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利率與貨幣政策范文1
當前我國正值金融改革時期，利率市場化改革順應漸進式發展的趨勢呈現出新的發展局面?；诶试?a href="http://www.www-68455.com/haowen/235257.html" target="_blank">貨幣政策傳導機制中的影響作用，構建時間序列數據模型來測定利率市場化與貨幣政策有效性之間的關聯性?；貧w結果顯示，從長期來看不完全的利率市場化將阻礙貨幣政策有效性地發揮，由此提出推進我國利率市場化的進程的相關政策建議。
關鍵詞：
利率市場化；貨幣政策傳導；貨幣政策有效性；實證分析
一、貨幣政策對經濟增長的主要作用途徑
第一，利率傳導途徑。隨著凱恩斯《通論》的面世以及宏觀經濟分析模型IS-LM模型的建立，使得利率傳導機制正式受到學術界的關注。該理論認為，在貨幣政策傳導中，利率發揮著中間樞紐的作用。擴大貨幣供應量導致較低的實際利率，從而增加投資，最終導致產量增加。涵蓋消費和投資兩個層面的該傳導過程是對實際利率水平到總產出的作用過程的擴充。
第二，信貸傳遞途徑。伯南克研究顯示，在貨幣政策傳導的過程中，信貸途徑的傳遞也可以對國民生產總值產生作用，即便沒有通過利率傳導途徑的作用。信貸傳導的基本途徑可以表示為:貨幣供應量的增加會擴大貸款供應引起投資的增加，并最終擴大總產出。在金融市場不發達的前提下，信貸傳遞渠道能夠發揮重要作用。
第三，資產價格傳導途徑。莫迪利亞尼對此傳導渠道提出了新的觀點，作出新的詮釋。他們對資產的相對價格與真實經濟間的相關性做出了突出解釋與說明。資產價格傳遞的基本途徑再次可以表現為：貨幣供應量的增加會帶來實際利率的下降，從而導致資產價格下浮，帶來投資的增加，最終增加總產出。第四，匯率傳遞途徑。該匯率傳導理論的主要觀點是，貨幣政策的使用會調節一國的利率水平，進而對匯率產生沖擊，匯率的變動帶來一國貿易的改善或惡化，從而對一國的產出水平帶來影響。它的基本傳遞途徑可表示為：擴大貨幣供應量會降低實際利率水平，進而導致匯率的下降，從而減少凈出口量，引起總產出的增加。
二、利率與貨幣政策傳導機制
2012年6月8日，存款利率首次上浮，利率市場化改革因開啟存款利率浮動上限而發生了本質的進展。貨幣政策利率渠道的傳導過程為：貨幣政策的作用對市場利率水平產生影響，進而帶來消費和投資經濟主體行為的變動，從而最后引起總產出的變化。從這個傳導過程來看,要想使利率傳導渠道發生作用，對貨幣供應量進行的調節必須要能影響到真實利率，實際利率的變動要能進一步影響市場以及消費和投資，最終影響社會總產出的調節以使貨幣政策在這一過程中逐步顯現出效果。央行要想有效的影響真實利率，需要有一個發達的成熟的貨幣市場，使得央行制定的利率能夠充分地反映市場的供求關系。從長期來看,當央行存貸款利率發生變化時，銀行間同業拆借利率也會相應出現波動，并且二者波動的總體趨勢相同。但是短期內，就幅度與頻率來看，后者的波動性要遠遠高于前者。同業拆借利率的波動并不總是與央行利率保持正向一致的波動趨勢，很多情況下它與央行利率的波動呈反向相關關系。從二者波動的差異性可以看出長期內，央行利率的調節能夠一定程度地反映真實利率，但在短期對真實利率的影響力則較弱。此外，從央行調節利率對投資支出帶來的影響效果來看，我國貨幣政策傳導機制中的利率傳導過程不通暢。
三、貨幣政策有效性的實證分析
1.變量選取和數據整理宏觀經濟變量選取國內生產總值GDP進行衡量，貨幣政策調控則選取金融機構一年期貸款利率LR、狹義貨幣供應量M1、外匯儲備FR三個變量。金融機構一年期貸款利率表示貨幣政策的價格調控工具，狹義貨幣量則代表貨幣政策的數量調控工具。而間接采用外匯儲備而非人民幣匯率本身來衡量是因為人民幣匯率受到過多的政府管理，無法充分反映中國對外經濟交往的全面情況。而外匯儲備的波動卻更能反映我國在與外國貿易往來以及經濟交往中，匯率實際水平變動的情況?；?003-2013年的數據，運用Eviews7.2軟件，采用ADF檢驗法，Granger因果關系檢驗法，Johansen協整檢驗法和誤差修正模型ECM，最終建立了一年期金融機構貸款利率對國民生產總值的協整方程。在建模時，原先的數據采取對數變化的處理形式以消除異方差對建模的影響。
2.貨幣政策有效性的實證檢驗過程
⑴單位根檢驗。對DLGDPSA、LR、DLM1、DLFR四組數據進行單位根檢驗，ADF檢驗結果如下：
⑵因果關系檢驗。通過Granger因果關系檢驗方法來檢驗LR、DLM1、DLFR與DLGDPSA之間的因果關系。檢驗結果如表2所示：驗結果表明，金融機構一年期貸款利率、狹義貨幣量和外匯儲備與國內生產總值數據序列之間的因果關系均成立。⑶協整分析。協整分析研究的是變量之間穩定的一種動態的長期均衡關系。本文采用“Johansen協整檢驗”，結果如下表所示：表3的檢驗結果表明，在5%的置信水平下數據序列之間存在著標準化協整關系，其表現見公式1。如公式（1）所示，一年期貸款利率每變動一個單位，將分別引起國內生產總值當期變動0.8390個單位，滯后2期反向變動0.8459個單位。這種結果表明，利率的上漲對經濟增長有一定的減緩作用且通常二者間的變化存在一定時滯。在我國的貨幣政策中，利率的上升在同期會對經濟的增長產生正向的促進作用，在滯后2期時，利率變化對經濟增長的影響又回歸到與原本的經濟理論相符合的狀態。當貨幣供應量變動一個單位時，滯后2期、3期和4期的國內生產總值將分別變動0.1675、0.1662、0.1012個單位，這表明，貨幣供給與經濟增長之間的正相關關系在于貨幣供應量的增加可以促進經濟的增長。外匯儲備每增加一個單位，將帶來國內生產總值增加0.1756個單位。⑷誤差修正模型。通過以上協整方程的建立，我們得出協整方程來表示這些變量之間的長期均衡關系，但是從短期來看，變量間的關系可能會失衡，因此，為了提高貨幣政策有效性模型的精確度，可以建立有約束的向量自回歸VAR模型，即誤差修正模型。將協整方程（公式1）的殘差序列作為誤差修正項以校正殘差序列，令ECMt=u，來建立相應的誤差修正模型，如公式2所示。公式（2）直觀地表明了短期內變量波動的影響。在短期，金融機構一年期貸款利率、貨幣供給量和外匯儲備的變化對經濟增長的影響與長期保持基本一致的關系。反映在誤差修正系數的大小調整，從長期均衡偏離模型。從系數估計值反映出系統調節模型至均衡狀態的能力強弱。由此我們可以看出，在模型短期波動偏離了長期均衡的情況下，系統會憑借0.9%的強度大小使非均衡狀態經過調節回歸到均衡時的狀態。
3.實證結論
第一，2003至2013年，我國貨幣政策的運用取得了一定的效果，對我國經濟的持續快速增長起到了促進作用，從國內生產總值這個被解釋變量與多個解釋變量間的正向相關變動可以看出；
第二，從長期來看，貨幣供給量M1與經濟增長GDP間有著均衡且穩定的關系，滯后2期、3期和4期的長期彈性系數分別為0.1675、0.1662、0.1012，表明長期中貨幣供應量每增加1%，滯后2期、3期和4期的國民生產總值將分別增加0.1675%、0.1662%和0.1012%，說明在長期中貨幣供應量的增加為有效的貨幣政策的實施；
第三，從長期來看，國內生產總值對一年期貸款利率的彈性系數為0.8390，說明利率當期便能對經濟的增長產生正向影響。這種異常情況的發生可能是由不完全的利率市場化造成的。貨幣政策調控中使用的利率并非完全市場化的利率，其波動仍受到較大程度上的政府管制，導致當期貸款利率的降低無法促進經濟增長；而在滯后期，利率水平的變化對GDP的影響又回歸到正常且這種回歸程度正好修正了當期的不合理情況。因此，要想充分發揮貨幣政策的有效性，務必努力推進利率市場化的進程。
四、政策建議
第一，正確處理政府與市場的關系，使得真正意義上的"金融分權”得以實現。將政府作為調控與領導的主要載體，處理好政府與市場的關系，促進資本市場與貨幣市場間的良流，協調各部門的利益關系。央行對法定存款準備金率以及信貸規模的調控模式應當經逐步過渡而達到貨幣市場價格調控模式。銀監會、保監會和證券會也應當形成貨幣市場的監管框架，來共同推進貨幣市場的發展。
第二，充分運用現代信息技術優勢，彌補我國貨幣市場建設起步晚的劣勢。發達國家的金融發展經驗表明，一個成熟的金融市場需要一個強大的基礎經濟制度為支撐。就我國來看，社會主義市場經濟體系建設起步晚。作為市場基準利率基礎設施的貨幣市場，還需要加強對市場參與者、信息透明度的有效監管?；ヂ摼W技術的快速發展為貨幣市場在技術上提供有效的支持。
第三，規范貨幣市場產品的宣傳，增強貨幣市場的公眾認知度。要想發揮市場基準利率在貨幣市場中的引導作用，一方面，應完善市場信息機制，便捷金融機構專業人士以及相關研究人士獲取研究數據的途徑。另一方面，應加強引進與培養貨幣市場的專業人才，進而使從業人員的綜合素質得到提升。第四，適時建立金融機構市場化退出機制、為利率市場化提供良性競爭機制。在經濟不斷發展的過程中，利率市場化的持續推進必將帶來一系列改革的實施，各金融機構為了提升自身實力與競爭力也必將進行相應地整改以優化制度、擴大盈利，他們之間的競爭也因此而日益激烈。作為防范系統性風險的金融部門的關鍵支撐，適時建立合理可行的金融市場化退出機制逐漸發展成為至關重要的一個環節，在利率市場化改革的政策框架中發揮著不可或缺的作用。
參考文獻
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利率與貨幣政策范文2
我國匯率制度彈性與貨幣政策的獨立性
――基于1994年1月―2011年9月數據的實證研究收稿日期：2012-01-12
作者簡介：蘇華山（1981-），男，江蘇徐州人，北京大學經濟學院博士生，南京財經大學經濟學院講師，研究方向為宏觀經濟理論、勞動經濟學。
蘇華山
（北京大學，北京100871）
摘要：使用月度數據實證分析1994年以來我國貨幣政策的獨立性，并探討2005年匯率制度改革對貨幣政策獨立性的影響可發現：以短期存款利率代表官方利率，以同業拆借利率代表市場利率，分析兩種國內利率對于世界利率的敏感程度，結果表明官方利率獨立性較強，而市場利率獨立性很弱。匯率制度改革以后，兩種利率獨立性大幅提高；鑒于兩種國內利率都有缺陷，對貨幣供給量對國外利率的敏感性進行研究，其結果表明貨幣政策具有中等的獨立性，匯率制度改革后貨幣獨立性顯著提高；通過分析貨幣與外匯儲備的關系，可發現沖銷操作仍發揮重要作用。
關鍵詞：匯率制度；改革；貨幣政策獨立性；利率
Flexibility of China’s Exchange Rate Regime and Independence of Monetary Policy
- An Empirical Research Based on 1994―2011 Monthly Data
SU Huashan
(Peking Univeristy, Bejing 100871 China)
Abstract：The paper empirically analyzes China’s monetary independence with monthly data since 1994, and discusses the impacts of the 2005 exchange rate regime reform on the monetary policy independence. China’s official and market interest rates are represented respectively by shortterm deposit interest rate and interbank offered rate. According to the sensitivity of the two domestic interest rates to the world’s interest rate, official interest rate is independent while market interest rate is not. After the exchange rate regime reform, both interest rates are more independent than ever. Since both are imperfect, the paper studies the sensitivity of monetary supply to foreign interest rate. The result shows that monetary policy is moderately independent, while much more independent after the 2005 exchange rate regime reform. By analyzing the relation between currency and foreign exchange reserve, it is found that the sterilization operation still plays an important role.
Key words：Exchange rate regime; reform; monetary policy independence; interest rate
一、引言
自1994年人民幣匯率并軌以來，我國官方宣布實行管理浮動匯率制，規定人民幣對美元的匯率每日波幅為±03%，允許匯率浮動的區間很窄。如圖1所示，事實上，長期以來人民幣匯率的實際波幅遠小于±03%，尤其是1998年東南亞金融危機之后，人民幣完全釘住單一美元，波動接近于0。2005年7月21日，我國宣布實行匯率制度改革，與改革之前相比，官方公布的每日匯率波幅仍為03%，然而，根據每日匯率波動數據，波幅明顯增大，時常能夠達到03%的區間上下限。2007年5月央行將人民幣匯率波幅擴大為±05%，匯率波動也時常達到05%的上下限，自2005年至今，人民幣對美元已累計升值23%。因此，盡管改革前后，官方宣布的匯率制度并無太大變化，然而，如果根據事實的（de facto）判斷標準，可以認為人民幣匯率制度的彈性有所提高，但仍與美元保持非常緊密的聯系。
來源：根據IMF的國際金融統計數據繪制
圖11994年1月―2011年10月人民幣匯率變動情況根據“不可能三角”理論，資本自由流動、匯率穩定和獨立的貨幣政策三者不能共存，最多只能實現其中兩者的組合。近年來，我國對資本管制逐漸放松，跨國資本流動增加，根據“不可能三角理論”，在我國的匯率制度下，理論上貨幣政策的獨立性受到很大限制。此外，匯率制度改革之后，匯率浮動區間增大，理論上貨幣政策獨立性應有所改善。然而，這只是一種大體的判斷，由“不可能三角”理論并不能精確地得出我國貨幣政策的獨立性強弱，理由如下：1“不可能三角”理論闡述三種極端狀態不能共存，但對于各種中間狀態，無法準確判斷。我國資本處于部分管制狀態，既非完全流動，也非完全管制；匯率制度既不是貨幣局式的硬固定，也不是完全浮動，匯率制度改革前后，盡管彈性有所變動，但都屬于中間匯率制度。根據Frankel(1999)提出的“半獨立、半穩定”的可能性，我國貨幣政策應該處于部分獨立的狀態，但獨立性如何，無法精確判斷。2“不可能三角”理論源于蒙代爾―弗萊明模型，該模型的結論最適用于小國。我國作為全球第二大經濟體，總產出、國際貿易、外匯儲備規模都很龐大。雖然我國貨幣不是可兌換貨幣，但是，并不能將我國當做典型的小國來分析。因此，“不可能三角”可能對我國并不完全適用。匯率改革之后，我國匯率彈性增加，但彈性仍然有限，對貨幣政策獨立性有無改善，或者有多大改善，也無法直觀判斷。
需要通過實證研究的方法，才能更準確地得出上述問題的結論。本文使用1994年―2011年的月度數據，從利率的獨立性和貨幣供給量的獨立性兩個方面，考察我國貨幣政策的獨立程度，并進一步分析2005年匯率制度改革是否影響貨幣政策的獨立性。
二、文獻綜述
根據傳統的觀點，在資本完全流動的情況下，采取固定匯率制，則本國利率必須追隨世界利率，以保持匯率穩定，所以本國利率對世界利率是高度敏感的。在浮動匯率制下，則可以通過調節國內利率，調控國內的需求和就業。所以，匯率制度彈性越小，則貨幣政策的獨立性越差。然而，也有一些研究提出，對于新興市場而言，由于政府缺乏公信力、通貨膨脹的高度傳遞、貨幣替代、外幣債務等問題，因此，這些國家普遍存在“浮動恐懼癥”（Hausmann et al 2001; Calvo 和Reinhart, 2002）。無論這些國家的政府宣稱采取怎樣的匯率制度，都無法采取獨立的貨幣政策。Shambaugh (2004)進一步提出了資本開放與貨幣獨立的兩難困境，對于新興市場而言，只有在封閉的情況下，才能獨立實行貨幣政策。然而，因為這些國家已經實現了資本自由化，所以，很難實現獨立的貨幣政策。即使它們采取浮動匯率制度，也無法有效抵抗國外的沖擊。在浮動匯率下，由于存在風險溢價，且風險溢價受到國際利率的影響，與固定匯率制相比，國內利率對國際利率更加敏感（Frankel et al 2002）。
在實證研究方面，一部分文獻的結果與三元悖論不一致。例如，Frankel (1999)研究了20世紀90年代拉丁美洲國家的匯率制度和貨幣獨立性，結果是，采取釘住匯率制的國家，與中間匯率制或浮動匯率制國家相比，其貨幣政策的獨立性并沒有表現得更差。Hausmann（1999）的研究結果顯示，在1997―1999年間，采取釘住匯率制的阿根廷，其貨幣政策的獨立性反而高于采取浮動匯率制的墨西哥。然而，另外一部分文獻卻又在一定程度上驗證了三元悖論。例如，Frankel(2002)使用PSS方法研究了90年代20個發展中國家和工業化國家，探討對國外利率沖擊的反應的調整速度是否一致，結果表明在長期內，無論采取怎樣的匯率制度，對國外利率的反應都是完全的。但是，在短期內，采取浮動匯率制的國家對國外利率的反應較慢，表明浮動匯率制下貨幣政策獨立性較強。Shambaugh (2004)在考慮資本管制和其他控制變量的基礎上，采取協整的方法，證實采取釘住匯率的國家，貨幣政策獨立性更差。Borensztein et al (2001) 表明在實行固定匯率制的香港，其利率對美國利率的敏感性遠大于實行浮動匯率制的新加坡。
上述研究結果表明，匯率制度與貨幣政策獨立性之間，并無穩健一致的結論。但是，這些研究成果卻表明了，發展中國家（尤其是新興市場）具有一些不同于發達國家的特征，對于這些國家而言，照搬“三元悖論”等傳統觀點，結論可能存在嚴重偏差。就中國而言，是不是也存在上述新興市場的兩難困境？在缺乏彈性匯率制度下，貨幣政策獨立性如何？2005年匯率制度改革后，是否能夠提高貨幣政策獨立性？目前，國外對于我國這些問題缺乏系統的研究，接下來對國內有關研究的情況進行概括。
龔剛和高堅（2007）構造了一個針對中國的特別的模型，試圖從理論上闡明，未來資本完全開放之后，通過人為的限制措施，使金融資產之間不可相互替代，這樣既可以維持固定匯率制、又能保持貨幣政策的獨立性。然而，即使這個結論能夠成立，這些人為的限制措施是否可行也值得懷疑，因為這將降低金融市場交易的效率，所造成的福利損失可能是巨大的。鄧永亮和李薇（2010）使用1996年―2008年季度數據，實證研究表明我國貨幣政策主要通過貨幣渠道起作用，增大匯率波動彈性，能夠減少貨幣供應量，增強貨幣政策有效性。然而，此文使用的是實際有效匯率而非名義匯率，因此，所論述的匯率彈性不是標準意義上匯率制度的彈性，也沒有探討匯率制度的變化對貨幣政策獨立性的影響。孫華妤（2007）研究了匯率制度改革之前，我國采取釘住匯率制時，貨幣政策的獨立性。其他文獻則主要使用“三元悖論”進行一些定性分析和統計分析。
三、理論分析
（一）利率獨立性理論模型
目前，國外分析貨幣政策的獨立性，大多都是根據利率平價條件，分析國內利率對國外利率變化的敏感程度，以判斷貨幣獨立性的強弱。這是因為，20世紀90年代以來，發達國家更多地采用利率作為貨幣政策的中介目標。之所以較少采用貨幣供給量指標，是因為貨幣供給量具有多個層次，難以確定哪個層次能夠更好地代表貨幣政策。而且，在金融創新層出不窮的情況下，貨幣供給量的統計難度提升，準確度下降。所以，對于這些國家而言，利率的升降更能準確的代表其貨幣政策的走勢。利率平價條件如（1）式所示，其中it表示國內利率，i*t表示國際利率，Et(et+1－et)表示預期名義匯率變動，δt表示國家風險升水。在完全固定的匯率制度下，預期匯率變化為0。如果風險升水恒定不變，則國內利率與國際利率的變化完全一致。
it=i*t+Et(et+1－et)+δt（1）
根據上述原理，為了檢驗國內利率對國際利率的敏感性，可以構造如下計量方程式：
it=α+βi*t+εt（2）
根據（2）估計出的參數β越大，則說明國內利率對國際利率的變化越敏感，貨幣政策的獨立性越差。在資本完全流動的情況下，一國實行固定匯率制，如果國內外資產的風險狀況相同，那么資本的跨國套利行為將使國內外利率變化完全相等，即β=1。在浮動匯率制下，國外利率變化時，由于名義匯率可以立即變動，吸收了部分或全部的沖擊，所以理論上β較小，甚至接近于0。
然而，（2）式僅考慮了國內利率對于國外利率沖擊的反應，沒有考慮利率對于國內經濟的反應。對于資本管制的情形，由于貨幣政策未完全失去獨立性，因此，央行仍然會根據國內的產出、失業和通貨膨脹等情況的變化，調整貨幣政策。鑒于此，在（2）式的基礎上，用產出缺口代表國內的經濟狀況，將其也列為解釋變量，可得（3）式。其中，yt表示實際產出，y*表示潛在產出，yt－y*表示產出缺口。
it=α+β i*t+φ (yt－y*)+εt（3）
根據奧肯定律，產出缺口和失業率同向變動，因此，也可以用失業率代替產出缺口。此外，根據菲利普斯曲線，通貨膨脹率與失業率反向變動，所以，又可以用通貨膨脹率代替產出缺口，模型變為（4）式，πt表示通貨膨脹率。由于我國產出的月度數據難以獲取，失業率的數據質量不高。而通貨膨脹率的月度數據完整，質量較高，因此，用（4）式作實證研究可行性更強。當然，由于所用利率為名義利率，所以，通脹率還通過費雪效應影響利率?？傊?，通脹率能夠較好的起到控制變量的作用。
it=α+β i*t+φ πt+εt （4）
（二）我國利率對貨幣政策的偏離
盡管在國外的研究中，利率變動能夠很好地代表貨幣政策的走勢，可以用利率的獨立性代表貨幣政策的獨立性，但是，由于我國沒有完全實現利率市場化，利率變動能否代表貨幣政策，還需仔細斟酌。我國官方基準利率由央行制定并下達執行，經常滯后于貨幣政策走勢，可能偏離貨幣的真實供求關系，甚至出現利率和貨幣供給量同向變化的情況，可以稱為利率與貨幣政策的偏離。利用非市場化的利率研究貨幣政策獨立性，結果是不準確的。例如，當國際利率上升時，為了維持匯率穩定，央行通過提高準備金率或者公開市場操作回籠資金，減少了貨幣供給，但是，卻保持官方利率不變，這種情況在中國經常出現。由于貨幣供給減少，市場利率上升。除了銀行存貸款之外，其他金融工具的利率市場化程度較高，如銀行同業拆借市場、回購市場、債券市場、民間借貸市場等。一部分資金從銀行流出到上述國內金融市場，另一部分資金流到國外，但規?？赡苡邢?。
如圖2所示，在國外利率沖擊下，官方利率不變，或變化滯后，但是，貨幣供給量變化以及國內市場利率的變化，仍可以維持匯率穩定。
圖2國外利率沖擊下的一種干預的情形基于上述分析，同業拆借利率、回購利率等市場化程度較高的利率（以下簡稱市場利率）更能反映央行貨幣政策的動向。分析這些市場化的利率對國外利率的敏感程度，能夠更準確地得出我國貨幣政策獨立性的狀況。在下文的實證研究中，將分別研究官方利率和市場利率的獨立性，通過對比，驗證上述假說。
（三）貨幣供給量獨立性理論模型
現階段我國仍以貨幣供給量作為貨幣政策的中介目標，與市場化較低的利率相比，貨幣供給量能夠更好的代表我國的貨幣政策走勢。所以，可以用貨幣供給量的自然對數mt代替（4）式中的國內利率，得出（5）式：
mt=α+β i*t+φ πt+εt （5）
用貨幣供給量對國外利率的敏感程度進一步檢驗我國匯率制度的總體獨立性，并分析匯率制度改革對貨幣獨立性產生的影響。至于通脹率與貨幣供給量之間可能存在的反向因果問題，則可使用工具變量法解決。
四、實證研究
（一）數據來源與描述
本文采用月度數據進行實證研究。月度數據具有兩方面的優點：一方面，與年度或季度數據相比，數據頻率較高，樣本容量較大，能夠提高計量分析的質量。另一方面，和日數據相比，能夠排除短期噪音的干擾。其中，國內利率、貨幣供給量、外匯儲備數據來自于北京大學CCER經濟金融數據庫，其他的數據來自于國際貨幣基金組織的IFS數據庫。以3月期活期存款利率i1和7日銀行間同業拆解利率i2代表國內的利率水平，以美國短期國債利率i*代表世界利率，以月CPI同比增長率代表通貨膨脹率π。銀行間7日同業拆借利率的樣本區間為1996年1月至2011年9月。其余變量的樣本區間均為1994年1月―2011年9月。
（二）變量的平穩性檢驗
為了避免偽回歸和統計檢驗的失效，在對時間序列數據進行估計之前，需要檢驗各變量的平穩性。i1和i2分別表示中國3個月期存款利率和銀行間7天拆借利率，i*表示美國短期國債利率，π是以CPI同比增長率表示的通貨膨脹率，m表示狹義貨幣供給量M1的自然對數， res表示外匯儲備的自然對數。下面使用ADF和KPSS兩種方法檢驗各變量是否平穩，如兩種檢驗結果至少有一種是平穩的，則將該變量作為平穩變量處理。如果兩種檢驗結果都不平穩，則認定該變量不平穩，進一步對其差分進行檢驗，以確認其是否為1階單整序列。根據Schwert的建議，最大滯后階數pmax=12(T/100)1/4，本研究中樣本容量T為213，因此最大滯后14階。然后，根據AIC、SBIC和HQIC等信息準則，在1~14階之中綜合確定最優滯后階數。檢驗結果如表1所示，除外匯儲備res為1階單整之外，其余變量均為平穩序列。
表1變量的平穩性檢驗
變量檢驗形式（c, t, p）ADF單位根檢驗KPSS平穩性檢驗是否平穩i1（c, 0, 4）拒絕單位根假設*拒絕平穩性假設***平穩#Δi1（0, 0, 3）拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩i2（c, 0, 8）拒絕單位根假設*拒絕平穩性假設***平穩#Δi2(0, 0, 6)拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩i*(c, t, 8)拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩Δi*（0, 0, 3）拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩π(c, 0, 13)拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩m（c, t, 12）拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩Δm（c, 0, 14）拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩res(c, t, 3)不拒絕單位根假設拒絕平穩性假設***不平穩Δres（c, 0, 3）拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩說明：前綴Δ表示變量的一階差分，檢驗形式（c, t, p）中的三項分別表示常數項、時間趨勢和滯后階數。***表示在1%水平拒絕原假設，**表示在5%水平拒絕原假設，*表示在10%水平拒絕原假設。如最后一列標上#，表示只有一種檢驗認定該變量平穩。
（三）國內利率對國外利率的敏感性
1GMM估計
對上文中的（4）式進行估計，以分析我國的利率究竟對國外利率更敏感，還是對國內經濟變動更敏感。因為模型中所有變量都是平穩的，所以，可以直接對其進行GMM估計。美國利率i*和通脹率π之間的相關系數為022，所以，不存在明顯的共線性問題。模型可能存在的問題是內生性問題。從理論上講，因為中國和美國存在緊密的經濟貿易聯系，那么，一些遺漏變量可能導致國外利率i*t可能與擾動項相關。如果存在內生性問題，則估計的結果是不一致的。為了解決內生性問題，選擇美國廣義貨幣供給量USM2，及其1-4階滯后項作為美國利率的工具變量。因為美國貨幣供給直接影響美國利率，與美國利率相關性很高，但是，不會直接影響中國利率。
美國利率i*與USM2及其1-4階滯后項的相關系數都為 -077，相關性很高。同時，使用Durbin-Wu-Hausman檢驗，在1%水平拒絕原假設，表明i*確實存在內生性問題。接下來，使用GMM方法進行估計，當存在異方差時，GMM方法更為有效。以i1作為因變量時，對總樣本估計之后，進行過度識別檢驗，Hansen J統計量的p值為068，以i2作因變量時，Hansen J統計量的p值為1，不拒絕所有工具變量均為外生變量的假設。綜上所述，工具變量的選取是恰當的。
此后，用同樣的方法，再估計匯率制度改革前后的兩個子樣本，比較匯率彈性增加后，貨幣政策的獨立性是否增強。根據圖1，謹慎起見，將改革前子樣本的區間定為1997年1月―2005年7月，改革后子樣本的區間為2005年8月―2011年9月。估計結果如表2所示：
表2利率獨立性的GMM估計的結果
解釋變量總樣本改革前改革后i1估計值i2估計值i1估計值i2估計值i1估計值i2估計值常數項098***-162***092***-256***162***168***i*032***145***035***173***-002-005π018***006***007***067***019***029***說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。
上述6個估計的F檢驗表明，方程總體上都是顯著的。擬合優度R2分別為077、025、023、013、073和072。t檢驗表明，匯率制度改革，國外利率的系數不顯著，且估計出數值接近于0，Wald檢驗不能拒絕系數β=0的原假設。其余所有參數在1%水平下均顯著。
2估計結果分析
首先，從總樣本的估計結果來看，使用官方利率和銀行間同業拆借利率，估計結果存在明顯的差異。以官方利率i1作因變量時，i*的系數為032，數值遠小于1，表明總體而言我國官方利率的獨立性較強，同時，對π的系數為018，這表明官方利率對國內經濟波動做出積極的反應。然而，以同業拆借利率i2作因變量時，i*的系數高達145，同時，π的系數僅為006，幾乎接近于0，表明市場化的利率對世界利率的變動極為敏感，但對國內經濟波動不敏感，該利率的獨立性很弱。這初步驗證了第二部分的假說，官方利率市場化程度低，滯后于真實貨幣政策，甚至于貨幣政策走勢相反。官方利率獨立性強，并不能充分表明我國貨幣政策獨立性強。如果用市場化程度較高的同業拆借利率代表貨幣政策的真實走勢，那么，可以說，我國貨幣政策的獨立性很差，唯美國利率馬首是瞻，幾乎不能用于調控國內經濟。
其次，根據匯率制度改革前的子樣本的估計結果，兩種國內利率對世界利率的敏感程度也存在顯著差異，前者獨立性較強，后者對世界利率極為敏感。i*的系數都大于總樣本，這表明，在完全釘住美元的匯率制度下，貨幣政策獨立性較差。此外，官方利率對國內經濟敏感程度很弱，表明改革前官方利率盡管具有一定的獨立性，但利率工具并未很好的用于調節國內經濟波動。而銀行同業拆借利率對國內經濟波動較為敏感，表明貨幣政策仍能夠用于調控國內經濟。兩種利率之間的差異，潛在的反映了官方利率與貨幣政策走勢的偏離。
再次，根據匯率制度改革前的子樣本的估計結果，在以i1和i2作因變量的估計中，i*的系數很小，統計上不顯著，且不能拒絕等于0的假設。這表明，匯率制度改革后，我國的兩種利率獨立性大幅提升，幾乎完全獨立于世界利率。同時，兩種國內利率對國內經濟波動的敏感度差異縮小了，表明官方利率與貨幣政策走勢背離的情況得到了改善。總而言之，改革前后的子樣本估計結果表明，匯率制度彈性的增強顯著地提升了我國利率的獨立性。
（四）貨幣供給量對國外利率的敏感性
為了克服利率市場化不足的缺陷，接下來，直接使用狹義貨幣供給量的自然對數作為因變量，使用上文（5）式的模型進行估計，解釋變量和上文中的利率獨立性分析中相同。在原有工具變量的基礎上，由于貨幣供給量與通脹率之間存在反向因果關系，所以，通脹率可能與誤差項相關。將通脹率的1-5階滯后項也作為工具，根據經濟理論，貨幣供給不會影響過去的通脹率，同時，通脹率與其各階滯后項之間的相關系數在095以上，所以，可以用通脹率滯后項作工具變量。總樣本的過度識別檢驗p值為091，表明工具變量與誤差項不相關。估計結果如表3所示：
表3m獨立性的GMM估計的結果
解釋變量總樣本改革前改革后估計值標準誤估計值標準誤估計值標準誤常數項1271***0091167***0061230***003i*-049***002-023***002-017***001π-001*000001001002***001說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。
從總樣本來看，各參數統計上均顯著，國外利率和通脹率的參數為負，符合理論預期，即國外利率上升時，表示貨幣緊縮，國內也隨之減少貨幣供給量。通脹率上升，經濟過熱，也應該緊縮貨幣。然而，從參數的大小來看，平均而言，世界利率每提升1%，我國狹義貨幣供給量緊縮049%，根據費雪方程式和貨幣數量方程，假設實際利率、總產出和貨幣流動速度不變，如果利率完全市場化，則等價于國內利率提高049%，貨幣獨立性低于上文使用官方利率的估計結果，但高于使用銀行間拆借利率的估計結果。但是，貨幣供給量對于國內經濟波動的反應敏感度偏低。
然后，比較匯率制度改革前后的估計結果，可以看出，貨幣供給量對國外利率的敏感程度有所下降，表明貨幣獨立性提升，但是，提升的幅度相對較小。改革后，貨幣政策對國內經濟的調節作用輕微提升。
（五）外匯儲備、沖銷操作和貨幣政策獨立性
盡管貨幣供給量能夠較好的代表我國貨幣政策走勢，但是，使用貨幣政策對國外利率的反應，由于兩者單位不一樣，因此，得出的系數無法直接判斷獨立性大小。使用費雪方程式和數量方程式進行轉換，需要借助一系列嚴格的假設，可能失去一定的準確度。接下來，進一步探討外匯儲備與貨幣供給量之間關系，從沖銷操作效果的角度探討貨幣政策獨立性，作為對上文的結論的補充。從理論上將，外匯儲備的變動是官方外匯市場干預的結果，外匯儲備變動越多，外匯干預導致的貨幣供給波動越大，而這種貨幣變動與國內宏觀經濟狀況無關，所以，這表明貨幣政策的獨立性越差。然而，貨幣當局一般會對外匯儲備變動引起的貨幣波動進行反方向的沖銷操作，使得貨幣變動與外匯儲備變動不是完全對應的關系。如果貨幣變動對外匯儲備變動不敏感，則意味著沖銷操作效果很好。反之，則效果不好。
接下來，構造計量方程對此進行估計，如（6）式所示。其中，res為外匯儲備自然對數。在此模型中，以通脹率的滯后項作為工具變量，拒絕了工具變量外生的假設，所以不能采用。改用因變量的1-5階滯后項作為通脹率的工具變量，通脹率與工具變量的相關系數為-04，Durbin-Wu-Hausman在1%水平下拒絕了CPI外生的假設，表明通脹率與擾動項相關。過度識別檢驗的p值為03，表明工具變量與誤差項不相關，可以采納。使用GMM方法估計總樣本和改革前后的子樣本，估計結果如表4所示。
mt=α+β rest+φ πt+εt （6）
表4貨幣供給與外匯儲備對數模型的GMM估計
解釋變量總樣本改革前改革后估計值標準誤估計值標準誤估計值標準誤常數項707***018357***094485***019res052***002097***013075***002π-006***001-017***005-002**001說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。
為了分析是否存在弱工具問題，將估計結果與有限信息極大似然估計法（LIML）的結果比較，參數估計結果相差極小。因LIML方法對弱工具變量仍然穩健，可認為不存在明顯的弱工具變量問題。此外，由于模型中外匯儲備res不平穩，其他變量均平穩，對估計結果的殘差進行ADF檢驗，在1%水平拒絕單位根假設，表明殘差為水平平穩序列，不存在明顯的偽回歸問題。
從總樣本來看，狹義貨幣供給對外匯儲備的彈性為052。對比匯率制度改革前后的子樣本，發現匯率制度彈性提高以后，狹義貨幣供給對外匯儲備的彈性從097下降到075，貨幣供給的獨立性顯著增強了。但是，從彈性并不能直觀判斷貨幣政策獨立性的強弱，接下來，將（6）式中貨幣供給和外匯儲備由對數形式改為水平形式，如（7）式所示，M表示狹義貨幣供給，RES表示外匯儲備：
Mt=α+β RESt+φ πt+εt （7）
通脹的工具變量仍未m的1-5階滯后項，Hansen J 檢驗p值為046，表明工具變量與擾動項不相關。使用GMM估計的結果如表5所示：
表5貨幣供給與外匯儲備水平模型的GMM估計
解釋變量總樣本改革前改革后估計值標準誤估計值標準誤估計值標準誤常數項429303***12469158997***54977448892***20856RES76***009199***2873***01π-24456***3194-97038**38039-1726111198說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。
由總樣本回歸結果可知，平均而言，外匯儲備每增加1美元，則狹義貨幣供給量增加76元（人民幣）。樣本期平均貨幣乘數，即M1/M0的均值為41，如沒有沖銷操作，外匯儲備每增加1美元，根據8 RMB/USD的平均匯率，則基礎貨幣應增加8元，M1應增加328元。將估計結果與無沖銷結果相比，發現我國沖銷操作發揮了重要作用，對沖了75%以上的外匯占款，貨幣政策仍保持了較大的獨立性。然而，根據兩個子樣本回歸結果，改革前后的參數估計結果相差一倍以上，表明貨幣改革顯著地提高了貨幣政策的獨立性。
五、總結
鑒于我國利率市場化程度低的特點，官方利率經常滯后于貨幣政策走勢。所以，官方利率的獨立性不能完全代表貨幣政策的獨立性狀況，為此，本研究采用了市場化程度較高的銀行間同業拆借利率對國外利率的獨立性、貨幣供給量對國外利率的獨立性進行佐證，以上幾種分析各有優勢，通過比較，可以得出較為準確的結論。根據總樣本的估計結果，在1994年以來，官方利率相對于世界利率的獨立性處于中上等的水平，但是同業拆借利率的獨立性極差。同業拆借利率更接近于市場利率，更能夠代表貨幣政策動向。但是，由于樣本期同業拆借市場仍處于發展完善之中，規模相對較小，可能對國外利率可能存在過度反應。兩種利率的獨立性差距較大，真實的貨幣獨立性可能介于兩者之間，處于中等水平。貨幣供給量對國外利率的敏感性的估計結果驗證了這個猜想。
此外，比較貨幣政策改革前后的結果發現，匯率制度改革以后，隨著匯率波動彈性的增加，官方利率和同業拆借利率的獨立性都大幅提升，匯率制度改革后，兩種利率幾乎完全獨立于世界利率，這個結果有些超乎預期。雖然從理論上講，匯率彈性增加，利率獨立性將提高，但是，畢竟我國匯率制度彈性還較小，因此，利率完全獨立的可能性不大，這可能與樣本容量不夠大，以及兩種利率本身的缺陷等因素有關。盡管如此，仍可以確認匯率改革顯著提高了貨幣政策的獨立性。隨后的貨幣供給量獨立性分析表明，匯率制度改革之后，貨幣政策獨立性有所提升，但改善的幅度并不大。
最后，分析貨幣供給量與外匯儲備之間的關系，表明我國沖銷操作仍發揮著重要作用，這是我國貨幣政策仍具有中等獨立性的原因之一。匯率制度改革以來，貨幣供給對外匯儲備的敏感度大幅下降，表明匯改以來，隨著外匯占款的急速增加，為了防止貨幣過度膨脹，沖銷操作的力度增強了。
綜上所述，本文的研究表明在資本部分管制的情況下，我國的貨幣政策能夠保持中等的獨立性，沖銷操作發揮了重要作用。匯率制度彈性的增加能夠顯著地提高我國貨幣政策的獨立性，“不可能三角”理論適用于我國。如果我國外匯儲備持續增加，那么單方向沖銷操作的空間越來越小，沖銷的成本和難度都在增加，加上我國資本開放進程的加快，若要繼續維持一定的貨幣政策獨立性，意味著需要進一步提高匯率制度的彈性。
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利率與貨幣政策范文3
Abstract: Nearly 10 years,the United States and China's monetary policy have different performance. The article thinks that it has two orientations,such as, interest rates and reserve ratio. Then the paper analyses the phenomenon from three points, firstly is the interest rate marketization; secondly is monetary policy goal; thirdly is financial market development. On the one hand, the paper analyses the effect about the monetary policy, on the other hand give three suggestions to develope China's monetary policy.
關鍵詞： 貨幣政策；基準利率；存款準備金率
Key words: monetary policy；interest rate；deposit reserve ratio
中圖分類號：F822 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2012）11-0130-02
1 美國與中國貨幣政策工具的特點
2001年至2010年，美國和中國面臨兩個主要經濟問題：通貨膨脹和金融危機。2001年至2003年美國為了刺激國內經濟的增長多次下調利率，2003年6月25日聯邦基金利率已降至1.0%。2004年上半年美國經濟出現強勁增長勢頭，但同時出現經濟過熱、通貨膨脹明顯上升等不安定因素，美聯儲立即實施了緊縮性的貨幣政策，至2006年6月聯邦基金利率和貼現率分別上調至5.25%和6.25%，緊縮的貨幣政策直到2007年次債危機爆發后才發生了轉變。次貸危機后，美聯儲迅速調整戰略，立即下調了利率，實施了量化寬松的貨幣政策。2008年12月16日聯邦基金利率已調至0-0.25%，貼現率至0.50%的歷史低位。2000年至2002年中國為了減輕亞洲金融危機的影響以及刺激國內經濟的需要，中國人民銀行多次下調金融機構存貸款利率及存款準備金率。1997年10月我國存款利率是5.67%，2002年2月存款利率已低至1.98%。寬松的貨幣政策在刺激經濟的同時也帶來了隱患，2006年初國內經濟過熱、通貨膨脹顯現，以此同時，央行執行了從緊的貨幣政策，不斷上調存貸款利率及存款準備金率。2008年9月25日我國金融機構存款準備金率高達17.5%，2007年至2008年9月10日前，存款利率一直保持在4.14%的高位。2008年中后期中國受到美國金融危機的影響，相關經濟指標出現了下滑，央行又迅速將緊縮的貨幣政策轉變為寬松的貨幣政策，2008年四次下調了存款準備金率和五次下調了存貸款利率。
從兩國貨幣政策調整可知，兩國近幾年在貨幣政策的調整方向上存在一定的相似性。主要表現在美國、中國在應對通脹和危機的態度大致相同，解決膨脹是緊縮的貨幣政策，應對金融危機是寬松的貨幣政策。兩國在貨幣政策調整方向上雖有一致性，但在貨幣政策工具的選擇上大有不同。美國貨幣政策工具主要包括：貼現率、聯邦基金利率、公開市場操作等；中國貨幣政策工具主要有：存款準備金率、存貸款利率、公開市場操作、信貸政策等。表1中的數據顯示，美聯儲對聯邦基金利率和貼現率的調節非常頻繁；中國近幾年雖加強了利率對經濟的調節，但仍以存款準備金率作為主要工具。兩國在貨幣政策常規工具的選擇上顯著的特點是：美國注重從利率政策角度進行調控；中國側重從存款準備金角度調控。
2 美國與中國貨幣政策選擇的原因與效果分析
2.1 美國與中國貨幣政策選擇的原因分析
2.1.1 利率市場化的差異 中國與美國利率市場化差異主要表現在兩點：利率市場化程度的不同、利率機制作用的不同。美國從1970年開始推行利率市場化，到1986年完成，經過三十多年的發展利率市場化程度很高；中國的利率市場化從1980年開始至今仍在繼續推進，未完成利率市場化。20世紀90年代后美國的貨幣政策主要以利率傳導機制為主，建立了以利率為中心，包括匯率、通貨膨脹率、綜合資產價值和貨幣供應量在內的一攬子綜合指標[1]。美聯儲貨幣政策的傳導機制的實際效應主要是通過利率機制直接傳遞的[2]。美聯儲的貨幣政策通過對聯邦基金利率的調節進而影響市場利率、資產價格等最終實現對社會總需求的調控目標。利率機制在貨幣政策實施中的主導地位主要得益于美國健全的利率傳導機制。中國貨幣政策傳導的途徑包括：貨幣供應量、信貸機制、利率機制等，但是利率機制并不是我國貨幣政策主要傳導機制，利率政策在調節我國實際經濟中存在阻滯因素，使其無法正常發揮效應。國內許多學者也通過研究論證得出，利率機制在我國不起主要作用，而信貸傳導渠道和貨幣渠道在實際中發揮的作用更大。從以上兩點的差異分析可知，利率市場化的完成是運用利率政策調節的基礎和前提，通暢的利率傳導機制是利率政策能夠發揮作用的有力保證。
2.1.2 貨幣政策目標設定的差異 中國與美國在貨幣政策目標設定的差異主要表現在：中介目標設定的不同、單一目標與多目標的差異。1993年7月后美聯儲以“泰勒規則”為指導設定實際利率為貨幣政策中介目標[3]。中國貨幣政策的中介目標主要包括貨幣供應量、利率和匯率，但是三個變量中貨幣供應量是主要的中介目標。1994年開始中國人民銀行將貨幣政策中介目標從貸款規模轉向貨幣供應量，并于1996年正式將M1作為貨幣政策的中介指標，同時以M0、M2作為輔助參考[4]，現在關注的是M2。再者，從貨幣政策的最終目標上，早在1977年《聯邦儲備系統改革法》中，美國就以法律的形式確定了貨幣政策的目標，即：充分就業、物價穩定，保持經濟適度增長三個目標。20世紀90年代后美國逐漸將多重的貨幣政策目標轉為控制通貨膨脹此單一目標[5]。中國的貨幣政策最終目標包括四個：穩定物價、充分就業、經濟增長和國際收支平衡。多目標的體系既有一致性也存在矛盾性，由克魯格曼的“三元悖論”可知多種貨幣政策目標在實施中往往無法同時實現，并會影響貨幣政策整體的實施效應。目前，我國很多學者提出將多重的貨幣政策目標轉為單一的目標。從以上因素分析可知，貨幣政策中介指標的確立決定了一國貨幣政策工具選擇的偏好，最終目標的不同往往體現了貨幣政策工具實施的效果。
2.1.3 金融市場發展程度的差異 中國與美國在金融市場發展程度上差異明顯，美國已建立起了完備的金融市場體系，而中國未建立。一國貨幣政策工具不同偏好的選擇往往反映了一國金融市場的發展水平，一般而言，金融市場發展程度高的國家會選擇更具市場化的工具；金融市場發展程度低的國家會采用行政干預較濃、力度較大的工具。在美國，完備的金融體系具有發達的市場傳導機制，成熟的市場機制可以自主發揮效應使得利率機制能夠對市場的供給和需求做出正確判斷，從而對就業、產出和物價水平產生更加直接穩定的影響[6]，這也是美聯儲選擇將利率政策作為調控經濟的主要原因。利率是美國市場體系中的內生經濟變量，而利率在中國只是外生變量。中國的金融市場發展程度不高主要表現在：金融市場體系不完備，市場化程度不高；政府的行政干預色彩較強，市場機制的主導調節作用受限。完備的金融市場可以為我國貨幣政策工具的實施提供良好的制度環境，良好的貨幣制度環境會進一步推進我國利率市場機制的形成，從而為我國利率政策發揮效應提供條件。但是市場中的行政色彩往往會破壞貨幣政策意向的信號，使得市場無法自主調節最終無法實現貨幣政策的調控。
2.2 美國與中國貨幣政策選擇的效果分析 從2001年至2010年美國貨幣政策的實踐中可知，美聯儲運用利率政策都以微調為主，每次調整大多在25個基點左右，并且調整頻繁。利率政策的適度微調會避免經濟增長和物價水平的大起大落，從而減少金融市場動蕩的風險。[7]但是有學者認為美國利率政策在2002年至2007年存在失誤，認為美國金融危機的迅速爆發是由于利率政策不適當的調節引致，表現在：2002至2003年低利率刺激了美國次貸產品的創新和業務蔓延；2006年至2007年高利率促使了次貸危機的形成。[8]但是不能因此否認利率政策在調控美國經濟中的重要作用，總體而言，美聯儲利用利率政策發揮了應有的效用。次貸危機爆發后美聯儲迅速對利率政策進行調整并配合多種貨幣政策工具解決危機，最終促使美國經濟在2009年發生了根本性的逆轉，2009年美國的實際經濟增長率達5.7%。
2001年至2010年中國利用存款準備金率這種強貨幣政策工具對經濟進行了調控，也走的是微調的路線，但是由于存款準備金率本身具有調控力度大、快速等特點，使得中國的微調并未實現應有的效果。2001年至2010年我國貨幣政策總體趨勢是上調，上調主要是為了防止通貨膨脹、控制過高的經濟增長率、穩定銀行超發的流動性。2008年美國金融危機的爆發使得中國貨幣政策出現“反轉”，但是從2004年至2010年我國緊縮貨幣政策的調整分析，央行利用存款準備金效果甚微，通脹依舊是經濟面臨的主要問題，經濟結構的矛盾依舊突出。有學者指出我國貨幣政策在2008年后存在兩大失誤：一是08年從緊的貨幣政策過緊；二是放松過晚。[9]
3 美國貨幣政策調整方式對中國的啟示
此次金融危機中中國受到的影響頗大，中國金融體系脆弱，外貿依存度高達60%以上，危機的爆發使得中國出口拉動型的經濟增長模式出現障礙，國內經濟面臨很多問題。因此，中國應該在發展中不斷反思政策的效果，從美國的貨幣政策調整的經驗中學習并不斷改進。
3.1 貨幣政策的調整不僅要依據本國經濟的具體情況，而且應該注意各國政策的互動性 近幾年我國主要的問題是控制通貨膨脹，但是解決通貨膨脹不能僅盯住CPI的變動，應該關注通脹現象之后的根本原因，從本源上制定策略。注重別國政策的互動效應，主要是為了警惕主要經濟體國家由于相反的政策導致貨幣政策失效的現象。中國從2006年至2008上半年實施了緊縮的貨幣政策，但是與中國經濟緊密度高的美國在07、08年是寬松的貨幣政策，資本的趨利性和流動性，使中國市場備受國外資本的青睞，增加了中國市場的流動性，使得國內市場在由于外來因素的影響變得異常復雜，輸入型通脹就是最好的印證。
3.2 中國應該繼續加強利率市場化進程，順暢貨幣政策的傳導機制 我國應該繼續深化利率的市場化改革，利率機制是貨幣政策傳導機制中非常重要的機制，貨幣政策要更好的發揮作用，就應該進一步提高利率市場化進程。中國的利率市場化不是一蹴而就的，而是一個漸進、長期的過程，因此我國應該按照規劃進行逐步實施。另外，我國的利率政策應該保持適度的穩定并注意對利率機制結構的優化，從而使利率這種調節資源配置基礎作用的方式，能夠正常反映市場供求的變化。
3.3 我國的貨幣政策調節應該注重敏感性，建立風險預警機制
敏感的貨幣政策是指貨幣政策在實施中受到影響時能夠適時調整并反映環境變化。中國貨幣政策工具對經濟的主要變量敏感性不強，敏感性弱就會導致貨幣政策工具的實施效果大打折扣。2008年美國金融危機是中國貨幣政策突然轉變的外在因素，但是危機中發現我國缺少風險預警和風范機制，風險預警防范機制會把可能影響本國經濟發展的國內和國外因素進行定性和定量化的衡量，從而對貨幣政策的實施做出正確引導。2008年金融危機對中國的影響加深后央行立即啟動了寬松的貨幣政策，由于貨幣政策存在時滯性，時間的時滯效應會使中國前段緊縮的政策效果受到寬松政策的影響進而導致央行政策無法正常釋放調整信號的結果?？梢?，建立我國風險預警機制十分必要。
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利率與貨幣政策范文4
一、填空
1、商品和服務的貨幣價格總水平明顯、持續上漲的經濟現象被稱為( )。
2、中央銀行主要貨幣政策包括( )、( )、和( )。
3、一般性貨幣政策工具的特點在于調控( )。
4、貨幣政策目標與宏觀經濟目標相比，多了( )。
5、中央銀行選擇性貨幣政策工具主要用于調節影響( )。
6、間接信用控制中的( )和( )，旨在影響商業銀行的信用創造。
7、貨幣政策作用于總需求，一般由( )方式進行。
8、在投資需求對利率敏感程度很高而貨幣需求對利率敏感程度很低時，貨幣政策的效力通常是( )。
9、貨幣學派把( )視為名義國民收入的基本決定力量。
10、中央銀行提高存款準備金率，將導致商業銀行信用創造能力( )。
11、中央銀行在公開市場上大量的買入有價證券，意味著實行( )貨幣政策。
12、現代市場經濟條件下，有靈活性的貨幣政策工具是( )。
13、烈的、具有強制性的貨幣政策工具是( )。
14、一定時期內一個國民經濟體所產生并銷售的商品和服務總量，稱之為( )。
15、人們通常認為，總供給與貨幣需求量之間有( )的關系。
二、判斷
1、凱恩斯學派的貨幣政策傳導機制起決定作用的是貨幣供給量。
2、當一國居民貨幣需求中交易需求占比重大時，貨幣需求對利率的敏感程度低，貨幣政策效果小。
3、通貨緊縮會產生有利于債務人，不利于債券人的收入再分配。
4、物價穩定與經濟增長之間存在矛盾。
5、在通貨膨脹中，政府往往是的受益者。
6、通貨膨脹具有財富分配的效應，而通貨緊縮則不具有財富分配的效應。
7、在通貨膨脹時期，物價上漲，實際貨幣數量減少，債務人受損，債權人受益，采用固定利率可在一定程度上逃避通貨膨脹對債權債務的影響。
8、貨幣政策中間目標的作用在于微調。
9、利率是理想的貨幣政策中間目標。
10、存款準備金政策工具可時常使用。
11、通貨緊縮從本質上講是一種貨幣現象。
三、 單項選擇
1.中央銀行貨幣政策的主要內容之一是( )。
A.貨幣政策工具;B.貨幣政策目標;C.利率政策;D.貨幣政策中間目標;
2.( )一般是中央銀行貨幣政策的首要目標。
A.充分就業; B.經濟增長; C.國際收支平衡; D.穩定物價;
3.貨幣政策中間目標一般有( )。
A.利率; B.信用; C.現金; D.存款;
4.一般性貨幣政策工具的特點在于( )。
A.周控貨幣流通; B.調節利率水平;
C.調控信用總量; D.調節經濟運行;
5.中央銀行選擇性貨幣政策工具主要用于( )。
A.調節影響證券市場信用; B.調節影響一般信用活動;
C.調節影響特殊信用活動; D.調節影響消費者信用;
6.間接信用控制中的( )，旨在影響商業銀行的信用創造。
A.道義勸告、信用分配; B.窗口指導、信用分配;
C.窗口指導、道義勸告; D.利率限額、信用分配;
7.貨幣政策時滯即( )。
A.內部時滯; B.外部時滯;
C.貨幣政策制定過程; D.貨幣政策制定實施等時間過程;
8.貨幣政策作用于總需求，一般由( )方式進行。
A.中央銀行調控金融; B.中央銀行調節貨幣存量;
C.中央銀行調節貨幣流量; D.中央銀行調控政策支出;
9.“單一目標論”者認為( )。
A.經濟增長是貨幣政策的最終目標; B.金融穩定是貨幣政策的最終目標;
C.金融安全是貨幣政策的最終目標; D.穩定貨幣是貨幣政策的最終目標;
10.我國貨幣供應量一般分為( )。
A.三個層次; B.二個層次; C.四個層次; D.五個層次;
11.( )構成我國貨幣政策傳導機制的起點。
A.信貸總量、現金總量; B.現金發行總量、現金流通總量;
C.存款總量、現金總量; D.信貸總量、現金發行總量;
12.中國人民銀行國債公開市場上的國債交易利用( )進行。
A.承包方式 B.招標方式 C.攤派方式 D.包銷方式
13.在投資需求對利率敏感程度很高而貨幣需求對利率敏感程度很低時，貨幣政策通常( )。
A.很有效 B. 較為有效 C.無效 D.可能有效
14.貨幣學派把( )視為名義國民收入的基本決定力量。
A.貨幣供給 B.貨幣需求 C.貨幣流通 D.貨幣替代
四、多項選擇
1.公開市場業務由( )等組成。
A.本幣公開市場業務; B.外匯公開市場業務;
C.國債公開市場業務; D.企業債券公開市場業務;
E.票據公開市場業務;
2.我國存款準備金政策的主要內容是( )。
A.規定繳納存款準備的對象; B.規定計提準備金辦法;
C.規定存款準備率; D.規定存款結構; E.規定存款規模;
3.國際收支平衡表一般包括( )。
A.經常項目; B.資本與金融項目;
C.平衡項目; D.資產項目; E.資金項目;
4.貨幣政策時滯中的內部時滯可分為( )。
A.決策時滯; B.認識時滯;
C.行動時滯; D.作用時滯; E.控制時滯;
5.貨幣學派貨幣政策傳導機制涉及( )等相關要素。
A.準備金; B.貨幣供應量;
C.金融資產; D.價格; E.名義國民收入;
6.凱恩斯貨幣政策傳導機制，涉及( )諸關鍵量。
A.貨幣供應量; B.利率; C.投資;
D.物價; E.收入;
7.中央銀行貨幣政策有機組成部分是( )。
A.貨幣政策目標; B.貨幣政策工具;
C.貨幣政策調控機制; D.貨幣政策時滯; E.貨幣政策績效;
8.中央銀行貨幣政策最終目標一般有( )。
A.穩定物價; B.充分就業;
C.經濟增長; D.國際收支平衡; E.宏觀平衡;
9.中央銀行貨幣政策中間目標由( )構成。
A.操作目標; B.政策目標;
C.貨幣供應量; D.利率; E.貼現率;
10.貨幣政策中間目標選擇標準有( )。
A。相關性; B.可控性; C.可測性; D.流動性; E.安全性;
11.一般性貨幣政策工具有( )。
A.再貼現政策; B.公開市場業務; C.存款準備金政策; D.證券市場信用控制; E.不動產信用控制;
12.利率作為貨幣政策中間目標主要是因為( )。
A.利率可反應貨幣與信用供給狀況; B.供給與需求的相對變化;
C.利率高低易為中央銀行駕馭; D.利率資料易于獲取;
E.利率相對穩定;
13.再貼現政策影響經濟的途徑主要有( )。
A.借款成本效果; B.宣示效果;
C.結構調節效果; D.互動效果; E.操作效果;
14.中央銀行公開市場業務交易形式主要有( )o
A.直接買賣; D.買回協定;
C.賣出協定; D.委托買賣; E.買賣;
15.直接信用控制的主要方式有( )。
A.直接干預; B.流動性比率;
C.利率限額; D.信用分配; E.指標限制;
五、名詞解釋
1、 貨幣政策 2、貨幣政策的最終目標 3、貨幣政策的中間目標
4、貨幣政策傳導機制 5、貨幣政策時滯 6、貨幣政策內部時滯 7、貨幣政策外部時滯
六、簡答
1、 貨幣政策的最終目標及其相互關系。
2、 如何選擇貨幣政策中間目標。
3、 高就業如何引起通貨膨脹。
利率與貨幣政策范文5
關鍵宇：貨幣政策，經濟波動，利率管制
一、引言
自1978年實行改革開放以后，中國經濟取得了快速的增長，與此同時增長并不平穩，出現了較大的經濟波動，然而，中國經濟波動的大起大落現象在1997年以后基本上沒有出現，取而代之的是中國經濟在此以后實現了平穩快速的增長，也就是說中國宏觀經濟波動出現了緩和化的趨勢。那么，在這一過程中，貨幣政策作為重要的宏觀經濟政策手段，對于穩定經濟和降低經濟波動是否產生了重要影響，是否降低了中國經濟波動，這是一個值得分析和考察的問題。
20世紀60年代興起的貨幣主義將貨幣因素看作是經濟波動的核心因素，而圣路易斯方程的提出更是為此觀點提供了經驗支持，從此貨幣政策與宏觀經濟穩定之間的關系引起了廣泛的研究。20世紀90年代以來美國經濟出現了高增長和低通脹的現象，經濟學家將這良好的經濟表現與美聯儲正確的政策聯系在一起，從而對美國經濟穩定與貨幣政策之間的關系進行了廣泛而深入的探討。例如，Cladda，Cdi，andCerder(2叩0)根據類似泰勒(1993)提出的美聯儲的利率規則——泰勒規則——為基礎，估計了美國不同時期的貨幣政策規則，指出1979年以前美國經濟不穩定的原因是因為此前美國的貨幣政策是適應性的而不是采用反通貨膨脹的貨幣政策規則，而此后則采用了反通貨膨脹的貨幣政策規則。
中國貨幣政策有自身的特殊性，不能簡單的通過考察利率政策就能確定其操作方式，因為在中國利率還沒有實行市場化，中國人民銀行可以直接決定市場上最基本的利率，同時中央銀行還通過調控貨幣供應量來實施貨幣政策，所以考察中國貨幣政策的變化與宏觀經濟波動之間的變化不能只考慮其中一個指標的變化與宏觀經濟波動之間的關系，而應該結合中國貨幣政策傳導機制，充分考慮利率與貨幣對中國經濟主體行為的不同影響方式，從而建立一個反映這些因素的貨幣政策指標，并在此基礎上考察其變化與宏觀經濟波動的關系。正是基于中國人民銀行這種對利率和貨幣量的雙重控制的現實，本文提出了反映這一現實的貨幣政策指標，并根據這一指標分析了貨幣政策與中國宏觀經濟波動的關系。通過分析發現：中國的貨幣政策雖然具有反周期的操作取向，但是貨幣政策本身卻是造成經濟波動的重要原因；中國自1997年以來宏觀經濟波動明顯緩和化，其原因既包括基礎因素沖擊降低，也包括貨幣政策沖擊的降低；中國貨幣政策在1997年以后有了很大的改善，主要是貨幣政策自身的波動減少了，貨幣政策更加穩健，不再像1997年以前那樣在短期內出現巨大的變化。
本文以下部分的結構安排如下：第二部分討論行為基礎；第三部分探討在利率管制下產出波動與貨幣政策的關系，討論貨幣政策沖擊與產出波動的定量關系；第四部分從經驗角度考察中國貨幣政策與宏觀經濟的關系；最后，第五部分總結全文。
二、微觀行為基礎
中國目前的利率還沒有實行市場化，中國人民銀行可以直接決定市場上的最基本的利率，當然，現在中國人民銀行開始逐漸放開利率的管制，但是最主要的存款利率以及貸款利率的基本利率及變化范圍還是由央行決定。在控制利率的同時，中國人民銀行并沒有簡單地以利率作為貨幣政策的操作工具，而是宣稱以名義貨幣總量作為貨幣政策的操作工具。那么，在名義貨幣總量和利率均由貨幣當局控制的情況下，顯然這二者都是影響經濟波動的重要因素。中國人民銀行可以通過調整這二者之間一個或兩個變量來調控經濟波動，下面結合中國貨幣政策這一特點來分析中國貨幣政策與宏觀經濟動態。
考察貨幣政策如何影響經濟活動需要考察貨幣傳導機制，而考察貨幣傳導機制首先需要考察貨幣需求函數。貨幣需求函數形式可以表示如下：
(1)
其中lnMdt為t期名義貨幣量的對數，lnPt為t期價格水平的對數，lnYt為t期的真實產出對數，it為t期名義利率水平，即持幣的機會成本，c，α，β為常數，并且α>0，β>0，這三個參數均為反映經濟主體的偏好的結構參數。(1)式所表示的是貨幣需求函數，如果當名義貨幣供應量M由中央銀行直接控制，并且貨幣市場是出清的，即貨幣需求Md等于貨幣供給M，那么，(1)可以表示為
(2)
通過對(2)式進行差分可以得到貨幣增長率m與產出缺口y、通貨膨脹π以及潛在產出增長率g*的關系如下：
(3)
IS曲線反映的是在商品市場均衡條件下支出與真實利率之間的關系，一般而言，真實利率越高，投資成本也越高，消費的機會成本也越高，所以支出就會降低；反之則反之。產品市場出清要求支出與產出相等，因此在其他條件不變的情況下，以產出缺口與真實利率表示的IS曲線其形式可以表示為：
(4)
其中πet+1為本期對下期通貨膨脹的預期，ut是自發的需求沖擊，為白噪聲過程，φ是結構參數，并且φ>0。由于消費受到消費習慣的影響，過去的消費會對本期的消費具有正的影響，而投資由于技術原因往往具有滯后效應，所以在IS曲線中應該考慮過去支出對當期支出的影響。因此，符合現實的IS曲線應該為如下形式：
(5)
其中λ為大于0小于1的常數，當然λ也是反映消費者偏好和生產技術狀況的結構參數。
以上分析了需求方面，現在來討論供給行為，即討論物價與產出或者通貨膨脹與產出缺口之間的關系。反映產出缺口與通貨膨脹關系的曲線是著名的菲利普斯曲線。在考慮不完全競爭市場和預期這些比較現實的條件后，Calvo(1983)在結合生產者的最優價格調整的基礎上，提出了如下的菲利普斯曲線：
(6)
其中k是大于0的結構參數。(6)式所代表的菲利普斯曲線是在微觀主體的最優行為基礎上推導而來，因此可以克服Lucas(1976)所提出的對凱恩斯主義經濟理論的批判。
三、利率管制下的貨幣政策與經濟波動的關系
以上簡要地介紹了用于宏觀經濟分析的IS-LM-AS框架，雖然中國目前的利率沒有市場化，但是中國微觀經濟主體的行為還是適合用這一框架來描述。首先，對于貨幣市場均衡而言，在利率市場化條件下，如果貨幣當局控制名義貨幣量，微觀經濟主體可以改變交易數量和價格以及改變貨幣需求量來影響均衡利率以實現貨幣市場均衡；而如果在利率非市場化條件下，貨幣當局控制名義貨幣量，微觀經濟主體可以改變交易數量和價格來實現貨幣市場均衡，這一關系仍然可以用(2)式和(3)式來表示；在這一情況下，如果Mt和it固定，那么Yt和Pt就必須調整，即如果產出上升，那么價格水平將下降。對于商品市場均衡而言，利率管制與否并不影響經濟主體的優化行為，如果在預期通貨膨脹沒有變化的情況下，利率上升會導致真實利率的上升，從而降低支出；如果本期支出上升，而利率不變，那么預期通貨膨脹將會調整，即預期通貨膨脹上升；如果預期通貨膨脹上升，那么當期支出會因為真實利率下降而上升；這與利率市場化情形下的情況沒有區別，因此(5)式可以表示在利率管制條件下的商品市場均衡。菲利普斯曲線并不受利率是否由央行控制的影響，(6)式所代表的菲利普斯曲線能夠反映中國生產者的最優地調整價格和產量的行為，而利率管制并不影響這一曲線的結構。
通過以上說明可以知道，雖然利率管制條件下，貨幣政策的傳導機制與利率市場化情況下有一些區別，但是IS-LM-AS框架可以用來分析中國宏觀經濟波動。同時，根據鄭超愚(2002)對中國需求管理導向的小型宏觀經濟模型的經驗考察，IS-LM-AS框架是可以作為分析中國宏觀經濟的基本框架，這一框架與中國宏觀經濟動態是相吻合的?，F在分析由(3)式、(5)式和(6)式組成的動態系統對貨幣政策的變化是如何反應的。由于該系統由三個行為方程組成，并且正好有三個內生變量，因此，可以實現三個市場均衡，并且這個均衡是惟一的，即中國經濟在利率管制條件下存在惟一均衡。由于(5)式中包含預期變量，所以利用菲利普斯曲線(6)式將預期通貨膨脹消去得到產出缺口、利率和通貨膨脹的關系如下：
(7)
(7)式顯示了產出缺口與利率和通貨膨脹之間的關系，即產出缺口與名義利率負相關，與通貨膨脹正相關，這看上去類似于IS曲線，正是因為這種關系，許多人錯誤地將(7)看成是IS曲線。在對中國經濟的進行動態分析或經驗研究時，很多研究者將形如的曲線認為是IS曲線，這顯然是不對的。從理論分析角度來講，μt不是簡單的需求沖擊；從經驗分析的角度來說，利用這種設定而得到的參數估計并不能正確反映經濟主體對利率的反應程度，因為所估計的參數并不是IS曲線本身的參數。所以利用形如的曲線當作IS曲線進行經驗分析是不可能避免盧卡斯批判的，而建立在此基礎上的理論結論與政策建議都是不可靠的。
利用(3)和(7)消去通貨膨脹可以得到產出缺口與貨幣增長和利率的動態關系如下：
(8)
其中是供給沖擊和需求沖擊的組合，故也是為白噪聲過程。
從(8)可以看出，產出缺口除了受到供給需求影響以外，貨幣政策——貨幣供應量的增長率、利率水平及其變化——是影響產出缺口的重要因素。由于中國目前實行利率管制，中國人民銀行可以通過對利率和貨幣總量的調控來實現其穩定經濟的目標，這與利率市場化的情況存在很大區別，因為貨幣供應量的變化不會導致利率水平的變化，除非貨幣當局改變利率水平。
當貨幣當局增加貨幣而利率不變時，由(8)知道，產出在短期內會上升，由于故產出缺口會逐漸減少，最終產出回到潛在產出水平。當利率減少而貨幣供應量不變時，產出或產出缺口的變化取決于貨幣需求的利率彈性β的大小，如果β大于1，那么產出不但不會上升反而會下降；如果β小于1，那么產出會上升；如果β等于1，那么產出沒有變化。對于貨幣需求的利率彈性β的大小許多經濟學家進行了研究，一般認為其小于1，所以，利率下降會導致短期內產出增加，然后逐漸回到潛在產出水平。
以上分析了中國利率管制下的貨幣政策與宏觀經濟的動態關系，現在分析貨幣政策與宏觀經濟波動之間的關系。在利率市場化條件下，某一時期利率上升或者貨幣供應量上升，我們可以認為實行了緊縮貨幣政策，但是在利率管制條件下則不能這樣簡單的判斷，即不能簡單地以貨幣供應量或名義利率水平作為貨幣政策的指標，因為在利率管制條件下，貨幣政策是利率變化與貨幣量變化的組合。從(8)式中可以看出，貨幣政策是通過mt-it+β(it-it-1)-αg*t這一復合變量影響產出的，因此任何導致mt-it+β(it-it-1)-αg*t變化的政策措施均可以理解為貨幣政策發生了變化。金融貨幣">經濟,金融貨幣-[飛諾網]
令mpt=mt-it+β(it-it-1)-αg*t，故mp是利率管制條件下的貨幣政策指標，那么(8)式變為，
yt=ayt-1+bmpt+vt(9)
令σ2y為產出缺口y的方差，這一指標可以表示產出的波動性，令σ2mp為貨幣政策指標mp的方差，σ2v為隨機沖擊v的方差，ρ為上一期產出缺口yt-1與本期貨幣政策指標mpt的相關系數，由(9)可以知道產出缺口的方差為：
(10)
從(10)式可以看出產出缺口的方差取決于貨幣政策指標mp的標準差σmp，隨機沖擊的標準差σv以及上一期產出缺口yt-1與本期貨幣政策指標mpt的相關系數p。產出缺口的標準差σy是隨機沖擊的標準差σv和相關系數p的增函數，但是產出缺口的標準差和貨幣政策指標的標準差之間的關系則比較復雜。由(10)可知產出缺口的標準差和貨幣政策指標的標準差之間的單調關系取決于下式
（11）
一般而言，相關系數p小于0，的符號不能確定，所以的符號也不確定，也就是說貨幣政策指標的標準差減少也不一定會降低產出的波動。如果即如果貨幣政策穩定經濟的取向不是很明確，那么，貨幣政策本身會加劇經濟波動而不是穩定經濟。如果那么即如果貨幣政策具有很強的穩定經濟的取向，那么，貨幣政策的強烈變化是為了應對經濟波動而產生的，貨幣政策的變化有助于經濟穩定。
由于貨幣政策面臨不確定性和不完全信息，貨幣政策不能對當期的需求和供給沖擊做出反應，所以貨幣當局往往采用反饋的貨幣政策規則，反饋的貨幣政策規則要求對上一期的產出缺口采用逆周期的貨幣政策，也就是
(12)
其中0＜θ≤1，θ反映的是貨幣政策反經濟周期操作的力度，wt為白噪聲過程，是貨幣政策因為非獨立性等其他原因而對貨幣政策反饋規則的偏離。在(12)這一貨幣政策規則下產出缺口為yt=a(1-θ)yt-1+bwt+vt，在此政策規則下，產出缺口的方差為：
(13)
顯然，在0<θ≤1的條件下，即隨著貨幣政策反經濟周期操作力度增加，產出缺口的波動性下降；另外，貨幣政策中由其他因素引起的政策沖擊wt是影響產出缺口波動性的另一個重要因素，當貨幣政策專注于穩定產出，而不受其他因素影響，那么產出缺口的波動性就會降低。
從(9)式可以看出，如果貨幣政策是中性的，即mt-it+β(it-it-1)-αg*t=0，在這一貨幣政策取向下，貨幣政策僅僅滿足潛在產出的需要，而不對產出波動進行任何逆周期的操作，那么，在這一政策取向下，產出缺口的方差為如果貨幣政策對穩定經濟有貢獻，那么即產出波動小于由于基本因素(fundamentals)沖擊引起的波動；反之，則即產出波動大于由于基本因素沖擊引起的波動。如果一種貨幣政策mp''''比另一種貨幣政策mp″有所改善，那么一定有
(14)
其中σ2v''''和σ2v"分別反映的是在實施貨幣政策mp''''和mp"時經濟面臨的基本沖擊。由于在現實經濟中，經濟學家不可能像物理學家一樣進行可控試驗，因此考察一種貨幣政策與另一種貨幣政策在穩定經濟方面的表現時，需要考慮不同貨幣政策所處的經濟狀況，具體而言，就是當時所面臨的供給和需求沖擊。正因為如此，比較貨幣政策穩定經濟的效果時不能簡單比較[σy(mp’)]2和[σy(mp")]2，還應該將反映不同政策所面臨的現實差別考慮在內。
如果貨幣決策當局采用反饋規則，那么評判貨幣政策是否改善就可以直接考察貨幣政策本身。例如，如果貨幣政策的獨立性更強，貨幣決策當局更加嚴格地遵循貨幣政策規則，即σ2w越小，那么從(13)可以看出，由貨幣政策而造成的經濟波動也就更??；如果貨幣政策的獨立性沒有改變，即σ2w不變，那么貨幣政策反周期的力度越大，經濟波動越小；當然，如果這兩者均改變，評判貨幣政策只能采用(14)所示的一般判定方法。
四、中國貨幣政策與宏觀經濟波動的經驗考察
(一)參數估計
以上從理論角度考察了貨幣政策與經濟波動之間的關系，現在需要結合中國的現實來考察1980年以來貨幣政策在穩定經濟方面的效果及其是否有所改善。為了評價中國貨幣政策，首先需要對反映經濟變量之間關系的參數進行估計。
本文分析所用的數據中名義GDP采用2006年《中國統計年鑒》中支出法核算的國內生產總值；貨幣供應量采用歷年《中國統計年鑒》和IFS所提供的數據，并且采用以中央銀行定義的M1代表貨幣總量；通貨膨脹率是GDP縮減指數的變化率，GDP縮減指數通過計算得來，其計算方法為，t年的GDP縮減指數的計算公式為(t年的名義GDP/t年的真實GDP指數)／(1978年的名義GDP/1978年的真實GDP指數)，其中1978年的真實GDP指數為100；中國真實GDP缺口采用HP濾波得到，其計算方法為，由采用HP濾波(其參數λ=25)獲得真實GDP對數的趨勢值，真實GDP缺口就是真實GDP對數與其趨勢值之差；利率采用稅后的一年期銀行存款利率，一年期銀行存款利率rt是根據中國人民銀行規定的居民一年期儲蓄存款利率水平和執行時間加權平均而獲得，計算公式為rt=∑(riΔti)／∑(Δti)，其中一年的時間度量按財務年度計算，即一年按360天計算，一月按30天計算。具體數據見附表。
現在對(2)、(5)和(6)式中的參數進行估計，估計結果如下：
LM曲線估計結果如下：
（15）
IS曲線和菲利普斯曲線包含預期變量，所以對其估計需要采用GMM估計，IS曲線估計結果如下：
(16)
其中工具變量集合包括：產出缺口及兩期滯后，通貨膨脹及兩期滯后，利率三期滯后，名義貨幣及滯后。
菲利普斯曲線的估計結果如下：
(17)
其中工具變量集合包括：產出缺口及滯后，滯后通貨膨脹，利率和名義貨幣及滯后。
根據估計結果可以得到a=0.78，b=0.17，vt=0.17st+0.57ut。顯然，貨幣需求的利率彈性太大與理論不相符，因此按照一般的理論分析，將其設定為0.5比較合適。
(二)中國貨幣政策對宏觀經濟穩定作用的經驗考察
根據以上估計我們可以得到反映中國利率管制條件下的貨幣政策指標mpt=mt-it+0.5(it-it-1)-1.32g*t，代入歷年的貨幣增長率、通貨膨脹率、利率變化和潛在增長可以得到歷年貨幣政策操作的情況(見圖1)。從圖1可以看出貨幣政策變化狀況，中國貨幣政策在歷年中有較大的變動，最高年份和最低年份之間相差達到0.36，根據貨幣政策指標mp，是否大于0可以知道貨幣政策是否是擴張的或緊縮的，從圖1中可以看出，20世紀90年代以前貨幣政策的擴張或緊縮力度都很大，以后就比較小了。
由(9)和(10)知道，經濟波動由基礎因素沖擊和貨幣政策兩種因素決定，通過對(5)式和(6)式的估計可以分別得到需求沖擊和供給沖擊，而供給沖擊和需求沖擊的組合就是導致經濟波動的基礎因素(基礎因素沖擊和產出缺口見圖2)。從1980年到2004年基礎因素沖擊的方差σ2v為1.81×10-4，而產出缺口方σ2r為8.27×10-4，根據(10)式可以得到貨幣因素對產出缺口的方差的影響為由此可知顯然，貨幣政策沖擊并沒有降低由基礎因素造成的經濟波動，反而因為自身的波動造成了宏觀經濟的波動。如果沒有貨幣政策沖擊，由基礎因素造成的產出缺口的方差為,由此可知貨幣政策沖擊對產出缺口方差的貢獻為44%。
1997年來中國經濟波動緩和化，那么，這是貨幣政策改善的結果，還是基礎沖擊減少的結果，或者是二者共同作用的結果，為此必須進行詳細考察。為了能夠做出正確的判斷，這里需要采用(14)式所提出的方法進行比較(比較結果見表1)。從表1可以看出，貨幣政策沖擊和基礎因素沖擊均大幅度降低，基礎沖擊的方差下降87%，而貨幣政策導致的產出缺口方差下降了89%，因此共同造成產出缺口方差下降88%。同時，貨幣政策導致的產出缺口方差占產出缺口方差的比例也從44%下降到39%。由此可見，中國貨幣政策在1997年以后在穩定經濟方面有了很大改善，盡管其改善沒有提高到降低基礎因素沖擊的程度。
下面分析中國貨幣政策反周期操作的反饋規則。根據(12)式，反饋規則是貨幣政策對過去產出缺口的函數，由于政策時滯，在經驗考察時，貨幣政策可能并不只是對過去一期的產出缺口做出反應，所以本文采用滯后三期進行回歸，然而滯后兩期的產出缺口和滯后三期的產出缺口的系數均不顯著，采用逐步剔除不顯著變量后，回歸的結果表明只有滯后一期的產出缺口系數顯著。故對估計參數θ的估計結果如下：
(18)
由此可以得到貨幣政策規則值，以及對規則值的偏離情況(見圖3)。從圖中可以看出貨幣政策對其規則的偏離程度越來越小，具有明顯的時間趨勢。令zt=w2t，通過與時間趨勢進行回歸可以看出zt具有顯著的時間趨勢(見圖4)。貨幣政策對其規則的偏離越來越小表明貨幣政策更加關注經濟穩定。
通過以上分析說明，中國經濟波動緩和化的主要原因之一是貨幣政策越來越穩定，貨幣政策對其規則的偏離程度越來越小，盡管貨幣政策的波動一直以來都是導致中國經濟波動的重要因素。20世紀90年代后期以來，中國經濟波動緩和的原因是中國經濟所面臨的基礎因素沖擊和貨幣政策沖擊均減少了，貨幣政策沖擊對產出缺口方差減少的貢獻大約為45%。
五、結語
語本文根據中國利率非市場化的金融市場現實，結合中國微觀經濟主體的最優化行為，推導了中國宏觀經濟動態與貨幣政策的關系。中國的利率不是由市場決定的，中央銀行可以通過調節利率和貨幣量中的任何一個或兩個政策工具來實現其政策目標，所以中國的貨幣政策指標不能簡單的采用其中一個來反映，而是一個包含這兩者的復合指標。正是因為上述原因，本文根據利率和貨幣量對宏觀經濟波動的影響方式，提出了適合中國現實的貨幣政策指標——該指標包含貨幣量的變化，利率水平及其變化。
利率與貨幣政策范文6
關鍵詞：預期假說；貨幣政策；收益率曲線；實證研究
中圖分類號：F830文獻標識碼：A文章編號：1006－1428（2006）04－0036-04
1.引言
貨幣政策和利率期限結構(收益率曲線)之間的關系一直是貨幣經濟學研究的熱點。傳統經濟理論認為貨幣政策是通過其對市場利率產生效應而傳遞給經濟活動的，各國的貨幣政策制定者一般將短期利率作為他們的主要操作工具，通常是采用銀行同業之間的隔夜拆借利率作為貨幣政策運作工具。然而，實際的經濟活動諸如投資和消費在很大程度上是取決于長期利率水平的。因此，貨幣政策的有效性就高度依賴于其是否會對長期利率產生影響。貨幣政策制定者為了實現影響實際經濟活動的目標，就應當使貨幣政策可以影響不同期限的利率(整個收益率曲線)。
傳統的貨幣政策傳導機制假定利率期限結構可以由預期假說來充分地描述，長期利率是當前和未來短期利率的加權平均值。貨幣政策制定者通過影響當前的短期利率，就可以改變預期的未來短期利率和長期利率。因此，如果預期假說有效，則貨幣政策只會引起收益率曲線的平行變動而不會改變它的坡度。鑒于此，Estrell和Hardouvelis、Brenanke和Blinder等采用收益率曲線的坡度來作為預測貨幣政策是否發生變化的一個先行指標?？偟膩砜?，研究貨幣政策對收益率曲線影響的文獻可以分為兩大分支，前者如Cuthbertson、Hsu和Kugler等主要研究收益率曲線的動態變化是否與預期假說相一致，結果發現雖然預期假說常被實證結果所拒絕，但它至少可以解釋市場利率變動的某些行為；后者如Trhomton、Jondeau和Ricart、Haldane和Read等主要采用事件分析和時間序列分析的方法來量化研究貨幣政策對收益率曲線的直接影響，結果發現貨幣政策的確可以影響市場利率，但其影響力隨著到期期限的延長而變弱，在收益率曲線的遠端甚至變得不太顯著。
國內在這方面的研究還較少。文獻［8］、［9］和［10］主要從定性的角度分析了貨幣政策變動與國債收益率曲線之間在理論上的一般聯系、貨幣政策影響利率期限結構的方式和相應的政策建議，但缺乏客觀的量化研究；文獻［11］運用Granger因果測試、脈沖響應函數和方差分解檢驗了收益率曲線坡度和央行基準利率在預測產出增長和通貨膨脹率中的信息含量，但并未實證檢驗貨幣政策是否對收益率曲線有影響以及是否使收益率曲線的短、中、長期部分發生平行變動。因此，本文的目的就是通過研究貨幣政策傳導機制來實證檢驗我國的貨幣政策是否對國債市場的利率期限結構(收益率曲線)具有顯著的影響，如有，這種影響是否以相同的方式影響收益率曲線的短、中、長期部分，還是存在某些差別。對這兩個問題的研究，將有助于評估我國貨幣政策的有效性。
2.樣本數據及處理
本文選用的數據為2004年5月20日到2005年11月3日的313個日度數據，其中央行的貨幣政策工具即隔夜拆借利率(IBO001)取自中國貨幣網(http：//省略)，國債回購利率數據(R001、R007、R014、R028、R091和R182)則由上海證券交易所獲得。而且，對上述兩類數據進行了相應的處理，剔除掉了一些缺失觀測。至于從1年期到20年期的國債利率，則是首先由上海證券交易所(http：//省略)獲得對應上述利率數據觀測日的39只記賬式國債收盤價，接著根據當日的國債收盤報價，根據廣義息票剝離法并利用Svensson模型估計出該日的國債市場利率期限結構，最后利用獲得的利率期限結構參數模型估計出到期期限分別為1到20年的國債市場利率數據。本文的研究所使用的數學軟件為Matlab70和Eviews5和SPSS115。
3.省略）
雙變量的秩檢驗結果說明，國債市場各期限利率中除1、2年期與8、9、10年期利率和隔夜拆借利率在5％的顯著性水平上不存在雙變量的協整關系外，其他各期限利率均與隔夜拆借利率存在協整關系。這表明我國的貨幣政策對國債市場利率具有一定程度上的長期影響，但對于收益率曲線上不同到期期限的市場利率的影響程度有很大差異，這可以從表2標準化的協整向量(1，β)結果中得到進一步的證明。對于短期和超短期的國債回購市場利率，其與隔夜拆借利率(貨幣政策工具)的長期參數絕對值接近于1，而對于那些利用國債收盤價估計出的1到20期的市場利率，則長期參數絕對值遠小于1，且變動情況也十分復雜。除不存在協整關系的1、2、8、9、10年期利率之外，3到7年期利率的長期參數估計值呈現反復波動，不過仍小于04，而對于11到20年期的利率，長期參數估計值則呈現出有規律的上升態勢，但上升幅度很小，且均在05以下。因此，雖然貨幣政策對我國市場收益率曲線具有效應關系，但其對于中短期、中期和長期利率的影響很弱，這就說明我國目前的貨幣政策傳導機制是很不健全的，市場利率對貨幣政策的變化不敏感，貨幣政策很難影響長期利率走勢，同時貨幣政策變化也會使我國的市場收益率產生非平行變動，甚至扭曲。
標準化的協整向量
4.省略）
根據Kaiser檢驗顯著的三個主成分對各期限市場利率的解釋能力分別為727107％、130465％和69151％。其中，第一主成分主要與國債回購利率中的R091和R182以及到期期限從2年到20年的利用國債收盤價估計出的市場利率相關；第二主成分主要與國債回購利率中的R007、R014和R028相關；而第三主成分則主要對應與國債回購利率中的R001和到期期限為1年的市場利率。這表明我國的國債回購市場存在明顯的短、中、長期分割現象，而對于到期期限更長的國債市場這種現象卻不甚明顯。對于我國的國債回購市場，傳統的預期假說不成立，因為預期假說認為所有的利率均和同樣的影響因子具有強相關性，而本文得到的實證結果顯然拒絕了這種觀點。相反，本文的結果表明在我國的國債回購市場中存在影響利率變動的不同驅動因素，可以認為與國家貨幣政策相對應的流動效應是對短期市場利率變動起決定性的因素。下表中的貨幣政策工具IBO001和三個主成分的樣本相關系數更清楚地表明了這一點。雖然貨幣政策工具變量IB0001和三個主成分的樣本相關系數都是顯著的，但和第三個主成分(主要與R001相關)的相關系數高達0776，遠遠大于和前兩個主成分的相關系數值。因此，應用主成分分析研究貨幣政策對收益率曲線效應關系的結果進一步驗證了本文前面的結論：我國的貨幣政策僅能有效地影響收益率曲線的短端，而對中、長端的效應則很低，且使收益率曲線可能發生非平行變動。
貨幣政策工具IBO001和三個主成分的雙變量樣本相關系數
5.結論
對上述研究結果進行分析，有以下兩點結論：
1)我國的貨幣政策對于國債市場收益率曲線的效應僅在短期內有效，而對于中長期、長期則基本無效或者效應相當低；同時貨幣政策變化也會使我國的市場收益率產生非平行變動，甚至扭曲。說明我國目前的貨幣政策傳導機制還存在問題，有待完善。
2)根據上述的研究結果，可以按貨幣政策對收益率曲線影響程度的不同進行相應的階段劃分，將與其對應的國債分為六類：國債回購市場短期利率(R001)、中期利率(R007、R014和R028)、長期利率(R091、R182)；國債市場短期利率(1年期)、中期利率(2年到10年)和長期利率(11年到20年)。
參考文獻：
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