金融创新如何影响了中国货币需求的流动性陷阱效应——来自金融理财产品的证据

发布时间：2020-10-31 00:40

　　 本文利用变系数状态空间模型,考察了近年来中国以互联网金融理财产品和银行理财产品为代表的金融创新对货币流动性陷阱效应的影响,主要结论为:(1)货币需求流动性陷阱在中国的确比较显著地存在,其作用机制基本符合投资组合假说,但显著性与货币层次划分密切相关,M2和M1相对显著,而M0则不显著;(2)与成熟市场经济国家不同,金融创新强化而非弱化了货币需求的流动性陷阱效应,这可能与中国金融产品仍不够丰富有关,但互联网金融对货币投机性需求因"功能主序效应"而对流动性陷阱影响不显著,银行理财产品虽然影响显著,但对不同层次货币表现出"结构差异效应";(3)利率市场化改革增强了金融创新对流动性陷阱效应的边际影响,其作用机制是利率市场化改革弱化了金融市场的分割,强化了利率在微观经济主体金融资产组合中的信号作用。本文的政策含义是,面对当前金融风险仍较高和金融稳定任务仍较重的现实,低利率货币政策的效果有限,金融危机期间欧美所采用的数量型非常规货币政策的借鉴意义须充分重视,且货币政策操作应当注意与中国金融结构变迁阶段特征相耦合。
【部分图文】：

采用前文估计策略,为了识别不同形式的金融创新对货币流动性陷阱影响的差异性,我们采取了在式(3)中递进引入FinI和FinB的逐步估计方法,所得结果见图2。(3)图2-1、图2-2和图2-5、图2-6分别为货币量为M1、M2时仅控制FinI和FinB的利率弹性估计结果,图2-3、图2-4和图2-7、图2-8则为货币量为M1、M2时分别同时控制FinI和FinB的利率弹性估计结果。X轴和Y轴分别代表利率从小到大排序的编号和对应的货币需求利率弹性值。SV1、SV1FinI、SV1FinB_3M、SV1FinIB_3M分别为货币量为M1时在基准模型、只控制互联网金融理财产品、只控制银行理财产品、同时控制两种金融创新变量的情形下,货币需求利率弹性的符号。类似的,SV2系列是货币量为M2时,各种情况下货币需求利率弹性的对应符号。

为了获得按利率从小到大排序的货币需求利率弹性值,我们采取以下估计策略:第一,估计变系数状态方程式(1)、式(2);第二,将估计所得的αt的值按利率从小到大排序,产生利率从小到大排序所对应的货币需求函数利率弹性值。所得结果见图1,(2)图1-1至图1-4是利率从小到大排序后一一对应的不同层次货币需求利率弹性时序。对于图1,SV0F、SV1F(SV1FF)、SV2F(SV2FF)分别为M0、M1、M2的利率弹性,图中从左到右阴影部分分别为低、中、高利率区间。首先,从总体平均意义上来看,各层次货币需求利率弹性平均为负且是非线性的,并具有在中低利率水平区间随利率上升而绝对值递减的特征,表明流动性陷阱在一定程度上存在。如图1-1所示,在中低利率区间,无论是M0、M1还是M2,货币需求关于利率的弹性大多为负值,平均值分别为-0.003、-0.02、-0.03,弹性绝对值为0～0.08。也就是说,相较于高利率情形,不同层次货币需求量在低利率的情况下对变动显著的利率更为敏感,这符合流动性陷阱理论的基本预期。但在中高利率区间,M0利率弹性出现了符号为正的现象,说明利率越高,家庭部门持有货币量越多。对于这一现象,有两种可能的解释。一是考察中国不同货币层次的结构内涵,出现利率正弹性的原因可能是,M0反映的主要是交易需求,利率高时,往往是经济过热时期,此时,由于经济周转等的需要,企业的货币需求会不断增加,而M0、M1、M2均包含了这部分交易需求。二是由费歇尔公式,高的名义利率与高的通胀率正相关,而根据卡甘货币需求函数,如果通胀率越高预示着人们对未来通胀率预期的回落,那么实际高通胀率会导致货币需求的增加。为了验证第一种判断,我们分别从M1、M2中剔除M0,并将新的M1、M2作为被解释变量引入空间状态模型,得到图1-2、图1-3所示的利率弹性时序。由图1-2、图1-3可知,剔除M0因素后的M1、M2利率弹性曲线相较于不剔除M0因素的利率弹性曲线均有下移趋势(SV1FF、SV2FF),且利率弹性几乎无正值出现,这符合我们的第一种判断,并进一步证明中国的流动性陷阱在一定程度上是存在的。

图3给出了考虑利率市场化条件下,货币需求利率弹性与利率水平之间的关系曲线。首先,与前文的实证相比,不同类型利率的估计结果确实表现出一定的收敛趋势。图3-1至图3-4分别给出了M1、M2作为货币需求,互联网金融理财产品和银行理财产品作为金融创新代理变量的货币需求利率弹性的估计结果。与前文不考虑利率市场化的相应估计结果对比可知,这种情形下的估计结果对利率类型选择的敏感度有所降低,不同利率的估计结果具有收敛特征。这说明随着利率市场化水平的提高,名义利率与通胀率的正向相关度越来越高,体制内货币市场批发利率水平与民间金融市场的联通效应也越来越明显,这在一定程度上证实了预期结果1的观点。不过,考虑到前后的可比性,下面仍以同业拆借利率为利率指标的估计结果作为分析的基准。SV1FinI、SV1FinIMR、SV1FinB_3M、SV1FinB_3MMR分别为货币量为M1时在只控制互联网金融理财产品收益率为金融创新变量、同时控制互联网金融理财产品收益率为金融创新变量和利率市场化水平变量、只控制银行理财产品收益率为金融创新变量以及同时控制银行理财产品收益率为金融创新变量和利率市场化水平变量的情形下,货币需求利率弹性的符号。SV2系列同理,是货币量为M2时各情形下货币需求利率弹性的对应符号。其次,在剔除利率市场化水平对金融创新的影响后,货币需求的流动性陷阱效应有一定程度的降低,但降低幅度不明显,小于预期结果2的预测。图3-1至图3-4为剔除利率市场化水平对金融创新的影响与不考虑利率市场化水平时的利率弹性时序,通过对比可以发现,在低利率区间,平均来看,在控制利率市场化因素后,货币需求利率弹性的绝对值有所减小,但不是很显著,降低幅度仅为9%,小于预期结果2的判断。对此结果的可能解释是,利率市场化不同于金融市场化,除了利率的市场形成机制外,后者还应当包括金融机构准入制度的放松和金融产品生产监管的放松。按照货币投机性需求的投资组合选择理论,对微观经济主体金融投资组合选择具有重要影响的,不仅是利率是否受外生控制,而且与资产种类的多样化有关。在金融资产种类有限的情况下,放开利率本身对微观投资主体的资产投资组合选择的影响效果仍然是有限的。
【相似文献】

相关期刊论文 前10条

1 李林娟;;网络购物对货币需求的影响研究[J];中国管理信息化;2017年24期

2 王晓静;李倩;;互联网金融的发展对货币需求的影响分析[J];商场现代化;2019年01期

3 李玫;张骜宇;杨理嘉;;网络购物对货币需求的影响研究[J];财经理论与实践;2016年03期

4 张延群;;超额工资、过剩流动性、进口价格与中国通货膨胀因素的量化分析[J];金融研究;2012年09期

5 汪晓亚;物价对利率形成的影响[J];经济研究参考;1999年95期

6 秦天;王雷;;互联网金融理财产品风险分析及发展建议[J];商;2016年19期

7 卿梦琳;刘志敏;贺嘉雯;李志超;;关于“银行宝宝”与余额宝类互联网金融理财产品的差异研究[J];商;2015年12期

8 谢禹绍;郑夏;冯琳;;浅析互联网金融理财产品发展状况[J];智富时代;2017年04期

9 画佳;;基于市场风险视角的互联网金融理财产品研究——以余额宝为例[J];商讯;2020年06期

10 刘宇浩;;关于互联网金融理财产品风险及防范对策的探讨[J];环渤海经济瞭望;2019年02期

相关硕士学位论文 前10条

1 邓玉婷;互联网金融对中国货币需求影响机理及实证研究[D];广东财经大学;2015年

2 高景文;互联网金融理财产品风险防控研究[D];浙江大学;2019年

3 张莹;互联网金融理财产品消费者购买决策影响因素研究[D];西华大学;2019年

4 侯懿轩;京东金融理财产品分析[D];辽宁大学;2018年

5 孔飞;我国互联网金融理财产品的风险控制研究[D];对外经济贸易大学;2017年

6 王淼;互联网金融理财产品风险的量化探究[D];东北财经大学;2017年

7 刘亚茹;互联网金融理财产品用户使用意愿影响因素研究[D];武汉大学;2018年

8 李征;我国互联网金融理财产品的市场风险研究[D];东北师范大学;2016年

9 李梅;互联网金融理财产品风险分析及防范对策研究[D];西北农林科技大学;2016年

10 王衡;利率调控对物价和产出的影响研究[D];上海师范大学;2016年

本文编号：2863221