本站小編為你精心準備了價格型貨幣利率市場化論文參考范文，愿這些范文能點燃您思維的火花，激發您的寫作靈感。歡迎深入閱讀并收藏。

一、模型構建

假設模型中存在的經濟主體有家庭、生產部門、政府和中央銀行。其中，生產部門包括中間品生產部門、最終品生產部門。家庭提供勞動，將剩余收入按固定利率存入商業銀行，獲得工資、利息和轉移利潤用于消費；中間品企業部門處于壟斷競爭市場，雇傭勞動和向資本生產中間產品；最終品廠商處于完全競爭中，將中間品合成最終品出售。政府和銀行構成廣義政府，實施貨幣政策。

（一）家庭行為假定市場上存在大量無差異家庭，家庭需要消費、貨幣、休閑來滿足其需求。參考Ireland（2003），代表性家庭的效用函數為MIU形式，預期效用貼現如式（1）所示。方程（2）為家庭部門居民預算約束條件，方程（3）為資本轉移方程。其中，式（4）表示勞動供給式，該式表明，當期消費受實際工資的影響，提高實際工資可以增加當期消費。式（5）為家庭問題的跨期一階條件，它反映了家庭在當前消費和未來消費之間的選擇，表明在通脹穩定的情況下，期末名義存款利率上升會抑制當期消費，增加未來消費。由此可以認為，現階段中國居民消費比例相對較低而投資比例相對過高的主要原因可能是：較低的期末名義存款利率抑制居民的當期消費，較高的資本回報率抑制當期居民消費、提高居民投資水平。對式（6）可以做類似理解。式（7）為居民的貨幣需求方程，表明在利率不變的情況下，若要增加消費，則需要增加貨幣需求量。

（二）企業部門最優行為這里引入一個在中間產品領域存在壟斷競爭的基本模型。Blanchard和Kiyotak（i1987）、Ball和Rome（r1991）、Ireland（2003）也曾運用這種模型。（2）中間產品企業行為。假定中間投入產品的生產是壟斷競爭的，壟斷競爭的中間投入品生產企業生產有差別的中間投入品，它們有同樣的生產技術。以上兩個方程表示中間品企業需要的資本和勞動力。由于中間產品生產是壟斷競爭的，壟斷競爭的企業有一定的產品定價能力，這樣就可能產生價格粘性。引入新凱恩斯主義的名義價格粘性，假定中間產品企業定價方式為Calvo（1983）的交錯定價形式，在每一期，只有1-ρ比例的企業可以最優化價格。

（三）政府和中央銀行行為1.數量型工具。參考金中夏等（2013），中央銀行利用名義貨幣增速作為貨幣政策執行工具，方程（18）和（19）表示了貨幣政策的執行過程。方程（18）表示期末名義貨幣余額、期初名義貨幣余額和名義貨幣增量之間的關系，方程（19）是央行名義貨幣增量決定方程，由方程（19）可知，中央銀行名義貨幣增量取決于穩態貨幣增長速度Θ、貨幣增速偏差eut和期初名義貨幣余額Mt-1。貨幣增速偏差服從一階向量自回歸AR（1）過程。2.價格型工具。目前中國的利率體系既包括管制利率（如存貸款利率），也包括市場化利率（如銀行間同業拆借和回購利率）。相比而言，管制利率對實體經濟活動和金融資產的影響較大一些（張屹山、張代強，2007），而中央銀行的利率調整是以一年期存款利率為基礎，因此選用一年期存款利率代表價格型工具，這與理論模型也保持了一致。

二、參數的估計與檢驗

本文模型中的參數分為兩類：一類為反映模型穩態特性的參數，另一類為刻畫模型動態特征的參數。前者主要采取校準的方法來估計，后者主要采取貝葉斯估計。

（一）數據的選取和初步處理由于本文包含消費者沖擊、貨幣偏好沖擊、技術沖擊和貨幣政策沖擊，為了避免估計過程中的“奇異性”問題，并考慮數據的可得性，本部分選取國內生產總值、社會消費品零售總額、貨幣供應量M2、一年期銀行存款利率分別作為模型中產出、消費、貨幣需求和利率的替代變量，通貨膨脹是以環比的居民消費價格指數CPI作為價格的替代變量計算得到。1995年，中國人民銀行才開始在國務院領導下執行獨立的貨幣政策，因此，數據分析區間是1996年第1季度到2014年第3季度。選用國家統計局公布的居民消費者價格指數CPI表征中國的通貨膨脹率，國家統計局于2001年開始公布月度CPI環比，結合月度CPI同比，計算得到1995~2000年的月度CPI環比，在此基礎上將同一季度內三個月的CPI環比值連乘求得季度環比序列和以1995年第1季度為基期的CPI定基比序列。用該定基比序列表征季度GDP平減指數，實際產出為GDP的季度名義值除以上述CPI定基比序列。宏觀經濟變量的數據來源于國家統計局網站和中國人民銀行網站。數據處理過程：首先利用定基比通貨膨脹率序列計算得到實際的產出；然后對各時間序列進行季節性調整和HP濾波處理，從而得到各宏觀經濟變量波動部分的時間序列。

（二）參數校準穩態通脹和名義利率為樣本期內的平均值。綜合已有學者的研究成果，雖然對彈性系數的估計結果各不相同，但是其估計出的資本產出彈性一般都在0.5~0.8之間，而多數估計是在0.6~0.7之間，本文取0.6。物質資本折舊率的年度值大多設定為10%，對應的季度值為2.5%。大多數國內外文獻將mc取值為0.91，國內學者基本做此設定，如劉斌（2008）、王彬（2010）等。φ為閑暇與消費的替代系數，設定為1，價格前向性概率ζ為0.25，樣本數據中除去實際GDP增長率的M0增長率平均值為2.5％，因此Θ設定為0.025（見表1）。

（三）貨幣政策規則參數的估計1.數量型貨幣政策規則參數的估計。采用貝葉斯方法估計上述線性DSGE模型的參數，該方法提供了觀測數據的全部信息，結合似然函數和模型參數的先驗分布形成后驗分布密度函數，采用蒙特卡洛馬爾科夫鏈（MCMC）抽樣方法加以最優化。利用貝葉斯法估計時，考慮到分布的一般性和參數的經濟含義，對位于（0，1）的參數設定為Beta分布，對位于（0，∞）的參數設定為Gamma分布。同現有文獻一樣，將外生沖擊標準差的先驗分布定為逆伽瑪分布（inv-Gamma），通過不斷估計嘗試獲取先驗均值與標準差，確保參數在統計上的顯著性，根據其他作者的相關研究取先驗均值與標準差。采用貝葉斯方法估計數量型貨幣政策規則的有關參數時，考慮到模型存在技術沖擊和貨幣供給沖擊，選用對應的數據產出和實際貨幣余額進行估計。估計結果如表2，對估計結果的檢驗見圖1。多變量診斷統計量主要包括各估計變量對應的一階矩、二階矩和三階矩。從圖1看，隨著模擬次數的增加，圖上兩條線重合，表明估計的結果是穩健的，因為隨著模擬次數的增加，度量指標相對穩定。2.價格型貨幣政策的參數估計。采用貝葉斯方法估計價格型貨幣政策規則的有關參數時，考慮到模型存在技術沖擊和利率沖擊，選用對應的數據產出和存款利率進行估計，估計結果如表3所示。估計結果表明，通脹率對利率的調整系數小于1，這是一種不穩定的貨幣政策規則。同理也可以對以上估計結果進行收斂性檢驗，檢驗結果見圖2，表明估計結果具有穩健性。

三、利率市場化對兩種貨幣政策的影響

通貨膨脹與產出是中央銀行進行貨幣政策調控的最終目標。從脈沖響應以及居民福利損失分析利率市場化對數量型和價格型貨幣政策調控影響。

（一）貨幣政策脈沖響應分析貨幣政策調整的沖擊效應包括影響程度和作用時間兩個部分。政策的影響程度方面，需要回答的是在哪種貨幣政策工具調控下貨幣政策調整能對產出和通脹波動產生最大的影響。在經濟的起伏波動中，一種合意的貨幣政策工具往往能通過自身的松緊變換最大程度地燙平波動。對于貨幣政策的作用時間而言，自然是越短越好。因此，從貨幣政策調整的沖擊效應看，合意的貨幣政策工具往往能夠在最短時間內發揮最大的政策效應。圖3為當長期穩態利率為1.035、1.07和1.105時，兩種貨幣政策規則下產出和通脹對一個百分點貨幣政策沖擊的脈沖響應。由圖3可以看出，隨著均衡利率的上升，數量型和價格型政策調控產出的初始效應都在減小，利率市場化減弱了貨幣政策調控產出的能力。從縱軸數值比較可看出，各種均衡利率下使用數量型貨幣政策能夠更有效地調控產出波動。圖4表明，隨著均衡利率的上升，數量型政策對通脹的調控初始效應逐漸減小，而價格型政策對通脹的調控效應增大。說明利率市場化減弱了數量型調控通脹的能力，但增強了價格型貨幣政策調控通脹的能力。通過以上脈沖分析可以總結得出：利率市場化進程中均衡利率上升減弱了貨幣政策調控產出的能力，減弱了數量型調控通脹的能力，但增強了價格型貨幣政策調控通脹的能力。縱軸比較還發現，當前利率下，數量型調控效果仍優于價格型。

（二）社會福利損失分析Woodford（2003）證明了中央銀行損失函數的多期表達式與社會福利目標函數的一致性，即在二階近似的范圍內損失函數最小化也是社會福利目標函數最大化。貨幣當局制定貨幣政策時必須具有前瞻性，考慮當期貨幣政策對目標變量未來的影響。通常政策目標用預期的跨時損失函數表示，因此福利標準是基于下面的跨時損失函數。其中，諄為折現因子，λ>0刻畫了中央銀行對產出的相對關注程度，n為時間范圍，多數情況下取∞，本文設定其最大值為40，即銀行最多考慮10年內的政策效應。與前面脈沖響應圖的時間范圍一致，假定中央銀行與家庭有相同的時間偏好，即諄=β=π/R，λ分為（0，1），1，（1，∞）等三個區間，分別取值為λ=0.5，λ=1，λ=2進行分析。本文中非貨幣政策沖擊為技術沖擊，分析技術沖擊引起的社會福利損失。表4顯示，隨著穩態利率的上升，無論是數量型還是價格型貨幣政策，技術沖擊造成的社會福利損失影響較小。相對于數量型貨幣政策，使用價格型的貨幣政策調控經濟時社會福利損失較小。

（三）參數的敏感性測試初始校準值中π，R軍，Θ，β=π/R軍均是基于樣本期內的平均數計算得到，無須進行敏感性測試。其他參數均借鑒李浩等（2007）進行參數敏感性測試，假定上述參數在本文校準值的（-5%，5%）區間內變化，分析這種變動對模型模擬的產出和通脹標準差的影響（見表5）。表5中，數量型和價格型對保持價格粘性的參數ρ較敏感，對其余參數不敏感。數量型下當ρ由0.8075增大到0.8925，產出標準差由0.0643增大到0.1058，通脹標準差由0.0117減小到0.0080；價格型下當ρ由0.8075增大到0.8925，產出標準差由0.0223減小到0.0212，通脹標準差由0.0121減小到0.0047，說明當價格的黏性提高時，通脹的波動減小。上述分析顯示，數量型工具調控下產出和通脹的標準差對參數變動均存在一定程度的敏感度，且產出和通脹標準差對不同參數的敏感度有顯著差異，說明價格型調控受經濟結構性參數的影響較小，較為穩定性。數量型工具的調控易受經濟結構參數變動的干擾，其調控效率降低。因此，從參數敏感性角度看，中央銀行采用價格型貨幣政策工具也優于數量型貨幣政策工具。其他均衡利率下進行敏感性分析仍然得到相似的結論。

四、結論

本文構建動態隨機一般均衡模型分析利率市場化對數量型和價格型貨幣政策的影響。研究發現：均衡利率上升減弱數量型政策調控產出和通脹的能力；減弱了價格型貨幣政策調控產出的能力，但增強了價格型貨幣政策調控通脹的能力。參數敏感性分析發現價格型貨幣政策調控經濟更加穩定。兩種貨幣政策下，均衡利率上升對居民社會福利基本無影響。相對而言，使用價格型的貨幣政策調控經濟時社會福利損失較小。迄今為止中央銀行的貨幣政策操作仍然以數量型貨幣政策工具的使用為主，隨著利率市場化的加速，中國的貨幣流通速度和貨幣乘數穩定性逐步減弱，貨幣供給量的可控性、可測性和相關性都在下降，這些都將制約數量型工具的調控效率。另一方面，隨著中國金融市場改革的逐步深入，利率市場化程度顯著提高，貨幣政策的利率渠道逐漸暢通，利率在貨幣政策制定和對宏觀經濟影響的作用日益凸顯。中央銀行采用利率調控的現實條件在逐漸完善，以利率為代表的價格型貨幣工具對中國經濟的影響在逐步深化。因此，當前情況下應當逐步加大使用利率調控手段，減少使用存款準備金調控，做好數量型向價格型的轉變。

作者：胡小文章上峰單位：安徽師范大學經濟管理學院