貨幣傳導機制具有十分重要的意義。

國內外學術研究表明,貨幣政策在作用于資本市場,從而對社會需求產生影響的同時,社會需求的不斷增加也進一步推動資本市場發展。也就是說,貨幣政策在資本市場的傳導中形成了一種加速機制。本文嘗試通過實證方法,研究貨幣政策在我國資本市場中的加速傳導機制。

理論模型及相關原理

(一)理論模型

假設貨幣市場、貨幣政策傳導機制和社會總需求之間存在一種較穩定的加速循環機制,其加速循環程度簡化為一種加速系數,用字母a表示。加速系數的表達式如下:

其中,下標t表示時期,Qt表示t期資本市場的證券需求水平,Yt表示t期的國民收入水平。ΔQt則表示t期與t-1期的證券需求水平之差,即ΔQt=ΔQt-ΔQt-1;ΔYt表示t期與t-1期的國民收入水平之差,即ΔYt=ΔYt-ΔYt-1。式(1)也可寫為:

其中,k=ΔQt/Qt×ΔYt/Yt表示證券需求的收入彈性,反映收入水平變動引起的資本市場證券需求水平的變動程度。當01時,表明證券需求的增加速度高于收入水平的增加速度。Qt表示資本市場的證券化比率,即國民經濟中的證券需求水平與國民收入水平之比。

由式(2)可知,證券收入彈性越高,證券化比率越高,那么加速系數也就越大,于是貨幣政策在資本市場傳導中的加速效應也就越強,即貨幣政策在資本市場中的傳導機制作用效果越明顯。

(二)貨幣政策在資本市場中的加速傳導原理

貨幣政策在資本市場傳導中的加速機制大致可分為兩個階段:第一階段是央行通過貨幣供應量和利率等貨幣政策渠道來約束資本市場;第二階段是資本市場通過托賓Q渠道、流動性渠道、財富渠道等具體渠道實現貨幣政策的傳導,進而促進社會總需求增加。

1.貨幣供應量渠道。若央行實行寬松型貨幣政策,則貨幣供應量增加,于是社會組織或個人通過購進證券來實現持有貨幣量減少,因此證券價格將被抬高,整個資本市場價格也將呈現上漲趨勢。

2.利率政策渠道。利率政策渠道是央行通過調整利率水平,改變社會融資成本和投資回報率等,從而作用于社會投資和社會需求的一種渠道。當利率水平下降時,社會融資的成本也將減少,于是風險資金的預期收益率可能高于利率水平,因此投資者投資于風險資產的規模將會擴大,最終推動資本市場價格上漲。

3.投資渠道。投資渠道是以股票價格與投資水平的動態關系為基礎的,也稱托賓Q渠道,這里Q值即指企業市場價值與資產重置成本的比值。其中,企業的市場價值可表示為股價與股本之積,而資產重置成本由技術水平決定,在短期內保持穩定。由此可見,短期內Q值與資本市場價格存在緊密關系,當資本市場價格提高時,企業股票價格上漲,于是企業將減少股票發行量,轉而購入更多投資品,而隨著企業投資的不斷增加,社會總需求也將不斷增加,這就實現了資本市場的貨幣傳導,這一傳導過程即為托賓Q渠道。

4.流動性渠道。消費者個人負債與金融財富之比稱為財務困難系數,該系數衡量了消費者財務困境的可能性。消費者一般會考慮在資產組合中設置一定權重的流動性金融資產,以減小財務困境系數,從而盡量擺脫財務困境。當資本市場價格提高時,流動性金融資產的增加會促進財務困境的可能性大大減小,于是個人或企業購買投資消費品的傾向大大提高,最終促使社會總需求增加,這就是資本市場貨幣傳導的流動性渠道。

5.財富渠道。當資本市場的價格提升時,通過增加金融財富而引致的消費總財務也將增加。根據庇古效應可知,財富變化引致的貨幣余額變化,對消費者的消費水平產生影響。當資本市場的價格提升時,金融財富也相應提高,于是依靠財富渠道,消費者的消費傾向大大增強,最終實現社會總需求增長。

貨幣政策在我國資本市場中的加速傳導機制及有效性的實證檢驗

(一)我國資本市場貨幣傳導加速性的實證檢驗

本文選取1998~2012年我國年度的數據進行實證檢驗,其中,選取滬、深股市的流通市值總和作為資本市場的證券需求量,國內生產總值作為國民經濟水平的變量,數據分別來源于歷年《中國金融統計年鑒》和歷年《中國統計年鑒》。根據式(2),分別計算我國1999~2012年歷年的資本市場證券需求的收入彈性、證券化比率、資本市場貨幣傳導的加速系數,結果由表1給出,加速系數的變化趨勢如圖1所示。

根據加速系數的計算結果,我們可將資本市場中的貨幣政策傳導過程大致分為三個階段,具體如下:

第一階段:時間為1999~2000年,該時段資本市場中的貨幣政策傳導加速系數呈現較快的上升趨勢。從這兩年我國實際經濟社會的發展來看,資本市場的發展速度明顯高于宏觀經濟增速,這里證券需求量的增速明顯高于國內GDP增速,因此使得國內證券需求的收入彈性值明顯高于1(1999年證券需求的收入彈性值為4.87,2000年證券需求的收入彈性值為5.04)。另一方面,由于當時我國資本市場的證券化比率普遍較低(1999年和2000年證券化比率分別僅為0.09和0.16),因而導致貨幣政策在資本市場中傳導的加速系數大打折扣。即使該時段加速系數呈現上升趨勢,但數值都比較小,2000年加速系數的值也只有0.83。也就是說,這時段我國貨幣政策在資本市場中傳導的加速效應開始顯現,但效應程度仍不高。

第二階段:時間為2000~2005年,該時段資本市場中的貨幣政策傳導加速系數呈現一定的下降趨勢,且從2001年起至2005年,加速系數持續處于低迷甚至負加速狀態。產生這一現象的原因可能與互聯網有關,2000年我國互聯網泡沫破滅,又由于泡沫破滅產生的負面影響具有一定的時滯性,因而導致2001年起國內資本市場一定程度上下滑,于是投資者逐步遠離資本市場。從實證結果來看,2001~2005年這5年期間,除了2003年以外,其余4年國內證券需求的收入彈性值均小于0,導致該時段我國貨幣政策在資本市場中傳導的加速效應基本為負。而這5年我國資本市場的證券化比率仍沒有得到提高,因此加速系數絕對值非常小,這也表明該時段我國貨幣政策在資本市場中傳導的加速效應影響非常有限。

第三階段:時間為2005~2012年,該時段資本市場中的貨幣政策傳導加速系數呈現明顯的波動特征。2005年至2007年,加速系數快速增長,2007年加速系數值已達到1.35,1999~2007年期間首次突破“1”。在2006年至2007年期間,我國資本市場的價格得到較快回升,于是國內證券需求的收入彈性得到明顯提高(2006年證券需求的收入彈性值為3.84,2007年證券需求的收入彈性值為3.86)。同時,2006年和2007年資本市場證券化比率也明顯上升,尤其是2007年資本市場證券化比率達到0.35。因此,2005~2007年貨幣政策在資本市場中傳導的加速效應非常顯著。2008年,金融危機對國內資本市場造成了嚴重的沖擊,因此國內證券需求的收入彈性和資本市場證券化比率都明顯下降,尤其是證券需求的收入彈性下滑至-6.742,于是貨幣政策在資本市場中傳導的加速效應轉為負效應,且達到最低位。受政府宏觀調控的推動,2009年我國資本市場開始恢復,證券需求的收入彈性明顯提高,證券化比率也明顯增加,于是加速系數達到歷史最高點。但由于2009年起我國資本市場不斷趨于飽和,貨幣政策在資本市場傳導中的加速效應不斷遞減,又由于2011年資本市場受到一定沖擊,因此2010年和2011年加速系數都不斷減小。而2012年勢頭又開始好轉,因而加速系數又轉變為正。由此可見,2005~2012年期間資本市場中的貨幣政策傳導加速效應呈現頗為顯著的波動特征。

(二)我國資本市場中貨幣加速傳導機制有效性的實證檢驗

為了對我國資本市場中貨幣加速傳導機制的有效性進行實證檢驗,本文選取貨幣供應量、利率、社會投資、社會消費四個角度分別進行分析,分別檢驗貨幣供應量渠道、利率渠道、投資渠道、財富渠道的有效性,其中資本市場的證券需求指標仍以證券需求量Q表示。由于流動性渠道指標較難衡量,因此本文不做實證分析。仍舊選取1998~2012年的數據為樣本,貨幣供應量指標選擇M0和M1,利率指標選擇一年至三年期的貸款利率R,社會投資指標選擇全社會固定資產投資總額I,社會消費指標選擇消費品零售總額。以上數據來源于歷年的《中國統計年鑒》。由于貨幣供應量渠道和利率渠道都在貨幣加速傳導機制的第一階段,且這兩者起作用的性質均含有一定的主動性,因此均作為解釋變量。而投資渠道和財富渠道均表現出一定的被動性,即由證券需求變化來引起投資、消費的變化,因此這兩者均設為被解釋變量。

1.貨幣供應量渠道有效性的實證檢驗。對證券需求量和貨幣供應量都取對數,構建證券需求量關于貨幣供應量水平的計量模型如下:

對變量lnQt、lnM0t和lnM1t進行單位根檢驗,發現均通過單位根檢驗,即符合同階單整,因此我們認為變量具有平穩性。根據式(3)、(4)進行估計,結果如下:

由式(5)、(6)可知,無論是M0還是M1,其系數都顯著為正,表明貨幣供應量對證券需求量的影響較高,這也反映了我國貨幣政策通過貨幣供應量渠道對資本市場的加速傳導機制是有效的。

2.利率渠道有效性的實證檢驗。對證券需求量取對數,構建證券需求量關于利率水平的計量模型如下:

對變量lnQt和Rt進行單位根檢驗,發現兩者均通過單位根檢驗,即符合同階單整,因此我們認為變量具有平穩性。根據式(7)進行估計,結果如下:

根據上述結果可知,在1998~2012年期間,市場利率與資本市場證券需求量之間存在一定的關系。但是,顯著性檢驗結果又表明這種關系并不明顯,由此可見,在我國資本市場中,貨幣政策傳導的利率渠道并沒有很好地發揮加速傳導作用,即貨幣政策傳導的利率渠道并不是非常有效。

3.投資渠道有效性的實證檢驗。對證券需求量和全社會固定資產投資取對數,構建投資水平關于證券需求量的計量模型如下:

對變量lnIt和lnQt進行單位根檢驗,發現兩者均通過單位根檢驗,即符合同階單整,因此我們認為變量具有平穩性。根據式(9)進行估計,結果如下:

由回歸結果可知,在1998~2012年期間,我國資本市場證券需求量與社會投資水平之間存在長期穩定的關系,且證券需求量提高對投資的彈性系數非常高,因此證券需求量變動會明顯地引起投資變動。也就是說,我國貨幣政策加速傳導的投資渠道也是非常有效的。

4.財富渠道有效性的實證檢驗。對證券需求量和社會消費品零售總額取對數,構建消費零售總額關于證券需求量的計量模型如下:

對變量lnSt和lnQ進行單位根檢驗,發現兩者均通過單位根檢驗,即符合同階單整,因此我們認為變量具有平穩性。根據式(11)進行估計,結果如下:

由回歸結果可知,在1998~2012年期間,我國資本市場證券需求量與社會消費水平之間存在長期穩定的關系,且證券需求量提高對消費需求的彈性系數也較高,這也表明了我國貨幣政策加速傳導的財富渠道是比較有效的。

結論及建議

本文通過實證方法,度量了1998-2012年我國資本市場中貨幣傳導的加速系數,并結合實際情況進行分析。然后,分四種渠道對貨幣傳導加速機制的有效性進行檢驗。結果表明,貨幣供應量渠道、投資渠道和財富渠道對于貨幣政策加速傳導都是有效的,但利率渠道的有效性并不強。

根據本文實證結果,并結合當前我國資本市場特征及貨幣政策現狀,提出以下建議:

第一,擴大我國資本市場規模。我國資本市場發展與國內經濟發展仍不成比例。自1998至2012年期間,我國證券化比例較低,其中僅有2009年與2010年超過0.5,其余年份均很低,這一情況遠低于其他國家與地區,如中國香港、倫敦的證券化比率分別為1.9、1.2。由此可見,我國資本市場規模明顯偏小,限制了我國資本市場中貨幣政策的影響水平,導致加速作用不顯著。因此,要擴大我國資本市場規模,引導企業與個人理性參與資本市場,增加投資者的數量及規模,從根本上擴大我國資本市場規模。

第二,加快資本市場體制改革。首先,優化公司上市及股票發行制度,促使股票發行規模及發行價格由資本市場決定。其次,改革上市公司的治理結構,規范上市公司的信息披露,建立完善的信息跟蹤制度,嚴懲提供虛假信息人員,減少上市公司的國有股,取消地方政府對上市公司的隱性擔保,強化公司治理,企業的去留由市場的優勝劣汰機制來決定。再次,加強對證券行業的監管,嚴格限制上市公司與母公司的關聯交易來擾亂股市,提高企業的風險意識能力與風險控制能力。最后,還應開放我國的金融市場,擴大我國的外商直接投資與間接融資市場,實現資金能夠在貨幣市場與金融市場之間自由流動。

第三,強化利率這一貨幣體系中介目標的作用。逐步改變目前我國貨幣政策體系中仍以貨幣供應量作為主要中介目標的現狀,將利率納入中介目標范疇,提高利率在貨幣政策中的地位。國外許多研究和實踐都已表明,隨著資本市場的發展,以貨幣供應量作為中介目標,已不能滿足貨幣政策的更高要求,因為資本市場中的貨幣難以用實體貨幣反映,而且資本市場的發展將逐步影響銀行信貸資金,導致基礎貨幣的信用創造能力減弱。由此可見,以利率為中介目標已是一大趨勢。

第四,創新金融產品及金融工具。通過金融產品及金融工具的創新,開拓我國新的資本市場與貨幣市場,促進兩大市場能夠協調發展,保障我國金融市場的可持續發展。把握我國資本市場與貨幣市場的連接點,發展我國的債券市場與基金市場,提升我國信貸資產證券化水平。采用有效的金融產品組合,降低金融市場中的投資風險。進一步創新我國金融產品,實現集體投資、合資、外資、私營以及股份制等多種融資方式能夠協調健康發展,培育我國多元化的金融主體,創新我國金融市場的產權制度,有效組織各類金融主體,提升我國企業在國際金融市場中的核心競爭力,保障我國資本市場發展的連續性。

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