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作者简介：廖金妹（1986-）,女,中南财经政法大学新华金融保险学院金融学，研究方向：银行管理。
摘要：运用TGARCH（门限广义自回归条件异方差）模型,选取2005年到2010年的M2同比增长率、银行同业拆借利率作为自变量,来研究对CPI的影响,得出我国各阶段货币政策实施效果明显。但面对复杂的国内国际环境,宏观监管难度加大的同时,对有效性的影响因素也不容忽视,需要我们采取相应措施来应对现实存在的问题。
关键词：货币政策；有效性；TGARCH模型
中图分类号：F83 文献标识码：A文章编号：1672-3198（2011）05-0151-02
1 引论
近几年我国经济呈现快速增长趋势,流动性问题也较严重,中央银行对此采取从紧的货币政策。2008年9月份以后在我国面临全球金融危机冲击的背景下,中央银又开始实行适度宽松的货币政策。面对这么大起大落的货币政策,它的有效性到底如何值得我们好好研究。本文从相关货币理论研究综述入手,对我国的货币政策有效性做了相关研究,并进行实证分析。根据我国具体情况,提出相关增强货币政策有效性的措施。
2 货币政策有效性理论概述
对于我国,货币政策是否有效也十分有争议,很多学者对此也进行了相应的研究。闰力、刘克宫、张次兰（2009）取1998-2009的季度数据,利用VAR模型和脉冲响应函数,得出货币政策十分有效,但是价格效应不如产出效应有效,同时观察到了货币政策的非对称性。赵金霞 张建友（2010）分析了2007年以后的货币政策,通过做GDP 和M1、CPI 和LN（M1）的柱形图和折线图,得出我国货币政策效果比较明显,只是存在一定的滞后期。曹伟,林燕（2005）运用时间序列分析也得出货币政策是有效的,而且信贷传导机制依旧是最主要的传导机制。杨小军（2008）认为公众预期会对货币政策有效性产生影响,使得政策结果偏离目标水平,并在此基础上提出了相应的建议。
3 我国货币政策有效性分析
3.1 货币政策效果
2005年至2008年上半年随着经济的发展,我国经济形势从偏快过渡到过热,2007年CPI月度增长率一度上升到6.9%,远远超过我国的通货膨胀容忍度。2005年至07年初CPI指数基本稳定,但在2007年下半年大幅度上升,随之急转直下,于2009年初出现负增长,达到-1.8%,然后又逐渐开始回升。从CPI的数据反应出,在不面临十分巨大外部冲击或者经济繁荣压缩通胀的时期,实施货币政策对维持物价稳定是比较有效果的,但是如果应对突如其来意外情况或者抑制衰退,在我国特殊的经济背景和条件下,货币政策维持物价稳定的有效性将受到一定制约。
3.2 影响我国货币政策有效性的因素
货币政策有效性不仅表示货币供给对实体经济的影响、货币政策传导渠道的畅通与否,还包括中央银行对货币政策操作工具的选择问题上的权衡,以此来实现宏观经济目标。随着我国国内外经济形势日益复杂,货币政策对宏观经济调控的难度也越来越大。开放经济条件下,以下几方面因素影响我国货币政策的有效性：（1）中央银行实施货币政策的独立性不强。由于中国特殊国情的原因,大量国有公有企业存在,形成一种奇怪的“倒逼机制”现象,政府干预导致中国人民银行多发基础货币满足资金需求。（2）货币政策的传导机制受到一定制约并存在外部时滞。市场化程度还不是很高,不能准确的反应资金供求状况,不利于资金合理利用和资源的有效配置。货币政策的发挥需要较长的外部时滞,不像内部时滞那样好把握,从而影响央行的宏观经济调控,这也是影响货币政策有效性的重要原因。（3）金融市场发育不完善。我国市场发展层次还是比较低,市场容量有限,运行效率不是很高。金融机构数量少且结构不合理,面对中小企业服务的中小商业银行发展缓慢。加上金融机构向大城市大型企业集中,信贷权限随之集中化,而且货币市场发展不均衡,东部发展较快,西部资源利用少,发展较慢,进而导致了信贷金融机构分布不平衡和货币政策传导结构性矛盾。
4 货币政策有效性实证分析
4.1 数据来源
本文的数据主要是由《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国统计局网站、中国人民银行网站的有关数据计算而来,数据范围是2005年1月至2010年8月。
4.2 变量选取
本文选取全国银行间同业拆借市场交易30天期加权平均利率R,以及广义货币 同期增加量作为自变量,以CPI同期增加率作为因变量,并同时对数据进行季节性调整,以消除季节性因素的影响,来研究货币政策对经济稳定的效果。
4.3 模型的建立与分析
4.3.1 变量的单位根检验
由于经济变量时间序列往往是非平稳序列,所以在进行回归时,就很可能导致伪回归。因此在将变量引入回归模型前,应先对入选变量进行单位根检验,看其是否为平稳序列。本文采用ADF（Aug-nted Dickey-Fuller）检验方法来检验变量的平稳性。ADF单位根检验结果表明,每个变量的ADF统计都小于5%显著性水平下对应的临界值,显然都通过了单位根的检验,并且变量R、CPI、M2 的时间序列都为I（1）序列,可以建立回归方程。
4.3.2 回归模型
对于变量都是1阶平稳的时间序列,利用样本拟合区间的数据对均值方程式用普通最小二乘法（简称OLS）进行估计,建立模型如下：
模型一
CPI1.487CPI（-1）-0.5537CPI（-3）+0.0019R（-1）+0.0363M2-0.0437M2（-2）-0.9971MA（1）
t统计量 ： （54.96）（-22.46）（3.49）（2.33） （-2.73） （-12.83）
adjR20.935DW1.56
（1）以 CPI为被解释变量, 以R（-1）、M2 、CPI（-1）、CPI（-3）、 M2（-2）解释变量进行OLS估计,结果表明（见表2）回归方程参数估计值的t 统计量在显著性为5%的水平上通过了t检验。
（2）回归结果显调整后的R2 0.935,说明模型的拟合优度很好;AIC和S.C的值为-7.04和-6.84,两个值都比较小,说明模型的建立是有效的。
（3）从模型中我们可以看CPI具有明显的滞后性,CPI（-1）和CPI（-2）系数在5%的显著水平下均显著,说明价格水平受前期价格影响具有一定惯性,即前期的CPI对于当期的CPI有显著的影响。
4.3.3 误差项的异方差检验y
为了检验模型是否存在条件异方差利用拉格朗日乘数（即ARCH—LM）检验法,判断残差序列是否存在ARCH效应,检验方程如下：—Pε2∑Pi1aiε2t,t-1+vi
因此,对模型一中的残差进行条件异方差的ARCH-LM检验,具体检验结果见表1,由于F和LM统计量的相伴概p值都小于0.05,可知F和LM的值都落在了相应临界值的右边,即拒绝残差序列存在ARCH效应的原假设,模型存在ARCH效应,即模型误差序列存在自回归条件异方差。
表1ARCH效应检验
从上面检验的结果看出,残差序列存在ARCH效应,应对其拟合ARCH模型；而残差序列分布的非正态性,应采用非对称的ARCH类模型。为了探讨货币政策对CPI的影响,为此,我们在模型一的基础上考虑中国货币政策的有效性进行分析,建立TGARCH模型。
4.3.4 TGARCH模型的估计
由于TGARCH模型能够较好的反应时间序列条件方差的相互影响和冲击波动关系,并且能度量系统波动的协同持续性问题,因此在多变量的研究中得到广泛应用。
（1）TGARCH模型的定阶。
通过比较不同的TGARCH（p,q）模型的AIC值,从而用来得出最优的拟合模型。
通过分析可知,为了选择最小的AIC值以及最大的似然估计值,我们选择拟合TGARCH（2,2）模型。
（2）TGARCH（2,2）模型拟合。
对模型参数进行最大似然估计,可以得到模型二:
均值表达式：
GPI1.2589GPI（-1）-0.4372GPI（-3）+0.0026R（-1）+0.0307M2（-2）-0.4948MA （1）
（26.22）（-9.48） （3.97） （2.01） （-2.25） （-3.89）
TGARCH（2,2）方程：
σ2t0.0000631+ 0.2013μ2t-1+0.3003μ2t-1dt-1+0.048μ2t-1+0.105224μ2t-2+0.0546σ2t-2
（2.98） （1.68） （-2.26） （2.01） （2.26） （-2.28）
adiR20.9315DW1.86
对模型二,可决系数为0.9315,说明模型的拟合效果较好,所有的t值均通过了显著性检验。模型二相对于模型一有更好的拟合效果,对模型二进行ARCH效应检验,发现模型不存在ARCH效应,说明模型的建立是十分有效的。
由上述模型可知：滞后一期的CPI对当期的CPI有较大的影响,前期的CPI值对当期的有正的影响。由于GARCH 的t统计量通过检验,说明中国CPI波动具有GARCH效应。非对称项的系数是显著,说明中国在此期间CPI的波动具有非对称效应。由于γ -0.3003,小于零,说明好消息能比坏消息产生更大的波动。当出现坏消息时μt-1<0, 则d t-11,所以出现“坏消息”会比“好消息”对CPI带来的冲击少0.3003倍。由于非对称效应项的系数是负数,因此所带来的冲击是减少CPI的波动,说明货币政策的实施能够减少价格的波动，说明中国CPI的值确实受到货币政策政干预因素的影响。
5 结论和启示
我国货币政策和汇率制度的冲突、外部时滞的影响和不发达的金融市场,在一定程度上制约了货币政策作用的有效性。所以,我们应该采取相应措施来改善这些问题:①随着我国对外开放程度的进一步加快,双顺差带来的汇率压力与货币政策的矛盾依然很突出。所以,我们应该在现有的管理浮动汇率条件下,逐渐使汇率的浮动空间增大,一方面有利于货币政策的实施,保持货币政策独立性；另一方面也改善了外贸条件,进一步促进经济发展。②推进利率市场化。利率作为货币政策的一个传导机制,在我国的货币政策的实施过程中起到的作用并不是很大。所以,我们应加快利率市场化进程,使利率真正由市场确定,发挥其在反映产品市场和货币市场供求上的指导作用。③进一步完善金融市场。我国是一个典型的发展中国家,市场化不足,政府干预度高,在一定程度上影响了各种政策效果的传导。所以,政府应该在解决如中小企业融资困难、国有大中型企业资金囤积等信贷结构不平衡,地区经济发展差距过大导致的经济政策实施效果差异明显等资源配置问题上重点把握,并据此增强金融市场各子市场之间的连续性。此外,还需要增加金融市场的透明度,加强金融机构、公众之间的沟通,改善货币政策的可信度,使货币政策的实施效率增强。
参考文献
［1］曹伟,林燕.中国货币政策有效性的实证研究：1984-2004年［J］.金融与经济,2005,（7）:57-59.
［2］邓雄,蒋中其.中国货币政策有效性的实证考察［J］.统计观察,2006（2）:63-66.
［3］刘斌.货币政策冲击的识别及我国货币政策有效性的实证分析［J］.金融研究,2001,（7）:1-9.
摘要：运用TGARCH（门限广义自回归条件异方差）模型,选取2005年到2010年的M2同比增长率、银行同业拆借利率作为自变量,来研究对CPI的影响,得出我国各阶段货币政策实施效果明显。但面对复杂的国内国际环境,宏观监管难度加大的同时,对有效性的影响因素也不容忽视,需要我们采取相应措施来应对现实存在的问题。
关键词：货币政策；有效性；TGARCH模型
中图分类号：F83 文献标识码：A文章编号：1672-3198（2011）05-0151-02
1 引论
近几年我国经济呈现快速增长趋势,流动性问题也较严重,中央银行对此采取从紧的货币政策。2008年9月份以后在我国面临全球金融危机冲击的背景下,中央银又开始实行适度宽松的货币政策。面对这么大起大落的货币政策,它的有效性到底如何值得我们好好研究。本文从相关货币理论研究综述入手,对我国的货币政策有效性做了相关研究,并进行实证分析。根据我国具体情况,提出相关增强货币政策有效性的措施。
2 货币政策有效性理论概述
对于我国,货币政策是否有效也十分有争议,很多学者对此也进行了相应的研究。闰力、刘克宫、张次兰（2009）取1998-2009的季度数据,利用VAR模型和脉冲响应函数,得出货币政策十分有效,但是价格效应不如产出效应有效,同时观察到了货币政策的非对称性。赵金霞 张建友（2010）分析了2007年以后的货币政策,通过做GDP 和M1、CPI 和LN（M1）的柱形图和折线图,得出我国货币政策效果比较明显,只是存在一定的滞后期。曹伟,林燕（2005）运用时间序列分析也得出货币政策是有效的,而且信贷传导机制依旧是最主要的传导机制。杨小军（2008）认为公众预期会对货币政策有效性产生影响,使得政策结果偏离目标水平,并在此基础上提出了相应的建议。
3 我国货币政策有效性分析
3.1 货币政策效果
2005年至2008年上半年随着经济的发展,我国经济形势从偏快过渡到过热,2007年CPI月度增长率一度上升到6.9%,远远超过我国的通货膨胀容忍度。2005年至07年初CPI指数基本稳定,但在2007年下半年大幅度上升,随之急转直下,于2009年初出现负增长,达到-1.8%,然后又逐渐开始回升。从CPI的数据反应出,在不面临十分巨大外部冲击或者经济繁荣压缩通胀的时期,实施货币政策对维持物价稳定是比较有效果的,但是如果应对突如其来意外情况或者抑制衰退,在我国特殊的经济背景和条件下,货币政策维持物价稳定的有效性将受到一定制约。
3.2 影响我国货币政策有效性的因素
货币政策有效性不仅表示货币供给对实体经济的影响、货币政策传导渠道的畅通与否,还包括中央银行对货币政策操作工具的选择问题上的权衡,以此来实现宏观经济目标。随着我国国内外经济形势日益复杂,货币政策对宏观经济调控的难度也越来越大。开放经济条件下,以下几方面因素影响我国货币政策的有效性：（1）中央银行实施货币政策的独立性不强。由于中国特殊国情的原因,大量国有公有企业存在,形成一种奇怪的“倒逼机制”现象,政府干预导致中国人民银行多发基础货币满足资金需求。（2）货币政策的传导机制受到一定制约并存在外部时滞。市场化程度还不是很高,不能准确的反应资金供求状况,不利于资金合理利用和资源的有效配置。货币政策的发挥需要较长的外部时滞,不像内部时滞那样好把握,从而影响央行的宏观经济调控,这也是影响货币政策有效性的重要原因。（3）金融市场发育不完善。我国市场发展层次还是比较低,市场容量有限,运行效率不是很高。金融机构数量少且结构不合理,面对中小企业服务的中小商业银行发展缓慢。加上金融机构向大城市大型企业集中,信贷权限随之集中化,而且货币市场发展不均衡,东部发展较快,西部资源利用少,发展较慢,进而导致了信贷金融机构分布不平衡和货币政策传导结构性矛盾。
4 货币政策有效性实证分析
4.1 数据来源
本文的数据主要是由《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国统计局网站、中国人民银行网站的有关数据计算而来,数据范围是2005年1月至2010年8月。
4.2 变量选取
本文选取全国银行间同业拆借市场交易30天期加权平均利率R,以及广义货币 同期增加量作为自变量,以CPI同期增加率作为因变量,并同时对数据进行季节性调整,以消除季节性因素的影响,来研究货币政策对经济稳定的效果。
4.3 模型的建立与分析
4.3.1 变量的单位根检验
由于经济变量时间序列往往是非平稳序列,所以在进行回归时,就很可能导致伪回归。因此在将变量引入回归模型前,应先对入选变量进行单位根检验,看其是否为平稳序列。本文采用ADF（Aug-nted Dickey-Fuller）检验方法来检验变量的平稳性。ADF单位根检验结果表明,每个变量的ADF统计都小于5%显著性水平下对应的临界值,显然都通过了单位根的检验,并且变量R、CPI、M2 的时间序列都为I（1）序列,可以建立回归方程。
4.3.2 回归模型
对于变量都是1阶平稳的时间序列,利用样本拟合区间的数据对均值方程式用普通最小二乘法（简称OLS）进行估计,建立模型如下：
模型一
CPI1.487CPI（-1）-0.5537CPI（-3）+0.0019R（-1）+0.0363M2-0.0437M2（-2）-0.9971MA（1）
t统计量 ： （54.96）（-22.46）（3.49）（2.33） （-2.73） （-12.83）
adjR20.935DW1.56
（1）以 CPI为被解释变量, 以R（-1）、M2 、CPI（-1）、CPI（-3）、 M2（-2）解释变量进行OLS估计,结果表明（见表2）回归方程参数估计值的t 统计量在显著性为5%的水平上通过了t检验。
（2）回归结果显调整后的R2 0.935,说明模型的拟合优度很好;AIC和S.C的值为-7.04和-6.84,两个值都比较小,说明模型的建立是有效的。
（3）从模型中我们可以看CPI具有明显的滞后性,CPI（-1）和CPI（-2）系数在5%的显著水平下均显著,说明价格水平受前期价格影响具有一定惯性,即前期的CPI对于当期的CPI有显著的影响。
4.3.3 误差项的异方差检验y
为了检验模型是否存在条件异方差利用拉格朗日乘数（即ARCH—LM）检验法,判断残差序列是否存在ARCH效应,检验方程如下：—Pε2∑Pi1aiε2t,t-1+vi
因此,对模型一中的残差进行条件异方差的ARCH-LM检验,具体检验结果见表1,由于F和LM统计量的相伴概p值都小于0.05,可知F和LM的值都落在了相应临界值的右边,即拒绝残差序列存在ARCH效应的原假设,模型存在ARCH效应,即模型误差序列存在自回归条件异方差。
表1ARCH效应检验
从上面检验的结果看出,残差序列存在ARCH效应,应对其拟合ARCH模型；而残差序列分布的非正态性,应采用非对称的ARCH类模型。为了探讨货币政策对CPI的影响,为此,我们在模型一的基础上考虑中国货币政策的有效性进行分析,建立TGARCH模型。
4.3.4 TGARCH模型的估计
由于TGARCH模型能够较好的反应时间序列条件方差的相互影响和冲击波动关系,并且能度量系统波动的协同持续性问题,因此在多变量的研究中得到广泛应用。
（1）TGARCH模型的定阶。
通过比较不同的TGARCH（p,q）模型的AIC值,从而用来得出最优的拟合模型。
通过分析可知,为了选择最小的AIC值以及最大的似然估计值,我们选择拟合TGARCH（2,2）模型。
（2）TGARCH（2,2）模型拟合。
对模型参数进行最大似然估计,可以得到模型二:
均值表达式：
GPI1.2589GPI（-1）-0.4372GPI（-3）+0.0026R（-1）+0.0307M2（-2）-0.4948MA （1）
（26.22）（-9.48） （3.97） （2.01） （-2.25） （-3.89）
TGARCH（2,2）方程：
σ2t0.0000631+ 0.2013μ2t-1+0.3003μ2t-1dt-1+0.048μ2t-1+0.105224μ2t-2+0.0546σ2t-2
（2.98） （1.68） （-2.26） （2.01） （2.26） （-2.28）
adiR20.9315DW1.86
对模型二,可决系数为0.9315,说明模型的拟合效果较好,所有的t值均通过了显著性检验。模型二相对于模型一有更好的拟合效果,对模型二进行ARCH效应检验,发现模型不存在ARCH效应,说明模型的建立是十分有效的。
由上述模型可知：滞后一期的CPI对当期的CPI有较大的影响,前期的CPI值对当期的有正的影响。由于GARCH 的t统计量通过检验,说明中国CPI波动具有GARCH效应。非对称项的系数是显著,说明中国在此期间CPI的波动具有非对称效应。由于γ -0.3003,小于零,说明好消息能比坏消息产生更大的波动。当出现坏消息时μt-1<0, 则d t-11,所以出现“坏消息”会比“好消息”对CPI带来的冲击少0.3003倍。由于非对称效应项的系数是负数,因此所带来的冲击是减少CPI的波动,说明货币政策的实施能够减少价格的波动，说明中国CPI的值确实受到货币政策政干预因素的影响。
5 结论和启示
我国货币政策和汇率制度的冲突、外部时滞的影响和不发达的金融市场,在一定程度上制约了货币政策作用的有效性。所以,我们应该采取相应措施来改善这些问题:①随着我国对外开放程度的进一步加快,双顺差带来的汇率压力与货币政策的矛盾依然很突出。所以,我们应该在现有的管理浮动汇率条件下,逐渐使汇率的浮动空间增大,一方面有利于货币政策的实施,保持货币政策独立性；另一方面也改善了外贸条件,进一步促进经济发展。②推进利率市场化。利率作为货币政策的一个传导机制,在我国的货币政策的实施过程中起到的作用并不是很大。所以,我们应加快利率市场化进程,使利率真正由市场确定,发挥其在反映产品市场和货币市场供求上的指导作用。③进一步完善金融市场。我国是一个典型的发展中国家,市场化不足,政府干预度高,在一定程度上影响了各种政策效果的传导。所以,政府应该在解决如中小企业融资困难、国有大中型企业资金囤积等信贷结构不平衡,地区经济发展差距过大导致的经济政策实施效果差异明显等资源配置问题上重点把握,并据此增强金融市场各子市场之间的连续性。此外,还需要增加金融市场的透明度,加强金融机构、公众之间的沟通,改善货币政策的可信度,使货币政策的实施效率增强。
参考文献
［1］曹伟,林燕.中国货币政策有效性的实证研究：1984-2004年［J］.金融与经济,2005,（7）:57-59.
［2］邓雄,蒋中其.中国货币政策有效性的实证考察［J］.统计观察,2006（2）:63-66.
［3］刘斌.货币政策冲击的识别及我国货币政策有效性的实证分析［J］.金融研究,2001,（7）:1-9.