現(xiàn)階段我國利率對CPI影響的有效性研究.doc

此文檔收集于網(wǎng)絡(luò)，如有侵權(quán)，請聯(lián)系網(wǎng)站刪除第四小組：金融 銀行（字數(shù)：8.7千字） 現(xiàn)階段我國利率對CPI影響的有效性研究張 帥張帥，女，1982年11月生，山西財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)專業(yè)博士生。本文是在李寶瑜教授指導(dǎo)下完成的?！菊筷P(guān)于利率對CPI影響的研究已是一個老話題，VAR模型及其脈沖響應(yīng)函數(shù)已成為當前研究利率對CPI影響普遍使用的方法，但是本文認為使用這種方法具有一定的缺陷，由于受自由度的限制，VAR模型及其脈沖響應(yīng)函數(shù)一般不能準確的測度出利率發(fā)生變化后從哪一期開始影響CPI。本文采用路徑分析方法，利用月度數(shù)據(jù)建立聯(lián)立方程模型測度出了現(xiàn)階段我國利率對CPI有效影響的滯后期、影響程度以及時滯。關(guān)鍵字 CPI 路徑分析 時滯中圖分類號 F820.3 文獻標識碼 AResearch on the Efficiency of the Interest Rate Effect on CPIat the Present StageAbstract: It is an old subject to study the effect of interest rate on CPI,the VAR model and its Impulse Response Function have already become a widely used methed for the study. However, there is an deficiency about the method, which is that in the limit of the degree of freedom the VAR model and its Impulse Response Function ofren fails to work out the starting point on which interest rate has an effect on CPI accurately. In this paper,based on path analysis, the author built a Simultaneous Equation Model by using monthly data, then from the result of the estimation, we got the answer of the lag period, the effect degree and the time delay about the effect of the interest rate on CPI.Key words: CPI; Path Analysis; Time Delay此文檔僅供學(xué)習(xí)與交流一、引言隨著市場化程度的加深，我國貨幣政策逐漸轉(zhuǎn)向于重點運用利率政策調(diào)控投資增長和貨幣需求，利率政策已是我國調(diào)控經(jīng)濟增長和穩(wěn)定物價的重要手段。從歷史數(shù)據(jù)中可以看到，凡是通貨膨脹嚴重的年份一般都伴隨著加息，凡是通貨緊縮的年份一般都伴隨著降息。1993年和1994年我國出現(xiàn)了嚴重的通貨膨脹，CPI分別高達114.7%和124.1%，1993年5月15日央行決定將一年期存款利率由7.56%升至9.18%，1993年7月11日又決定將一年期存款利率提高至10.98%。1996年我國經(jīng)濟開始出現(xiàn)了內(nèi)需不足，隨后進入了通貨緊縮時期，央行決定降息以促進消費促進經(jīng)濟增長，1996年-2004年央行連續(xù)進行了8次降息，一年期存款利率由10.98%降至1.98%。2007年我國出現(xiàn)了由食品價格上漲帶動的物價上漲，下半年6個月的CPI均超過105%，全年的CPI高達104.8%。這一次的CPI大幅上漲給居民生活帶來嚴重影響，為控制通貨膨脹央行仍然采取了頻繁加息的利率調(diào)控政策，僅在2007年一年內(nèi)我國金融機構(gòu)一年期存款利率連續(xù)上調(diào)了6次，從2.52%上調(diào)至4.14%。雖然我國已經(jīng)將利率調(diào)控作為穩(wěn)定物價的重要手段，但是學(xué)術(shù)界對我國利率政策的有效性還是有爭議的，事實上，貨幣政策的效果決定于國家或地區(qū)的金融深度、金融制度安排與變遷以及經(jīng)濟制度安排與變遷。我國近期的通貨膨脹壓力很大，2007年也多次使用利率政策來控制通貨膨脹，那么現(xiàn)階段我國利率變化后多久開始對CPI產(chǎn)生影響，產(chǎn)生多大的影響，這種影響將持續(xù)多久，對這些問題的回答能夠為央行決定何時加息或減息，加或減多大的幅度提供重要依據(jù)，對提高我國貨幣政策的有效性具有重大意義。二、相關(guān)理論和文獻回顧西方經(jīng)濟理論探討過貨幣政策的有效性以及貨幣政策的時滯。從古典學(xué)派的市場自動出清，無需政府干預(yù)和調(diào)節(jié)，至凱恩斯相機抉擇的反周期政策，至貨幣主義的單一規(guī)則制，至新古典主義的理性預(yù)期條件下貨幣政策和財政政策均無效，至新凱恩斯主義針對實際和名義剛性提出的雙重建議，可以說西方經(jīng)濟理論對貨幣政策和財政政策有效性的爭論沒有停止過，但是現(xiàn)實中貨幣政策已被廣泛使用。對于貨幣效應(yīng)時滯的研究可以追溯到1752年，休謨（1752）提出了商品價格的上漲并不是緊跟著貨幣的增加而來，而是需要一些時間，他把貨幣量增加后，到一般物價上漲前的這段時間，稱為“中間狀態(tài)”或“間歇期”。后來弗里德曼曾用統(tǒng)計數(shù)字證明休謨理論的正確性，弗里德曼認為時滯效應(yīng)的長度平均約為69個月。維克賽爾(1983)認為，貨幣量突然增加或減少不可能立即引起商品價格同程度的上漲或下降，在貨幣量變動初期，商品價格很可能維持本來的高度，必須到貨幣流通速度放慢或加速，換句話說，必須到平均個人現(xiàn)金持有量增加或減少時，整個變動才能被我們覺察出來。國內(nèi)學(xué)者有一批直接研究貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹的影響及其時滯，如鄭先炳(1995)鄭先炳：宏觀金融管理有效性研究M，中國金融出版社，1995。 利用我國19851990年的數(shù)據(jù)通過時差相關(guān)系數(shù)法進行的實證研究認為貨幣規(guī)模變化對我國經(jīng)濟產(chǎn)出效應(yīng)時滯大約為5個季度，價格變動的效應(yīng)時滯大約為4-5個月，無論貨幣擴張還是貨幣緊縮，價格時滯都比產(chǎn)出時滯要短。王志強(2000)王志強：我國金融政策作用時滯測算J，預(yù)測2000年第3期。 采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法，并結(jié)合時差相關(guān)系數(shù)法進行對比，利用1990至1997年的月度數(shù)據(jù)對貨幣政策的效應(yīng)時滯進行了研究。他認為，貨幣供應(yīng)量對GDP的作用效果在1個月后開始產(chǎn)生，其作用時滯為4個月。貨幣供應(yīng)量對物價的作用時滯為8個月。劉偉等（2002）劉偉、李紹榮、李筍雨：貨幣擴張、經(jīng)濟增長與資本市場制度創(chuàng)新J，經(jīng)濟研究2002年第2期。利用1990年-2000年的季度數(shù)據(jù)做滯后13期的VAR模型，得出的結(jié)論是中國狹義貨幣和廣義貨幣增長率的改變對通貨膨脹的有效影響滯后期分別為9和13個季度。劉斌(2002)劉斌：我國貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出、物價間相互關(guān)系的實證研究J，金融研究2002年第7期。利用協(xié)整方程和脈沖響應(yīng)函數(shù)得出長期內(nèi)貨幣供應(yīng)量變化會對物價產(chǎn)生顯著影響，隨著貨幣供應(yīng)量的增加，物價在2個季度后開始上漲，經(jīng)過12個季度后貨幣供應(yīng)量的變動基本都體現(xiàn)在物價的變化上了。還有一些學(xué)者研究利率變化對物價的有效性，如方先明和熊鵬（2005）方先明、熊鵬：我國利率政策調(diào)控的時滯效應(yīng)研究基于交叉數(shù)據(jù)的實證檢驗J，財經(jīng)研究2005年第8期。曾利用交叉統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整與Granger因果關(guān)系檢驗來研究利率政策的有效性，并通過脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解及最大相關(guān)系數(shù)法實證檢驗我國利率工具的時滯效應(yīng)。得出了利率工具的時滯效應(yīng)非常明顯和利率傳導(dǎo)的產(chǎn)出時滯大于價格時滯等結(jié)論。李敬輝和范志勇（2005）李敬輝、范志勇：利率調(diào)整和通貨膨脹預(yù)期對大宗商品價格波動的影響基于中國市場糧價和通貨膨脹關(guān)系的經(jīng)驗研究J，經(jīng)濟研究2005年第6期。以理性預(yù)期動態(tài)一般均衡模型為理論基礎(chǔ)，利用糧食價格指數(shù)、消費價格指數(shù)、M2、一年期存款利率等變量的對數(shù)建立VAR模型，通過剔除不顯著的變量，得出了名義利率對通貨膨脹的影響不顯著等結(jié)論。彭方平和王少平（2007）彭方平、王少平：我國利率政策的微觀效應(yīng)J，管理世界2007年第1期。以新古典投資模型為分析框架，從微觀的角度，利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，實證檢驗了我國利率政策的微觀有效性問題，得出了利率政策對控制公司投資過度是無效的結(jié)論。從上述的文獻回顧當中總結(jié)發(fā)現(xiàn)，當前研究貨幣供應(yīng)和利率對物價的影響主要集中在對物價是否有影響以及時滯長度的確定兩個問題上，研究用的計量方法有相關(guān)系數(shù)法、協(xié)整方程、Granger因果關(guān)系檢驗和VAR模型和和脈沖響應(yīng)函數(shù)等，其中主要用的是VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)，研究用的數(shù)據(jù)有年度、季度和月度。筆者發(fā)現(xiàn)上述文獻在方法和數(shù)據(jù)上存在如下問題：（1）相關(guān)系數(shù)法不能測度利率或貨幣供應(yīng)發(fā)生變化對物價影響的絕對程度；（2）協(xié)整方程只能說明一種長期均衡關(guān)系，無法測度滯后期限；（3）VAR模型滯后期不能太長否則自由度太小，如果兩個變量滯后5期的VAR待估系數(shù)就已經(jīng)達到22個（算上常數(shù)項），而且在VAR中不顯著的變量不能隨便剔除，這樣使用VAR模型很難準確的估計利率或貨幣供應(yīng)對價格產(chǎn)生影響的滯后期；（4）如果不能利用VAR準確的找到利率或貨幣供應(yīng)對物價產(chǎn)生影響的起始時間，則脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的時滯長度也是無效的；（5）用年度或季度數(shù)據(jù)分析利率或貨幣供應(yīng)變化對物價的影響是不太符合實際的，用月度數(shù)據(jù)更加合理。三、利率對CPI影響的路徑分析經(jīng)過對前人研究成果的分析，本文認為選擇路徑分析方法研究利率對CPI影響的有效性更加合適。路徑分析也叫通徑分析，是一種探索系統(tǒng)因果關(guān)系的統(tǒng)計方法。通徑分析發(fā)展的最初動機是對簡單相關(guān)系數(shù)進行分解，后來通徑分析主要集中在變量之間作用系數(shù)的分解上。通徑模型既可以用結(jié)構(gòu)方程組的形式來表示，也可以用通徑圖來表示。通徑模型有兩種基本形式即遞歸模型與非遞歸模型。若因果關(guān)系結(jié)構(gòu)中全部為單向鏈條關(guān)系、無反饋作用的模型稱為遞歸模型，反之稱之為非遞歸模型。顯然在做利率對CPI影響的路徑分析時，應(yīng)該首先分析利率對CPI的影響機制，以畫出路徑圖，并寫出路徑模型。根據(jù)有關(guān)經(jīng)濟學(xué)原理可認為利率對CPI的影響主要通過四條路徑實現(xiàn)。第一條是邊際消費路徑。利率提高導(dǎo)致居民邊際消費傾向發(fā)生下降，使居民減少消費增加儲蓄，表現(xiàn)為金融機構(gòu)的存貸比增大，存貸比增大即央行回籠貨幣，CPI下降，反之則反之。第二條是投資路徑。利率變化也就是投資成本發(fā)生變化，如果利率提高，一種可能是投資需求下降，工業(yè)品出廠價格下降，帶動下游消費品價格下降，另一種可能是投資需求下降，生產(chǎn)能力下降，工業(yè)品出廠價格上升，帶動下游消費品價格上升。第三條是國際資本流動路徑。利率變化也就是持有本幣與持有外幣的收益比發(fā)生變化，導(dǎo)致金融資本凈流入發(fā)生變化，金融資本凈流入發(fā)生變化必將使國內(nèi)的投資需求發(fā)生變化，投資需求發(fā)生變化就回歸到第二條路徑上了。第四條是國際貿(mào)易路徑。利率發(fā)生變化改變持有本幣和外幣的收益比，也就是會改變本幣的需求，本幣的匯率必將發(fā)生變化，匯率改變會影響凈出口，凈出口變化也就是國內(nèi)商品的需求發(fā)生改變，需求變化CPI將會變化。此外，存貸比變化也會影響工業(yè)品出廠價格指數(shù)，比如存貸比變大則說明投資相對縮小，則工業(yè)品出廠價格會發(fā)生變化。資本凈流入與匯率也是相互影響的，比如資本凈流入增多會使本幣升值，本幣貶值則會使資本凈流入減少。上述四條路徑的路徑圖和路徑模型如下所示：圖1 利率對CPI影響的理論路徑圖聯(lián)立方程組路徑模型： （1）變量含義：r?表示金融機構(gòu)一年期法定存款利率；CDB？表示存款與貸款比值；I？是城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資；ZBJ？是資本凈流入，由于沒有該指標月度數(shù)據(jù)，所以用外匯儲備變動額減去凈出口代替；HL？是人民幣實際有效匯率；GYI？是以去年同月為100的工業(yè)品出廠價格指數(shù)；JCK？是凈出口；變量后的“？”均表示有不確定的滯后期，經(jīng)實證測算后才能確定。CPI是以去年同月為100的居民消費價格指數(shù)；ei表示各被解釋變量除內(nèi)生解釋變量外的所有外生變量；表示待估系數(shù)；表示隨機擾動項，。模型（1）是聯(lián)立方程組的結(jié)構(gòu)式，方程組中除ei（）外都是內(nèi)生變量。四、利率對CPI影響的實證研究（一）數(shù)據(jù)說明本文采用2004年1月2007年12月四年的月度數(shù)據(jù)估計聯(lián)立方程模型（1）。其中，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)統(tǒng)計月報上公布的是累計數(shù)，可通過差分得到月度投資額，但是由于只有1-2月累計數(shù)，沒有1月累計數(shù)，所以無法得到1月固定資產(chǎn)投資額，本文的處理方法是將1-2月累計數(shù)除以2作為1月和2月的投資額。金融機構(gòu)一年期法定存款利率是按時間加權(quán)得到。在建立模型前利用最常用的季節(jié)因素調(diào)整方法X11法對模型（1）中除利率外的其他變量進行了季節(jié)調(diào)整，利用X11法進行季節(jié)調(diào)整至少需要四年的月度數(shù)據(jù)，本文剛好四年滿足要求。季節(jié)調(diào)整后的變量用小寫表示。（二）模型的估計及檢驗利用Eviews6.0檢驗凈出口與cpi不存在Granger因果關(guān)系，資本凈流入與工業(yè)品出廠價格指數(shù)也不存在Granger因果關(guān)系，且這兩對變量的相關(guān)系數(shù)也很小，在考慮了各種滯后的可能后，凈出口與cpi的相關(guān)系數(shù)只有0.3左右，資本凈流入與工業(yè)品出廠價格指數(shù)的相關(guān)系數(shù)只有0.2左右。故可判斷在現(xiàn)實中，利率對CPI影響的第三條和第四條路徑有障礙。第一條和第二條路徑中解釋變量與被解釋變量的相關(guān)系數(shù)都很高，且存貸比和工業(yè)品出廠價格指數(shù)在5%的顯著性水平下都是cpi的Granger原因，所以本文接下來只研究第一條和第二條路徑，也就是根據(jù)經(jīng)濟理論設(shè)計的模型（1）中的第1、2、3和5個方程。選擇與被解釋變量相關(guān)系數(shù)較大的解釋變量的滯后期加入模型，經(jīng)過不斷的嘗試，最后確定模型中包含的內(nèi)生變量為cpi、cdb、gyi和i(-2)，先決變量為cpi(-1)、cpi(-2)、r(-5)、gyi(-1)、gyi(-6)、cdb(-1)、i(-3)、m2(-3)、yci(-1)和yci(-2)。理論上聯(lián)立方程模型是要先識別再估計的，但實際操作中不可識別的方程估計不出來，故估計前不需進行識別。本文利用TSLS(兩階段最小二乘法)估計。TSLS是一種單方程的估計方法，既適合恰好識別也適合過度識別，是一種工具變量法。本文以先決變量為工具變量，得到模型估計結(jié)果如下： （2）其中，yci表示經(jīng)過X11季節(jié)調(diào)整的以去年同月為100的原材料燃料動力購進價格指數(shù)；m2表示經(jīng)過X11季節(jié)調(diào)整后的廣義貨幣供應(yīng)量M2。變量括號內(nèi)負數(shù)的絕對值代表滯后階數(shù)。每一個估計參數(shù)下面括號內(nèi)數(shù)值是各參數(shù)的P值。每一個方程的擬合優(yōu)度和DW值已給出，可知除常數(shù)項外各解釋變量的系數(shù)均在10%顯著性水平下顯著不為零，擬合優(yōu)度也很好，沒有顯著的自相關(guān)。下面還需要檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趥位貧w。經(jīng)過檢驗，模型（2）中的所有變量都是I(1)變量。表1 單位根檢驗結(jié)果變量名稱有無截距項和趨勢項T值P值變量名稱有無截距項和趨勢項T值P值cpiC,T-0.73150.9646dcpiNone-6.73120.0000cdbC,T-0.86880.9510dcdbNone-4.91510.0000gyiC,T-1.74640.7137dgyiNone-3.98960.0002isaC,T-3.00380.1421disaC-8.58640.0000m2C,T-1.86270.6578dm2C-7.50580.0000rC,T-0.02690.9947drNone-3.12970.0024yciC,T-1.35210.8614dydciNone-3.91930.0002注：C表示有截距項，T表示有趨勢項，None表示無趨勢項和無截距項，d表示差分。利用I(1)變量做模型有可能出現(xiàn)偽回歸，如果利用EG兩步法檢驗出每個方程都是協(xié)整的，就可以說明不是偽回歸。EG兩步法是單方程的協(xié)整檢驗方法，用其檢驗多變量協(xié)整，存在的主要問題是建立的誤差修正模型可能不準確，因為如果多變量存在多個誤差修正，則誤差修正項的系數(shù)就取決于多方程，這時如果僅用單方程估計誤差修正系數(shù)是不準確的，但是用單方程估計長期均衡方程，一般不影響估計系數(shù)的一致性。由于本文不建立誤差修正模型，故通過EG兩步法檢驗協(xié)整來證明不是偽回歸是可行的。表2 協(xié)整檢驗結(jié)果殘差單位根檢驗有無截距項和趨勢項T值5%臨界值在5%顯著性水平下的結(jié)論以cpi為被解釋變量的方程None-7.27-4.77存在協(xié)整以cdb為被解釋變量的方程None-6.63-4.38存在協(xié)整以gyi為被解釋變量的方程None-5.49-5.14存在協(xié)整以i(-2)為被解釋變量的方程None-6.24-4.77存在協(xié)整注：上表中的臨界值是根據(jù)Mackinnon的協(xié)整臨界值表計算出來的。由上述協(xié)整檢驗結(jié)果可知，模型（2）不存在偽回歸。模型（2）的路徑圖如下：圖2 利率對CPI影響的實際路徑圖圖2反映了如果前五期的利率提高（或降低）會引起現(xiàn)期CPI發(fā)生變化。五、模型結(jié)論與啟示（一）模型結(jié)論1利率變化5個月后主要通過消費渠道影響CPI由模型（2）可知，現(xiàn)期利率發(fā)生變化會引起5個月后的CPI發(fā)生變化（為方便分析此處將模型（2）的結(jié)果理解成現(xiàn)期的利率變化對5個月后的CPI的影響）。CPI的變化幅度計算公式如下：由上述計算公式可知，如果其他因素不變，當央行決定一年期存款利率提高（或降低）1個百分點時，5個月后利率的變化開始對CPI產(chǎn)生影響，CPI下降（或提高）0.20個百分點，其中通過邊際消費渠道使CPI降低（或提高）0.1335個百分點，通過投資渠道使CPI降低（或提高）0.0617個百分點。這說明現(xiàn)階段我國利率提高有助于控制通貨膨脹，但是利率政策需要5個月后才有效果，且主要是通過改變?nèi)藗兊倪呺H消費傾向來影響CPI，利率的變化對企業(yè)投資的影響較小。2利率變化10個月后對CPI影響達到最大，22個月后影響基本消失模型（2）中只有5個月后的CPI、存貸比、工業(yè)品出廠價格指數(shù)和3個月后的投資是內(nèi)生變量，即如果現(xiàn)期的利率發(fā)生變化，只有它們的變化可以通過模型計算出來，其他變量都是系統(tǒng)外部決定的。我們假定：第一，只要各變量滯后階數(shù)的關(guān)系與模型（2）相同，各變量的關(guān)系就滿足模型（2）；第二，利率只變化一期即現(xiàn)期發(fā)生變化，其它時期不發(fā)生變化；第三，除利率外其他外生變量保持不變，且內(nèi)生變量可通過各自的自回歸系數(shù)發(fā)生連鎖反應(yīng)。如果這三個假定都滿足，則可以通過下列公式計算利率對CPI的連鎖反應(yīng)：由上述公式計算一年期利率如果提高一個百分點CPI發(fā)生的變化，結(jié)果如下：表3 利率對CPI的滯后影響時期6期7期8期9期10期CPI總變化（%）-0.33-0.45-0.53-0.57-0.58時期11期12期13期14期15期CPI總變化（%）-0.56-0.54-0.50-0.46-0.41時期16期17期18期19期20期CPI總變化（%）-0.36-0.31-0.25-0.20-0.16時期21期22期23期24期CPI總變化（%）-0.11-0.07-0.030.00表3的結(jié)果表明，如果現(xiàn)期利率發(fā)生變化在10個月后對CPI的影響達到最大，如果現(xiàn)期利率提高1個百分點則CPI下降0.58個百分點，22個月后利率對CPI的影響基本可以忽略。（二）政策啟示本文的實證研究結(jié)果主要有三點政策啟示：，第一，出現(xiàn)嚴重通貨膨脹時，利率政策的效果有限。根據(jù)模型結(jié)果，利率變化一個百分點對5個月后CPI的影響只有0.20個百分點，所以利率并不能在短期內(nèi)控制住通貨膨脹。第二，在使用利率政策控制通貨膨脹或通貨緊縮時，政府必須充分認識到利率政策的滯后效應(yīng)。依據(jù)本文的結(jié)果，政府應(yīng)至少提前半年預(yù)測出通脹或通縮，這樣才能達到利用利率政策穩(wěn)定物價的目的。第三，我國的利率變化通過投資渠道影響CPI的傳導(dǎo)機制不暢通，