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我国价格水平影响的比较研究——基于SVAR模型的实证分
析
张欣
【期刊名称】《金融理论与实践》
【年(卷),期】2011(000)010
【摘要】随着我国利率市场化改革和汇率体制改革的深入,金融市场的利率水平和人民币汇率水平对商品价格的影响越来越显著.通过建立结构向量自回归SVAR模型,运用脉冲响应函数分析,比较分析了利率、汇率变动对我国几个主要商品价格指数的影响.本文发现,当前利率变动对价格的影响要强于汇率,人民币升值在短期对价格有抑制作用,但是在中期反而有促进作用.利率和汇率变动对消费者价格指数的当期影响有限,且这种影响持续时间不会超过两年.
【总页数】5页(P64-68)
【作者】张欣
【作者单位】辽宁对外经济贸易学院金融教研室,辽宁大连116052
【正文语种】中文
【中图分类】F821.6
【相关文献】
1.公开市场操作对股票价格有无影响?——一个基于SVAR模型的实证分析 [J], 王保谦
2.中国农产品价格与食品价格波动的相关性——基于SVAR模型的实证分析 [J],
谢卫卫;罗光强
3.货币政策对股票价格有影响吗——一个基于SVAR模型的实证分析 [J], 李凯
4.市场情绪与铅期货价格、现货价格的相关性研究:基于MSVAR模型的实证分析[J], 范莉莉; 李竹梅
5.国际原油价格波动对我国宏观经济的传导与影响——基于SVAR模型的实证分析 [J], 李治国;郭景刚
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基于SV AR模型的货币政策有效性分析一、引言货币政策作为宏观经济调控的重要经济政策之一，在熨平经济波动、稳定物价和促进经济增长方面有着重要的作用。
而在深究近几年来发生的金融危机后，我们同样发现对于货币政策的运用不当是造成危机的主要原因。
对于进入新常态的我国宏观经济而言，我国货币当局进行货币政策调控的难度也存在明显加大的趋势。
通过研究货币政策变量和宏观经济变量之间的内在关系和内生反应，可以使我们更加充分的了解到货币政策应该如何实施才能更为有效，同时这也可以为货币政策当局今后制定和实施货币政策提供理论依据。
对于此类研究，早期的经济学家，例如凯恩斯所做的都是理论上的规范分析，缺乏实证方面的研究。
随后的弗里德曼和舒瓦茨（1963）通过美国的历史数据分析得出货币与经济周期的波动具有密切的联系。
希姆斯在其1972年和1980年的论文中，分别引入了三变量的V AR模型和格兰杰因果检验法来检验货币供给和经济增长之间的因果关系。
国内学者也对货币供应、物价指数、经济增长等宏观经济变量和货币政策变量之间的关系进行了较多的研究。
舒元、王曦（2002）对我国改革以来的数据利用协整和格兰杰因果关系检验研究发现，我国货币的供应具有较强的内生性。
东凤斌（2004）运用V AR模型，VECM（向量误差修正模型）和格兰杰因果关系检验分析了经HP滤波之后我国的季度数据，发现货币供应量增长率的增加会导致人均实际GDP增长率的下降。
通过分析国外及国内学者的研究，我们发现这些研究普遍存在着这样一些问题：一是采用名义GDP，而没有采用真实GDP。
二是相当一部分文章采用年度数据为例，但很多文章并没有考虑到我国货币统计口径的变化，而且偏小的年度样本数已在一定程度上影响了结果。
三是只使用了较为简单的V AR模型，但V AR模型实质上应视为一个缩减型的模型系统，系统内各个变量之间并不存在档期的关系，因此单一的采用V AR模型有一定的局限性。
基于以上的分析，本文将采用包括货币供应、利率、通货膨胀率、国内信贷和经济增长构成的多变量系统。
动态视角下中国货币政策的结构效应分析——基于TVP-SV-SFAVAR模型的实证研究摘要：本文基于区域结构效应和产业结构效应的双重视角，利用带有随机波动的时变参数结构因子增强向量自回归（TVP-SV-SFAVAR）模型，对中国货币政策的结构效应进行了实证分析。
研究结果表明，数量型货币政策和价格型货币政策均具有较为显著的产业结构效应和区域结构效应，且二者对不同区域内三次产业的调控作用具有一定的差异性。
从货币政策调控效果的动态变化趋势来看，总体而言，危机期间货币政策的调控作用有所下降，危机后调控作用逐渐增强。
在此基础上，本文简单分析了货币政策区域结构效应和产业结构效应产生的原因并给出了相关的政策建议。
本文利用带有随机波动的时变参数结构因子增强向量自回归（TVP-SV-SFAVAR）模型，基于区域结构效应和产业结构效应的双重视角，对我国货币政策的结构效应进行实证检验，得到以下主要结论：第一，货币政策存在显著的结构效应。
从货币政策的产业结构效应来看，广义货币供给量M2变动对第二产业的影响程度最大，对第三产业的影响程度次之，对第一产业的影响程度最小。
同业拆借利率CHIBOR变动对第二产业的影响程度最大，对第一产业的影响程度次之，对第三产业的影响程度最小。
从货币政策的区域结构效应来看，广义货币供给量M2变动对第一产业的影响程度在东部和中部较强且呈逐次减弱的特征，在西部地区效果较差。
对第二产业的影响程度在东、西部地区强于中部地区，而对第三产业的影响程度在东、西、中部地区依次减弱。
同业拆借利率CHIBOR变动对第一、三产业的影响程度在东、中、西部地区依次减弱，对第二产业的影响程度在东、西、中部地区依次减弱。
第二，从货币政策调控效果的动态变化趋势来看，广义货币供给量M2变动对三次产业的影响程度在危机期间均有所下降，危机之后影响程度有所增强但表现不一，其中对第一、第二产业的影响程度已经恢复到，甚至超过危机之前的水平，但对第三产业的影响程度总体上仍然低于危机之前的水平。
资产价格泡沫与我国货币政策传导效应的非对称性研究
周高宾
【期刊名称】《南方金融》
【年(卷),期】2011(000)007
【摘要】本文通过构造含有资产价格泡沫的经济系统,使用结构向量自回归模型与脉冲响应函数分析了我国货币政策对资产泡沫的影响和资产价格泡沫与其它变量之间的关系.结果表明,我国货币政策的资产价格传导渠道效应显著存在,但货币政策的资产价格效应对于不同资产类型具有非对称性,货币政策对股票市场的影响要远远
大于对房地产市场的影响；资产价格泡沫的正向冲击对通货膨胀呈现出“倒U型”影响,并且不同资产类型对通货膨胀具有非对称性,股票市场对通货膨胀的影响要远
远大于房地产市场；资产价格泡沫对产出具有正向效应,但不同资产价格类型对于
产出冲击也存在非对称性,股票资产价格对产出的影响要小于房地产对产出的影响.【总页数】6页(P10-15)
【作者】周高宾
【作者单位】广东金融学院,广东广州510520
【正文语种】中文
【中图分类】F822
【相关文献】
1.我国股票市场货币政策财富传导效应实证研究 [J], 张青丽;王小龙
2.我国票据市场的货币政策传导效应研究 [J], 张宗益;古旻
3.我国股票市场货币政策财富传导效应的实证研究 [J], 王玉珍
4.我国股票市场货币政策传导效应的实证研究 [J], 王毅冰
5.货币政策对房地产价格的传导效应研究——基于我国区域差异视角 [J], 周虹;杜秋
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我国房价在货币政策信贷传导渠道中的作用研究——基于
SVAR模型的实证分析
王晓芳;毛彦军;徐文成
【期刊名称】《中央财经大学学报》
【年(卷),期】2011(000)006
【摘要】本文在理论分析的基础上,通过构建结构向量自回归(SVAR)模型,实证检验我国房价在货币政策信贷传导渠道中的作用.结果表明:货币政策冲击通过信贷渠道对宏观经济所产生影响中有50％以上要经由房价这个载体加以实现,房价已成为我国货币政策信贷传导渠道中的一个重要环节.为此,决策部门在制定和实施货币政策过程中,应着实关注房地产市场的媒介作用,采取必要措施以促进货币政策的有效实施.
【总页数】6页(P41-45,55)
【作者】王晓芳;毛彦军;徐文成
【作者单位】西安交通大学经济与金融学院,西安,710061;西安交通大学经济与金融学院,西安,710061;吉林农业大学经济管理学院,长春,130118
【正文语种】中文
【中图分类】F821.0
【相关文献】
1.基于SVAR模型的房价波动与银行信贷实证分析 [J], 向为民;谭娟;
2.基于SVAR模型的房价波动与银行信贷实证分析 [J], 向为民;谭娟;
3.我国货币政策信贷传导渠道:理论模型及实证分析 [J], 江群;曾令华
4.中国金融发展水平与货币政策银行信贷传导渠道的异质性——基于面板变系数模型的实证分析 [J], 刘志洋
5.住房价格在货币政策传导中的作用效果——基于SVAR模型的反事实模拟研究[J], 段忠东
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基于SV AR模型对货币区域效应存在性的实证研究摘要：文章通过采用八大经济区的货币供应量、金融机构贷款余额、名义GDP、平减指数，进行脉冲响应分析，研究显示货币政策对GDP和平减指数近期效应的冲击强度东部沿海综合经济区均强于大西北综合经济区，但是在持续性上面，东部沿海综合经济区的GDP持续性强于大西北综合经济区。
关键词：SV AR模型；货币政策；区域性货币政策效应的研究一直以来是金融研究领域不可或缺的一个内容。
货币政策效应一般包括数量效应和时间效应。
但货币政策在货币区内的效果如何，是否有效，这个课题在近几年才开始盛行。
货币政策效应在时间和空间维度不一致的研究，一般分为三个方面：第一，货币政策的非对称效应。
第二，货币政策效应的时间非一致性。
第三，货币政策效应的区域效应，或者称空间非一致性。
由于前两者，国内外已经有了大量研究，所以本文将就第三个方面，即货币政策效应区域性的存在性进行实证研究。
虽然我国建立市场机制的时间不长，而且中国人民银行真正行使中央银行只能始于1985年，但是，随着区域经济的发展，区域化差异越来越明显，货币政策区域效应也开始得到了理论的重视。
丁文丽（2005）运用最优货币区理论，协整检验，格兰杰检验对东，中，西三个经济区货币政策效力的差异进行分析。
张晶（2006，2007）从金融结构角度对货币政策区域效应进行了研究。
宋旺和钱正生（2006）基于最优货币区理论实证验证了我国货币政策存在显著的区域性。
杨晓和杨开忠（2007）从定量和定性两个角度分析了改革开放以来货币政策对东中西三个经济区域经济的影响。
蒋益民和陈璋（2009）则在SV AR模型的基础上得出研究结论，区域金融结构和区域产业结构都是影响货币政策区域效应的重要因素，相对而言，区域金融结构更能削弱货币政策区域效应。
本文先选取东部沿海综合经济区，大西北地区分别作为经济发达区，经济不发达区的代表，在这两个样本的基础上对比分析，建立SV AR模型，以期获得一些结论和启示，然后再将其余6个经济区纳入模型，进行分析。
中国货币政策的非对称效应研究——基于ESTSVAR模型的估计邓静远;王文甫【摘要】为刻画中国经济高速增长的特征,本文引入指数平滑跃迁函数对STVAR 模型进行拓展,就货币政策对产出和物价水平进行了脉冲响应分析.研究发现,在对产出的影响方面,当处于低增长区制时,利率、汇率以及货币供给对产出的影响是非对称的;当处于高增长区制时,只有利率对产出的非对称效应是明显的.在对物价水平的影响方面,在低增长区制,利率对物价的影响并不显著,但在高增长区制下,利率对物价存在显著的非对称影响.此外,本文还通过非对称格兰杰因果检验说明结论具有稳健性.【期刊名称】《经济理论与经济管理》【年(卷),期】2016(000)007【总页数】15页(P29-43)【关键词】货币政策;非对称效应;向量自回归【作者】邓静远;王文甫【作者单位】西南财经大学经济与管理研究院,611130;西南财经大学财税学院【正文语种】中文国内外学术界普遍认为货币政策对实体经济的影响具有非对称性，但对于非对称性的来源与作用机制却有诸多分歧。
凯恩斯学派认为非完全竞争市场的总供给曲线具有凸性，这会导致货币的非中性，货币供给的正向冲击对产出的影响相比负向冲击更为显著。
劳伦斯和曼昆（Laurence and Mankiw）引入菜单成本解释这一现象，并认为货币政策在经济衰退阶段对实体经济的影响要比在扩张阶段的影响强烈。
[1]然而，假设价格存在刚性，工资具有一定的黏性，名义工资向上灵活而向下黏性，正向货币供给的影响则为中性，反向货币冲击就会对经济造成负面影响，科弗（Cover）的实证研究证实了上述假设的推断。
[2]摩根（Morgan）也发现美国在1988—1989年的紧缩性货币政策抑制了美国经济增长，但在1990年实行宽松货币政策时经济并未相应增长。
[3]此外，一些国外学者还从货币政策的规模以及经济所处的状态出发对非对称效应进行研究，莫顿和索拉（Morten and Sola）按照货币政策规模大小研究政策的非对称特性效应[4]，而魏泽（Weise）、罗明建和皮格尔（Lo and Piger）则将研究视角聚焦于货币政策方向、规模和所处经济状态三种情况下的非对称，研究发现非对称仅与所处的经济状态相关。
我国货币政策传导机制的结构式VAR分析徐文强【摘要】The study of monetary policy transmission mechanisms of China is empirical based on SVAR,not traditional economic theory.There are GDP,CPI,short term interest rate,credit,stock price in the SVAR model.It is found that monetary policy mainly works through short term interest rate channel,not the other four channels.The effect s of monetary policy transmission both in financial institutions and from financial institutions to real economics are weak.%使用结构式VAR模型分析中国的货币政策传导机制,向量自回归模型的识别约束是建立在成对变量的恩格尔-格兰杰因果检验和协整检验等实证关系基础上,而不是直接来源于经济理论,从产出、价格、短期利率、信贷以及资本价格五个渠道研究了我国货币政策的传导机制.研究发现,货币政策的效果主要通过利率渠道反映出来,而产出、价格、信贷以及资本价格等渠道则相对微弱,表明除短期利率之外,货币政策在金融机构内部的传导以及从金融机构到实体经济的传导效果微弱.【期刊名称】《聊城大学学报（自然科学版）》【年(卷),期】2012(025)003【总页数】5页(P57-61)【关键词】货币政策;传导机制;结构式VAR模型【作者】徐文强【作者单位】辽宁大学经济学院,辽宁沈阳110034／中共临朐县委党校,山东潍坊262600【正文语种】中文【中图分类】C32;E521 导论正确估计货币政策改变效应传导到经济其余部分的速度以及影响的大小是货币政策制定与执行的必要条件之一.这就要求对于货币政策影响经济活动的机制要有科学的认识.货币传导机制是指货币政策决策转化为实际GDP和通货膨胀变化的过程.该机制描述了政策变化如何从金融体系以价格和数量的形式传导到实体经济，最终影响到家庭和厂商的支出决策以及如何由此影响到总需求与通货膨胀率的过程.那么货币传导机制可分为两个阶段.第一阶段包括货币政策变化在金融体系内的传导.在此阶段，中央银行的公开市场操作等货币政策工具的变化通过货币市场传导到那些直接影响到个人和厂商支出决策的市场，比如债券市场和银行信贷市场等.第二阶段为货币政策冲击通过金融体系影响实体经济的过程.它解释了货币政策冲击如何影响实际产出和总价格.Tayler（1995）的对于货币政策传导机制的认识，扩展了传统上只关注总需求和价格两个传导渠道的研究思路［1］.Meltzer（1995）研究了封闭经济中资本价格传导渠道的重要性［2］；Bernanke and Gertler（1995）研究了货币政策传导的信用传导渠道［3］.本文将建立包含实际产出、一般价格水平、短期利率、信贷以及资本价格五个变量在内的结构式VAR模型（SVAR模型），识别结构冲击约束建立在相关实证关系基础之上［4］，这与依据经济理论的建立识别约束的常用方法不同.2 计量研究方法2.1 模型选择假设yt是k维向量，假设该随机过程为具有零均值的协方差平稳过程，et为k维简化式VAR模型的扰动向量，并且那么，简化式VAR模型可以写作其中A（L）＝I－A（1）L－A（2）L2－…－A（p）Lp，L为滞后算子，A（0）＝I，A（i）（i＝0，1，2，…，p）为k×k系数矩阵.该随机过程yt为协方差平稳过程，那么该简化式VAR模型可以转化为无穷阶VMA（∞）表达式其中C（L）＝A（L）－1.我们定义结构式VAR模型的形式为其中εt为结构式VAR模型的扰动向量，E（εt）＝0，E（εtεt′）＝I；B（L）＝B0－Г1L－Г2L2－…－ГpLp，B（L）为滞后算子L的k×k参数矩阵，B（0）≠I，且B（L）可逆.若该随机过程为平稳随机过程，则该结构式VAR模型可以转化为无穷阶VMA （∞）表达式其中D（L）＝B（L）－1.假设简化式扰动向量et与结构式扰动向量（结构冲击）εt之间存在线性关系那么yt＝C（L）et＝C（L）D（0）εt＝D（L）εt，得结构式VAR模型的估计关键是得到D（0）.一般地，由E（etet′）＝∑得到，E （D（0）εtεt′D（0）′）＝∑，E（εtεt′）＝I，则D（0）D（0）′＝∑.由于∑为对称矩阵，那么可以得到n（n＋1）／2个等式.由于D（0）包含n2个元素，要估计结构式VAR模型还需要至少n（n－1）／2个约束条件（n（n－1）／2个约束可以使得结构式VAR矩阵恰好识别，大于n（n－1）／2个约束可能使得结构式VAR模型过度识别）.一般而言，施加约束有三种方法：第一，直接针对D（0）矩阵的元素进行约束，根据经济学理论施加n（n－1）／2个约束；第二，使用长期约束，根据C（1）＝D（1）D（0），对于长期效应矩阵D（1）施加n（n－1）／2个约束；第三，结合长期约束与短期约束，即同时对于D（0）和D（1）进行约束，对于两者约束的总和应该不小于n（n－1）／2个.不同于上述方法，本文通过建立在成对变量的恩格尔－格兰杰因果检验和协整检验等实证关系基础上的建立约束以识别结构冲击，估计结构式VAR模型.也就是根据这些实证检验的结果，直接对于D（0）矩阵施加至少n（n－1）／2个相关约束.2.2 识别约束为得到矩阵D（0），本文重点放在建立在实证的数据之上的变量间的协整和成对因果关系上，而不是基于变数之间理论上的关系.寻求识别约束包含四个步骤：第一，确定每一时间序列的平稳性方面的要求（至多为1阶单整），以确保成对协整分析的有效性；第二，成对检验包括线性协整回归系数的T检验、协整检验以及格兰杰因果检验；第三，若成对变量之间不存在协整关系和格兰杰因果关系，则定义D（0）矩阵相关元素为零作为约束条件之一；若未通过协整回归系数T检验，具有较低的线性拟合度（R2＜0.1），那么相对应的D（0）矩阵元素也被设定为0；第四，在使用D（0）矩阵估计得到结构式VAR模型之后，运用脉冲反应函数和方差分解进行分析.3 数据来源与检验3.1 数据来源与处理本文反映货币政策传导机制的实际产出、一般价格水平、短期利率、信贷以及资本价格等5个传导管道的相互关系.VAR模型包含6个变量—月度工业增加值（以2000年不变价格计算），消费者价格指数（以2000年1月为基期计算的定基比价格指数），银行间货币市场平均利率，实际银行信贷额和上证股票价格指数，分别作为实际产出（y）、一般价格水平（p）、短期名义利率（int）、银行信贷额（cre）以及资本价格（sto）的代理变量.上述代理变量均来源于中经网数据库.在进行检验之前，各变量都依次进行了X-11季节调整，取自然对数的处理（利率除外）.3.2 平稳性检验对于变量的平稳性及其单整阶数的判定，计量经济学上主要是通过检验变量序列的单位根个数来进行的，主要有DF、ADF和PP等检验方法.本文拟采用ADF检验，并采用Mackinnon临界值.滞后期的选择则是采用降阶搜索法（Downward Search），并结合Akaike信息准则、Schwarz准则和D.W.值来进一步确定.表1 平稳性检验注：①c，t，l分别表示单位根检验的常数项、趋势项与滞后阶数；②＊表示在1%的显著性水平下通过ADF检验.时间序列变量检验类型 ADF统计量临界值1% 5% 10% D.W.统计量Δy （c，t，1）－11.201 6＊－4.068 3 －3.462 9 －3.157 8 2.149 2 Δp （c，t，0）－9.544 9＊－4.067 0 －3.462 3 －3.157 5 1.950 4 Δint （c，t，1）－9.321 0＊－4.068 3 －3.462 9 －3.157 8 2.012 2 Δcre （c，t，1）－12.906 6＊－4.069 6 －3.463 5 －3.158 2 1.9698 Δsto （c，t，2）－9.203 8＊－4.071 0 －3.464 2 －3.158 6 2.069 5从变量的平稳性检验结果（表1）表明，实际产出的一阶差分Δy，一般价格水平（CPI）的一阶差分Δp，短期利率的一阶差分Δint，信贷一阶差分Δcre，资本价格的一阶差分Δsto都在1%显著水平下通过ADF检验，因而它们都是平稳时间序列.3.3 简化式VAR模型的滞后阶数的选择在估计由Δy，Δp，Δint，Δcre，Δsto构成的简化式VAR模型之前，我们需要确定该模型的时滞长度.在确定系统时滞长度的众多方法中，信息准则AIC，SC，FPE和HQ法最为常用.在目前模型中，FPE信息准则以及HQ信息准则选择2阶时滞，AIC信息准则选择5阶时滞，SC信息准则则选择0阶时滞.在这种不同的信息准则所选择的滞后阶数冲突的情况下，本文依据LR统计量确定合适的滞后阶数.据此，本文选择5阶滞后，所建立的模型就是滞后5阶简化式VAR（5）模型.表2 滞后阶数选择注：＊表示相关信息准则所选择的滞后阶数.Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 938.139 7 NA 1.07e－17 －24.883 73 －24.729 23＊－24.822 04 1 975.592 5 68.913 03 7.71e－18 －25.215 80 －24.288 80 －24.845 66＊2 1 007.637 54.688 64 6.45e－18＊－25.403 64 －23.704 15 －24.725 05 3 1 029.525 34.438 04 7.17e－18 －25.320 67 －22.848 68 －24.333 63 4 1 050.109 29.640 69 8.42e－18 －25.202 91 －21.958 42 －23.907 42 5 1 083.616 43.781 88＊ 7.22e－18 －25.429 75＊－21.412 77 －23.825 81 6 1 099.161 18.239 90 1.04e－17 －25.177 62 －20.388 15 －23.265 24 7 1 131.766 33.908 95 1.00e－17 －25.380 42 －19.818 45 －23.159 583.4 D（0）矩阵根据对变量平稳性的检验，结果证明所有变量至多为1阶单整随机过程.在此基础上，我们对于每对变量进行回归：Yt＝β0＋β1Xt＋εt，分别得到变量线性关系显著性、格兰杰因果检验以及协整检验.其中，协整检验按照恩格尔－格兰杰两步法协整检验进行.结果如表3所示.表3 成对变量的回归系数显著性、格兰杰因果以及协整检验结果简表注：单元格中所显示数值为成对变量协整回归分析的解释变量X（行）与被解释变量Y（列）的拟合度R2；＊＊＊，＊＊和＊分别表示在10%，5%以及1%的显著性水平下拒绝β1＝0的原假设；NG表示在任何显著性水平下接受X不是Y格兰杰原因的原假设；NC表示在任何显著性水平下，εt通过ADF平稳性检验.y p int cre sto y 1 0.89＊NC －0.01NG 0.99＊NC 0.26＊NG p 0.89＊NC NG 1 0.001NC NG 0.85＊NC NG 0.43＊NC NG int －0.01NG 0.001NC NG 1 －0.01NG 0.21＊NG cre 0.99＊NC NG 0.85＊NC NG －0.01NG 1 0.22＊NC NG sto 0.26＊NG 0.43＊NC NG 0.21＊NG 0.22＊NC NG 1根据上述结果，D（0）矩阵的形式为4 结构式VAR模型的分析结果4.1 脉冲反应函数对于1标准差正的货币政策冲击，短期利率（int）第1期上升，经过7期之后趋向平稳，该冲击对于短期利率具有持久的效应.可见，货币政策冲击对于短期利率而言存在较强的滞后效应.对于货币政策冲击冲击，实际产出（y）、一般价格水平（p）、信贷（cre）第1期反应微弱，而且很快该冲击效应消失.三者对于货币政策冲击的脉冲反应函数曲线几乎重合，它们对于货币政策冲击具有相近的反应.货币政策冲击对于资本价格（sto）具有持续的正向影响，导致资本价格微弱上升.随着利率上升，持有货币的成本增加，存款收益较低，加之投资渠道狭窄，人们比较集中地进入股票等资本市场，导致资本价格上涨.而且货币政策冲击对于资本价格变化的影响是长期的，对于资本价格也存在较强的滞后效应.图1 对于1标准差货币政策冲击的累积脉冲反应函数4.2 方差分解预测误差的方差分解提供了相关冲击在形成我国产出、价格、利率、信贷、实际汇率以及资本价格等相对重要性的信息.从表4中可以观察到，在第一期货币政策冲击大约可以解释96%的短期利率的变动，而对于实际产出、一般价格水平、资本价格与信贷的变动则不存在解释力.这说明，在当期货币政策冲击主要通过短期利率的变动表现出来，而实际产出等其他渠道则未能对于货币政策冲击做出反应.在18期之内，货币政策冲击大约可以解释89%的短期利率的变动，0.5%的实际产出变动，4%的一般价格水平的变动，1%的资本价格的变动以及0.2%的信贷的变化.这说明，货币政策冲击对于短期利率影响显著，对于一般价格水平（CPI）、资本价格、信贷以及实际产出的影响较为微弱，尤其对于实际产出和信贷而言，尤为微弱.这说明货币政策冲击主要通过短期利率的变化表现出来，货币政策冲击也可部分解释一般价格水平（CPI）、资本价格的变化，但是对于实际产出和信贷的变化则解释力相当微弱.表4 各变量的预测误差归因于货币政策冲击的部分时间跨度／月Δy／% Δp／% Δint／% Δsto／% Δcre／% 1 0 0 96.252 0 0 2 0.376 2.104 93.868 0.004 0 3 0.374 3.73 89.808 0.692 0.001 4 0.468 3.77 89.521 0.772 0.133 5 0.5053.711 89.236 0.881 0.144 6 0.502 3.784 89.041 0.986 0.154 9 0.506 3.793 88.973 1.083 0.182 12 0.506 3.796 88.966 1.102 0.187 15 0.506 3.796 88.965 1.105 0.188 18 0.506 3.796 88.965 1.105 0.1885 结论在2001年至2008年上半年，我国货币政策经历了几个阶段.第一阶段，2001至2002年，稳健的货币政策；2003年至2004年，货币政策的基调是稳健，但是相比较与前一阶段的货币政策尺度而言，这一时间段内的货币政策稳健偏紧；2005年至2006年，货币政策的基调仍然是稳健，但是相比较而言，这段时期内的货币政策逐渐从紧；2007年，货币政策的基调为稳健从紧；2008年上半年，货币政策的基调变为从紧.通过研究，这种货币政策的变化对于短期利率（int）变化具有持久效应，能够显著地从短期利率变化反映出来，而且是可以解释短期利率变化的主要原因.因此，货币政策变化主要通过短期利率渠道表现出来，也就是说货币政策只能显著影响短期利率的变化.通过短期利率变化能够反映货币政策变化的角度看，银行等金融机构能够对于货币当局货币政策变动的做出显著的反应，深刻地影响银行间的同业借贷市场.对于资本价格（sto）而言，它能够较为显著的反映货币政策的变化，对于资本价格变化具有较为微弱的持久效应，但是对于资本价格变化的影响却相当有限（小于2%）.这表明货币政策对于资本价格变化的影响有限，难以直接通过货币政策影响资本价格，调控资本市场，达到引导合理配置资源的目的.对于信贷（cre）而言，货币政策变化对于信贷的冲击效应很快消失，而且货币政策对于信贷变化的影响有限（小于1%）.这表明货币政策对于信贷市场影响微弱，在经济过热或者出现过热的危险时，难以通过货币政策紧缩信贷达到稳定经济的目的.相较于货币政策在金融体系内部的复杂传导效果，货币政策从金融机构到实体经济的传导效果则较为“简单”：货币政策的变化没有对于实体经济产生预期的效果.货币政策变化对于实际产出（y），一般价格水平（p）的冲击效应很快消失，而且货币政策变化对于二者变化的解释力较为微弱（小于4%）.那么，货币政策对于产出、一般价格水平变化几乎难以发挥作用，这说明试图直接通过从紧货币政策维护价格稳定、控制经济“过热”的目的很难达到.货币政策对于这三者作用微弱，不能通过这两个渠道对于经济进行有效的调控.货币政策除去能对于短期名义利率产生显著的效应之外，不能通过其他渠道（实际产出、一般价格水平、信贷和资本价格）对于调控对象产生显著的作用.因而，这种货币政策的变化对于经济的影响有限，因而我国货币政策作用相对微弱.参考文献【相关文献】［1］ Taylor J B.The monetary transmission mechanism：an empirical framework ［J］.Journal of Economic Perspectives，1995，9（4）：11-26.［2］ Meltzer A H.Monetary，Credit and other transmission process：a monetarist perspective［J］.Journal of Economic Perspectives，1995，9（4）：49-72.［3］ Bernanke B S，Gertler M.Inside the black box：the credit channel of monetary policy transmission［J］.Journal of Economic Perspectives，1995，9（4）：27-48. ［4］ Waranya.VAR analysis of monetary policy transmission mechanisms：empirical study on five Asian countries after the Asian Crisis［J］.Forum of International Development Studies，2004，25：30-32.。
