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货币政策与利率范文1
当前我国正值金融改革时期，利率市场化改革顺应渐进式发展的趋势呈现出新的发展局面。基于利率在货币政策传导机制中的影响作用，构建时间序列数据模型来测定利率市场化与货币政策有效性之间的关联性。回归结果显示，从长期来看不完全的利率市场化将阻碍货币政策有效性地发挥，由此提出推进我国利率市场化的进程的相关政策建议。
关键词：
利率市场化；货币政策传导；货币政策有效性；实证分析
一、货币政策对经济增长的主要作用途径
第一，利率传导途径。随着凯恩斯《通论》的面世以及宏观经济分析模型IS-LM模型的建立，使得利率传导机制正式受到学术界的关注。该理论认为，在货币政策传导中，利率发挥着中间枢纽的作用。扩大货币供应量导致较低的实际利率，从而增加投资，最终导致产量增加。涵盖消费和投资两个层面的该传导过程是对实际利率水平到总产出的作用过程的扩充。
第二，信贷传递途径。伯南克研究显示，在货币政策传导的过程中，信贷途径的传递也可以对国民生产总值产生作用，即便没有通过利率传导途径的作用。信贷传导的基本途径可以表示为:货币供应量的增加会扩大贷款供应引起投资的增加，并最终扩大总产出。在金融市场不发达的前提下，信贷传递渠道能够发挥重要作用。
第三，资产价格传导途径。莫迪利亚尼对此传导渠道提出了新的观点，作出新的诠释。他们对资产的相对价格与真实经济间的相关性做出了突出解释与说明。资产价格传递的基本途径再次可以表现为：货币供应量的增加会带来实际利率的下降，从而导致资产价格下浮，带来投资的增加，最终增加总产出。第四，汇率传递途径。该汇率传导理论的主要观点是，货币政策的使用会调节一国的利率水平，进而对汇率产生冲击，汇率的变动带来一国贸易的改善或恶化，从而对一国的产出水平带来影响。它的基本传递途径可表示为：扩大货币供应量会降低实际利率水平，进而导致汇率的下降，从而减少净出口量，引起总产出的增加。
二、利率与货币政策传导机制
2012年6月8日，存款利率首次上浮，利率市场化改革因开启存款利率浮动上限而发生了本质的进展。货币政策利率渠道的传导过程为：货币政策的作用对市场利率水平产生影响，进而带来消费和投资经济主体行为的变动，从而最后引起总产出的变化。从这个传导过程来看,要想使利率传导渠道发生作用，对货币供应量进行的调节必须要能影响到真实利率，实际利率的变动要能进一步影响市场以及消费和投资，最终影响社会总产出的调节以使货币政策在这一过程中逐步显现出效果。央行要想有效的影响真实利率，需要有一个发达的成熟的货币市场，使得央行制定的利率能够充分地反映市场的供求关系。从长期来看,当央行存贷款利率发生变化时，银行间同业拆借利率也会相应出现波动，并且二者波动的总体趋势相同。但是短期内，就幅度与频率来看，后者的波动性要远远高于前者。同业拆借利率的波动并不总是与央行利率保持正向一致的波动趋势，很多情况下它与央行利率的波动呈反向相关关系。从二者波动的差异性可以看出长期内，央行利率的调节能够一定程度地反映真实利率，但在短期对真实利率的影响力则较弱。此外，从央行调节利率对投资支出带来的影响效果来看，我国货币政策传导机制中的利率传导过程不通畅。
三、货币政策有效性的实证分析
1.变量选取和数据整理宏观经济变量选取国内生产总值GDP进行衡量，货币政策调控则选取金融机构一年期贷款利率LR、狭义货币供应量M1、外汇储备FR三个变量。金融机构一年期贷款利率表示货币政策的价格调控工具，狭义货币量则代表货币政策的数量调控工具。而间接采用外汇储备而非人民币汇率本身来衡量是因为人民币汇率受到过多的政府管理，无法充分反映中国对外经济交往的全面情况。而外汇储备的波动却更能反映我国在与外国贸易往来以及经济交往中，汇率实际水平变动的情况。基于2003-2013年的数据，运用Eviews7.2软件，采用ADF检验法，Granger因果关系检验法，Johansen协整检验法和误差修正模型ECM，最终建立了一年期金融机构贷款利率对国民生产总值的协整方程。在建模时，原先的数据采取对数变化的处理形式以消除异方差对建模的影响。
2.货币政策有效性的实证检验过程
⑴单位根检验。对DLGDPSA、LR、DLM1、DLFR四组数据进行单位根检验，ADF检验结果如下：
⑵因果关系检验。通过Granger因果关系检验方法来检验LR、DLM1、DLFR与DLGDPSA之间的因果关系。检验结果如表2所示：验结果表明，金融机构一年期贷款利率、狭义货币量和外汇储备与国内生产总值数据序列之间的因果关系均成立。⑶协整分析。协整分析研究的是变量之间稳定的一种动态的长期均衡关系。本文采用“Johansen协整检验”，结果如下表所示：表3的检验结果表明，在5%的置信水平下数据序列之间存在着标准化协整关系，其表现见公式1。如公式（1）所示，一年期贷款利率每变动一个单位，将分别引起国内生产总值当期变动0.8390个单位，滞后2期反向变动0.8459个单位。这种结果表明，利率的上涨对经济增长有一定的减缓作用且通常二者间的变化存在一定时滞。在我国的货币政策中，利率的上升在同期会对经济的增长产生正向的促进作用，在滞后2期时，利率变化对经济增长的影响又回归到与原本的经济理论相符合的状态。当货币供应量变动一个单位时，滞后2期、3期和4期的国内生产总值将分别变动0.1675、0.1662、0.1012个单位，这表明，货币供给与经济增长之间的正相关关系在于货币供应量的增加可以促进经济的增长。外汇储备每增加一个单位，将带来国内生产总值增加0.1756个单位。⑷误差修正模型。通过以上协整方程的建立，我们得出协整方程来表示这些变量之间的长期均衡关系，但是从短期来看，变量间的关系可能会失衡，因此，为了提高货币政策有效性模型的精确度，可以建立有约束的向量自回归VAR模型，即误差修正模型。将协整方程（公式1）的残差序列作为误差修正项以校正残差序列，令ECMt=u，来建立相应的误差修正模型，如公式2所示。公式（2）直观地表明了短期内变量波动的影响。在短期，金融机构一年期贷款利率、货币供给量和外汇储备的变化对经济增长的影响与长期保持基本一致的关系。反映在误差修正系数的大小调整，从长期均衡偏离模型。从系数估计值反映出系统调节模型至均衡状态的能力强弱。由此我们可以看出，在模型短期波动偏离了长期均衡的情况下，系统会凭借0.9%的强度大小使非均衡状态经过调节回归到均衡时的状态。
3.实证结论
第一，2003至2013年，我国货币政策的运用取得了一定的效果，对我国经济的持续快速增长起到了促进作用，从国内生产总值这个被解释变量与多个解释变量间的正向相关变动可以看出；
第二，从长期来看，货币供给量M1与经济增长GDP间有着均衡且稳定的关系，滞后2期、3期和4期的长期弹性系数分别为0.1675、0.1662、0.1012，表明长期中货币供应量每增加1%，滞后2期、3期和4期的国民生产总值将分别增加0.1675%、0.1662%和0.1012%，说明在长期中货币供应量的增加为有效的货币政策的实施；
第三，从长期来看，国内生产总值对一年期贷款利率的弹性系数为0.8390，说明利率当期便能对经济的增长产生正向影响。这种异常情况的发生可能是由不完全的利率市场化造成的。货币政策调控中使用的利率并非完全市场化的利率，其波动仍受到较大程度上的政府管制，导致当期贷款利率的降低无法促进经济增长；而在滞后期，利率水平的变化对GDP的影响又回归到正常且这种回归程度正好修正了当期的不合理情况。因此，要想充分发挥货币政策的有效性，务必努力推进利率市场化的进程。
四、政策建议
第一，正确处理政府与市场的关系，使得真正意义上的"金融分权”得以实现。将政府作为调控与领导的主要载体，处理好政府与市场的关系，促进资本市场与货币市场间的良流，协调各部门的利益关系。央行对法定存款准备金率以及信贷规模的调控模式应当经逐步过渡而达到货币市场价格调控模式。银监会、保监会和证券会也应当形成货币市场的监管框架，来共同推进货币市场的发展。
第二，充分运用现代信息技术优势，弥补我国货币市场建设起步晚的劣势。发达国家的金融发展经验表明，一个成熟的金融市场需要一个强大的基础经济制度为支撑。就我国来看，社会主义市场经济体系建设起步晚。作为市场基准利率基础设施的货币市场，还需要加强对市场参与者、信息透明度的有效监管。互联网技术的快速发展为货币市场在技术上提供有效的支持。
第三，规范货币市场产品的宣传，增强货币市场的公众认知度。要想发挥市场基准利率在货币市场中的引导作用，一方面，应完善市场信息机制，便捷金融机构专业人士以及相关研究人士获取研究数据的途径。另一方面，应加强引进与培养货币市场的专业人才，进而使从业人员的综合素质得到提升。第四，适时建立金融机构市场化退出机制、为利率市场化提供良性竞争机制。在经济不断发展的过程中，利率市场化的持续推进必将带来一系列改革的实施，各金融机构为了提升自身实力与竞争力也必将进行相应地整改以优化制度、扩大盈利，他们之间的竞争也因此而日益激烈。作为防范系统性风险的金融部门的关键支撑，适时建立合理可行的金融市场化退出机制逐渐发展成为至关重要的一个环节，在利率市场化改革的政策框架中发挥着不可或缺的作用。
参考文献
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货币政策与利率范文2
我国汇率制度弹性与货币政策的独立性
――基于1994年1月―2011年9月数据的实证研究收稿日期：2012-01-12
作者简介：苏华山（1981-），男，江苏徐州人，北京大学经济学院博士生，南京财经大学经济学院讲师，研究方向为宏观经济理论、劳动经济学。
苏华山
（北京大学，北京100871）
摘要：使用月度数据实证分析1994年以来我国货币政策的独立性，并探讨2005年汇率制度改革对货币政策独立性的影响可发现：以短期存款利率代表官方利率，以同业拆借利率代表市场利率，分析两种国内利率对于世界利率的敏感程度，结果表明官方利率独立性较强，而市场利率独立性很弱。汇率制度改革以后，两种利率独立性大幅提高；鉴于两种国内利率都有缺陷，对货币供给量对国外利率的敏感性进行研究，其结果表明货币政策具有中等的独立性，汇率制度改革后货币独立性显著提高；通过分析货币与外汇储备的关系，可发现冲销操作仍发挥重要作用。
关键词：汇率制度；改革；货币政策独立性；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年人民币汇率并轨以来，我国官方宣布实行管理浮动汇率制，规定人民币对美元的汇率每日波幅为±03%，允许汇率浮动的区间很窄。如图1所示，事实上，长期以来人民币汇率的实际波幅远小于±03%，尤其是1998年东南亚金融危机之后，人民币完全钉住单一美元，波动接近于0。2005年7月21日，我国宣布实行汇率制度改革，与改革之前相比，官方公布的每日汇率波幅仍为03%，然而，根据每日汇率波动数据，波幅明显增大，时常能够达到03%的区间上下限。2007年5月央行将人民币汇率波幅扩大为±05%，汇率波动也时常达到05%的上下限，自2005年至今，人民币对美元已累计升值23%。因此，尽管改革前后，官方宣布的汇率制度并无太大变化，然而，如果根据事实的（de facto）判断标准，可以认为人民币汇率制度的弹性有所提高，但仍与美元保持非常紧密的联系。
来源：根据IMF的国际金融统计数据绘制
图11994年1月―2011年10月人民币汇率变动情况根据“不可能三角”理论，资本自由流动、汇率稳定和独立的货币政策三者不能共存，最多只能实现其中两者的组合。近年来，我国对资本管制逐渐放松，跨国资本流动增加，根据“不可能三角理论”，在我国的汇率制度下，理论上货币政策的独立性受到很大限制。此外，汇率制度改革之后，汇率浮动区间增大，理论上货币政策独立性应有所改善。然而，这只是一种大体的判断，由“不可能三角”理论并不能精确地得出我国货币政策的独立性强弱，理由如下：1“不可能三角”理论阐述三种极端状态不能共存，但对于各种中间状态，无法准确判断。我国资本处于部分管制状态，既非完全流动，也非完全管制；汇率制度既不是货币局式的硬固定，也不是完全浮动，汇率制度改革前后，尽管弹性有所变动，但都属于中间汇率制度。根据Frankel(1999)提出的“半独立、半稳定”的可能性，我国货币政策应该处于部分独立的状态，但独立性如何，无法精确判断。2“不可能三角”理论源于蒙代尔―弗莱明模型，该模型的结论最适用于小国。我国作为全球第二大经济体，总产出、国际贸易、外汇储备规模都很庞大。虽然我国货币不是可兑换货币，但是，并不能将我国当做典型的小国来分析。因此，“不可能三角”可能对我国并不完全适用。汇率改革之后，我国汇率弹性增加，但弹性仍然有限，对货币政策独立性有无改善，或者有多大改善，也无法直观判断。
需要通过实证研究的方法，才能更准确地得出上述问题的结论。本文使用1994年―2011年的月度数据，从利率的独立性和货币供给量的独立性两个方面，考察我国货币政策的独立程度，并进一步分析2005年汇率制度改革是否影响货币政策的独立性。
二、文献综述
根据传统的观点，在资本完全流动的情况下，采取固定汇率制，则本国利率必须追随世界利率，以保持汇率稳定，所以本国利率对世界利率是高度敏感的。在浮动汇率制下，则可以通过调节国内利率，调控国内的需求和就业。所以，汇率制度弹性越小，则货币政策的独立性越差。然而，也有一些研究提出，对于新兴市场而言，由于政府缺乏公信力、通货膨胀的高度传递、货币替代、外币债务等问题，因此，这些国家普遍存在“浮动恐惧症”（Hausmann et al 2001; Calvo 和Reinhart, 2002）。无论这些国家的政府宣称采取怎样的汇率制度，都无法采取独立的货币政策。Shambaugh (2004)进一步提出了资本开放与货币独立的两难困境，对于新兴市场而言，只有在封闭的情况下，才能独立实行货币政策。然而，因为这些国家已经实现了资本自由化，所以，很难实现独立的货币政策。即使它们采取浮动汇率制度，也无法有效抵抗国外的冲击。在浮动汇率下，由于存在风险溢价，且风险溢价受到国际利率的影响，与固定汇率制相比，国内利率对国际利率更加敏感（Frankel et al 2002）。
在实证研究方面，一部分文献的结果与三元悖论不一致。例如，Frankel (1999)研究了20世纪90年代拉丁美洲国家的汇率制度和货币独立性，结果是，采取钉住汇率制的国家，与中间汇率制或浮动汇率制国家相比，其货币政策的独立性并没有表现得更差。Hausmann（1999）的研究结果显示，在1997―1999年间，采取钉住汇率制的阿根廷，其货币政策的独立性反而高于采取浮动汇率制的墨西哥。然而，另外一部分文献却又在一定程度上验证了三元悖论。例如，Frankel(2002)使用PSS方法研究了90年代20个发展中国家和工业化国家，探讨对国外利率冲击的反应的调整速度是否一致，结果表明在长期内，无论采取怎样的汇率制度，对国外利率的反应都是完全的。但是，在短期内，采取浮动汇率制的国家对国外利率的反应较慢，表明浮动汇率制下货币政策独立性较强。Shambaugh (2004)在考虑资本管制和其他控制变量的基础上，采取协整的方法，证实采取钉住汇率的国家，货币政策独立性更差。Borensztein et al (2001) 表明在实行固定汇率制的香港，其利率对美国利率的敏感性远大于实行浮动汇率制的新加坡。
上述研究结果表明，汇率制度与货币政策独立性之间，并无稳健一致的结论。但是，这些研究成果却表明了，发展中国家（尤其是新兴市场）具有一些不同于发达国家的特征，对于这些国家而言，照搬“三元悖论”等传统观点，结论可能存在严重偏差。就中国而言，是不是也存在上述新兴市场的两难困境？在缺乏弹性汇率制度下，货币政策独立性如何？2005年汇率制度改革后，是否能够提高货币政策独立性？目前，国外对于我国这些问题缺乏系统的研究，接下来对国内有关研究的情况进行概括。
龚刚和高坚（2007）构造了一个针对中国的特别的模型，试图从理论上阐明，未来资本完全开放之后，通过人为的限制措施，使金融资产之间不可相互替代，这样既可以维持固定汇率制、又能保持货币政策的独立性。然而，即使这个结论能够成立，这些人为的限制措施是否可行也值得怀疑，因为这将降低金融市场交易的效率，所造成的福利损失可能是巨大的。邓永亮和李薇（2010）使用1996年―2008年季度数据，实证研究表明我国货币政策主要通过货币渠道起作用，增大汇率波动弹性，能够减少货币供应量，增强货币政策有效性。然而，此文使用的是实际有效汇率而非名义汇率，因此，所论述的汇率弹性不是标准意义上汇率制度的弹性，也没有探讨汇率制度的变化对货币政策独立性的影响。孙华妤（2007）研究了汇率制度改革之前，我国采取钉住汇率制时，货币政策的独立性。其他文献则主要使用“三元悖论”进行一些定性分析和统计分析。
三、理论分析
（一）利率独立性理论模型
目前，国外分析货币政策的独立性，大多都是根据利率平价条件，分析国内利率对国外利率变化的敏感程度，以判断货币独立性的强弱。这是因为，20世纪90年代以来，发达国家更多地采用利率作为货币政策的中介目标。之所以较少采用货币供给量指标，是因为货币供给量具有多个层次，难以确定哪个层次能够更好地代表货币政策。而且，在金融创新层出不穷的情况下，货币供给量的统计难度提升，准确度下降。所以，对于这些国家而言，利率的升降更能准确的代表其货币政策的走势。利率平价条件如（1）式所示，其中it表示国内利率，i*t表示国际利率，Et(et+1－et)表示预期名义汇率变动，δt表示国家风险升水。在完全固定的汇率制度下，预期汇率变化为0。如果风险升水恒定不变，则国内利率与国际利率的变化完全一致。
it=i*t+Et(et+1－et)+δt（1）
根据上述原理，为了检验国内利率对国际利率的敏感性，可以构造如下计量方程式：
it=α+βi*t+εt（2）
根据（2）估计出的参数β越大，则说明国内利率对国际利率的变化越敏感，货币政策的独立性越差。在资本完全流动的情况下，一国实行固定汇率制，如果国内外资产的风险状况相同，那么资本的跨国套利行为将使国内外利率变化完全相等，即β=1。在浮动汇率制下，国外利率变化时，由于名义汇率可以立即变动，吸收了部分或全部的冲击，所以理论上β较小，甚至接近于0。
然而，（2）式仅考虑了国内利率对于国外利率冲击的反应，没有考虑利率对于国内经济的反应。对于资本管制的情形，由于货币政策未完全失去独立性，因此，央行仍然会根据国内的产出、失业和通货膨胀等情况的变化，调整货币政策。鉴于此，在（2）式的基础上，用产出缺口代表国内的经济状况，将其也列为解释变量，可得（3）式。其中，yt表示实际产出，y*表示潜在产出，yt－y*表示产出缺口。
it=α+β i*t+φ (yt－y*)+εt（3）
根据奥肯定律，产出缺口和失业率同向变动，因此，也可以用失业率代替产出缺口。此外，根据菲利普斯曲线，通货膨胀率与失业率反向变动，所以，又可以用通货膨胀率代替产出缺口，模型变为（4）式，πt表示通货膨胀率。由于我国产出的月度数据难以获取，失业率的数据质量不高。而通货膨胀率的月度数据完整，质量较高，因此，用（4）式作实证研究可行性更强。当然，由于所用利率为名义利率，所以，通胀率还通过费雪效应影响利率。总之，通胀率能够较好的起到控制变量的作用。
it=α+β i*t+φ πt+εt （4）
（二）我国利率对货币政策的偏离
尽管在国外的研究中，利率变动能够很好地代表货币政策的走势，可以用利率的独立性代表货币政策的独立性，但是，由于我国没有完全实现利率市场化，利率变动能否代表货币政策，还需仔细斟酌。我国官方基准利率由央行制定并下达执行，经常滞后于货币政策走势，可能偏离货币的真实供求关系，甚至出现利率和货币供给量同向变化的情况，可以称为利率与货币政策的偏离。利用非市场化的利率研究货币政策独立性，结果是不准确的。例如，当国际利率上升时，为了维持汇率稳定，央行通过提高准备金率或者公开市场操作回笼资金，减少了货币供给，但是，却保持官方利率不变，这种情况在中国经常出现。由于货币供给减少，市场利率上升。除了银行存贷款之外，其他金融工具的利率市场化程度较高，如银行同业拆借市场、回购市场、债券市场、民间借贷市场等。一部分资金从银行流出到上述国内金融市场，另一部分资金流到国外，但规模可能有限。
如图2所示，在国外利率冲击下，官方利率不变，或变化滞后，但是，货币供给量变化以及国内市场利率的变化，仍可以维持汇率稳定。
图2国外利率冲击下的一种干预的情形基于上述分析，同业拆借利率、回购利率等市场化程度较高的利率（以下简称市场利率）更能反映央行货币政策的动向。分析这些市场化的利率对国外利率的敏感程度，能够更准确地得出我国货币政策独立性的状况。在下文的实证研究中，将分别研究官方利率和市场利率的独立性，通过对比，验证上述假说。
（三）货币供给量独立性理论模型
现阶段我国仍以货币供给量作为货币政策的中介目标，与市场化较低的利率相比，货币供给量能够更好的代表我国的货币政策走势。所以，可以用货币供给量的自然对数mt代替（4）式中的国内利率，得出（5）式：
mt=α+β i*t+φ πt+εt （5）
用货币供给量对国外利率的敏感程度进一步检验我国汇率制度的总体独立性，并分析汇率制度改革对货币独立性产生的影响。至于通胀率与货币供给量之间可能存在的反向因果问题，则可使用工具变量法解决。
四、实证研究
（一）数据来源与描述
本文采用月度数据进行实证研究。月度数据具有两方面的优点：一方面，与年度或季度数据相比，数据频率较高，样本容量较大，能够提高计量分析的质量。另一方面，和日数据相比，能够排除短期噪音的干扰。其中，国内利率、货币供给量、外汇储备数据来自于北京大学CCER经济金融数据库，其他的数据来自于国际货币基金组织的IFS数据库。以3月期活期存款利率i1和7日银行间同业拆解利率i2代表国内的利率水平，以美国短期国债利率i*代表世界利率，以月CPI同比增长率代表通货膨胀率π。银行间7日同业拆借利率的样本区间为1996年1月至2011年9月。其余变量的样本区间均为1994年1月―2011年9月。
（二）变量的平稳性检验
为了避免伪回归和统计检验的失效，在对时间序列数据进行估计之前，需要检验各变量的平稳性。i1和i2分别表示中国3个月期存款利率和银行间7天拆借利率，i*表示美国短期国债利率，π是以CPI同比增长率表示的通货膨胀率，m表示狭义货币供给量M1的自然对数， res表示外汇储备的自然对数。下面使用ADF和KPSS两种方法检验各变量是否平稳，如两种检验结果至少有一种是平稳的，则将该变量作为平稳变量处理。如果两种检验结果都不平稳，则认定该变量不平稳，进一步对其差分进行检验，以确认其是否为1阶单整序列。根据Schwert的建议，最大滞后阶数pmax=12(T/100)1/4，本研究中样本容量T为213，因此最大滞后14阶。然后，根据AIC、SBIC和HQIC等信息准则，在1~14阶之中综合确定最优滞后阶数。检验结果如表1所示，除外汇储备res为1阶单整之外，其余变量均为平稳序列。
表1变量的平稳性检验
变量检验形式（c, t, p）ADF单位根检验KPSS平稳性检验是否平稳i1（c, 0, 4）拒绝单位根假设*拒绝平稳性假设***平稳#Δi1（0, 0, 3）拒绝单位根假设***不拒绝平稳性假设平稳i2（c, 0, 8）拒绝单位根假设*拒绝平稳性假设***平稳#Δi2(0, 0, 6)拒绝单位根假设**不拒绝平稳性假设平稳i*(c, t, 8)拒绝单位根假设**不拒绝平稳性假设平稳Δi*（0, 0, 3）拒绝单位根假设***不拒绝平稳性假设平稳π(c, 0, 13)拒绝单位根假设***不拒绝平稳性假设平稳m（c, t, 12）拒绝单位根假设**不拒绝平稳性假设平稳Δm（c, 0, 14）拒绝单位根假设**不拒绝平稳性假设平稳res(c, t, 3)不拒绝单位根假设拒绝平稳性假设***不平稳Δres（c, 0, 3）拒绝单位根假设***不拒绝平稳性假设平稳说明：前缀Δ表示变量的一阶差分，检验形式（c, t, p）中的三项分别表示常数项、时间趋势和滞后阶数。***表示在1%水平拒绝原假设，**表示在5%水平拒绝原假设，*表示在10%水平拒绝原假设。如最后一列标上#，表示只有一种检验认定该变量平稳。
（三）国内利率对国外利率的敏感性
1GMM估计
对上文中的（4）式进行估计，以分析我国的利率究竟对国外利率更敏感，还是对国内经济变动更敏感。因为模型中所有变量都是平稳的，所以，可以直接对其进行GMM估计。美国利率i*和通胀率π之间的相关系数为022，所以，不存在明显的共线性问题。模型可能存在的问题是内生性问题。从理论上讲，因为中国和美国存在紧密的经济贸易联系，那么，一些遗漏变量可能导致国外利率i*t可能与扰动项相关。如果存在内生性问题，则估计的结果是不一致的。为了解决内生性问题，选择美国广义货币供给量USM2，及其1-4阶滞后项作为美国利率的工具变量。因为美国货币供给直接影响美国利率，与美国利率相关性很高，但是，不会直接影响中国利率。
美国利率i*与USM2及其1-4阶滞后项的相关系数都为 -077，相关性很高。同时，使用Durbin-Wu-Hausman检验，在1%水平拒绝原假设，表明i*确实存在内生性问题。接下来，使用GMM方法进行估计，当存在异方差时，GMM方法更为有效。以i1作为因变量时，对总样本估计之后，进行过度识别检验，Hansen J统计量的p值为068，以i2作因变量时，Hansen J统计量的p值为1，不拒绝所有工具变量均为外生变量的假设。综上所述，工具变量的选取是恰当的。
此后，用同样的方法，再估计汇率制度改革前后的两个子样本，比较汇率弹性增加后，货币政策的独立性是否增强。根据图1，谨慎起见，将改革前子样本的区间定为1997年1月―2005年7月，改革后子样本的区间为2005年8月―2011年9月。估计结果如表2所示：
表2利率独立性的GMM估计的结果
解释变量总样本改革前改革后i1估计值i2估计值i1估计值i2估计值i1估计值i2估计值常数项098***-162***092***-256***162***168***i*032***145***035***173***-002-005π018***006***007***067***019***029***说明：***表示在1%水平显著，**表示在5%水平显著，*表示在10%水平显著。
上述6个估计的F检验表明，方程总体上都是显著的。拟合优度R2分别为077、025、023、013、073和072。t检验表明，汇率制度改革，国外利率的系数不显著，且估计出数值接近于0，Wald检验不能拒绝系数β=0的原假设。其余所有参数在1%水平下均显著。
2估计结果分析
首先，从总样本的估计结果来看，使用官方利率和银行间同业拆借利率，估计结果存在明显的差异。以官方利率i1作因变量时，i*的系数为032，数值远小于1，表明总体而言我国官方利率的独立性较强，同时，对π的系数为018，这表明官方利率对国内经济波动做出积极的反应。然而，以同业拆借利率i2作因变量时，i*的系数高达145，同时，π的系数仅为006，几乎接近于0，表明市场化的利率对世界利率的变动极为敏感，但对国内经济波动不敏感，该利率的独立性很弱。这初步验证了第二部分的假说，官方利率市场化程度低，滞后于真实货币政策，甚至于货币政策走势相反。官方利率独立性强，并不能充分表明我国货币政策独立性强。如果用市场化程度较高的同业拆借利率代表货币政策的真实走势，那么，可以说，我国货币政策的独立性很差，唯美国利率马首是瞻，几乎不能用于调控国内经济。
其次，根据汇率制度改革前的子样本的估计结果，两种国内利率对世界利率的敏感程度也存在显著差异，前者独立性较强，后者对世界利率极为敏感。i*的系数都大于总样本，这表明，在完全钉住美元的汇率制度下，货币政策独立性较差。此外，官方利率对国内经济敏感程度很弱，表明改革前官方利率尽管具有一定的独立性，但利率工具并未很好的用于调节国内经济波动。而银行同业拆借利率对国内经济波动较为敏感，表明货币政策仍能够用于调控国内经济。两种利率之间的差异，潜在的反映了官方利率与货币政策走势的偏离。
再次，根据汇率制度改革前的子样本的估计结果，在以i1和i2作因变量的估计中，i*的系数很小，统计上不显著，且不能拒绝等于0的假设。这表明，汇率制度改革后，我国的两种利率独立性大幅提升，几乎完全独立于世界利率。同时，两种国内利率对国内经济波动的敏感度差异缩小了，表明官方利率与货币政策走势背离的情况得到了改善。总而言之，改革前后的子样本估计结果表明，汇率制度弹性的增强显著地提升了我国利率的独立性。
（四）货币供给量对国外利率的敏感性
为了克服利率市场化不足的缺陷，接下来，直接使用狭义货币供给量的自然对数作为因变量，使用上文（5）式的模型进行估计，解释变量和上文中的利率独立性分析中相同。在原有工具变量的基础上，由于货币供给量与通胀率之间存在反向因果关系，所以，通胀率可能与误差项相关。将通胀率的1-5阶滞后项也作为工具，根据经济理论，货币供给不会影响过去的通胀率，同时，通胀率与其各阶滞后项之间的相关系数在095以上，所以，可以用通胀率滞后项作工具变量。总样本的过度识别检验p值为091，表明工具变量与误差项不相关。估计结果如表3所示：
表3m独立性的GMM估计的结果
解释变量总样本改革前改革后估计值标准误估计值标准误估计值标准误常数项1271***0091167***0061230***003i*-049***002-023***002-017***001π-001*000001001002***001说明：***表示在1%水平显著，**表示在5%水平显著，*表示在10%水平显著。
从总样本来看，各参数统计上均显著，国外利率和通胀率的参数为负，符合理论预期，即国外利率上升时，表示货币紧缩，国内也随之减少货币供给量。通胀率上升，经济过热，也应该紧缩货币。然而，从参数的大小来看，平均而言，世界利率每提升1%，我国狭义货币供给量紧缩049%，根据费雪方程式和货币数量方程，假设实际利率、总产出和货币流动速度不变，如果利率完全市场化，则等价于国内利率提高049%，货币独立性低于上文使用官方利率的估计结果，但高于使用银行间拆借利率的估计结果。但是，货币供给量对于国内经济波动的反应敏感度偏低。
然后，比较汇率制度改革前后的估计结果，可以看出，货币供给量对国外利率的敏感程度有所下降，表明货币独立性提升，但是，提升的幅度相对较小。改革后，货币政策对国内经济的调节作用轻微提升。
（五）外汇储备、冲销操作和货币政策独立性
尽管货币供给量能够较好的代表我国货币政策走势，但是，使用货币政策对国外利率的反应，由于两者单位不一样，因此，得出的系数无法直接判断独立性大小。使用费雪方程式和数量方程式进行转换，需要借助一系列严格的假设，可能失去一定的准确度。接下来，进一步探讨外汇储备与货币供给量之间关系，从冲销操作效果的角度探讨货币政策独立性，作为对上文的结论的补充。从理论上将，外汇储备的变动是官方外汇市场干预的结果，外汇储备变动越多，外汇干预导致的货币供给波动越大，而这种货币变动与国内宏观经济状况无关，所以，这表明货币政策的独立性越差。然而，货币当局一般会对外汇储备变动引起的货币波动进行反方向的冲销操作，使得货币变动与外汇储备变动不是完全对应的关系。如果货币变动对外汇储备变动不敏感，则意味着冲销操作效果很好。反之，则效果不好。
接下来，构造计量方程对此进行估计，如（6）式所示。其中，res为外汇储备自然对数。在此模型中，以通胀率的滞后项作为工具变量，拒绝了工具变量外生的假设，所以不能采用。改用因变量的1-5阶滞后项作为通胀率的工具变量，通胀率与工具变量的相关系数为-04，Durbin-Wu-Hausman在1%水平下拒绝了CPI外生的假设，表明通胀率与扰动项相关。过度识别检验的p值为03，表明工具变量与误差项不相关，可以采纳。使用GMM方法估计总样本和改革前后的子样本，估计结果如表4所示。
mt=α+β rest+φ πt+εt （6）
表4货币供给与外汇储备对数模型的GMM估计
解释变量总样本改革前改革后估计值标准误估计值标准误估计值标准误常数项707***018357***094485***019res052***002097***013075***002π-006***001-017***005-002**001说明：***表示在1%水平显著，**表示在5%水平显著，*表示在10%水平显著。
为了分析是否存在弱工具问题，将估计结果与有限信息极大似然估计法（LIML）的结果比较，参数估计结果相差极小。因LIML方法对弱工具变量仍然稳健，可认为不存在明显的弱工具变量问题。此外，由于模型中外汇储备res不平稳，其他变量均平稳，对估计结果的残差进行ADF检验，在1%水平拒绝单位根假设，表明残差为水平平稳序列，不存在明显的伪回归问题。
从总样本来看，狭义货币供给对外汇储备的弹性为052。对比汇率制度改革前后的子样本，发现汇率制度弹性提高以后，狭义货币供给对外汇储备的弹性从097下降到075，货币供给的独立性显著增强了。但是，从弹性并不能直观判断货币政策独立性的强弱，接下来，将（6）式中货币供给和外汇储备由对数形式改为水平形式，如（7）式所示，M表示狭义货币供给，RES表示外汇储备：
Mt=α+β RESt+φ πt+εt （7）
通胀的工具变量仍未m的1-5阶滞后项，Hansen J 检验p值为046，表明工具变量与扰动项不相关。使用GMM估计的结果如表5所示：
表5货币供给与外汇储备水平模型的GMM估计
解释变量总样本改革前改革后估计值标准误估计值标准误估计值标准误常数项429303***12469158997***54977448892***20856RES76***009199***2873***01π-24456***3194-97038**38039-1726111198说明：***表示在1%水平显著，**表示在5%水平显著，*表示在10%水平显著。
由总样本回归结果可知，平均而言，外汇储备每增加1美元，则狭义货币供给量增加76元（人民币）。样本期平均货币乘数，即M1/M0的均值为41，如没有冲销操作，外汇储备每增加1美元，根据8 RMB/USD的平均汇率，则基础货币应增加8元，M1应增加328元。将估计结果与无冲销结果相比，发现我国冲销操作发挥了重要作用，对冲了75%以上的外汇占款，货币政策仍保持了较大的独立性。然而，根据两个子样本回归结果，改革前后的参数估计结果相差一倍以上，表明货币改革显著地提高了货币政策的独立性。
五、总结
鉴于我国利率市场化程度低的特点，官方利率经常滞后于货币政策走势。所以，官方利率的独立性不能完全代表货币政策的独立性状况，为此，本研究采用了市场化程度较高的银行间同业拆借利率对国外利率的独立性、货币供给量对国外利率的独立性进行佐证，以上几种分析各有优势，通过比较，可以得出较为准确的结论。根据总样本的估计结果，在1994年以来，官方利率相对于世界利率的独立性处于中上等的水平，但是同业拆借利率的独立性极差。同业拆借利率更接近于市场利率，更能够代表货币政策动向。但是，由于样本期同业拆借市场仍处于发展完善之中，规模相对较小，可能对国外利率可能存在过度反应。两种利率的独立性差距较大，真实的货币独立性可能介于两者之间，处于中等水平。货币供给量对国外利率的敏感性的估计结果验证了这个猜想。
此外，比较货币政策改革前后的结果发现，汇率制度改革以后，随着汇率波动弹性的增加，官方利率和同业拆借利率的独立性都大幅提升，汇率制度改革后，两种利率几乎完全独立于世界利率，这个结果有些超乎预期。虽然从理论上讲，汇率弹性增加，利率独立性将提高，但是，毕竟我国汇率制度弹性还较小，因此，利率完全独立的可能性不大，这可能与样本容量不够大，以及两种利率本身的缺陷等因素有关。尽管如此，仍可以确认汇率改革显著提高了货币政策的独立性。随后的货币供给量独立性分析表明，汇率制度改革之后，货币政策独立性有所提升，但改善的幅度并不大。
最后，分析货币供给量与外汇储备之间的关系，表明我国冲销操作仍发挥着重要作用，这是我国货币政策仍具有中等独立性的原因之一。汇率制度改革以来，货币供给对外汇储备的敏感度大幅下降，表明汇改以来，随着外汇占款的急速增加，为了防止货币过度膨胀，冲销操作的力度增强了。
综上所述，本文的研究表明在资本部分管制的情况下，我国的货币政策能够保持中等的独立性，冲销操作发挥了重要作用。汇率制度弹性的增加能够显著地提高我国货币政策的独立性，“不可能三角”理论适用于我国。如果我国外汇储备持续增加，那么单方向冲销操作的空间越来越小，冲销的成本和难度都在增加，加上我国资本开放进程的加快，若要继续维持一定的货币政策独立性，意味着需要进一步提高汇率制度的弹性。
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［7］ Frankel, J., Schmukler, S. and Serven, L., (2002), “Global Transmission of Interest Rates: Monetary Independence and Currency Regime”, NBER Working Paper 8828.
货币政策与利率范文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.
关键词： 货币政策；基准利率；存款准备金率
Key words: monetary policy；interest rate；deposit reserve ratio
中图分类号：F822 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2012）11-0130-02
1 美国与中国货币政策工具的特点
2001年至2010年，美国和中国面临两个主要经济问题：通货膨胀和金融危机。2001年至2003年美国为了刺激国内经济的增长多次下调利率，2003年6月25日联邦基金利率已降至1.0%。2004年上半年美国经济出现强劲增长势头，但同时出现经济过热、通货膨胀明显上升等不安定因素，美联储立即实施了紧缩性的货币政策，至2006年6月联邦基金利率和贴现率分别上调至5.25%和6.25%，紧缩的货币政策直到2007年次债危机爆发后才发生了转变。次贷危机后，美联储迅速调整战略，立即下调了利率，实施了量化宽松的货币政策。2008年12月16日联邦基金利率已调至0-0.25%，贴现率至0.50%的历史低位。2000年至2002年中国为了减轻亚洲金融危机的影响以及刺激国内经济的需要，中国人民银行多次下调金融机构存贷款利率及存款准备金率。1997年10月我国存款利率是5.67%，2002年2月存款利率已低至1.98%。宽松的货币政策在刺激经济的同时也带来了隐患，2006年初国内经济过热、通货膨胀显现，以此同时，央行执行了从紧的货币政策，不断上调存贷款利率及存款准备金率。2008年9月25日我国金融机构存款准备金率高达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年中后期中国受到美国金融危机的影响，相关经济指标出现了下滑，央行又迅速将紧缩的货币政策转变为宽松的货币政策，2008年四次下调了存款准备金率和五次下调了存贷款利率。
从两国货币政策调整可知，两国近几年在货币政策的调整方向上存在一定的相似性。主要表现在美国、中国在应对通胀和危机的态度大致相同，解决膨胀是紧缩的货币政策，应对金融危机是宽松的货币政策。两国在货币政策调整方向上虽有一致性，但在货币政策工具的选择上大有不同。美国货币政策工具主要包括：贴现率、联邦基金利率、公开市场操作等；中国货币政策工具主要有：存款准备金率、存贷款利率、公开市场操作、信贷政策等。表1中的数据显示，美联储对联邦基金利率和贴现率的调节非常频繁；中国近几年虽加强了利率对经济的调节，但仍以存款准备金率作为主要工具。两国在货币政策常规工具的选择上显著的特点是：美国注重从利率政策角度进行调控；中国侧重从存款准备金角度调控。
2 美国与中国货币政策选择的原因与效果分析
2.1 美国与中国货币政策选择的原因分析
2.1.1 利率市场化的差异 中国与美国利率市场化差异主要表现在两点：利率市场化程度的不同、利率机制作用的不同。美国从1970年开始推行利率市场化，到1986年完成，经过三十多年的发展利率市场化程度很高；中国的利率市场化从1980年开始至今仍在继续推进，未完成利率市场化。20世纪90年代后美国的货币政策主要以利率传导机制为主，建立了以利率为中心，包括汇率、通货膨胀率、综合资产价值和货币供应量在内的一揽子综合指标[1]。美联储货币政策的传导机制的实际效应主要是通过利率机制直接传递的[2]。美联储的货币政策通过对联邦基金利率的调节进而影响市场利率、资产价格等最终实现对社会总需求的调控目标。利率机制在货币政策实施中的主导地位主要得益于美国健全的利率传导机制。中国货币政策传导的途径包括：货币供应量、信贷机制、利率机制等，但是利率机制并不是我国货币政策主要传导机制，利率政策在调节我国实际经济中存在阻滞因素，使其无法正常发挥效应。国内许多学者也通过研究论证得出，利率机制在我国不起主要作用，而信贷传导渠道和货币渠道在实际中发挥的作用更大。从以上两点的差异分析可知，利率市场化的完成是运用利率政策调节的基础和前提，通畅的利率传导机制是利率政策能够发挥作用的有力保证。
2.1.2 货币政策目标设定的差异 中国与美国在货币政策目标设定的差异主要表现在：中介目标设定的不同、单一目标与多目标的差异。1993年7月后美联储以“泰勒规则”为指导设定实际利率为货币政策中介目标[3]。中国货币政策的中介目标主要包括货币供应量、利率和汇率，但是三个变量中货币供应量是主要的中介目标。1994年开始中国人民银行将货币政策中介目标从贷款规模转向货币供应量，并于1996年正式将M1作为货币政策的中介指标，同时以M0、M2作为辅助参考[4]，现在关注的是M2。再者，从货币政策的最终目标上，早在1977年《联邦储备系统改革法》中，美国就以法律的形式确定了货币政策的目标，即：充分就业、物价稳定，保持经济适度增长三个目标。20世纪90年代后美国逐渐将多重的货币政策目标转为控制通货膨胀此单一目标[5]。中国的货币政策最终目标包括四个：稳定物价、充分就业、经济增长和国际收支平衡。多目标的体系既有一致性也存在矛盾性，由克鲁格曼的“三元悖论”可知多种货币政策目标在实施中往往无法同时实现，并会影响货币政策整体的实施效应。目前，我国很多学者提出将多重的货币政策目标转为单一的目标。从以上因素分析可知，货币政策中介指标的确立决定了一国货币政策工具选择的偏好，最终目标的不同往往体现了货币政策工具实施的效果。
2.1.3 金融市场发展程度的差异 中国与美国在金融市场发展程度上差异明显，美国已建立起了完备的金融市场体系，而中国未建立。一国货币政策工具不同偏好的选择往往反映了一国金融市场的发展水平，一般而言，金融市场发展程度高的国家会选择更具市场化的工具；金融市场发展程度低的国家会采用行政干预较浓、力度较大的工具。在美国，完备的金融体系具有发达的市场传导机制，成熟的市场机制可以自主发挥效应使得利率机制能够对市场的供给和需求做出正确判断，从而对就业、产出和物价水平产生更加直接稳定的影响[6]，这也是美联储选择将利率政策作为调控经济的主要原因。利率是美国市场体系中的内生经济变量，而利率在中国只是外生变量。中国的金融市场发展程度不高主要表现在：金融市场体系不完备，市场化程度不高；政府的行政干预色彩较强，市场机制的主导调节作用受限。完备的金融市场可以为我国货币政策工具的实施提供良好的制度环境，良好的货币制度环境会进一步推进我国利率市场机制的形成，从而为我国利率政策发挥效应提供条件。但是市场中的行政色彩往往会破坏货币政策意向的信号，使得市场无法自主调节最终无法实现货币政策的调控。
2.2 美国与中国货币政策选择的效果分析 从2001年至2010年美国货币政策的实践中可知，美联储运用利率政策都以微调为主，每次调整大多在25个基点左右，并且调整频繁。利率政策的适度微调会避免经济增长和物价水平的大起大落，从而减少金融市场动荡的风险。[7]但是有学者认为美国利率政策在2002年至2007年存在失误，认为美国金融危机的迅速爆发是由于利率政策不适当的调节引致，表现在：2002至2003年低利率刺激了美国次贷产品的创新和业务蔓延；2006年至2007年高利率促使了次贷危机的形成。[8]但是不能因此否认利率政策在调控美国经济中的重要作用，总体而言，美联储利用利率政策发挥了应有的效用。次贷危机爆发后美联储迅速对利率政策进行调整并配合多种货币政策工具解决危机，最终促使美国经济在2009年发生了根本性的逆转，2009年美国的实际经济增长率达5.7%。
2001年至2010年中国利用存款准备金率这种强货币政策工具对经济进行了调控，也走的是微调的路线，但是由于存款准备金率本身具有调控力度大、快速等特点，使得中国的微调并未实现应有的效果。2001年至2010年我国货币政策总体趋势是上调，上调主要是为了防止通货膨胀、控制过高的经济增长率、稳定银行超发的流动性。2008年美国金融危机的爆发使得中国货币政策出现“反转”，但是从2004年至2010年我国紧缩货币政策的调整分析，央行利用存款准备金效果甚微，通胀依旧是经济面临的主要问题，经济结构的矛盾依旧突出。有学者指出我国货币政策在2008年后存在两大失误：一是08年从紧的货币政策过紧；二是放松过晚。[9]
3 美国货币政策调整方式对中国的启示
此次金融危机中中国受到的影响颇大，中国金融体系脆弱，外贸依存度高达60%以上，危机的爆发使得中国出口拉动型的经济增长模式出现障碍，国内经济面临很多问题。因此，中国应该在发展中不断反思政策的效果，从美国的货币政策调整的经验中学习并不断改进。
3.1 货币政策的调整不仅要依据本国经济的具体情况，而且应该注意各国政策的互动性 近几年我国主要的问题是控制通货膨胀，但是解决通货膨胀不能仅盯住CPI的变动，应该关注通胀现象之后的根本原因，从本源上制定策略。注重别国政策的互动效应，主要是为了警惕主要经济体国家由于相反的政策导致货币政策失效的现象。中国从2006年至2008上半年实施了紧缩的货币政策，但是与中国经济紧密度高的美国在07、08年是宽松的货币政策，资本的趋利性和流动性，使中国市场备受国外资本的青睐，增加了中国市场的流动性，使得国内市场在由于外来因素的影响变得异常复杂，输入型通胀就是最好的印证。
3.2 中国应该继续加强利率市场化进程，顺畅货币政策的传导机制 我国应该继续深化利率的市场化改革，利率机制是货币政策传导机制中非常重要的机制，货币政策要更好的发挥作用，就应该进一步提高利率市场化进程。中国的利率市场化不是一蹴而就的，而是一个渐进、长期的过程，因此我国应该按照规划进行逐步实施。另外，我国的利率政策应该保持适度的稳定并注意对利率机制结构的优化，从而使利率这种调节资源配置基础作用的方式，能够正常反映市场供求的变化。
3.3 我国的货币政策调节应该注重敏感性，建立风险预警机制
敏感的货币政策是指货币政策在实施中受到影响时能够适时调整并反映环境变化。中国货币政策工具对经济的主要变量敏感性不强，敏感性弱就会导致货币政策工具的实施效果大打折扣。2008年美国金融危机是中国货币政策突然转变的外在因素，但是危机中发现我国缺少风险预警和风范机制，风险预警防范机制会把可能影响本国经济发展的国内和国外因素进行定性和定量化的衡量，从而对货币政策的实施做出正确引导。2008年金融危机对中国的影响加深后央行立即启动了宽松的货币政策，由于货币政策存在时滞性，时间的时滞效应会使中国前段紧缩的政策效果受到宽松政策的影响进而导致央行政策无法正常释放调整信号的结果。可见，建立我国风险预警机制十分必要。
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货币政策与利率范文4
一、填空
1、商品和服务的货币价格总水平明显、持续上涨的经济现象被称为( )。
2、中央银行主要货币政策包括( )、( )、和( )。
3、一般性货币政策工具的特点在于调控( )。
4、货币政策目标与宏观经济目标相比，多了( )。
5、中央银行选择性货币政策工具主要用于调节影响( )。
6、间接信用控制中的( )和( )，旨在影响商业银行的信用创造。
7、货币政策作用于总需求，一般由( )方式进行。
8、在投资需求对利率敏感程度很高而货币需求对利率敏感程度很低时，货币政策的效力通常是( )。
9、货币学派把( )视为名义国民收入的基本决定力量。
10、中央银行提高存款准备金率，将导致商业银行信用创造能力( )。
11、中央银行在公开市场上大量的买入有价证券，意味着实行( )货币政策。
12、现代市场经济条件下，有灵活性的货币政策工具是( )。
13、烈的、具有强制性的货币政策工具是( )。
14、一定时期内一个国民经济体所产生并销售的商品和服务总量，称之为( )。
15、人们通常认为，总供给与货币需求量之间有( )的关系。
二、判断
1、凯恩斯学派的货币政策传导机制起决定作用的是货币供给量。
2、当一国居民货币需求中交易需求占比重大时，货币需求对利率的敏感程度低，货币政策效果小。
3、通货紧缩会产生有利于债务人，不利于债券人的收入再分配。
4、物价稳定与经济增长之间存在矛盾。
5、在通货膨胀中，政府往往是的受益者。
6、通货膨胀具有财富分配的效应，而通货紧缩则不具有财富分配的效应。
7、在通货膨胀时期，物价上涨，实际货币数量减少，债务人受损，债权人受益，采用固定利率可在一定程度上逃避通货膨胀对债权债务的影响。
8、货币政策中间目标的作用在于微调。
9、利率是理想的货币政策中间目标。
10、存款准备金政策工具可时常使用。
11、通货紧缩从本质上讲是一种货币现象。
三、 单项选择
1.中央银行货币政策的主要内容之一是( )。
A.货币政策工具;B.货币政策目标;C.利率政策;D.货币政策中间目标;
2.( )一般是中央银行货币政策的首要目标。
A.充分就业; B.经济增长; C.国际收支平衡; D.稳定物价;
3.货币政策中间目标一般有( )。
A.利率; B.信用; C.现金; D.存款;
4.一般性货币政策工具的特点在于( )。
A.周控货币流通; B.调节利率水平;
C.调控信用总量; D.调节经济运行;
5.中央银行选择性货币政策工具主要用于( )。
A.调节影响证券市场信用; B.调节影响一般信用活动;
C.调节影响特殊信用活动; D.调节影响消费者信用;
6.间接信用控制中的( )，旨在影响商业银行的信用创造。
A.道义劝告、信用分配; B.窗口指导、信用分配;
C.窗口指导、道义劝告; D.利率限额、信用分配;
7.货币政策时滞即( )。
A.内部时滞; B.外部时滞;
C.货币政策制定过程; D.货币政策制定实施等时间过程;
8.货币政策作用于总需求，一般由( )方式进行。
A.中央银行调控金融; B.中央银行调节货币存量;
C.中央银行调节货币流量; D.中央银行调控政策支出;
9.“单一目标论”者认为( )。
A.经济增长是货币政策的最终目标; B.金融稳定是货币政策的最终目标;
C.金融安全是货币政策的最终目标; D.稳定货币是货币政策的最终目标;
10.我国货币供应量一般分为( )。
A.三个层次; B.二个层次; C.四个层次; D.五个层次;
11.( )构成我国货币政策传导机制的起点。
A.信贷总量、现金总量; B.现金发行总量、现金流通总量;
C.存款总量、现金总量; D.信贷总量、现金发行总量;
12.中国人民银行国债公开市场上的国债交易利用( )进行。
A.承包方式 B.招标方式 C.摊派方式 D.包销方式
13.在投资需求对利率敏感程度很高而货币需求对利率敏感程度很低时，货币政策通常( )。
A.很有效 B. 较为有效 C.无效 D.可能有效
14.货币学派把( )视为名义国民收入的基本决定力量。
A.货币供给 B.货币需求 C.货币流通 D.货币替代
四、多项选择
1.公开市场业务由( )等组成。
A.本币公开市场业务; B.外汇公开市场业务;
C.国债公开市场业务; D.企业债券公开市场业务;
E.票据公开市场业务;
2.我国存款准备金政策的主要内容是( )。
A.规定缴纳存款准备的对象; B.规定计提准备金办法;
C.规定存款准备率; D.规定存款结构; E.规定存款规模;
3.国际收支平衡表一般包括( )。
A.经常项目; B.资本与金融项目;
C.平衡项目; D.资产项目; E.资金项目;
4.货币政策时滞中的内部时滞可分为( )。
A.决策时滞; B.认识时滞;
C.行动时滞; D.作用时滞; E.控制时滞;
5.货币学派货币政策传导机制涉及( )等相关要素。
A.准备金; B.货币供应量;
C.金融资产; D.价格; E.名义国民收入;
6.凯恩斯货币政策传导机制，涉及( )诸关键量。
A.货币供应量; B.利率; C.投资;
D.物价; E.收入;
7.中央银行货币政策有机组成部分是( )。
A.货币政策目标; B.货币政策工具;
C.货币政策调控机制; D.货币政策时滞; E.货币政策绩效;
8.中央银行货币政策最终目标一般有( )。
A.稳定物价; B.充分就业;
C.经济增长; D.国际收支平衡; E.宏观平衡;
9.中央银行货币政策中间目标由( )构成。
A.操作目标; B.政策目标;
C.货币供应量; D.利率; E.贴现率;
10.货币政策中间目标选择标准有( )。
A。相关性; B.可控性; C.可测性; D.流动性; E.安全性;
11.一般性货币政策工具有( )。
A.再贴现政策; B.公开市场业务; C.存款准备金政策; D.证券市场信用控制; E.不动产信用控制;
12.利率作为货币政策中间目标主要是因为( )。
A.利率可反应货币与信用供给状况; B.供给与需求的相对变化;
C.利率高低易为中央银行驾驭; D.利率资料易于获取;
E.利率相对稳定;
13.再贴现政策影响经济的途径主要有( )。
A.借款成本效果; B.宣示效果;
C.结构调节效果; D.互动效果; E.操作效果;
14.中央银行公开市场业务交易形式主要有( )o
A.直接买卖; D.买回协定;
C.卖出协定; D.委托买卖; E.买卖;
15.直接信用控制的主要方式有( )。
A.直接干预; B.流动性比率;
C.利率限额; D.信用分配; E.指标限制;
五、名词解释
1、 货币政策 2、货币政策的最终目标 3、货币政策的中间目标
4、货币政策传导机制 5、货币政策时滞 6、货币政策内部时滞 7、货币政策外部时滞
六、简答
1、 货币政策的最终目标及其相互关系。
2、 如何选择货币政策中间目标。
3、 高就业如何引起通货膨胀。
货币政策与利率范文5
关键宇：货币政策，经济波动，利率管制
一、引言
自1978年实行改革开放以后，中国经济取得了快速的增长，与此同时增长并不平稳，出现了较大的经济波动，然而，中国经济波动的大起大落现象在1997年以后基本上没有出现，取而代之的是中国经济在此以后实现了平稳快速的增长，也就是说中国宏观经济波动出现了缓和化的趋势。那么，在这一过程中，货币政策作为重要的宏观经济政策手段，对于稳定经济和降低经济波动是否产生了重要影响，是否降低了中国经济波动，这是一个值得分析和考察的问题。
20世纪60年代兴起的货币主义将货币因素看作是经济波动的核心因素，而圣路易斯方程的提出更是为此观点提供了经验支持，从此货币政策与宏观经济稳定之间的关系引起了广泛的研究。20世纪90年代以来美国经济出现了高增长和低通胀的现象，经济学家将这良好的经济表现与美联储正确的政策联系在一起，从而对美国经济稳定与货币政策之间的关系进行了广泛而深入的探讨。例如，Cladda，Cdi，andCerder(2叩0)根据类似泰勒(1993)提出的美联储的利率规则——泰勒规则——为基础，估计了美国不同时期的货币政策规则，指出1979年以前美国经济不稳定的原因是因为此前美国的货币政策是适应性的而不是采用反通货膨胀的货币政策规则，而此后则采用了反通货膨胀的货币政策规则。
中国货币政策有自身的特殊性，不能简单的通过考察利率政策就能确定其操作方式，因为在中国利率还没有实行市场化，中国人民银行可以直接决定市场上最基本的利率，同时中央银行还通过调控货币供应量来实施货币政策，所以考察中国货币政策的变化与宏观经济波动之间的变化不能只考虑其中一个指标的变化与宏观经济波动之间的关系，而应该结合中国货币政策传导机制，充分考虑利率与货币对中国经济主体行为的不同影响方式，从而建立一个反映这些因素的货币政策指标，并在此基础上考察其变化与宏观经济波动的关系。正是基于中国人民银行这种对利率和货币量的双重控制的现实，本文提出了反映这一现实的货币政策指标，并根据这一指标分析了货币政策与中国宏观经济波动的关系。通过分析发现：中国的货币政策虽然具有反周期的操作取向，但是货币政策本身却是造成经济波动的重要原因；中国自1997年以来宏观经济波动明显缓和化，其原因既包括基础因素冲击降低，也包括货币政策冲击的降低；中国货币政策在1997年以后有了很大的改善，主要是货币政策自身的波动减少了，货币政策更加稳健，不再像1997年以前那样在短期内出现巨大的变化。
本文以下部分的结构安排如下：第二部分讨论行为基础；第三部分探讨在利率管制下产出波动与货币政策的关系，讨论货币政策冲击与产出波动的定量关系；第四部分从经验角度考察中国货币政策与宏观经济的关系；最后，第五部分总结全文。
二、微观行为基础
中国目前的利率还没有实行市场化，中国人民银行可以直接决定市场上的最基本的利率，当然，现在中国人民银行开始逐渐放开利率的管制，但是最主要的存款利率以及贷款利率的基本利率及变化范围还是由央行决定。在控制利率的同时，中国人民银行并没有简单地以利率作为货币政策的操作工具，而是宣称以名义货币总量作为货币政策的操作工具。那么，在名义货币总量和利率均由货币当局控制的情况下，显然这二者都是影响经济波动的重要因素。中国人民银行可以通过调整这二者之间一个或两个变量来调控经济波动，下面结合中国货币政策这一特点来分析中国货币政策与宏观经济动态。
考察货币政策如何影响经济活动需要考察货币传导机制，而考察货币传导机制首先需要考察货币需求函数。货币需求函数形式可以表示如下：
(1)
其中lnMdt为t期名义货币量的对数，lnPt为t期价格水平的对数，lnYt为t期的真实产出对数，it为t期名义利率水平，即持币的机会成本，c，α，β为常数，并且α>0，β>0，这三个参数均为反映经济主体的偏好的结构参数。(1)式所表示的是货币需求函数，如果当名义货币供应量M由中央银行直接控制，并且货币市场是出清的，即货币需求Md等于货币供给M，那么，(1)可以表示为
(2)
通过对(2)式进行差分可以得到货币增长率m与产出缺口y、通货膨胀π以及潜在产出增长率g*的关系如下：
(3)
IS曲线反映的是在商品市场均衡条件下支出与真实利率之间的关系，一般而言，真实利率越高，投资成本也越高，消费的机会成本也越高，所以支出就会降低；反之则反之。产品市场出清要求支出与产出相等，因此在其他条件不变的情况下，以产出缺口与真实利率表示的IS曲线其形式可以表示为：
(4)
其中πet+1为本期对下期通货膨胀的预期，ut是自发的需求冲击，为白噪声过程，φ是结构参数，并且φ>0。由于消费受到消费习惯的影响，过去的消费会对本期的消费具有正的影响，而投资由于技术原因往往具有滞后效应，所以在IS曲线中应该考虑过去支出对当期支出的影响。因此，符合现实的IS曲线应该为如下形式：
(5)
其中λ为大于0小于1的常数，当然λ也是反映消费者偏好和生产技术状况的结构参数。
以上分析了需求方面，现在来讨论供给行为，即讨论物价与产出或者通货膨胀与产出缺口之间的关系。反映产出缺口与通货膨胀关系的曲线是著名的菲利普斯曲线。在考虑不完全竞争市场和预期这些比较现实的条件后，Calvo(1983)在结合生产者的最优价格调整的基础上，提出了如下的菲利普斯曲线：
(6)
其中k是大于0的结构参数。(6)式所代表的菲利普斯曲线是在微观主体的最优行为基础上推导而来，因此可以克服Lucas(1976)所提出的对凯恩斯主义经济理论的批判。
三、利率管制下的货币政策与经济波动的关系
以上简要地介绍了用于宏观经济分析的IS-LM-AS框架，虽然中国目前的利率没有市场化，但是中国微观经济主体的行为还是适合用这一框架来描述。首先，对于货币市场均衡而言，在利率市场化条件下，如果货币当局控制名义货币量，微观经济主体可以改变交易数量和价格以及改变货币需求量来影响均衡利率以实现货币市场均衡；而如果在利率非市场化条件下，货币当局控制名义货币量，微观经济主体可以改变交易数量和价格来实现货币市场均衡，这一关系仍然可以用(2)式和(3)式来表示；在这一情况下，如果Mt和it固定，那么Yt和Pt就必须调整，即如果产出上升，那么价格水平将下降。对于商品市场均衡而言，利率管制与否并不影响经济主体的优化行为，如果在预期通货膨胀没有变化的情况下，利率上升会导致真实利率的上升，从而降低支出；如果本期支出上升，而利率不变，那么预期通货膨胀将会调整，即预期通货膨胀上升；如果预期通货膨胀上升，那么当期支出会因为真实利率下降而上升；这与利率市场化情形下的情况没有区别，因此(5)式可以表示在利率管制条件下的商品市场均衡。菲利普斯曲线并不受利率是否由央行控制的影响，(6)式所代表的菲利普斯曲线能够反映中国生产者的最优地调整价格和产量的行为，而利率管制并不影响这一曲线的结构。
通过以上说明可以知道，虽然利率管制条件下，货币政策的传导机制与利率市场化情况下有一些区别，但是IS-LM-AS框架可以用来分析中国宏观经济波动。同时，根据郑超愚(2002)对中国需求管理导向的小型宏观经济模型的经验考察，IS-LM-AS框架是可以作为分析中国宏观经济的基本框架，这一框架与中国宏观经济动态是相吻合的。现在分析由(3)式、(5)式和(6)式组成的动态系统对货币政策的变化是如何反应的。由于该系统由三个行为方程组成，并且正好有三个内生变量，因此，可以实现三个市场均衡，并且这个均衡是惟一的，即中国经济在利率管制条件下存在惟一均衡。由于(5)式中包含预期变量，所以利用菲利普斯曲线(6)式将预期通货膨胀消去得到产出缺口、利率和通货膨胀的关系如下：
(7)
(7)式显示了产出缺口与利率和通货膨胀之间的关系，即产出缺口与名义利率负相关，与通货膨胀正相关，这看上去类似于IS曲线，正是因为这种关系，许多人错误地将(7)看成是IS曲线。在对中国经济的进行动态分析或经验研究时，很多研究者将形如的曲线认为是IS曲线，这显然是不对的。从理论分析角度来讲，μt不是简单的需求冲击；从经验分析的角度来说，利用这种设定而得到的参数估计并不能正确反映经济主体对利率的反应程度，因为所估计的参数并不是IS曲线本身的参数。所以利用形如的曲线当作IS曲线进行经验分析是不可能避免卢卡斯批判的，而建立在此基础上的理论结论与政策建议都是不可靠的。
利用(3)和(7)消去通货膨胀可以得到产出缺口与货币增长和利率的动态关系如下：
(8)
其中是供给冲击和需求冲击的组合，故也是为白噪声过程。
从(8)可以看出，产出缺口除了受到供给需求影响以外，货币政策——货币供应量的增长率、利率水平及其变化——是影响产出缺口的重要因素。由于中国目前实行利率管制，中国人民银行可以通过对利率和货币总量的调控来实现其稳定经济的目标，这与利率市场化的情况存在很大区别，因为货币供应量的变化不会导致利率水平的变化，除非货币当局改变利率水平。
当货币当局增加货币而利率不变时，由(8)知道，产出在短期内会上升，由于故产出缺口会逐渐减少，最终产出回到潜在产出水平。当利率减少而货币供应量不变时，产出或产出缺口的变化取决于货币需求的利率弹性β的大小，如果β大于1，那么产出不但不会上升反而会下降；如果β小于1，那么产出会上升；如果β等于1，那么产出没有变化。对于货币需求的利率弹性β的大小许多经济学家进行了研究，一般认为其小于1，所以，利率下降会导致短期内产出增加，然后逐渐回到潜在产出水平。
以上分析了中国利率管制下的货币政策与宏观经济的动态关系，现在分析货币政策与宏观经济波动之间的关系。在利率市场化条件下，某一时期利率上升或者货币供应量上升，我们可以认为实行了紧缩货币政策，但是在利率管制条件下则不能这样简单的判断，即不能简单地以货币供应量或名义利率水平作为货币政策的指标，因为在利率管制条件下，货币政策是利率变化与货币量变化的组合。从(8)式中可以看出，货币政策是通过mt-it+β(it-it-1)-αg*t这一复合变量影响产出的，因此任何导致mt-it+β(it-it-1)-αg*t变化的政策措施均可以理解为货币政策发生了变化。金融货币">经济,金融货币-[飞诺网]
令mpt=mt-it+β(it-it-1)-αg*t，故mp是利率管制条件下的货币政策指标，那么(8)式变为，
yt=ayt-1+bmpt+vt(9)
令σ2y为产出缺口y的方差，这一指标可以表示产出的波动性，令σ2mp为货币政策指标mp的方差，σ2v为随机冲击v的方差，ρ为上一期产出缺口yt-1与本期货币政策指标mpt的相关系数，由(9)可以知道产出缺口的方差为：
(10)
从(10)式可以看出产出缺口的方差取决于货币政策指标mp的标准差σmp，随机冲击的标准差σv以及上一期产出缺口yt-1与本期货币政策指标mpt的相关系数p。产出缺口的标准差σy是随机冲击的标准差σv和相关系数p的增函数，但是产出缺口的标准差和货币政策指标的标准差之间的关系则比较复杂。由(10)可知产出缺口的标准差和货币政策指标的标准差之间的单调关系取决于下式
（11）
一般而言，相关系数p小于0，的符号不能确定，所以的符号也不确定，也就是说货币政策指标的标准差减少也不一定会降低产出的波动。如果即如果货币政策稳定经济的取向不是很明确，那么，货币政策本身会加剧经济波动而不是稳定经济。如果那么即如果货币政策具有很强的稳定经济的取向，那么，货币政策的强烈变化是为了应对经济波动而产生的，货币政策的变化有助于经济稳定。
由于货币政策面临不确定性和不完全信息，货币政策不能对当期的需求和供给冲击做出反应，所以货币当局往往采用反馈的货币政策规则，反馈的货币政策规则要求对上一期的产出缺口采用逆周期的货币政策，也就是
(12)
其中0＜θ≤1，θ反映的是货币政策反经济周期操作的力度，wt为白噪声过程，是货币政策因为非独立性等其他原因而对货币政策反馈规则的偏离。在(12)这一货币政策规则下产出缺口为yt=a(1-θ)yt-1+bwt+vt，在此政策规则下，产出缺口的方差为：
(13)
显然，在0<θ≤1的条件下，即随着货币政策反经济周期操作力度增加，产出缺口的波动性下降；另外，货币政策中由其他因素引起的政策冲击wt是影响产出缺口波动性的另一个重要因素，当货币政策专注于稳定产出，而不受其他因素影响，那么产出缺口的波动性就会降低。
从(9)式可以看出，如果货币政策是中性的，即mt-it+β(it-it-1)-αg*t=0，在这一货币政策取向下，货币政策仅仅满足潜在产出的需要，而不对产出波动进行任何逆周期的操作，那么，在这一政策取向下，产出缺口的方差为如果货币政策对稳定经济有贡献，那么即产出波动小于由于基本因素(fundamentals)冲击引起的波动；反之，则即产出波动大于由于基本因素冲击引起的波动。如果一种货币政策mp''''比另一种货币政策mp″有所改善，那么一定有
(14)
其中σ2v''''和σ2v"分别反映的是在实施货币政策mp''''和mp"时经济面临的基本冲击。由于在现实经济中，经济学家不可能像物理学家一样进行可控试验，因此考察一种货币政策与另一种货币政策在稳定经济方面的表现时，需要考虑不同货币政策所处的经济状况，具体而言，就是当时所面临的供给和需求冲击。正因为如此，比较货币政策稳定经济的效果时不能简单比较[σy(mp’)]2和[σy(mp")]2，还应该将反映不同政策所面临的现实差别考虑在内。
如果货币决策当局采用反馈规则，那么评判货币政策是否改善就可以直接考察货币政策本身。例如，如果货币政策的独立性更强，货币决策当局更加严格地遵循货币政策规则，即σ2w越小，那么从(13)可以看出，由货币政策而造成的经济波动也就更小；如果货币政策的独立性没有改变，即σ2w不变，那么货币政策反周期的力度越大，经济波动越小；当然，如果这两者均改变，评判货币政策只能采用(14)所示的一般判定方法。
四、中国货币政策与宏观经济波动的经验考察
(一)参数估计
以上从理论角度考察了货币政策与经济波动之间的关系，现在需要结合中国的现实来考察1980年以来货币政策在稳定经济方面的效果及其是否有所改善。为了评价中国货币政策，首先需要对反映经济变量之间关系的参数进行估计。
本文分析所用的数据中名义GDP采用2006年《中国统计年鉴》中支出法核算的国内生产总值；货币供应量采用历年《中国统计年鉴》和IFS所提供的数据，并且采用以中央银行定义的M1代表货币总量；通货膨胀率是GDP缩减指数的变化率，GDP缩减指数通过计算得来，其计算方法为，t年的GDP缩减指数的计算公式为(t年的名义GDP/t年的真实GDP指数)／(1978年的名义GDP/1978年的真实GDP指数)，其中1978年的真实GDP指数为100；中国真实GDP缺口采用HP滤波得到，其计算方法为，由采用HP滤波(其参数λ=25)获得真实GDP对数的趋势值，真实GDP缺口就是真实GDP对数与其趋势值之差；利率采用税后的一年期银行存款利率，一年期银行存款利率rt是根据中国人民银行规定的居民一年期储蓄存款利率水平和执行时间加权平均而获得，计算公式为rt=∑(riΔti)／∑(Δti)，其中一年的时间度量按财务年度计算，即一年按360天计算，一月按30天计算。具体数据见附表。
现在对(2)、(5)和(6)式中的参数进行估计，估计结果如下：
LM曲线估计结果如下：
（15）
IS曲线和菲利普斯曲线包含预期变量，所以对其估计需要采用GMM估计，IS曲线估计结果如下：
(16)
其中工具变量集合包括：产出缺口及两期滞后，通货膨胀及两期滞后，利率三期滞后，名义货币及滞后。
菲利普斯曲线的估计结果如下：
(17)
其中工具变量集合包括：产出缺口及滞后，滞后通货膨胀，利率和名义货币及滞后。
根据估计结果可以得到a=0.78，b=0.17，vt=0.17st+0.57ut。显然，货币需求的利率弹性太大与理论不相符，因此按照一般的理论分析，将其设定为0.5比较合适。
(二)中国货币政策对宏观经济稳定作用的经验考察
根据以上估计我们可以得到反映中国利率管制条件下的货币政策指标mpt=mt-it+0.5(it-it-1)-1.32g*t，代入历年的货币增长率、通货膨胀率、利率变化和潜在增长可以得到历年货币政策操作的情况(见图1)。从图1可以看出货币政策变化状况，中国货币政策在历年中有较大的变动，最高年份和最低年份之间相差达到0.36，根据货币政策指标mp，是否大于0可以知道货币政策是否是扩张的或紧缩的，从图1中可以看出，20世纪90年代以前货币政策的扩张或紧缩力度都很大，以后就比较小了。
由(9)和(10)知道，经济波动由基础因素冲击和货币政策两种因素决定，通过对(5)式和(6)式的估计可以分别得到需求冲击和供给冲击，而供给冲击和需求冲击的组合就是导致经济波动的基础因素(基础因素冲击和产出缺口见图2)。从1980年到2004年基础因素冲击的方差σ2v为1.81×10-4，而产出缺口方σ2r为8.27×10-4，根据(10)式可以得到货币因素对产出缺口的方差的影响为由此可知显然，货币政策冲击并没有降低由基础因素造成的经济波动，反而因为自身的波动造成了宏观经济的波动。如果没有货币政策冲击，由基础因素造成的产出缺口的方差为,由此可知货币政策冲击对产出缺口方差的贡献为44%。
1997年来中国经济波动缓和化，那么，这是货币政策改善的结果，还是基础冲击减少的结果，或者是二者共同作用的结果，为此必须进行详细考察。为了能够做出正确的判断，这里需要采用(14)式所提出的方法进行比较(比较结果见表1)。从表1可以看出，货币政策冲击和基础因素冲击均大幅度降低，基础冲击的方差下降87%，而货币政策导致的产出缺口方差下降了89%，因此共同造成产出缺口方差下降88%。同时，货币政策导致的产出缺口方差占产出缺口方差的比例也从44%下降到39%。由此可见，中国货币政策在1997年以后在稳定经济方面有了很大改善，尽管其改善没有提高到降低基础因素冲击的程度。
下面分析中国货币政策反周期操作的反馈规则。根据(12)式，反馈规则是货币政策对过去产出缺口的函数，由于政策时滞，在经验考察时，货币政策可能并不只是对过去一期的产出缺口做出反应，所以本文采用滞后三期进行回归，然而滞后两期的产出缺口和滞后三期的产出缺口的系数均不显著，采用逐步剔除不显著变量后，回归的结果表明只有滞后一期的产出缺口系数显著。故对估计参数θ的估计结果如下：
(18)
由此可以得到货币政策规则值，以及对规则值的偏离情况(见图3)。从图中可以看出货币政策对其规则的偏离程度越来越小，具有明显的时间趋势。令zt=w2t，通过与时间趋势进行回归可以看出zt具有显著的时间趋势(见图4)。货币政策对其规则的偏离越来越小表明货币政策更加关注经济稳定。
通过以上分析说明，中国经济波动缓和化的主要原因之一是货币政策越来越稳定，货币政策对其规则的偏离程度越来越小，尽管货币政策的波动一直以来都是导致中国经济波动的重要因素。20世纪90年代后期以来，中国经济波动缓和的原因是中国经济所面临的基础因素冲击和货币政策冲击均减少了，货币政策冲击对产出缺口方差减少的贡献大约为45%。
五、结语
语本文根据中国利率非市场化的金融市场现实，结合中国微观经济主体的最优化行为，推导了中国宏观经济动态与货币政策的关系。中国的利率不是由市场决定的，中央银行可以通过调节利率和货币量中的任何一个或两个政策工具来实现其政策目标，所以中国的货币政策指标不能简单的采用其中一个来反映，而是一个包含这两者的复合指标。正是因为上述原因，本文根据利率和货币量对宏观经济波动的影响方式，提出了适合中国现实的货币政策指标——该指标包含货币量的变化，利率水平及其变化。
货币政策与利率范文6
关键词：预期假说；货币政策；收益率曲线；实证研究
中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006－1428（2006）04－0036-04
1.引言
货币政策和利率期限结构(收益率曲线)之间的关系一直是货币经济学研究的热点。传统经济理论认为货币政策是通过其对市场利率产生效应而传递给经济活动的，各国的货币政策制定者一般将短期利率作为他们的主要操作工具，通常是采用银行同业之间的隔夜拆借利率作为货币政策运作工具。然而，实际的经济活动诸如投资和消费在很大程度上是取决于长期利率水平的。因此，货币政策的有效性就高度依赖于其是否会对长期利率产生影响。货币政策制定者为了实现影响实际经济活动的目标，就应当使货币政策可以影响不同期限的利率(整个收益率曲线)。
传统的货币政策传导机制假定利率期限结构可以由预期假说来充分地描述，长期利率是当前和未来短期利率的加权平均值。货币政策制定者通过影响当前的短期利率，就可以改变预期的未来短期利率和长期利率。因此，如果预期假说有效，则货币政策只会引起收益率曲线的平行变动而不会改变它的坡度。鉴于此，Estrell和Hardouvelis、Brenanke和Blinder等采用收益率曲线的坡度来作为预测货币政策是否发生变化的一个先行指标。总的来看，研究货币政策对收益率曲线影响的文献可以分为两大分支，前者如Cuthbertson、Hsu和Kugler等主要研究收益率曲线的动态变化是否与预期假说相一致，结果发现虽然预期假说常被实证结果所拒绝，但它至少可以解释市场利率变动的某些行为；后者如Trhomton、Jondeau和Ricart、Haldane和Read等主要采用事件分析和时间序列分析的方法来量化研究货币政策对收益率曲线的直接影响，结果发现货币政策的确可以影响市场利率，但其影响力随着到期期限的延长而变弱，在收益率曲线的远端甚至变得不太显著。
国内在这方面的研究还较少。文献［8］、［9］和［10］主要从定性的角度分析了货币政策变动与国债收益率曲线之间在理论上的一般联系、货币政策影响利率期限结构的方式和相应的政策建议，但缺乏客观的量化研究；文献［11］运用Granger因果测试、脉冲响应函数和方差分解检验了收益率曲线坡度和央行基准利率在预测产出增长和通货膨胀率中的信息含量，但并未实证检验货币政策是否对收益率曲线有影响以及是否使收益率曲线的短、中、长期部分发生平行变动。因此，本文的目的就是通过研究货币政策传导机制来实证检验我国的货币政策是否对国债市场的利率期限结构(收益率曲线)具有显著的影响，如有，这种影响是否以相同的方式影响收益率曲线的短、中、长期部分，还是存在某些差别。对这两个问题的研究，将有助于评估我国货币政策的有效性。
2.样本数据及处理
本文选用的数据为2004年5月20日到2005年11月3日的313个日度数据，其中央行的货币政策工具即隔夜拆借利率(IBO001)取自中国货币网(http：//省略)，国债回购利率数据(R001、R007、R014、R028、R091和R182)则由上海证券交易所获得。而且，对上述两类数据进行了相应的处理，剔除掉了一些缺失观测。至于从1年期到20年期的国债利率，则是首先由上海证券交易所(http：//省略)获得对应上述利率数据观测日的39只记账式国债收盘价，接着根据当日的国债收盘报价，根据广义息票剥离法并利用Svensson模型估计出该日的国债市场利率期限结构，最后利用获得的利率期限结构参数模型估计出到期期限分别为1到20年的国债市场利率数据。本文的研究所使用的数学软件为Matlab70和Eviews5和SPSS115。
3.省略）
双变量的秩检验结果说明，国债市场各期限利率中除1、2年期与8、9、10年期利率和隔夜拆借利率在5％的显著性水平上不存在双变量的协整关系外，其他各期限利率均与隔夜拆借利率存在协整关系。这表明我国的货币政策对国债市场利率具有一定程度上的长期影响，但对于收益率曲线上不同到期期限的市场利率的影响程度有很大差异，这可以从表2标准化的协整向量(1，β)结果中得到进一步的证明。对于短期和超短期的国债回购市场利率，其与隔夜拆借利率(货币政策工具)的长期参数绝对值接近于1，而对于那些利用国债收盘价估计出的1到20期的市场利率，则长期参数绝对值远小于1，且变动情况也十分复杂。除不存在协整关系的1、2、8、9、10年期利率之外，3到7年期利率的长期参数估计值呈现反复波动，不过仍小于04，而对于11到20年期的利率，长期参数估计值则呈现出有规律的上升态势，但上升幅度很小，且均在05以下。因此，虽然货币政策对我国市场收益率曲线具有效应关系，但其对于中短期、中期和长期利率的影响很弱，这就说明我国目前的货币政策传导机制是很不健全的，市场利率对货币政策的变化不敏感，货币政策很难影响长期利率走势，同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。
标准化的协整向量
4.省略）
根据Kaiser检验显著的三个主成分对各期限市场利率的解释能力分别为727107％、130465％和69151％。其中，第一主成分主要与国债回购利率中的R091和R182以及到期期限从2年到20年的利用国债收盘价估计出的市场利率相关；第二主成分主要与国债回购利率中的R007、R014和R028相关；而第三主成分则主要对应与国债回购利率中的R001和到期期限为1年的市场利率。这表明我国的国债回购市场存在明显的短、中、长期分割现象，而对于到期期限更长的国债市场这种现象却不甚明显。对于我国的国债回购市场，传统的预期假说不成立，因为预期假说认为所有的利率均和同样的影响因子具有强相关性，而本文得到的实证结果显然拒绝了这种观点。相反，本文的结果表明在我国的国债回购市场中存在影响利率变动的不同驱动因素，可以认为与国家货币政策相对应的流动效应是对短期市场利率变动起决定性的因素。下表中的货币政策工具IBO001和三个主成分的样本相关系数更清楚地表明了这一点。虽然货币政策工具变量IB0001和三个主成分的样本相关系数都是显著的，但和第三个主成分(主要与R001相关)的相关系数高达0776，远远大于和前两个主成分的相关系数值。因此，应用主成分分析研究货币政策对收益率曲线效应关系的结果进一步验证了本文前面的结论：我国的货币政策仅能有效地影响收益率曲线的短端，而对中、长端的效应则很低，且使收益率曲线可能发生非平行变动。
货币政策工具IBO001和三个主成分的双变量样本相关系数
5.结论
对上述研究结果进行分析，有以下两点结论：
1)我国的货币政策对于国债市场收益率曲线的效应仅在短期内有效，而对于中长期、长期则基本无效或者效应相当低；同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。说明我国目前的货币政策传导机制还存在问题，有待完善。
2)根据上述的研究结果，可以按货币政策对收益率曲线影响程度的不同进行相应的阶段划分，将与其对应的国债分为六类：国债回购市场短期利率(R001)、中期利率(R007、R014和R028)、长期利率(R091、R182)；国债市场短期利率(1年期)、中期利率(2年到10年)和长期利率(11年到20年)。
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