關(guān)于貨幣政策論文
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貨幣政策是一國宏觀經(jīng)濟政策的重要組成部分,中央銀行的政策指令是通過貨幣政策傳導機制實現(xiàn)經(jīng)濟過程中各中介變量的連鎖反應(yīng),并最終引起實際經(jīng)濟變量變化的。下面是學習啦小編為大家整理的關(guān)于貨幣政策論文，供大家參考。
關(guān)于貨幣政策論文范文一：貨幣政策財政政策論文
一、變量選取及數(shù)據(jù)處理
因為中國財政政策對不同地區(qū)的經(jīng)濟具有不亞于貨幣政策的影響，故而本文在構(gòu)建VAR模型的時候，同時采用了貨幣政策、財政政策、區(qū)域經(jīng)濟和區(qū)域物價水平等四個變量進行分析;并將樣本區(qū)間設(shè)定為1979-2010年。在變量選取上，可以從金融機構(gòu)貸款額、M0、M1、M2、拆借利率等貨幣政策工具中選取適合中國的貨幣政策變量。基于中國貨幣政策的實踐經(jīng)驗以及數(shù)據(jù)的可得性，選取M1為貨幣政策變量。由于M1數(shù)據(jù)從1990年才開始公布，故而1979年至1989年的相關(guān)數(shù)據(jù)由M0代替。財政政策變量用中央政府財政支出增長率數(shù)據(jù)表示，并利用HP濾波處理之后得到的周期(Cycle)部分代替。由于貨幣、財政政策的目標為經(jīng)濟增長和物價穩(wěn)定，所以用全國GDP和商品價格指數(shù)以及各省市GDP和商品價格指數(shù)作為貨幣、財政政策的最終目標變量?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，選取1979-2010年的全國GDP、CPI、商品價格指數(shù)及M1、中央政府財政支出、人口數(shù)等全國年度數(shù)據(jù);選取各省區(qū)的GDP商品價格指數(shù)、人口數(shù)等地區(qū)年度數(shù)據(jù)。GDP等樣本數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。對相關(guān)變量進行如下處理：首先，利用1978年為基年的定基比商品價格指數(shù)作為物價指數(shù)，將M1、省區(qū)GDP、中央政府財政支出變換為實際值。其中對區(qū)域GDP數(shù)據(jù)取自然對數(shù)并求一階差分，以得到平穩(wěn)序列。為了剔除因人口增長快慢而扭曲的貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟的影響，以各省區(qū)的人均GDP作為區(qū)域經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)2。其次，與大部分研究直接得到各省區(qū)物價指數(shù)的平均值不同，我們以各個地區(qū)的實際生產(chǎn)總值占四大地區(qū)的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值總和的比重為權(quán)重，計算得到加權(quán)平均后的各省市商品價格指數(shù)(以商品價格指數(shù)1978=100為基準來求實際值)。這一做法提高了物價指數(shù)的精確度。最后，對各變量的實際值進行平穩(wěn)化處理。
二、平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗及格蘭杰因果關(guān)系
(一)平穩(wěn)性檢驗
利用VAR模型做格蘭杰(Granger)因果檢驗以及脈沖響應(yīng)分析需滿足序列平穩(wěn)性條件，故利用ADF單位根分析檢驗各序列的平穩(wěn)性。的單位根檢驗表明，財政政策變量(CZ)、貨幣政策變量、四大地區(qū)物價變量(SI_PR_DONG、SI_PR_DONGBEI、SI_PR_ZHONG、SI_PR_XI)、以及四大地區(qū)產(chǎn)出變量(SI_GR_DONG、SI_GR_DONGBEI、SI_GR_ZHONG、SI_GR_XI)取自然對數(shù)后的一階差分值滿足平穩(wěn)性條件，且是一階單整的
(二)協(xié)整檢驗
結(jié)合單位根檢驗和各個變量的圖示，確定協(xié)整分析的常數(shù)項和時間趨勢項;并利用AIC或SC最小準則確定最佳滯后階數(shù)，對各變量進行協(xié)整分析。說明，經(jīng)過對數(shù)變換后的地區(qū)人均GDP(LNGDP)、物價水平、貨幣和財政變量間只存在一個協(xié)整關(guān)系。因此初步判斷貨幣、財政政策與產(chǎn)出和物價之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。
三、VAR模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析
(一)VAR模型估計結(jié)果
對實證模型的選擇，近似主題的文獻較多采用VAR、SVAR、VECM等模型做實證分析。雖然這些計量模型均無法準確捕捉改革開放后30年中的區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟政策工具的變遷4，但考慮到研究的可行性以及參照同類文獻的做法有利于比較，故本文仍采用VAR模型做實證分析5。利用VAR(k)模型對貨幣量(M1)、財政支出(CZ)分別與東部、東北部、中部、西部等不同區(qū)域的人均GDP及價格指數(shù)進行分析。東部、東北部、中部、西部的不同k值采用AIC或SC最小原則確定，分別為3、1、1、1。表4貨幣量(M1)、財政支出(CZ)與四大區(qū)域產(chǎn)出及價格VAR模型估計結(jié)果注：估計結(jié)果下方的R-Squared值是單個方程的擬合優(yōu)度。對貨幣量(M1)、財政支出(CZ)與東部人均GDP(SI_GR_DONG)、價格指數(shù)(SI_PR_DONG)四個變量之間的VAR(3)模型估計結(jié)果表明，前二個方程擬合優(yōu)度稍小為0.72，后兩個方程的擬合優(yōu)度均在0.8以上，表明模型能較好解釋變量之間的關(guān)系。因此本文主要考慮后兩個方程的估計結(jié)果。貨幣量(M1)、財政支出(CZ)與東北部人均GDP(SI_GR_DONGBEI)、價格指數(shù)(SI_PR_DONGBEI)四個變量之間VAR(1)模型估計結(jié)果表明，除了第四個方程擬合優(yōu)度為0.73之外，其他三個方程的擬合優(yōu)度均在0.5以下，表明模型解釋變量之間的關(guān)系比較差。為了分析完整性，對東北、中部以及西部區(qū)域也進行脈沖響應(yīng)分析。貨幣量(M1)、財政支出(CZ)與中部人均GDP(SI_GR_ZHONG)、價格指數(shù)(SI_PR_ZHONG)四個變量之間VAR(1)模型估計結(jié)果表明，除了第四個方程擬合優(yōu)度為0.63之外，其他三個方程的擬合優(yōu)度均在0.37以下，表明模型解釋變量之間的關(guān)系比較差。貨幣量(M1)、財政支出(CZ)與西部人均GDP(SI_GR_XI)、價格指數(shù)(SI_PR_XI)四個變量之間VAR(1)模型估計結(jié)果表明，除了第四個個方程擬合優(yōu)度為0.65之外，其他三個方程的擬合優(yōu)度均在0.33以下，表明模型解釋變量之間的關(guān)系比較差。不過，VAR模型相對不那么在意擬合度和系數(shù)的顯著性問題。下面采用脈沖響應(yīng)函數(shù)來描述貨幣政策與財政政策的沖擊，對各區(qū)域人均GDP和加權(quán)平均的商品零售價格指數(shù)造成的動態(tài)影響
(二)脈沖響應(yīng)函數(shù)及累計脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果
在各VAR模型中，分別考慮狹義貨幣供應(yīng)量(M1)及中央財政支出(CZ)變動在未來10年內(nèi)對東部、東北部、中部、西部等4大區(qū)域人均GDP實際值、關(guān)于貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)，東部、東北部、中部、西部四大區(qū)域在經(jīng)歷貨幣政策沖擊之后，在第一年達到最大響應(yīng)值，分別為0.020272、0.014757、0.014913、0.001565。從大小來看，“東部>中部>東北部>西部”。從區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)累計值來看，貨幣政策沖擊產(chǎn)生后，東部、東北部、中部區(qū)域在第二年達到最大累計響應(yīng)值，而西部則第一年已達到最大累計響應(yīng)值，分別為0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累計響應(yīng)值大小來排序，也得到了“東部>中部>東北部>西部”的類似排序。可見，貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的地區(qū)差異性并未隨時間而有大的變化。另外，中國貨幣政策對西部區(qū)域幾乎不產(chǎn)生影響。這點和Granger因果檢驗的結(jié)果是吻合的。關(guān)于貨幣政策區(qū)域物價效應(yīng)，之前的Granger因果分析表明，在1%顯著水平下，M1與中國各個區(qū)域的物價之間具有雙向因果關(guān)系。而從脈沖響應(yīng)分析結(jié)果來看，四大區(qū)域均在第二年達到響應(yīng)峰值，分別為2.59148、2.136434、2.119478、1.789887。按響應(yīng)大小來排序，為“東部>東北部>中部>西部”。雖然貨幣政策區(qū)域價格效應(yīng)也存在地區(qū)差異性效應(yīng)，但是其區(qū)域價格效應(yīng)差異遠遠小于區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)。從上述脈沖響應(yīng)分析結(jié)果可見，中國貨幣政策主要影響東部區(qū)域的經(jīng)濟和物價水平，其次為東北和中部區(qū)域，對西部區(qū)域的影響比較小。有意思的是，中國財政政策區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的大小排序恰好相反，為“西部>中部>東北>東部”。并且財政政策達到響應(yīng)峰值時間也屬西部是最快的。不僅如此，財政政策累計效應(yīng)也得到了“西部>中部>東北>東部”的同樣結(jié)果?？梢娕c貨幣政策類似，財政政策區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的地區(qū)差異性也未隨時間而起大的變化。綜合來看，上述關(guān)于貨幣政策、財政政策區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的地區(qū)差異性結(jié)果，為我們構(gòu)建合理的且相互補充的財政、貨幣政策組合提供了許多的可能性。這一結(jié)論和格蘭杰檢驗結(jié)果具有相互印證性6。關(guān)于貨幣政策的時差，在整個區(qū)域貨幣政策實施第一年達到效應(yīng)峰值，除了西部區(qū)域之外，第二年累計效應(yīng)達到峰值，第三年開始起效應(yīng)變?yōu)樨?。財政政策效?yīng)在西部第一年、在中部第二年、在東北第三年、在東部第四年達到效應(yīng)峰值。不難發(fā)現(xiàn)，雖然從財政政策效應(yīng)的大小來看，西部區(qū)域效果最明顯，但其效果保持的時間較短。這可能與中西部區(qū)域支柱產(chǎn)業(yè)不足、區(qū)域競爭優(yōu)勢較低、區(qū)域產(chǎn)業(yè)單一等原因有關(guān);財政政策實施初期主要投入在基礎(chǔ)實施建設(shè)上，因而實行初期效果較明顯，但因缺乏強有力的產(chǎn)業(yè)支撐，其后續(xù)拉動經(jīng)濟的作用有限，導致了其效果保持的時間較短。因此，截至目前，通過財政政策尚無法充分彌補因貨幣政策實施所導致的區(qū)域經(jīng)濟差距。有效發(fā)揮財政和貨幣政策組合的效力，可能需要更為有力的產(chǎn)業(yè)政策的配合。
四、結(jié)論
本文利用Granger檢驗、VAR和脈沖響應(yīng)分析等方法，對中國1979-2010年的財政和貨幣政策的“區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)”、“區(qū)域物價效應(yīng)”進行了實證研究，證實了中國貨幣政策、財政政策具有明顯的地區(qū)差異性。雖然對中國貨幣和財政政策在區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)上具有地區(qū)差異性的發(fā)現(xiàn)，與既有研究具有一致性。但本文的分析更強調(diào)單一政策和組合性政策效力的不同，尤其強調(diào)組合性政策對相關(guān)的產(chǎn)業(yè)配套政策的可能的依賴性。具體而言，貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的大小排序為“東部>中部>東北部>西部”;財政政策區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的排序恰好相反。貨幣政策主要影響東部區(qū)域的發(fā)展，導致區(qū)域經(jīng)濟差距的擴大。這可能由貨幣政策實行之后，資金及生產(chǎn)要素主要流入到區(qū)域競爭優(yōu)勢強、投資環(huán)境良好、產(chǎn)業(yè)收益率高的東部發(fā)達區(qū)域所致。與此不同，財政政策對中西部落后區(qū)域的影響較大，緩解區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的惡化。但是財政政策對中西部區(qū)域的效果大卻短暫，無法提供該區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的根本性解決方法;故而需要產(chǎn)業(yè)政策等相關(guān)措施的配套實施。另外，貨幣政策(M1)與各區(qū)域價格指數(shù)之間存在比較明顯的雙向格蘭杰因果關(guān)系，其對區(qū)域物價效應(yīng)的排序為“東部>東北部>中部>西部”，但是其區(qū)域價格效應(yīng)差異遠遠小于區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)。從Granger檢驗看，財政政策(CZ)與區(qū)域物價指數(shù)之間不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系。但脈沖分析則表明，財政政策的實行會帶來整個區(qū)域的物價下降。這可能是因為財政政策主要投在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和城鎮(zhèn)化建設(shè)上，會通過促進生產(chǎn)而導致總供給移動，最終導致了物價下降7?？傊?，財政和貨幣政策的組合可能要比單一的財政或貨幣政策更為有效。應(yīng)綜合考慮兩個政策在區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)與區(qū)域物價效應(yīng)上的地區(qū)差異性，從而構(gòu)建合理的且相互補充的財政、貨幣政策組合。由于財政政策尚無法完全彌補因貨幣政策實施所導致的區(qū)域經(jīng)濟差距，故可能需要更為有力的產(chǎn)業(yè)政策的配合，以有效發(fā)揮財政和貨幣政策組合的調(diào)控效力。
關(guān)于貨幣政策論文范文二：貨幣政策對經(jīng)濟進展的作用
從緊貨幣政策的實行將會提高銀行貸款的標準，增加企業(yè)貸款的難度。新余市中小企業(yè)的發(fā)展大都需要銀行的貸款業(yè)務(wù)作為支持，但是從緊政策的提出將會對企業(yè)的貸款造成一定的影響。一方面企業(yè)的貸款標準有所提高。為了更好地保障商業(yè)銀行的自身利益，銀行會提高企業(yè)貸款的標準，一些企業(yè)由于缺少相關(guān)的條件，不能及時得到銀行的貸款這在一定程度上影響了企業(yè)的發(fā)展。新余市的銀行主要是提高了房地產(chǎn)行業(yè)的貸款標準，減少流動資金貸款，控制各個行業(yè)的貸款。另一方面大部分銀行實行了有保有壓的信貸政策。適度從緊的貸款政策在一定程度上可以幫助銀行優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，商業(yè)銀行制訂了相關(guān)的貸款標準，可以根據(jù)自身的情況選擇適合的貸款客戶和貸款項目。
從緊的貨幣政策的實行雖然在一定程度上可以有效地控制經(jīng)濟發(fā)展中的通貨膨脹，但是也在一定程度上影響了企業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展，企業(yè)的貸款受到一定的限制。當前應(yīng)該如何降低從緊的貨幣政策對于企業(yè)發(fā)展的影響更好地促進新余市經(jīng)濟的發(fā)展成為經(jīng)濟管理者需要及時解決的問題。
當前由于緊縮性貨幣政策的實施導致新余市的中小企業(yè)的貸款受到一定的限制，影響了企業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展和規(guī)模的擴大。新余市政府需要做出合理的政策調(diào)整更好地保障企業(yè)的發(fā)展。一方面政府需要增強金融資源的吸引力。政府應(yīng)該采取適當?shù)卮胧┓e極鼓勵商業(yè)銀行貸款給中小企業(yè)，為企業(yè)的發(fā)展提供一定的資金支持。政府還可以采取有效地措施引進外地的資金，為中小企業(yè)的發(fā)展注入資金，促進中小企業(yè)的發(fā)展。另一方面對中小企業(yè)實行貸款擔保。政府對于新余市的經(jīng)濟發(fā)展需要做出相應(yīng)的項目規(guī)劃，選擇發(fā)展前景比較好的企業(yè)重點負責項目的建設(shè)。政府為了更好地保障中小型企業(yè)的發(fā)展需要為企業(yè)的貸款提供一定的擔保，擴大企業(yè)的擔保規(guī)模，可以適當?shù)亟⒁恍C構(gòu)加強民間資金的支持力度。
商業(yè)銀行承擔著主要的企業(yè)貸款業(yè)務(wù)，商業(yè)銀行的發(fā)展對于企業(yè)的發(fā)展有著十分重要的影響。一方面商業(yè)銀行需要采取有效地措施滿足不同客戶的需要。當前新余市的經(jīng)濟發(fā)展比較快，不同的企業(yè)對于商業(yè)銀行的需要是不同的，商業(yè)銀行需要增加服務(wù)的種類積極滿足眾多企業(yè)發(fā)展的需要。商業(yè)銀行可以根據(jù)用戶的需要推出各種理財業(yè)務(wù)，比如投資銀行業(yè)務(wù)或者是房貸業(yè)務(wù)，這在一定程度上可以滿足不同用戶的需要，促進商業(yè)銀行的發(fā)展。另一方面商業(yè)銀行需要得到上級銀行的支持。上級商業(yè)銀行的支持可以有效地保障商業(yè)銀行的運行，同時也可以加強商業(yè)銀行對于一些項目的資金支持。比如新余市一些教育貸款項目的進行，這在一定程度上可以滿足不同用戶的需要，同時商業(yè)銀行也可以得到相應(yīng)的資金保障。除了以上的措施外還需要提高金融宏觀調(diào)控能力，這對于增加金融行業(yè)的效率和活力有著十分重要的作用。銀行監(jiān)管機構(gòu)需要運用金融手段，支持新余市經(jīng)濟的發(fā)展。政府需要支持新余市的金融機構(gòu)改革，促進金融市場的繁榮，促進新余市農(nóng)村合作銀行的改革，盡量為中小企業(yè)的貸款提供一定的保障。促進新余市金融機構(gòu)的改革可以更好地滿足市場經(jīng)濟發(fā)展的需要，促進新余市經(jīng)濟的發(fā)展。
適度從緊的貨幣政策可以有效地避免市場經(jīng)濟發(fā)展中出現(xiàn)的通貨膨脹現(xiàn)象，保障市場經(jīng)濟的健康發(fā)展。但是從緊的貨幣政策對于金融行業(yè)也有所影響，一定程度上會影響企業(yè)的貸款數(shù)量。新余市近年來發(fā)展速度比較快，經(jīng)濟發(fā)展取得了一定的成果。但是從緊的貨幣政策也影響了中小型企業(yè)的發(fā)展，影響了金融行業(yè)的發(fā)展，當前新余市政府和銀行機構(gòu)需要做出適當?shù)卣{(diào)整，更好地促進新余市經(jīng)濟的發(fā)展。
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