20世纪90年代金融脱媒对马来西亚货币政策的影响外文翻译资料

20世纪90年代金融脱媒对马来西亚货币政策的影响

Anthony C.K.Tan，Kim-Leng Goh

马来西亚大学经济与管理学院 吉隆坡 马来半岛

摘要

文献中的证据表明，货币政策对实际活动的影响似乎比以前小，而金融脱媒提供了一种可能的解释。自20世纪90年代初以来，马来西亚金融体系的特点是金融脱媒不断加剧。使用1980年1月至2005年4月的季度数据，我们证明，自20世纪90年代初以来，货币传导机制的动态发生了显著变化，金融中介的增加促进了货币传导机制的变化。1990年以前的3:3时期货币政策的有效性较高，但1990年以后的3:3时期给货币政策的实施带来了很大的困难。金融市场上出现的创新导致产出和价格波动性降低。此外，当实际利率被设定为金融脱媒的函数时，实际利率在1990年后3个时期的影响变量中似乎失去了其重要性。然而，本研究并未发现证据支持实际利率通过资本市场直接融资渠道影响实际变量的重要性。

关键词：银行贷款渠道、资本市场、协整、VAR.

一、介绍

货币经济学的现代实证研究强调政策稳定宏观经济的能力。政策的变化对于影响一个经济体的实际活动总量是很重要的。本质上，这需要存在某种形式的名义刚性，这将允许货币政策行动转化为现实变量的变化。因此，一个发达的金融体系对于货币政策的实施是至关重要的。

过去三十年的金融发展，包括资本市场的发展，似乎改变了不发达经济体和发展中经济体的货币政策行为。因此，一些作者特别指出，货币政策对实际活动的影响似乎比以前小。然而，在这一普遍观察的结果中，这种感知变化的原因仍然是一个悬而未决的问题，正如人们常说的那样，影响货币传导机制和货币政策行为的结构性变化实际上可能是非金融性质的。

与间接融资相比，马来西亚的金融体系越来越以市场为基础，因为公共和私营部门越来越依赖直接融资。事实上，从1980年到2005年，从马来西亚资本市场筹集的资金数量显著增加。马来西亚股票交易所26年期新增上市公司的年平均增长率约为20.7%。随着马来西亚资本市场的积极发展，现在大型借款者和投资者有更多的机会进入债务和股票市场。金融脱媒过程——这里的定义是指在满足金融机构融资需求的过程中，金融机构为了资本市场而绕过金融机构的过程变得更加明显。

一方面，公司不再受银行体系对资金的限制。另一方面，人们认识到，即使有更好的信息传播，也可能无法进入资本市场，特别是中小企业。这些中小企业更有可能仍然严重依赖银行系统来满足其融资需求。在马来西亚，银行体系是推行货币传导机制的重要渠道。曼索（2002）的一项研究证实，在马来西亚前亚洲危机期间，银行存款和银行贷款是货币传导机制的重要渠道。遗憾的是，从这一研究来看，金融脱媒的加剧趋势是否意味着货币传导机制的银行借贷渠道的弱化，目前尚不明朗。

除了金融脱媒之外，马来西亚最近可以看到的另一个趋势是，银行系统向家庭部门提供的抵押贷款和消费信贷显著增长。为了应对日益加剧的金融脱媒，银行机构已将其贷款构成从大公司转向中小企业，包括更积极地推销消费者贷款和抵押贷款。不断上升的家庭中长期债务由银行系统提供资金，这表明马来西亚银行借贷渠道的实力可能不会受到损害。

根据Sellon，Jr（2002），上述发现与美国经济一致，在美国经济中，金融脱媒过程所带来的企业借款盗窃很可能被家庭借款的增加所抵消。这意味着，如果不考虑资本市场的发展以及家庭获得更多中长期融资的机会，就无法再对1990年代以来的货币政策进行优化设计和实施。

马来西亚货币传导机制的研究要么集中在传统利率、货币总量上，要么将信贷总量作为货币传导机制的渠道，对货币政策及其影响目标变量的有效性进行分析，可以从更加明确地考虑马来西亚资本市场不断演变的作用中获益。

关于马来西亚货币传导的研究仅侧重于银行贷款（Mansor（2002））或商业银行对私营部门的索赔（Azali和Matthews（1999））等变量，而没有具体提到资本市场发展的特征变量。此外，在马来西亚资本市场发挥越来越重要的作用之后，似乎没有研究明确考虑货币政策对产出缺口的影响。尽管Houghghazali（1998）根据马来西亚的金融化和创新，得出货币政策有效性降低的结论，但这项特别研究评估了银行对投资组合分配的反应，以适应BNM政策利率的变化。研究范围相当有限。

马来西亚还记录了BNM政策利率变化的影响，特别是利率传递到商业银行平均贷款利率的程度。然而，Tee（2001）的近期研究需要进一步审查。尽管在马来西亚，利率传递的程度很快，但可以用来解释对产出缺口的影响，最重要的是，在积极的货币政策冲击之后，产出是否下降，随后是产出持续性的增加还是减少。

本文旨在研究金融脱媒和银行机构金融结构的变化对货币政策行为的影响。特别值得关注的是，是否自20世纪90年代初以来，金融脱媒的加剧改变了货币传导机制的传播。我们的主要目标是得出统计上合理的结论，使我们能够通过强调资本市场活动来判断近年来货币政策的相对有效性。我们希望确定：（1）货币传导机制的动力是否随着1990年代早期发生的结构变化而发生变化；（2）相应时期发生的金融脱媒加剧是否是这种变化的原因之一。

其余部分的组织如下。第二节介绍了数据和数据来源、模型规范以及分析方法。根据两种不同的分析方法，将分析方法分为两个小节。接下来是第二节，我们报告我们的研究结果。最后，在结论部分，我们提出了讨论和评价的结果，包括一些政策建议。

二、研究方法

为了检验我们的假设和命题，我们分析了1980:1到2005:4的季度数据。鉴于90年代初以来资本市场活动明显增加，家庭抵押贷款和消费信贷不断增加，分为两个时期。第一个时期是1980:1到1990:3，第二个时期是1990:4到2005:4。在确定这两个子时期时，通过检查金融脱媒指标所揭示的模式，外部确定了断点1990:3。我们的研究方法包括两个阶段。第一阶段，我们的目标是确定自20世纪90年代初以来，货币传导机制的动态是否发生了变化。为此，我们采用无限制VAR作为分析方法，在第二阶段中，我们引入了一个简单的结构IS模型，以便进一步研究货币传导机制变化的原因，如果有的话，根据第一阶段的结果。目的是确定金融脱媒程度的增加是否有助于马来西亚货币传导机制的动态变化。

第一阶段分析

首先，我们从20世纪90年代初开始，研究资本市场活动增加后，货币传导机制的特征是否发生了变化，为此，我们使用VAR来跟踪这种变化。

在进行VAR估计之前，首先对时间序列变量进行单位根检验，以确定其平稳性。在这些广泛应用的平稳性检验中，公认的传统单位根检验不允许在时间序列中存在结构断裂，因此，由PrRON提出的调整的增广Dickey Fuller（ADF）型单位根检验，适用于全部抽样期和第二个次级期，以说明1998年9月1日马来西亚采用资本管制和钉住汇率制度后可能出现的趋势中断。

因此，考虑了趋势函数的截距和斜率的可能变化，检验单位根存在的零假设的回归是这样的：

其中，虚拟变量DUt和DTt定义为：

断点TB固定在1998:2。

Perron（1989）给出了检验H0:gamma;=1的t统计量的渐近分布。测试的百分位点取决于中断函数TB/n的值。单位根测试的最佳滞后长度由Schwarz信息准则（BIC）确定。一旦变量的统计特性建立起来，就有必要确定变量的特殊特性。如果变量是整体序列或非平稳的，那么在水平上对变量的估计就有可能是虚假的。另一方面，当变量为非平稳变量时，在差异中指定的变量将产生有效的估计，但代价是忽略潜在的、重要的长期关系。

VAR通常有三种规格。首先，VAR可以在不施加任何限制的情况下按级别指定。其次，可以在它们的差异中指定VAR。第四和第三，可以通过VECM指定变量。恩格尔和Granger（1987年）证明，如果所考虑的变量是协整的，即变量之间存在长期均衡关系，那么这些变量之间的动态关系可以用VECM适当地表示。

在我们的研究中，我们通过使用Johansen（1998）对基线和扩展模型的多元协整过程对研究中的变量进行预检验来解决非平稳性问题。在发现协整的情况下，我们将继续在我们的首选风险值规范的水平上估计无限制风险值。VAR模型是常用的，因为这项技术允许研究者解决与货币政策效应相关的同时性问题。货币当局通常会在经济疲软时放松政策，在经济走强时收紧政策，这一事实表明，这种政策对经济状况的内生反应是难以确定政策效果的原因之一。

包含宏观经济变量的向量Xt的演化，我们似乎理解了这些变量的行为，它既依赖于意外的干扰，又依赖于一个系统成分它决定了冲击如何传播到经济的其他部分，应用普通最小二乘法（OLS）得到Ap，用OLS残差的样本方差协方差矩阵估计E。在这项研究中，我们考虑一个包含四个变量的基线风险值。Xt的向量由下式给出，

上述基准VAR提供了对经济的非常简单的描述，但它包含了对任何货币政策讨论都至关重要的最小变量集。然后，将上述基准VaR用一组金融变量进行扩展，以反映信贷渠道在货币传导机制文献中的突出地位。这些变量是（1）数量变量BLT，Mt和Ct和（2）价格变量，DT。我们的增强因子因此为，

如前所述，现阶段的目标是确定是否有统计证据支持（或反对）1990年代初开始的货币传导机制特征的重大变化。为此，我们对两个VAR系统中的估计个体方程进行了研究，i、e基线和扩展变量到周氏断点试验（1960年）。假设误差为独立且分布一致的正态随机变量，在无结构变化的零假设下，F统计量具有精确的有限样本F分布。如果发现与每个子周期相对应的估计的个别方程显著不同，则估计两个子周期的VARs。为了区分1990年前和1990年后3个时期的产出和价格动态，有必要对各个子时期的VAR进行估计。由于变量本质上是简化的形式，因此不可能确定货币政策传导框架变化背后的关键因素。因此，需要涉及结构框架的特定测试。

第二阶段分析

在新凯恩斯主义传统中，货币政策模型以动态一般均衡理论为基础，捕捉优化企业和消费者的前瞻性行为。新凯恩斯主义的一个基准是方程式6，它从投资和资本积累中抽象出以下形式：

(1)

其中ygapt是偏离长期趋势的百分比。

Roldos（2006）认为，新凯恩斯模型的经验表现并不令人满意，必须加入落后因素才能达到合理的拟合。下一节的实证结果证实了这一发现。因此，我们修改了方程（1）包括滞后的内生持续性，以及用滞后的实际利率代替当前的实际利率。基线的规格为方程式，因此采用以下形式：

(2)

方程（2）的估计是通过应用OLS来完成的。鉴于我们正在研究从20世纪90年代初开始的金融脱媒增加的影响，我们扩大了基准，以说明这些最新趋势。为了实现这一点，我们按照Roldos（2006）的方法，将系数alpha;3作为变量F2和F3的函数。

(3)

其中i=2，3。然后对这两个子周期估计扩展的IS方程。其次，通过简单t检验，比较了主系数alpha;31的敏感性。系数alpha;31表示实际利率弹性，这一指标将作为近年来检验马来西亚货币政策有效性的指导。

在我们的模型规范中，序列相关的可能存在会导致低效估计和标准偏差。为了解决这个问题，我们还通过将滞后长度的个数增加到2来重新估计IS方程。此外，我们可以通过检查模型中较长滞后长度的动态性来进行进一步的分析。方程（2）和（3）的说明现在采用以下形式：

(4)

(5)

其中i=2，3。方程（4）和（5）中重新估计的实际利率弹性分别由beta;31 beta;32和beta;31，i beta;32，i给出。在扩展式中，反映实际利率与金融脱媒措施相互作用效应的重新估计系数为（beta;41，i beta;42，i）式（5）。最后，我们采用F系数约束检验来确定实际利率弹性，以及反映实际利率与金融脱媒措施相互作用效应的系数是否具有统计学意义。

三、结果和数据分析

1980年至2005年期间使用两个指标比率衡量的金融脱媒趋势正在上升。这一比率自1990年的1:3以来一直处于较大的不稳定状态，表明1990年代开始的金融摩擦可能会减少，因此，1990年后的1:3时期的特点是资本市场活动增加。

第一阶段结果

在本研究中，变量的积分顺序是通过广泛应用的Dickey-Fuller（ADF）以及Phillips和Perron（PP）单位根检验来确定的。全样本的单位根检验结果在我们的预期之内。在全样本期间，除ygapt、ygapft、F2t和F3t外，ADF和PP测试都不能证明水平变量中存在单位根。然而，对第一差分的检验表明，在1%的水平上，对零假设的强烈拒绝，这意味着这些变量是第一差分平稳的，即它们是一阶i（1）的积分。这两个子时段的时间序列属性保持相同。

另一方面，变量ygapt、ygapft、F2t和F3t在水平变量上似乎是平稳的，即在整个采样周期内存在零阶积分i（0）。对于单独的子周期，单位根检验的结果似乎对变量F2t和F3t是混合的。具体地说，对于第一个子周期，ADF检验建议F2t和F3t的第一个差异是平稳的。但是，PP检验则表明了不同的结果。尽管如此，关于F2t和F3t的第二个子周期的结果是一致的，即它们是i（0）。根据Choi（1992），在有限的样本中，PP检验比ADF检验更有效。事实上，在我们的研究中，PP检验能够在ADF检验的结果被认为是显著的的一些情况下，推翻零假设。为了进一步分析感兴趣的变量，我们将在今后的研究中依靠PP试验的结果。

Johansen协整检验的结果表明，在1%显著性

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