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貨幣政策的缺點范文1
1.西方經濟學關于貨幣政策有效性的爭論
在西方經濟學的主要流派中，凱恩斯學派和貨幣學派認同貨幣政策的作用，而理性預期學派則提出不同意見。
(1)凱恩斯學派。凱恩斯認為，“有效儲蓄之數量乃定于投資數量，而在充分就業限度以內，鼓勵投資者乃是低利率。故我們最好參照資本之邊際效率表，把利率減低到一點，可以達到充分就業”?？梢?，凱恩斯雖然偏愛財政政策，但也不否定貨幣政策的作用。
之后，凱恩斯主義者漢森、薩繆爾森、索羅和托賓等人也肯定了貨幣政策的作用。隨著他們對貨幣政策作用的認識的加深，他們提出了“逆經濟周期調節”的“相機抉擇”的貨幣政策主張。
(2)貨幣學派。貨幣學派的代表人物弗里德曼認為，“貨幣政策能夠防止貨幣本身成為經濟波動的一個主要根源”，“貨幣政策能夠發揮的第二個作用，是為經濟運行提供一個穩定的環境——繼續用米爾的比喻，就是使貨幣政策這架機器運行”，“貨幣政策有助于抵消經濟體系中來自其他方面的主要波動”。由此可知，弗里德曼充分肯定貨幣政策對穩定經濟的作用。
(3)理性預期學派。理性預期學派的主要代表人物之一盧卡斯曾提出過著名的“政策無效性命題”。他指出：“當擴張性貨幣政策反復推行時，它不再能實現自己的目標。推動力消失了，對生產沒有刺激作用，期望生產能擴大，但結果卻是通貨膨脹，而不是別的?！憋@然，盧卡斯完全否定了貨幣政策的作用。
2.中國經濟學界關于貨幣政策有效性的觀點
對于貨幣政策能否發揮調控作用，中國經濟學界主要有三種觀點：
第一種觀點認為，貨幣政策的作用過分突出甚至否定貨幣政策的有效作用。中國人民大學黃達教授認為，“給人的印象，貨幣政策得心應手，是極有利的工具。但實踐證明，過分高估其效能，不是實現不了設想的目標，就是在強力貫徹實施中帶來很大的副作用”。
第二種觀點認為，貨幣政策的作用具有非對稱性即通貨膨脹得力而治理通貨緊縮乏力。對外貿易大學的吳軍教授認為，“進入20世紀90年代以后我國的宏觀經濟調控實踐，可以證明再經濟衰退階段的恢復經濟增長方面，財政政策的強效應和貨幣政策的弱效應”。
第三種觀點對貨幣政策的有效性持肯定態度。南京大學的范從來教授認為，“我國并沒有陷入流動性陷阱，投資和消費的利率彈性是存在的，貨幣政策發揮作用的條件是具備的”。
二、評價我國貨幣政策有效性的標準
弗里德曼說，“我相信，某一貨幣總量是目前可得的、最好的、貨幣政策的直接指示器或評價標準。而且我相信：與選擇價格水平的做法相比，具體選擇哪一種貨幣總量所帶來的妨害則小得多?！笨梢姡ダ锏侣J為評價貨幣政策有效性的標準是貨幣供應量。
在國內，李春琦等學者在研究貨幣政策有效性時，多數也采用貨幣供應量M2作為評價指標。而崔建軍(2006)認為，貨幣政策的有效性體現在貨幣政策目標及其實現程度。但其是在封閉的環境下，用物價穩定、充分就業、經濟增長來評價。
考慮到，在我國貨幣供應量是否應作為中介目標尚存爭議，而且經過線性回歸的檢驗，發現貨幣供應量與CPI的擬合程度不高。中國經濟已逐步與國際接軌，中國的市場已不再封閉。所以本文以中央銀行制定的貨幣政策目標作為評價標準，即“維持幣值的穩定，并以此促進經濟發展”。通過分析貨幣政策在近期調控中發揮的作用，評價貨幣政策的效果。
幣值穩定，包括對內幣值穩定和對外幣值穩定。本文通過06年和07年的CPI指數和人民幣匯率走勢，進行考察。而對于經濟增長的影響，則通過GDP增長率來評價。
三、我國貨幣政策有效性評價
經過數據統計，在這兩年中央銀行已多次上調存款準備金、年存貸款利率。存款準備金以達14%，創歷史新高，凍結了商業銀行大部分資金。年貸款利率也調至7.47%，比06年年初上升了1.89%，明顯是要控制商業銀行的信貸規模。雖然中央銀行頻繁地實行貨幣政策，但物價仍呈上升趨勢，超過警戒線3%，這似乎與貨幣政策的調控目標背道而馳。
而人民幣兌美元匯率一路上升，人民幣持續升值，貿易順差也持續增長，外匯儲備屢創新高。我國實行的是有管理的浮動匯率制度，匯率要控制在一定范圍，但現在匯率已上升了一定幅度，中央銀行似乎無法控制。
再看GDP增長率，07年第一季度GDP增長率為11.1%，第二季度為11.9%，第三季度為11.5%，第四季度為11.2%，仍成雙位數增長，并沒有放慢的跡象。緊縮的貨幣政策并沒有影響到經濟的增長。
如果貨幣政策的緊縮效應顯著，應該能平抑通貨膨脹，且不影響經濟發展。雖然貨幣政策在這輪調節過熱經濟的過程中，沒有影響到經濟的增長。但沒有成功地維持幣值穩定，人民幣仍然對外升值，對內貶值，并且日趨嚴重，所以貨幣政策的效果不顯著。
四、影響我國貨幣政策有效性的原因
影響貨幣政策的因素有很多，尤其在復雜的國內外經濟環境下，既有貨幣政策本身存在的缺陷，也有經濟環境的制約。主要表現為：
1.貨幣政策本身的缺點
貨幣政策存在時滯性。貨幣政策由制定、執行到產生效果，需要一個較長的過程。在市場較完善的發達國家，貨幣政策發揮效用需為六個月到一年。在中國，國有商業銀行信貸集中，貨幣政策傳導渠道阻塞，由貨幣政策所推動的貨幣供給很難達到縣域地區。貨幣市場體系尚存缺陷，市場利率尚沒形成，這也影響到貨幣政策發揮效用。此外，中央銀行隸屬于國務院，只有制定和執行貨幣政策的權力，沒有決策權。所以，貨幣政策的時滯要比發達國家要長。
貨幣政策的傳導主要通過商業銀行，而商業銀行一般很少給中小企業貸款。所以，貨幣政策的作用影響不到中小企業，中小企業能夠按往常一樣進行貸款投資。在我國，中小企業占據市場的大部分。調控不了中小企業，貨幣政策的效果也減弱。
從貨幣供給性質來看，目前我國處于轉軌經濟，同時，我國奉行二級銀行體制，中央銀行、商業銀行體系、企業、居民個人都參與貨幣創造過程。因此，我國的貨幣供給同時具有外生性和內生性，而不是純粹的外生性，中央銀行控制的貨幣供應量有限，貨幣政策的效果有所減弱。
2.國內外經濟環境的制約
本次的通貨膨脹屬成本推動型通貨膨脹，所以貨幣政策的效果不顯著。這次的物價上漲是由食品價格上漲引起的，而食品價格的上漲又引起其他物品的價格上漲。全面的物價上漲，自然引起工資上漲，市場上貨幣供給增多，從而使通脹加劇。即便中央銀行能控制貨幣的供給，但不管貨幣政策如何緊縮，人們都不可能將購買食品的錢存入銀行。在這種情況下，緊縮的貨幣政策難以發揮應有的作用。
由于我國實行的是有管理的浮動匯率制度，匯率被控制在一定范圍內。而人民幣持續升值，外界對人民幣產生升值的預期，也看好中國的經濟發展，所以國內外的投資者都拋出美元，買入人民幣。中央銀行為維持匯率穩定，被迫拋出更多的本幣，使貨幣供應量上升，流動性加大，通貨膨脹加劇，貨幣政策產生了反效果。
我國的金融體系不完善，利率的種類很多，有基準利率、同業拆借率、存貸款利率、銀行間債券利率等，沒有統一的市場利率，這在一定程度上影響利率政策的實行。
3.中央銀行實行貨幣政策的情況
根據理性預期學派的觀點，貨幣政策要超出人們的預期，才能發揮作用。但現在人們對貨幣政策已有預期，中央銀行所制定的貨幣政策沒有考慮到預期因素，所以貨幣政策沒有達到所需要的效果。此時，貨幣政策在更大程度上只是一種警告，真正的調控作用較弱。
中央銀行決定執行貨幣時，已經延誤了時機。市場已存在大量貨幣，緊縮的貨幣政策很難控制住這種趨勢。而且，每次上調存款準備金或年存貸款利率都是小幅度的調整，到后期才增大幅度，所以貨幣政策暫時效果微弱。
五、提高我國貨幣政策有效性的建議
針對影響貨幣政策的種種原因，本文將從三方面提出改善貨幣政策有效性的建議：
1.盡量減弱貨幣政策的時滯性
首先，縮短貨幣政策產生效果的時間。貨幣政策的時滯性不能完全消除，但以我國目前的情況，時滯性可以減弱。這就要求中央銀行提高對經濟情況的預見，制定出有預見性的貨幣政策。而且中央銀行的調控要適時，避免貨幣政策在經濟情況發生轉變時才起作用。而且，中央銀行要有一定的獨立性。雖然和建國初期相比，中央銀行的獨立性有了很大的提高，但還是較弱。我國的中央銀行隸屬于國務院，沒有決策權，執行貨幣政策要遵照國務院的決定。這在一定程度上延誤了實行貨幣政策的時機。此外，還需商業銀行的配合。商業銀行的分支機構要深入縣級金融機構，并放寬對中小企業的貸款限制，使貨幣政策得到更有效的傳導。
2.改善貨幣政策實施的環境
繼續推進我國的利率市場化改革，促使市場利率形成。這有利于我國貨幣市場的發展，而貨幣市場的完善則使貨幣政策的傳導更有效。因為中央銀行的公開市場業務，主要通過銀行間債券市場發行票據，若利率能夠市場化，則利率所反映的市場情況更加真實，有助于中央銀行運用貨幣政策進行宏觀調控，制定的貨幣政策也更有效。
如果財政政策不和貨幣政策相配合，這也會使貨幣政策的效果被抵消掉?？紤]到現在通貨膨脹產生的原因，財政政策似乎比貨幣政策更有效。通過政府補貼、減免稅收、政府限價等措施可降低食品生產的成本，控制價格，在一定程度上緩解物價上漲的幅度。通過制定對出口的管制，取消部分出口產品的優惠政策，可控制住貿易的持續順差。財政政策是一種直接調控的政策。所以貨幣政策應與財政政策配合使用，會事半功倍。
匯率政策是貨幣政策體系的重要部分。現在人民幣被低估，對外貿易持續順差，造成較多貿易摩擦，人民幣面臨較大的升值壓力。而國內通貨膨脹的問題日趨嚴重，政府可考慮放寬對人民幣匯率的控制，以緩解通貨膨脹問題。人民幣升值，出口減少，進口增加，擴大國內供給，而且也減少了貨幣供應量，對解決通貨膨脹問題有較大幫助。隨著中國經濟發展，國力增強，金融市場的逐步開放，美元走弱，升值是人民幣必然的趨勢?；蛟S要人民幣一次升值較多會對中國經濟和金融穩定造成沖擊，但政府可根據中國具體國情，讓人民幣逐步升值，達到人民幣真實的價值。
3.提高中央銀行執行貨幣政策的能力
加強金融創新。目前，一般的貨幣政策工具主要有存貸款利率、存款準備金、公開市場操作，但這些工具都有各自的缺陷?，F在經濟形勢越來越復雜，中央銀行很應該創造出適合當前情況的新貨幣政策工具，加大對沖的力度。
中央銀行實行貨幣政策要考慮到預期因素，每次的貨幣政策能超出人們的預期之外，將使調控更有效果，也表明中央銀行調控的決心，加大了警告作用。
加大貨幣政策的強度。中央銀行每次上調存款準備金或利率都是小幅上調，效果不大，反而使通貨膨脹的情況越來越嚴重，增加調控的難度。所以，中央銀行可以減少調控的次數，但加大調控的強度。有人認為這種做法會造成經濟的“硬著陸”。但以現在的經濟情況，市場能承受得了較強的緊縮政策。相反，現在頻繁地使用貨幣政策，效果不大，對市場的警告作用也不大。當貨幣政策產生累積效應時，也同樣會導致經濟的“硬著陸”。
中央銀行也可以嘗試使用窗口指導等貨幣政策措施，加大對商業銀行貸款規模的控制，同時督促商業銀行承擔穩定經濟的義務。
六、結語
綜上所述，2006到2007年以來，我國的貨幣政策因其自身缺點和環境影響等原因，所以效果不太顯著。貨幣政策有效性偏弱，對宏觀調控十分不利。以現在的經濟形勢來看，中央銀行必須實行宏觀調控以穩定經濟，提高貨幣政策的有效性迫在眉睫。所以，中央銀行要根據現時中國經濟的情況，分析影響貨幣政策有效性的原因，加深對貨幣政策的認識和研究，克服貨幣政策的缺點，改善金融環境，提高貨幣政策的有效性，以便更好地實現貨幣政策目標。只有這樣，中央銀行才能充分發揮調節經濟的作用，有效地控制本次的經濟過熱，維持經濟穩定增長。
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貨幣政策的缺點范文2
【關鍵詞】存款準備金率 股票市場 利好消息
一、近年來我國存款準備金調整情況
2006-2008年6月，國內出現流動性過剩、通貨膨脹加劇的現象，國際貿易持續保持大額順差，因此，央行為了抑制商業銀行信貸規模過快增長，連續上調存款準備金率。但是，在2008年9月后，為了應對國際金融危機帶來的損失，保持商業銀行信貸規模平穩增長，提高國民就業率，又開始連續4次下調準備金率。當經濟形勢總體回升，國內卻也出現一些問題，信貸規模以及貨幣供應量增長又開始過快，CPI指數也增長較快，央行繼續采取9次上調準備金率政策，來以致過剩的流動性。
時隔三年，國家經濟在政策引導下存在緩慢增長現象，各個行業領域發展尤為艱苛，資本市場處于疲軟階段，應對這一現象，央行決定下調來放松貨幣政策。放松銀根后，商業銀行信貸投放快速增長，銀行體系流動性充裕。央行希望增加貨幣供給量來刺激資本市場的投資，來帶動實體經濟的發展，改變當前疲軟市場的狀態，注入新興活力。
2016年這次存款準備金率的下調，銀行方面，可貸規模比例是最大受益者，因為流動性大大增加。在大宗類商品方面，有色板塊的波段滬港通中套利機會、投機頻率都會有所增加。相對而言，始終能夠保持高分紅比例的藍籌股，其持有價值將有所突出，降準會更加利好股市中藍籌股板塊。
二、存款準備金作用于股市的理論分析
（一）宣示效應
宣示效應的研究側重于股民的心理預期，在央行作出調整準備金率宣告之前，根據當時經濟形勢，股民、學者乃至一些金融機構常常會對央行的舉措作出預測，從而從心理層面影響市場參與者的決策，進而影響股票市場的價格。一般企業出于對自己公司營運的考慮，在作出預測后，會及時調整自己的資金鏈計劃，以免在政策出臺后對企業造成太大波動性影響；而普通股民也會對其政策方向做出一定推斷，例如，當央行宣布下調存款準備金率這樣寬松的貨幣政策時，貨幣供應量的增加會使利率下降，人們預測股價可能會上升，紛紛買入股票，而股價的上升又反過來證明了人們的預期。因此，調整存款準備金率會對整個社會產生很大的心理預期效應。
（二）市場利率效應
股票作為一種虛擬的資產，其價格變動有其獨特的運作機制，股票價格變動與股票預期收益成正比，與利率大小成反比。當存款準備金率下調后，其他可控因素不變的條件下，貨幣供給量就會增加，反過來作用于利率水平就會下降，降低了融資成本，投資者便會買入股票，使得證券市場的有效需求增多，股票價格上升。相反，利率上升會導致股票價格呈下滑趨勢。
（三）市場結構效應
由于不同類型的上市公司在證券市場掛牌交易，這些不同類型公司所需營運資金、對于資金的依賴程度是有所區別的，所以，當存款準備金率調整影響到對貨幣供給量變化時，會對不同類上市公司產生不同影響效應。存款準備金的調整對資本密集型企業影響較大，如房地產、金融業、重工業等行業，不同板塊不同公司對貨幣政策反應程度是不同的。受直接影響的金融板塊以及高度依賴信貸資金的房地產板塊在每次調整中受沖擊最大。
對于房地產板塊來說，降準以后銀行后續資金將更加寬裕，房貸有望繼續寬松，面對當期地價高和買房熱，消費者可能會抓住好時機，刺激了他們的購房意愿。房地產由于能籌集更多的營運資金，加大開發規模，行業利潤可能會上升，此時，相應的就會出現股價上漲趨勢，帶動上下游建材行業板塊股價上升。而對于金融板塊來說，整個金融體系的貸款擴張能力增大，在貨幣乘數作用下，提高了商業銀行派生存款能力，進而形成一種循環性放松。上市銀行債券投資收益將會增多，也促進其股價上漲。如今年3月首次降低存款準備金率后，上證指數上漲11.75%，但后期呈現出高開低走態勢，4月份滬指下跌概率為2.18%。
三、政策建議
依照我國目前的發展狀況以及宏觀經濟走勢，預期未來還會再次使用下調存款準備金率的貨幣政策，為了提高其工具對股票市場傳導的有效性，減弱貨幣政策的滯后性，基于理論分析，本文提出以下幾點建議：
（1）繼續推進利率市場化進程?，F今中國金融市場不斷創新以及影子銀行的發展，金融自由化逐步拓寬，我國頻繁使用存款準備金工具仍有各種不足，難以持續在市場中實施，從本質上說，若央行只使用數量型政策工具去調節貨幣供給量，就不能從根本上就解決流動性泛濫或短缺的問題，應不斷推進利率市場化進程，充分調動價格型政策工具的優勢，來調控宏觀經濟。
（2）多元貨幣政策結合。每種貨幣政策工具有其自身的優缺點，相互結合可以揚長避短，對其缺點進行部分抵消，使其優勢也能加倍顯現?；谖覈斍昂暧^經濟發展的復雜態勢，結合不同的貨幣政策是非常有必要的，一種單一貨幣政策長期實行，一定會產生不利的經濟影響。
（3）完善股市交易機制。在股市發展過程中，我國股票市場成熟度以及規范性有了較大的發展，但是相較紐交所等國外股票交易市場來說，仍然存在很大的完善范圍。這些未改善的弊病都在一定程度上影響了貨幣政策效果的有效性，因此，我們要改善存款準備金制度的傳導機制，即改善股市的交易機制來提高政策效果。
參考文獻：
[1]焦倩芳.存款準備金率政策對證券市場的影響研究[J].經營管理者， 2016，（1）.
貨幣政策的缺點范文3
【摘要】常備借貸便利是當前我國央行進行貨幣政策操作、調控宏觀經濟運行的重要工具，也是央行傳導貨幣政策意圖的重要手段，對法定存款準備金政策與常設借貸便利工具進行了比較分析，并探討了新常態下我國常備借貸便利應如何應用。
【關鍵詞】常備借貸便利 結構性貨幣政策 貨幣政策工具
一、常備借貸便利在我國產生的背景
一國中央銀行通常會被賦予一定的貨幣政策目標，并通過一定的貨幣政策工具和貨幣政策傳導路徑來實現這一目標。我國傳統的貨幣政策目標是“保持貨幣幣值穩定，并以此促進經濟增長”，而今，我國央行一直在強調實施穩健中性的貨幣政策，靈活運用多種貨幣政策工具，維護流動性基本穩定，實現貨幣信貸及社會融資規模合理增長并進一步推進利率市場化和人民幣匯率形成機制改革，保持人民幣匯率在合理均衡水平上的基本穩定。
我國中央銀行調節和控制貨幣供應量的貨幣政策工具是法定存款準備金政策、再貼現政策和公開市場業務，同時，央行也會根據實際經濟發展需要，為保持銀行體系流動性總體平穩適度和支持貨幣信貸合理增長，根據流動性需求的不同期限、主體和用途，不斷豐富和完善工具組合，以進一步提高其利用貨幣政策工具進行宏觀經濟調控的靈活性、針對性和有效性。
中國人民銀行于2013年初創立了常設借貸便利這一貨幣政策工具。并在《2015年一季度常備借貸便利開展情況》中明確提出，探索常備借貸便利利率作為貨幣市場利率走廊上限的功能，清晰地勾勒出了以利率走廊+中期政策利率的價格型調控機制為基礎，從而構建“利率走廊”的調控模式，其目標在于最終推動我國貨幣政策調控從數量型向價格型轉變。
常備借貸便利是中國人民銀行調節金融機構之間流動性的一個重要渠道，其作為央行的一個重要貨幣政策工具，主要目的在于滿足金融機構中短期限的大額流動性需求，而對象主要為全國性商業銀行以及三大政策性銀行。常備借貸便利通常是由金融機構主動發起，通過向央行以抵押的方式申請貸款，抵押品一般為優質信貸資產或高信用評級的債券，必要時也可通過采取向央行信用借款的方式為市場注入流動性，常備借貸便利的利率水平通常由中央銀行通過綜合考慮貨幣政策調控、引導市場利率等因素來決定。常備借貸便利的利率被視為央行構建的貨幣市場利率走廊的上限，當貨幣市場利率超過央行常備借貸便利利率水平時，金融機構可通過常備借貸便利利率向人民銀行拆入資金，從而增加市場流動性，降低市場利率水平，反之，則進行逆向操作，從而穩定資金價格預期，以降低短期利率的波動率，提升未來政策利率的市場認可度和基準性，為利率的有效傳導提供基礎。
二、使用常備借貸便利的利弊分析
自常備借貸便利這一貨幣政策工具被創立以來，為加快建設適應市場需求的利率形成和調控機制，探索常備借貸便利利率發揮利率走廊上限的作用，央行在不同時期會結合具體的流動性形勢和貨幣政策調控需要，使用常備借貸便利來調節金融市場間的流動性供給，并逐步減少對法定存款準備金政策的依賴。
比較法定存款準備金政策和常備借貸便利，法定存款準備金政策對貨幣供應量有著極強的影響力，見效時間快，調控力度大，因此一直是中央銀行傳導貨幣政策意圖的有力工具。但法定存款準備金政策也因此存在明顯的缺點，由于貨幣乘數的影響，微小的法定存款準備金率變動會影響到整個貨幣市場的流動性供給，造成其產生巨大波動，因此不能成為日常調節流動性的工具。此外，法定存款準備金政策影響的是全體存款性貨幣金融機構，但規模不同的金融機構對相同的法定存款準備金政策會有不同的應對方式，從而不利于央行進行定向流動性調節，即使我國中央銀行通過定向降準來體現自己的貨幣政策操作意圖，其對金融市場產生的波動也比較巨大。
常備借貸便利的主要特點在于：一是金融機構可根據自身流動性狀況來決定是否向中央銀行申請常備借貸便利；而是央行開展常備借貸便利操作可以與金融機構一對一進行，其針對性強；三是常備借貸便利雖然有一定被動性，但其交易對手覆蓋面仍比較廣，基本覆蓋存款類金融機構，對于這一工具本身的運用有著較大便利。常備借貸便利作為原有的央行公開市場操作常規工具的重要補充，是典型的相機抉擇手段，具備很強靈活性。常備借貸便利有利于當商業銀行體系流動性出現臨時性波動時，中央銀行有效調節市場短期資金供給，熨平因金融市場流動性問題而引發的經濟波動，從而穩定市場預期并有效防范和化解金融風險。
常備借貸便利被視為控制短期利率，并熨平其波動的有效工具，并且在近幾年的實踐中也驗證了這一點，以常備借貸便利的利率為利率走廊上限有效促進了我國利率體系的穩定。但是對于央行而言，常備借貸便利的運用太過頻繁等同于變相鼓勵銀行在準備金的管理上更榧そ，而法定存款準備金率一直被認為是控制銀行審慎經營、防止銀行倒閉的最后一道防線，當前我國雖然已經建立了存款保險制度，但存款保險制度只是銀行審慎監管的一個補丁，防范和控制金融風險，必須對銀行的審慎經營加強管控。
三、新常態下的常備借貸便利
中國自進入新常態以來，經濟發展面臨更大挑戰，由于金融穩定對于經濟穩定有著十分重要的意義，央行靈活運用貨幣政策、調控宏觀經濟、防范和化解金融風險的職能也就更為凸顯。而常備借貸便利作為央行創設的一個常用的貨幣政策工具，必須不斷對其進行優化創新，規范使用方式，更好的發揮其作為實際上的利率走廊上限的功能，以進一步完善我國貨幣市場利率走廊體系，也為人民幣國際化打下堅實基礎。
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貨幣政策的缺點范文4
因為，對于南方十幾個省出現的雪災，不僅在于其短期性、局部性，而且對于巨大的中國經濟來說，所造成的損失也是十分有限。只要中央政府在雪災后，加大對受災省份財政補貼的力度，盡快地幫助這些受災地區人民與企業恢復生產、重建家園。比如說，目前這場雪災造成550億的損失，中央政府通過財政的方式給這些地區補貼550億。如果說，中央政府能夠對這些受災省份的災情全額性的財政補貼，那么雪災后，這些地區的生產能夠在短期內恢復與重建。當地的經濟秩序很快就會得到恢復，而且中央政府強勁的財政投入還可能成為中國經濟快速發展一個新的增長點。
至于目前有一種解釋，認為由于國內外經濟形勢的巨大變化，由于資本市場的動蕩，由于中美兩國利差的縮小，因此，為了避免中國經濟也進入衰退，中國要重新審視既有貨幣政策，從而在根本上改變目前從緊的貨幣政策。
對于這樣的論調，當然每一個人都能夠從其角度發表不同的觀點，這是市場經濟的基本法則。但是，每一個人的言論都是意見，關鍵問題這些意見是否反映了現實的經濟生活，是否與現實經濟生活相符。如果這些觀點與現實經濟差距大，那么這只是意見而已，不必太多關注。如果它反映了經濟生活的現實及內在規律性，那么，市場與政府就得注意了。
對于中國經濟來說，盡管中國經濟經歷了30年的高速增長，但是這種增長并沒有結束，而且這種快速增長仍然會保持在一個較長時期內。在本文看來，中國經濟在未來30年內仍然會保持在一個持續快速增長水平上，除非出現，但這種戰爭出現可能性幾乎為零。因為，盡管目前中國經濟經歷30多年發展已經達到一個較好的水平上，但與發達國家相比仍然差距很大，其發展潛力巨大；同時，中國是一個巨體經濟（而不僅僅是一個大國經濟），其內部經濟發展相當不平衡或存在很大差別。這種不平衡既是缺點也是優勢。如果能夠通過好的制度安排把這種缺點轉化為優勢，那么中國經濟發展潛力更是巨大。
因此，對于國內外經濟形勢的變化，中央要審時度形勢，既要看到問題的嚴重性與復雜性，也要從中長期的角度來認識。如果國內央行也順美聯儲那樣采取寬松的貨幣政策，那么不僅政府幾年來的宏觀經濟調控會付之東流，而且會讓國內剛剛有所收斂的兩大資產價格的泡沫重新又吹大，讓國內物價水平快速飚升。而當這種情況出現，最后到政府醒悟時，可能為時已晚。所以，從緊的貨幣政策不可動搖，這是保證目前中國經濟持續健康發展的關鍵。
貨幣政策的缺點范文5
關鍵詞：新凱恩斯模型；貨幣政策；外在習慣形成
中圖分類號：F820 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）29-0008-02
前言
當解釋可觀測經濟結果時，新凱恩斯模型的一個最主要缺點是沒有一個生成的持續性機理，沒有資本積累，通脹和消費產出震蕩多變。因為模型中不包含內生變量且沒有相關沖擊，所以它不能解釋通脹和產出數據中存在的持續性。為了克服這些缺點，大量學者研究推廣可以包含習慣形成、工資、價格粘性和價格指數等特征的模型，這些特征可以清晰描述數據持續性。但是，大量研究表明，新凱恩斯模型只使用一般的混合的數據后，最終只是簡單地給參數賦值（Erceg，et al，2000；Amato and Laubach，2000）。從而，混合模型可以有比該權威模型更有說服力的內容，這些內容不一定充分描述可觀測宏觀經濟結果，但可將問題停止在結論上再將政策慣例引出。
模型不再采用單方程估計法而是使用完全信息極大似然估計法（FIML）建立一個體系估計。使用體系估計模型不僅易獲得有效利潤，而且能估計出單方程法無法識別的參數。應用FIML法必須對貨幣政策的制定做出假定。我們可以簡單地設定一個利率規則，假定貨幣當局可根據最優支配原則制定政策。因此，我們可以假定貨幣當局具有客觀功能，可以解決貨幣規則的時續性，估計貨幣客觀功能參數與優化約束的結構參數。
在Volcker-Greenspan 時期，我們為合理的通脹目標估計找到了利率平穩的證據，但是平穩性產出的證明并不可靠，我們也沒有找到通脹偏差的證據。在內在消費習慣形成和外在消費習慣形成模型中，估計結果顯示只有大概10%的公司在每個季度能優化他們的價格?？偠灾?，在新凱恩斯最優政策模型中利用消費數據比產出數據運行地更好，因為廣泛應用和調整產出缺口范式其最終結果是顯著的。
一、數據選取
在這里使用5個測算口徑：3個產出口徑和兩個消費口徑。第一個產出口徑1
t其中實際GDP是國會預算局測算的潛在產出，同Rudebusch和Svensson（1999）在研究最優貨幣政策中使用的方法。利用對產出口徑的測算可以提供一個從我們的結論到Rudebusch和Svensson的研究框架的一個橋接。用HP濾波法構造下一個產出口徑2
t和消費口徑1
t。為了與家庭最優問題的典型特征一致剩下的兩個口徑3
t和2
t用單位勞動生產力測算產出和消費。
我們最后用HP濾波分離log（產出/勞動力）和log（消費/勞動力）變量序列，使之平穩。
數據截取的是1965年第一季度到2013年第二季度時間序列。大體上講，3個產出口徑變量變動時是有規則的，早期1980年和1990年的金融危機中顯而易見，但當用國會預算局測出的潛在產出1
t構造產出口徑時，得出的結果明顯不如其他兩種穩定。2
t和3
t之間的相關系數是0.97，1
t和2
t或3
t之間的相關系數只有0.77。依據時間和大量產業循環兩個消費變量序列表述了與產出序列相似的特征。盡管2
t比1
t平穩性差，它們的相關系數為0.95，但這些變量序列說明了美國經濟從1984年以來的穩定狀態，正如早期討論的那樣，趨平穩化可能是由于需求波動變化的減弱導致的。
二、模型估計
習慣指數假定依據兩個消費參數變化，表示為：
Ht=y1Ct-1+y2Ct-2，|y+y2|
方程（1）由程式化因素構成，是由兩個產出口徑的再生形式的方程（1991年King，Plosser，Stock和Watson；1992年Gali）。通過方程（1）描述的習慣形成比使y2=0的簡單方程更能令數據立足。由于這個原因，如果這兩個口徑習慣形成范式沒能反映出產出/消費的動態規則，則對新凱恩斯最優政策理論造成有力的反駁。
產出基礎方程和消費基礎方程估計y1和y2的是系統的，表明它們不止是對產出去趨勢過程的結果。造成產出基礎方程和消費基礎方程差異的原因有很多，但最明顯的因素應該是投資和資本形成過程。權威新凱恩斯模型和標準一般化權威模型將投資作為簡化策略，同時遵循資本形成長期運轉結果可用來研究宏觀經濟短期穩定性這一原則。依據資本積累測算資金股本進而估計模型是相當困難的，2001年Dupor的結論中強調滿足泰勒原理的政策規則在模型中容易產生投資不確定性，說明忽略投資對貨幣政策的制定有重要的影響。
觀察其他參數，外生習慣形成方程跟內生習慣形成方程接近，隱形通脹目標值估計為2.29%～2.96%之間，客觀因素值估計為0.93。從外生習慣形成方程中得來的只有在10%的置信度下或以消費數據估計時才顯著。
在政策客觀功能分析參數中，估計結果也與內生習慣形成相似。利率平穩性權重顯著不為0，但產出/消費穩定性的權重不顯著且沒有任何通脹偏向的依據。一般來說，v的點估計在外生習慣形成模型的估計中較小，早期研究中利率平穩性的權重在3月期國庫券的估計比聯邦基金利率估計的要大。
三、脈沖響應
當根據3個信息準側估計人均消費2
t和3月期國庫券利率RT
t時模，型擬合的最好。為了更好地展現新凱恩斯最優政策的框架，模型估計了πc
t，2
t和RT
t，并比較它們的脈沖響應。根據VAR模型我們也可以構造置信度為95%的VAR脈沖響應。
通過比較新凱恩斯模型與一般模型的VAR脈沖響應，可以幫助判別那些新凱恩斯模型不能完全反映出的數據，反映VAR模型的脈沖響應產生于“供給”、“需求”和“政策”的沖擊，并參照遞歸識別法。但是，新凱恩斯最優政策模型不是遞歸的，因此，為確保脈沖響應函數之間有效的對比，在VAR模型中我們要以同樣的排列方式和同樣的遞歸識別法來辨別對模型的沖擊。特意地，我們采用新凱恩斯時間一致方程。
D0Pt=d+D1Pt-1+D2Pt-2+st （2）
觀察VAR模型的脈沖響應，通脹和貨幣政策依需求消費標準差分別上升和緊縮，響應利率的上升，消費和通脹同事下降，最終返回到基礎線上。而供應方面的沖擊，VAR模型反映出通脹上升而利率隨之上升，利率上升則導致消費下跌到基礎線以下，進而通脹有所緩解。隨后，利率下降，消費回升到基礎線以上。
參考文獻：
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貨幣政策的缺點范文6
景長新（1981-），男，西安交大經濟與金融學院研究生。
摘要：普勒基本分析表明了在目標產出方差最小化的前提下，確定貨幣政策中介目標的一般決策規則：若隨機沖擊主要來自貨幣市場，應該選擇利率作為中介目標；若沖擊主要來自商品市場，貨幣供應量則是較好的選擇。本文以該理論規則為基礎，把1994―2005年分為兩個階段利用季度數據對我國中介目標選擇的適當性進行實證分析，結果表明：兩個階段我國的基礎性沖擊都主要來自于商品市場，按照該規則，貨幣供應量作為目前的中介目標仍具有理論上的合理性。但是，通過對前后兩個階段的產出方差波動進行比較，得出的結論是最近幾年中介目標的有效性在逐漸降低。
關鍵詞：貨幣政策；中介目標；普勒基本分析；基礎性沖擊
中圖分類號：F830文獻標識碼：A文章編號：1006-1428（2006）09-0033-04
一個有效的貨幣政策操作框架，其中介目標的選擇是個重要的環節。從理論和實踐上看，這一目標選擇主要是在利率和貨幣供應量之間展開。普勒基本分析證明了在目標產出方差最小化的前提下，確定貨幣政策中介目標的一般決策規則，即：利率和貨幣供應量哪個更適合作為中介目標取決于一國經濟波動的特定結構。倘若經濟波動主要來源于貨幣需求方面，應采用利率這一指標；反之，如果貨幣需求穩定，面臨的經濟沖擊主要是能源危機、投資消費結構變化等實質性沖擊，此時應更多的采用貨幣供應量指標。
一、普勒基本分析理論介紹
一般說來，能夠作為貨幣政策中介目標的有貨幣供給量和利率。但是，在信息不完全條件下，貨幣政策當局通常不能準確觀察并預期引起貨幣量或利率變化的隨機沖擊的來源。在這種情況下，貨幣政策當局將面臨著是選擇貨幣供給量還是選擇利率作為中介目標的難題。普勒(Poole，1970)的經典分析(普勒基本分析)給出了貨幣政策當局在這種隨機狀態下進行決策的一般規則(普勒規則)。下面給出普勒基本分析：
令對數形式的基本模型的簡化形式為：
yt=-αit+μt
mt=-β1it+β2yt+νt
其中yt為總產出，it為利率，mt為貨幣需求，μt和νt分別為實物部門與貨幣部門的隨機沖擊(支出沖擊與資產沖擊)。出于簡化，假定μt和νt是服從均值為零且彼此不相關的連續過程(實際上，通過后面的數據分析我們也可以看到μt和νt，二者的均值和它們之間的協方差是極其微小的，近乎為零)。yt=-αit+μt是簡化的IS曲線，貨幣需求方程是簡化的LM曲線。貨幣政策當局的最優決策規則是選擇能夠使產出方差最小的變量作為貨幣政策中介目標，即：貨幣政策當局遵循最小化方差準則。
如果貨幣政策當局以貨幣供給量為操作目標，由簡化的IS―LM基本模型可知，均衡產出為：
yt=（αm+βμ-αν）/（β1+αβ2）
設定貨幣供給量m,使E\[y\]=0，則均衡產出為：yt=（β1μ-αν）/（β1+αβ2）
目標函數值為：Em［yt］2=（β21σ2μ+α2σ2v-2αβ1σμ,ν）/（β1+αβ2）2
如果貨幣政策當局以利率為操作目標，則總產出主要受隨機變量μ(支出沖擊)的影響。設定利率i，使E［y］=0，則：Ei［yt］2=σ2μ
根據最優決策規則，貨幣政策當局是選擇貨幣供給量還是利率作為貨幣政策中介目標，取決于兩種選擇的方差期望值的大小。因此，
若Ei［yt］2＜Em［yt］2即：σ2μ＜（β21σ2μ+α2σ2ν-2αβ1σμν）/（β1+αβ2）2
則利率操作程序優于貨幣供給量操作程序，因而貨幣政策當局應當選擇利率作為中介目標。相反，若Ei［yt］2＞Em［yt］2即：σ2μ＞（β21σ2μ+α2σ2ν-2αβ1σμν）/（β1+αβ2）2
則貨幣供給量操作程序優于利率操作程序，因而貨幣政策當局應當選擇貨幣供給量作為中介目標。
也就是說，從隨機沖擊角度看，如果隨機沖擊主要來自貨幣市場，即貨幣需求沖擊的方差（σ2ν）較大，則應當選擇利率作為貨幣政策中介目標；如果隨機沖擊主要來自商品市場(實物部門)，即總需求沖擊的方差（σ2μ）較大，則應當選擇貨幣供給量作為貨幣政策中介目標。
上面所述普勒基本分析是在嚴格假定F下展開的，忽略了通貨膨脹、預期、總供給沖擊等因素的作用，但是，薩金特和華萊士(1975)、布蘭查德和費希爾(1989)對普勒基本分析的拓展證明，即使考慮到這些因素的作用，普勒基本分析得出的決策規則也是成立的，并且在許多不同場合下都是非常有用的(弗里德曼、哈恩，2002)。
二、對我國貨幣政策中介目標進行兩階段實證分析
中國人民銀行從1994年開始監控并向社會公布貨幣供應量，從1996年起正式采用貨幣供應量與貸款量一起作為中介目標。1998年取消貸款規模，使貨幣供給量成為唯一的貨幣政策中介目標。但是，有些人認為，我國的貨幣供給具有內生性，以貨幣供給量作為貨幣政策中介目標是無效的，因此主張放棄貨幣供給量作為貨幣政策中介目標，而代之以利率作為貨幣政策中介目標，或者直接釘住通貨膨脹。
但是，根據普勒基本分析，改變貨幣政策中介目標的基本實證依據，應當是基礎性沖擊的根本改變。因此，如果以利率作為貨幣政策中介目標，其基本前提應當是貨幣市場的沖擊方差大于商品市場的沖擊方差，即貨幣市場的失衡超過商品市場的失衡。貨幣市場的失衡是否超過商品市場的失衡，需要根據普勒基本分析進行判斷。
如前所述，普勒基本分析給出的是在目標產出方差最小化的前提下，確定貨幣政策中介目標的一般決策規則。這一規則與我國尋求保證經濟持續穩定增長的貨幣政策中介目標的努力，在原則上是一致的。因此，可以運用普勒基本分析來判斷我國貨幣政策中介目標的選擇是否有效。
（一）樣本區間、變量以及資料來源說明
1.樣本區間的劃分：把1994年第1季度―2005年第4季度分為兩個明顯的階段。第一個階段是1994―1997年，我國貨幣政策中介目標在這段時期是處于由信貸規模向貨幣總量過渡的階段。第二個階段從1998―2005年，自1998年起，央行取消對國有商業銀行貸款規模的限額控制。在形式上，貨幣供應量正式成為我國貨幣政策唯一的中介目標，貨幣供應量成為央行調節宏觀經濟的主要控制變量。
我們以政策調整的時間(1998年)為界分為兩個階段進行研究，目的是為了更加清晰地對比貨幣供應量作為中介目標的有效性問題。
2.變量選擇：
(1)貨幣政策中介目標：代表變量為M2。1996年我國正式將貨幣供應量M1作為貨幣政策中介目標，同時將M0、M2作為觀察目標，但隨著金融創新的不斷發展，M1越來越多的表現出可控性不足的缺點，而M2的可控性相對較強，更多的觀點傾向于用M2代替M1作為貨幣政策中介目標，讓M1成為觀測目標。因此本文選擇M2作為中介目標的代表進行分析。
(2)貨幣政策最終目標：代表變量為GDP(單位為億元)。貨幣政策的最終目標可歸結為促進經濟增長。GDP的增加最能反映一國經濟的運行態勢，因此將GDP作為衡量經濟增長的指標。因為GDP指標是按當期價格計算的名義值，而產出應該用實際值(用RGDP表示)。所以，要把名義值換算成實際值。這里用名義值除以消費價格的季度定基比指數得到。由于我國沒有公布定基比指數，這里首先用我國公布的消費物價月環比指數構造月定基比指數(以1993年12月為基期，因為樣本數據從1994年開始)，再把每季度三個月的消費價格月定基比指數用幾何平均的方法計算出定基比季度指數。GDP名義數據來自《中國統計年鑒》。
(3)利率代表變量：我們采用一年期定期存款利率(非市場化)、銀行間七日同業拆借利率(市場化)分別進行計算。用CR表示一年期定期存款利率、CJR表示銀行間七日同業拆借利率(利率單位為％)。數據來自《中國人民銀行統計季報》以及中國人民銀行網相關數據計算。計算隨機沖擊Ut、Vt數據時采用的利率是CR，Utc、Vtc采用的利率是CJR。
3.數據處理：
(1)季節影響的調整。由于本文采用的是季度數據，因此，在進行分析之前先采用移動平均季節乘法(Ratio to moving average-Multiplicative)分離出季節影響(利率除外)。該法的核心思想是高階移動平均，通過多次迭代，最終分離出原序列的趨勢成分、季節成分和不規則成分，得到剔除季節成分調整后的序列。本文在分析中所使用的數據都是經過此方法進行季節調整后的數據。
(2)對季節調整后的序列以及利率序列再進行對數調整，得到分析時所用的數據序列。
(二)運用普爾規則對我國中介目標的選擇進行實證分析
首先在簡化的IS-LM基本模型下，運用普勒基本分析來判斷我國的基礎性沖擊，然后對比前后兩個階段的產出方差變化情況。
下表是進行第一階段(94.1-97.4)實證分析時所用的原始數據以及通過回歸得到的隨機沖擊變量數值。
[1]當采用的利率為一年期定期存款利率時，基本模型的各參數符號以α、β1、β2、σuν（Ut、Vt的協方差)表示。
[2]當采用的利率為銀行間七天同業拆借利率時，基本模型的各參數符號以αc、β1c、β2c、σuc,νc(Utc、Vtc的協方差)表示。
［3］Em［yt］2：表示以貨幣供應量作為中介目標時總產出的方差。
［4］σ2u、σ2uc分別表示：以一年期定期存款利率作為中介目標時產出的方差、以銀行間七天同業拆借利率作為中介目標時產出的方差。
下表數據給出的是通過回歸分析得到的第一階段的普勒基本分析的參數估計值。
根據表2給出的數值結果，計算Em［yt］2=（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σu,ν）/（β1+αβ2）2，并將計算結果與σ2u（σ2u=0.012313；σ2uc=0.016676)進行比較，若存在σ2u＞（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σuν）/（β1+αβ2）2，則貨幣供給量作為貨幣政策中介目標有效，否則利率作為貨幣政策中介目標有效。計算結果如下：
（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σuν）/（β1+αβ2）2=0.007276
（β21cσ2uc+α2cσ2νc-2αcβ1cσμucνc）/（β1c+αcβ2c）2=0.0075
由計算結果可知，顯然存在：
σ2μ＞（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σμν）/（β1+αβ2）2
σ2μc＞（β21cσ2uc+α2cσ2νc-2αcβ1cσucνc）/（β1c+αcβ2c）2
同理，對第二階段(從1998第1季度―2005年第4季度)的數據進行分析。
下表是進行第二階段(98.1-05.4)實證分析時所用的原始數據以及通過回歸得到的隨機沖擊變量數值。
通過回歸分析得到的結果見下表：
根據表2給出的參數數值，同理計算Em［yt］2=（β21σ2u+α2σ2v-2αβ1σu,ν）/（β1+αβ2）2代入數值得：
（β21σ2u+α2σ2v-2αβ1σuν）/（β1+αβ2）2=0.09477
（β21cσ2uc+α2cσ2νc-2αcβ1cσucνc）/（β1c+αcβ2c）2=0.0785
計算結果與第一階段(1994―1997)相同
σ2u=0.18647＞0.09477；σ2uc=0.12831＞0.0785
這就證明，在樣本期兩個階段的基礎性沖擊(隨機沖擊)都主要來自商品市場(實物部門)。根據普勒基本分析所確定的決策規則，在這種情況下，貨幣政策當局(中央銀行)應當選擇貨幣供給量作為貨幣政策中介目標，即采用貨幣供給量操作程序而不是利率操作程序。
下面我們對前后兩個階段我國總產出的方差波動大小進行一下對比。對比分析所用的數據包括名義產出(用NGDP表示)、無季節調整的真實產出(用RGDP表示)、進行了季節調整后的真實產出(用RGDPSA表示)三個變量，分別計算它們的標準差(用B表示)、均值(用J表示)、相對波動系數(標準差／均值，用X表示)大小，例如BNGDP表示名義產出的標準差；JNGDP表示名義產出的均值，其他類同，其計算結果如下(見表5)
由上表可知，整個樣本期間(1994.1-2005.4)的三個變量的相對波動系數最大，1994.1-1997.4(第一階段)的產出波動無論從絕對值還是相對值來看都是最小的。第二階段(1998.1-2005.4)的產出波動(相對波動系數)要遠遠大于第一階段(1994.1-1997.4)的產出波動。這就表明，雖然我國的基礎性沖擊沒有發生變化，仍然主要來源于商品市場。但是，貨幣供應量作為我國目前的貨幣政策中介目標的有效性在逐步的降低，在發揮其作為中介目標的作用性方面已經大打折扣。
三、實證結果與原因分析
以上通過簡化的IS-LM模型下的普勒基本分析表明，我國以貨幣供給量作為貨幣政策中介目標的選擇在1994-1997年是非常理想的，通過對第二階段(1998年-2005年)的實證分析，表明我國的基礎性沖擊仍然來自于商品市場，按照普勒基本分析，貨幣供應量作為中介目標仍然具有理論上的合理有效性。其中一個重要的原因是與當前經濟運行環境有關。由于目前我國的金融市場沒有完全放開，金融機構的規模和效率并不高，金融工具以及可供投資的金融品種相對比較單一，居民和企業的金融資產仍以銀行存款為主，這種簡單的金融市場結構使貨幣供應量具有一定的可控性和可測性，貨幣供應量與最終目標之間具有長期的穩定關系，將其作為貨幣政策中介目標具有合理性。
但是，通過對比前后兩個階段的產出波動，可以看出貨幣供應量作為我國的中介目標其有效性在逐步的降低。根據普勒基本分析，如果必須以貨幣供給量作為貨幣政策中介目標，則應當使利率能夠內生地自行調整，以降低來自產出方面的不利沖擊。但是，我國到目前為止利率沒有實現完全的市場化，成為貨幣政策傳導渠道中的一大障礙。同時，公眾預期變化也會導致貨幣政策傳導機制失靈。并且由于我國消費體制與收入體制改革不同步、社會保障制度不完善等未來不確定性原因，公眾的消費和投資行為相對謹慎，這就增加了預防性動機的貨幣需求，使得儲蓄增長和貸款投放速度減慢。因而，央行增加的貨幣供應，多數會被銀行體系被動的吸收，這樣的結果必然導致銀行存貸差額的增加和貨幣流通速度的下降，這就是貨幣“滲漏”到銀行體系的情形，相應的貨幣供應量的可控性以及與最終目標的相關性都會有一定程度的下降，從而使得最近幾年中介目標的效力在大打折扣。
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