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货币政策和汇率的关系范文1
1998年，克鲁格曼(Krugman)[1]提出“三元悖论”，即一国只能在货币政策独立、汇率稳定和资本完全流动这三个目标中实现两个，而不可能同时达到。如果资本项目开放，一国就只能在汇率稳定和货币政策独立性中选择其一：要实现汇率稳定则须放弃货币政策独立，要享有货币政策的独立性则须实行浮动汇率制度。1990年代，不少国家都开始放弃中间汇率制（或各种盯住汇率制），朝固定汇率制或浮动汇率制的两极化方向发展。比如说：从1999年4月到2001年12月之间，实行固定汇率制（无独立货币，货币局制度）的国家和地区的数目从45个上升到48个，而实行浮动汇率制度（管理浮动，独立浮动）的国家和地区的数目从73个上升到83个（资料来自于《国际金融统计》1999、2000、2001年鉴与2002年10月期）。表明了各国和地区实行的汇率制度有两极化的趋势，而且更多的国家和地区转而实行浮动汇率制度。
那么，实行浮动汇率制度的国家和地区能否获得货币政策的独立性？本文试图以韩国、泰国、新加坡、香港等为研究对象，分析在资本项目开放下，汇率制度与货币政策独立性间的关系。
2 货币政策独立性的定义和模型选择
2.1 货币政策独立性的定义
货币政策独立性的定义有多种方法。衡量货币政策独立性的一种标准是：货币政策的制定主要是依据本国经济情况还是受到外国货币政策的影响。比如Clarida,Gali和Gertler[2]以及Ball[3]利用货币政策反应方程来检验OECD国家的利率主要是由本国的两个缺口（预期产出水平和实际产出水平的缺口，预期通货膨胀率和实际通货膨胀率的缺口）所决定，还是受到外国货币政策决策的影响。
货币政策独立性的另一种定义为外国利率对本国利率的传导程度和本国利率对偏离缺口的调整速度，本文主要采取这种方法。以Bertola和Svensson[4]提出的目标区模型为基础，该模型重要假设为无套补利率平价条件
附图
其中r(t)为本国利率，r[f](t)为外国利率，e(t)为汇率，E[·]为期望。目标区模型认为在目标区可信的前提下，允许本国利率暂时偏离外国利率。对于汇率制度和货币政策独立性之间的关系来说，如果本国政策是可信的，而且货币当局（中央银行）主要依据本国经济情况（如通货膨胀率和产出水平）制定货币政策，那么一国汇率制度越灵活，就越能享有更多的货币政策独立性。
实证研究采用的模型为
附图
并用外国利率对本国利率的传导程度以及本国利率向长期均衡方向（本国与外国利率的长期关系）的短期调整速度来度量货币政策独立性的高低程度。
2.2 误差修正模型（ECM模型）
为了分析汇率制度和货币政策独立性之间的关系，最主要的就是如何表示外国利率对本国利率的长期传导程度和利率向均衡方向的调整速度。而误差修正模型(Error Correction Model,ECM)具有这样的特点：它既能描述变量间的长期关系，又能描述变量间的短期关系。
误差修正模型为
附图，向量β表明存在协整关系的变量中的各个系数（也即长期均衡参数）；而向量α则衡量变量向长期均衡方向调整的速度。
考虑到影响亚洲各国和地区利率的主要是美国和日本利率，故将外国利率取为美国利率和日本利率，即模型(3)中的r[,2](t)和r[,3](t)。然后建立泰国、韩国、香港和新加坡等国和地区的利率（即r[,1](t))对r[,2](t)和r[,3](t)的误差修正模型。
模型中，长期均衡参数和短期调整参数与货币政策独立性的关系为：如果β较大，意味着美国或日本利率对该国或地区的长期传导程度较大，即货币政策独立性较低，反之则较高；如果α较小（绝对值较大），则表示该国或地区应对美国或日本利率短期反应速度较大，即表示货币政策独立性较低，反之则为较高。
数据样本区间为1990年1月至2002年9月，所选取的国家和地区（泰国、韩国、香港和新加坡）在这段时间内均实行资本开放政策。其中泰国和韩国在经历过亚洲金融风暴后改变了本国汇率制度（从主要盯住美元的汇率制或管理浮动汇率制走向独立浮动汇率制）；香港实行货币局制度，而新加坡实行管理浮动制。
本文将从两个角度来分析泰国、韩国、香港和新加坡的汇率制度和货币政策独立性之间的关系。一为汇率制度改变前后货币政策独立性的变化，如泰国和韩国。二为不同汇率制下，货币政策独立性的表现如何，如香港和新加坡间的比较。表1为一些亚洲国家和地区所实行的汇率制度及其近年来发生的主要变动。
表1 部分亚洲国家汇率制度及主要变动
附图
资料来源：IMF汇率安排和汇兑限制；各国中央银行。
3 数据与实证结果
3.1 数据
本文采用的利率为3个月银行间利率（货币市场利率）的月数据，来源为《国际金融统计》各期和各国中央银行网站。
由于在亚洲金融危机发生时，亚洲各国的利率变化非常大，出现了很多的异常值，因此把样本期分成两个时段：亚洲金融危机前（1990年1月至1997年6月）和亚洲金融危机后（1998年8月至2002年9月）。
3.2 利率的单位根检验
先对各国利率序列进行ADF单位根检验。检验结果如表2。
表2 利率的ADF单位根检验
附图
注：**(*)表示在1%(5%)的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设；临界值参见MacKinnon[5]；香港在亚洲金融危机以后阶段的估计区间为1998.09～2002.09。
由表2，在5%显著性水平下，利率均不能拒绝存在单位根的原假设，除美国、日本利率的一阶差分在5%显著性水平下拒绝存在单位根的原假设外，其余利率的一阶差分序列在1%显著性水平下拒绝存在单位根的原假设，可见利率序列都是一阶单整，即为Ⅰ(1)。
3.3 协整检验结果
利用Johansen协整检验方法检验泰国利率（韩国、香港和新加坡）与美国和日本利率存在的协整关系，结果如表3所示。
表3 协整检验结果
附图
注：**(*)表示在1%(5%)的显著性水平下拒绝不存在协整关系的原假设；临界值参见Osterwald-Lenum[6]。
由表3，不管韩国、泰国还是香港、新加坡，其利率都与美国或日本利率存在协整关系，而且都只存在着一个协整方程。另外，韩国和新加坡的利率在1990年1月至1997年6月间还与日本利率有协整关系，但亚洲金融危机后则与日本利率不存在协整关系，可能的原因是日本实行零利率政策。香港和泰国的利率与日本利率则均不存在协整关系。
3.4 误差修正模型参数的确定
经检验各国利率与美国和日本利率存在协整关系后，可以进一步求出各误差修正模型的参数。
表4 误差修正模型的参数估计
附图
注：括号内为t统计值；**(*)表示在1%(5%)显著性水平下具有显著性。
亚洲金融危机前泰铢盯住美元为主的篮子货币，由表4，美国利率对泰国利率的长期传导度为1.19，对短期利率冲击的调整速度为-0.59，半衰期（计算公式：ln(0.5)/ln(1+x)，其中x为短期调整速度）为0.8个月左右，表明经过半个多月，泰国利率对美国利率调整了50%左右。而亚洲金融危机后，泰国实行浮动汇率制，美国利率对泰国利率长期传导度为0.30，长期传导度有明显降低。短期调整速度为-0.42，短期调整参数的绝对值也有减小，反映在半衰期上就是从0.8个月增大到1.3个月。可见，泰国实行浮动汇率制后，享有更多的货币政策独立性。
韩国的情况也是类同，由表4，在亚洲金融危机之前韩国实行管理浮动汇率制，美国和日本利率对韩国利率的长期传导度分别为0.65和0.57，韩国利率对短期利率冲击的调整速度为-0.22，半衰期为2.8个月。韩国实行独立浮动汇率制后，美国利率对韩国利率的长期传导度下降为0.44，短期调整速度变为-0.28，半衰期为2.2个月；而日本利率对其无影响；虽然从短期调整参数来看，调整速度并没有下降，反而略微有所上升，但是从长期传导度来看，美国利率对韩国利率的影响明显下降。表明实行更为灵活的汇率制度之后，韩国的货币政策独立性增强了。
下面比较实行不同汇率制的香港和新加坡（香港实行货币局制度，新加坡为管理浮动制度）。由表4，亚洲金融危机前后，美国利率对香港利率的长期传导度都非常接近于1，表明在货币局制度下，香港利率完全由美国利率所决定。而新加坡在亚洲金融危机前，美国利率和日本利率对其利率的长期传导度分别为0.48和0.40；而亚洲金融危机后，只有美国利率对其利率有传导作用，但下降到0.35。对比一下二者的长期传导度，可以发现存在着显著的差异，特别是在亚洲金融危机之后。另外，更加明显的一点是香港利率对外国利率的短期调整速度远远快于新加坡：前者在亚洲金融危机前后的数值分别为-0.59和-0.65（半衰期分别为0.8个月和0.7个月），而后者在亚洲金融危机前后的数值分别为-0.20和-0.28（半衰期分别为3.1个月和2.1个月），再一次显示了香港的货币政策缺乏独立性。
4 结论
本文以韩国、泰国、香港和新加坡为研究对象，分析在资本项目开放下，汇率制度和货币政策独立性间的关系。结果表明，在资本项目开放下，与盯住汇率制（或管理浮动制）相比，泰国、韩国在实行浮动汇率制时享有更多的货币政策独立性。而实行管理浮动汇率制的新加坡要比实行货币局制度的香港享有更多的货币政策独立性。
上述结果对于我国有其一定的参考价值：在我国资本项目将逐渐开放的条件下（加入WTO后允许外资银行经营国外、国内客户的外汇业务；允许外资保险机构扩展保险业务并增持股份；成立合资基金公司；实施QFII制度等），若要保持国家货币政策的独立性，应逐步从盯住汇率制转而实行更为灵活的汇率制度。
收稿日期：2002-12-12
【参考文献】
[1] Krugman P.The eternal triangle[EB/OL].web.mit.edu/krugman/www/,
1998-10-13.
[2] Clarida R,Gali J,Gertler M.Monetary policy rules and macroeconomic stability:evidence
and some theory[J].Quarterly Journal of Economics,2000,115(1):147-180.
[3] Ball L.Policy rules and external shocks[R].NBER Working Paper No.7910,2000.
[4] Bertola G,Svensson L E O.Stochastic devaluation risk and the empirical fit of
target-zone models[J].Review of Economic Studies,1993,60(3):689-712.
[5] Mackinnon J G.Critical values for cointegration tests in long-run equilibrium relationships:readings in cointegration[M].Oxford:Oxford University Press,1991.
货币政策和汇率的关系范文2
关键词:汇率;货币政策;中介目标
一、理论和方法
1.货币政策中介目标的概念。要理解货币政策中介目标的概念首要要对整个货币政策框架有所了解。一般的货币政策操作框架通常包括政策工具、操作目标、中间目标和最终目标等几个部分。货币政策工具是指中央银行为达到货币政策目标而采取的手段;最终目标是中央银行实施货币政策最终将在经济的实际领域达到的宏观经济目标;由于货币政策对最终目标的影响不仅是间接的,而且效果是不稳定的,所以,货币当局需要盯住介于货币政策和最终目标之间的一些变量,并根据其变化所反馈的信息及时修正货币政策操作,从而更有效地达到最终目标。这些中间变量就是货币政策中介目标,它包括操作目标和中间目标,前者是近期中介目标,后者是远期中介目标。
由上所述,货币政策操作框架可以简化为“货币政策中介目标最终目标”。就我国来说,货币政策的最终目标是“保持货币币值的稳定,并以此促进经济增长”,而长期以来我国的货币政策主要通过调节货币供应量来调控国民经济,因此,我国的货币政策操作框架可以简化地表示为:“货币供应量中介目标通货膨胀或经济增长”。由于本文待考察的“中介目标”是汇率,我们用符号将上述简化框架表示为:MECPI;MEY。
其中M表示货币供应量;E表示汇率;CPI表示通货膨胀;Y表示产出。
2.中介变量法简介。中介传导性的影响关系通常使用中介变量法进行验证(Baron&Kenny,1986;Shaver,2005;佟岩、程小可,2007)。中介变量法是三个层次关系的统一体,因变量的发生不仅受到自变量的影响而且受到中介变量的影响,同时中介变量也在受到自变量的影响。在这种情况下,要想说明自变量对因变量的影响是通过中介变量实现的,必须经过3个步骤:
(1)自变量X对因变量Y的影响成立。这是进行进一步检验的基础。如果自变量和因变量之间不具有关联关系,那么就无所谓中介变量的存在。
(2)自变量X对中介变量M的影响成立。如果自变量对中介变量没有影响,那么即使该中介变量显著影响因变量,也无法说明它在自变量和因变量之间起了中介作用。
(3)自变量X和中介变量M同时影响因变量Y时,即纳入同一方程时,自变量对因变量的影响不再存在。这时可以证明自变量对因变量的影响全部由中介变量传递实现。当然,在人文与社会科学中,这种绝对的中介变量很少存在,大部分都受多个因素的影响,所以这一步骤中经常出现的情况是自变量对因变量的影响依然显著,但对因变量的作用显著弱于第1个步骤,那么就可以认为它对因变量的影响有一部分通过中介变量实现,三者之间的传导关系成立。
根据这一方法的要求以及前述简化的货币政策操作框架,本文需要实证检验:(1)我国的货币供应量(自变量)对通货膨胀或产出(因变量)的影响成立;(2)我国的货币供应量(自变量)对汇率(中介变量)的影响成立;(3)我国的货币供应量(自变量)和汇率(中介变量)同时影响通货膨胀或产出(因变量)时,即纳入同一方程时,货币政策(自变量)对通货膨胀和产出(因变量)的影响不再存在或显著减弱。只有这三步都成立,才能证明该货币政策操作框架是有效性的。
3.“中介变量”和“中介目标”的关系。由上所述,我们知道,“中介变量法”中的“中介变量”并不一定就是货币政策操作框架的“中介目标”。因为凡是X影响Y,并且X是通过一个中间的变量M对Y产生影响的,M就是“中介变量”,但M要成为货币政策的中介目标它必须满足“三性”(可测性、可控性和相关性)的要求。然而,尽管“中介变量”和“中介目标”二者之间不尽相同,但也有密切关系。仔细观察可以发现,如果M完全通过了“中介变量法”的三步检验,那么至少可以说该变量满足了“三性”中的可控性(X影响M)和相关性(M影响Y),并且具有中介传导功能。显然,就现实而言,在当前我国有管理的浮动汇率制度下,货币当局通过制度约束和公开市场操作手段确实能够实现对汇率的有效控制,而且在现实中汇率也确实具有可测性,因此,如果“MECPI;”和“MEY”中的E完全通过了“中介变量法”的三步检验,我们就可以认为在这两个货币政策操作框架中能够担当货币政策“中介目标”的角色。
二、实证过程
1.变量和数据。
(1)因变量。本文分别利用经济增长和通货膨胀作为因变量。其中,通货膨胀以1994年为基期的定基季度居民消费价格指数(CPI94)表示。至于经济增长,为了消除通货膨胀的影响我们以实际GDP作为变量。由于我国公布的季度GDP是累计名义GDP,因此,我们首先通过计算得到当季名义GDP,然后再将名义季度GDP转化为实际季度GDP,方法为:实际季度GDP=(名义季度GDP/CPI94)*100。CPI和GDP的原始数据都来自《中国人民银行统计季报》。
(2)自变量。本文将货币政策的变量作为自变量。关于货币政策变量的选择,可以是利率,也可以是货币供应量,考虑到我国的货币政策长期以来主要通过调节货币供应量来调控国民经济,因此我们选择货币供应量(M2)作为货币政策的变量。在进行数据处理时,首先将M2用定基CPI94进行修正,方法为:实际M2=(名义M2/CPI94)*100。M2的原始数据来自国际货币基金组织(IMF)网站。
(3)中介变量。本文以人民币汇率作为待考察的中介变量,而用人民币实际有效汇率(REER)作为人民币汇率的变量。虽然实现汇率并轨后,人民币在相当长时间基本上是盯住美元的,而除美国以外的许多国家和地区也是中国的重要贸易伙伴,其货币对美元汇率波动比较频繁,会间接引致人民币对这些国家和地区货币价值的变动,因此用实际有效汇率更能反映综合影响。人民币有效汇率数据来自国际清算银行(BIS)网站。
以上所有变量数据的样本区间都是2005Q3～2009Q3,所有数据都进行X-12季节调整并取自然对数,以消除季节性影响和剧烈波动。各变量符号及其数据来源见表1。
2.“中介变量法”实证检验。
(1)平稳性检验。要进行协整分析,首先应该检验各利率序列的平稳性,以上四个变量序列的单位根检验结果见表2。
由表2中的检验结果可知,所有四个变量序列都是一阶单整,因此可以对这四个变量序列进行协整回归分析。这里我们应用E-G两步法进行协整检验:首先建立协整回归方程,估计协整参数,并得到相应的残差序列;然后检验残差序列的平稳性,如果残差序列平稳,说明变量序列之间存在协整关系。
(2)协整检验。根据“中介变量法”,我们需要依次考察:①货币供应量对通货膨胀的影响和;②货币供应量对产出的影响;③货币供应量对汇率的影响;④加入汇率后货币供应量对通货膨胀的影响和;⑤加入汇率后货币供应量对产出的影响。由此分别建立协整回归方程如下:
(1)LNCPI94t=?琢1+?茁1·LNRM2t+?着1t
(2)LNRGDPt=?琢2+?茁2·LNRM2t+?着2t
(3)LNREERt=?琢3+?茁3·LNRM2t+?着3t
(4)LNCPI94t=?琢4+?茁4·LNRM2t+?啄1LNREERt+?着4t
(5)LNRGDPt=?琢5+?茁5·LNRM2t+?啄2LNREERt+?着5t
其中,下标t表示时间序列。截距?琢是常数项。?茁和?啄是响应系数,分别度量了实际货币供应量和汇率对通货膨胀或产出的影响程度。?着t是随机扰动项。其他各变量符号见表1。运用计量软件Eviews6.0,方程(1)～方程(5)的回归结果见表3。
由表3可知实际货币供应量对通货膨胀有正向影响(方程(1)),实际货币供应量增加1%,通货膨胀增加大约0.23%;实际货币供应量对产出也有正向影响(方程(2)),实际货币供应量增加1%,产出增加大约0.74%。这些回归结果在99%的置信水平上都是显著的,但是由于以上回归的DW值偏低(0.2670和1.1745),说明回归的残差序列存在正的序列自相关,模型可能存在伪回归问题。由此我们进行E-G两步法的第二步,对残差序列进行平稳性检验,对残差的ADF检验结果见表4。
表4中方程(1)残差序列的平稳性检验结果表明,该方程的残差序列在1%的显著性水平下是平稳的,说明方程回归不是伪回归。由此可知,实际货币供应量和通货膨胀序列之间确实具有协整关系。由于协整检验在统计上是显著的,达到了“中介变量法”第一个步骤的要求,可以进入下一步的验证。同样,方程(2)残差序列的平稳性检验结果也表明,该方程的残差序列在5%的显著性水平下是平稳的,就是说实际货币供应量和产出之间也具有协整关系,可以进入下一步的验证。
“中介变量法”检验的第二步结果见表3方程(3),显然实际货币供应量对汇率的影响也是正向的,实际货币供应量增加1%,汇率增加大约0.36%,并且这些回归结果在99%的置信水平上是显著的。但是由于该回归的DW值也偏低(0.6385),也需要进行E-G两步法的第二步,对残差序列进行平稳性检验。表4中方程(3)残差序列的平稳性检验结果表明,该方程的残差序列在1%的显著性水平下是平稳的,说明方程回归不是伪回归。由此可知,实际货币供应量和汇率序列之间确实具有协整关系。这满足了“中介变量法”第二步的要求,于是可以继续检验下一个步骤。
“中介变量法”检验的第三步结果见表3方程(4)和方程(5)。方程(4)是在方程(1)中增加了一个汇率变量,与方程(1)相比,系数?茁的值从0.2287减小为0.1127,下降了50.72%,并且0.1127的这个回归结果在统计上是不显著的,正好满足了“中介变量法”第三步的要求,说明货币供应量对通货膨胀的影响部分是通过汇率实现的,三者之间的传导关系成立。再看方程(5),方程(5)是在方程(2)中增加了一个汇率变量,与方程(2)相比,系数?茁的值从0.7438减小为0.5684,下降了23.58%,显然也满足了“中介变量法”第三步的要求,三者之间的传导关系成立。
综上所述,在2005Q3～2009Q3期间,汇率在“MECPI;”和“MEY”两个框架中确实都完全通过了“中介变量法”的三步检验,因此可以认为“汇改”后人民币汇率已经能够担当我国货币政策中介目标的角色。
货币政策和汇率的关系范文3
关键词货币政策汇率变动稳定
市场经济是建立在发达的货币信用基础上的，将货币政策作为主要的、常规的宏观经济调控工具是市场经济的内在要求。货币政策一般应包括政策目标、实现目标所运用的政策工具、货币政策的传导机制和中介目标及政策效应等诸方面内容，其中目标的选择是首要问题。1995年央行根据《中国人民银行法》将我国货币政策目标定位为：保持货币币值的稳定，并以此促进经济增长；所谓币值稳定应该包括对内和对外两个层面的含义，对内要力求货币供需总量长期均衡，对外则要保证汇率基本稳定，所以汇率政策应当视为我国货币政策的一部分。另一方面，汇率制度对货币政策又有着重大影响；因此只有妥善处理两者关系才可能使得政策顺利执行并取得预期效果。
1我国施行稳健的货币政策
改革开放初期，我国社会总供求关系极不平衡，基本上处于供不应求的背景之下。与这种宏观经济不均衡状况相适应，我国只能施行适度从紧的货币政策。
随着改革的深化，我国社会总供求关系出现巨大转变，但是由于改革过程中某些矛盾没有得到恰当处理，也是由于我国的具体国情使然，1997年出现了始料未及的市场需求不足态势，而亚洲金融危机的爆发更使得这一矛盾日益突出，通货紧缩的迹象初步显现：1997年下半年我国GDP增长率开始下降，物价指数持续下跌，国内市场萎缩，失业增加。为了防止经济滑坡，政府适时地提出要把扩大内需作为促进经济发展的一项长期战略方针，推行积极的财政政策和稳健的货币政策：央行从1997年10月份开始在坚持适度从紧的前提下，采取了一些灵活微调的松动性措施；1998年3月央行合并准备金账户，并先后两次调低法定存款准备率，适当增加了货币供给量；从1996年起央行8次下调利率，优化了利率结构和利差水平；继续实行有管理的浮动汇率制度，1998年人民币坚持不贬值，保证了国内及亚洲经济的稳定，这一系列措施取得了显著成效。
然而西方国家多年的实践经验表明，长期实行凯恩斯主义的国家干预政策的必然后果是经济滞胀。中国实行扩大内需政策之后并没有出现严重地滞胀，但近年社会总需求的增长往往过于依赖少数部门，高增长、无通胀的背后掩藏了难以调和的结构性矛盾；诸多迹象表明，虽然现实的通货膨胀没有出现，通货膨胀预期却开始上升，比如2002以来的住房信贷的持续扩张，2003年以来难以控制的局部“投资热”。在此情形下，央行及时作出调整，2003年以来采取多种措施以期通过货币政策的调控缓解通胀压力。
（1）法定准备率的调整。2003年9月起央行两次决定将存款准备率提高，以抑制投资过热造成的信贷扩张，并降低由于外汇占款大幅增加带来的流动性增长；同时根据金融体系不良贷款率高而资金充足率低的状况，对金融机构实行差别存款准备金率制度，以强化其风险防范作用。(2）再贴现率的调整。2004年1月央行规定商业银行、城市信用社贷款利率浮动区间的上限扩大到1.7倍，农村信用社扩大到2倍；此后，2004年10月央行又决定将金融机构一年期存贷款基准利率均上调0.27个百分点，同时放宽金融机构贷款利率上浮区间，商业银行贷款利率实行下限管理，城乡信用社贷款利率浮动上限扩大至基准利率的2.3倍，并允许金融机构存款利率下浮。
（3）公开市场业务的调控。面对银行体系流动性剧烈波动和投资过热、信贷增长过快等情况，2004年央行共开展110次人民币公开市场操作，通过人民币公开市场操作净回笼基础货币6690亿元。全年共发行105期央行票据，发行总量15072亿元，年末央行票据余额为
9742亿元；开展正回购操作43次，收回基础货币3330亿元；开展逆回购5次，投放基础货币1490亿元。这些政策的施行能否实现预期的目标，可能还有待时间的验证；但是从中我们可以发现，央行始终将保持币值稳定放在第一位，追求的是国民经济长期均衡地增长。
2人民币汇率制度的选择
所谓汇率即两国货币折算的比率，或者说是以一国货币单位所表示的另一种货币单位的价格。汇率是一种特殊的价格，之所以说它特殊，一是在于它的表现形式特殊，它是以一国货币表示另一国的货币；二是在于它作为一种价格指标，对于经济社会中其他价格变量有着特殊的影响。
作为本国货币与外国货币之间价值联系的桥梁，汇率在本国物价和外国物价之间起了一种纽带作用，它首先会对国际贸易产生重要影响，同时也对本国的国民生产结构产生影响。因为汇率的高低，会影响到资源在出口部门和其他部门之间的分配。此外货币领域也会因为汇率的变化，大量资金相应地从一种货币流向另一种货币；在国内金融市场上则可以看到汇率随着货币供求状况的变化而进行适应性变动，反过来汇率对国内货币状况也会产生极大影响。改革开放以来，人民币汇率走过了一个先贬值后升值的过程。
第一阶段为改革开放至汇率改革时期，此间人民币兑美元汇率从1.5∶l（元／美元）下滑到8.6∶l（元／美元）。人民币的大幅度贬值主要是因为当时我国外汇储备不足、物价大幅上涨，而国内又急需扩大出口。在实施贬值后，缓解了国内工资水平大幅上涨的压力，也吸引了更多国外投资，为我国这一期间经济的高速增长作出巨大贡献。
第二阶段为1994年至今，这一阶段人民币币值基本保持稳定。1994年人民币汇率并轨，取消官方汇率，形成了以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制。此后的几年里，人民币汇率一直在8.72－8.27（元／美元）之间浮动。即使在亚洲金融危机中，中国依然坚持人民币不贬值；由于人民币稳定，我国出口减少、经济增长放缓，但却保持了经济、社会的稳定和发展，并促使亚洲金融危机尽快结束，避免了世界性金融危机，这一行为受到了国际社会的高度评价。
我国将货币政策目标定位于保持人民币币值稳定，而根据购买力平价理论，一国货币的对内价值决定了其对外价值，所以在国际经济波动不大的条件下，保持汇率稳定也是我国货币政策的要求；从我国近年汇率政策实践和实际汇率变动状况来看，基本上也与我国的货币政策相一致。
3我国稳健货币政策下汇率的变动趋势
1994年以后，我国实质上施行的是单一的钉住美元的固定汇率政策。而根据蒙代尔———弗莱明模型，固定汇率及固定汇率的维护措施限制了货币政策的独立性，不利于短期和中期内的内部均衡和外部均衡。克鲁格曼进一步提出固定汇率、资本流动与独立的货币政策三者不可兼得，即著名的“三元悖论”。所以从理论上看，我国汇率的任何变动将可能影响国际收支的均衡并导致原有货币政策的失灵，汇率政策的调整需要特别的谨慎。
影响我国汇率形成的因素众多，2002年以来，人民币汇率面临巨大的升值压力：美元近来数次加息，一直以来盯住美元的人民币由于需要保持币值稳定，升值预期增强；多方国际势力因为其切身利益需要，指责中国政策操纵人民币汇率、输出通货紧缩，要求人民币升值，要求中国政府解除外汇管制；外汇储备增加，人民币供应压力增大；中国对欧美贸易长期的顺差也使得人民币升值压力增大；当前的宏观经济过热也需要货币当局采取类似升值等紧缩性政策。
但是对于中国这样一个大国，判断汇率问题的主要标准应该是国内经济状况，关键是看国内经济在现行汇率制度下的运行状态和经济发展的可持续性。保持经济的稳定性将更为重要：汇率稳定将为中国的企业提供一个内外一致的稳定的货币环境；稳定的币值也有利于我国的出口贸易和利用外国直接投资。长期以来，中国的经济增长主要依靠投资拉动，经济周期也主要表现为投资周期，稳定的投资有利于我国增加国内的有效需求、缓解就业压力，维持一定的经济增长速度；人民币币值的稳定有利于提升人民币在周边地区经济中的可信任度，同时也有利于亚洲和世界经济的稳定发展，这一作用在亚洲金融危机中已得到充分表现；当今世界金融市场充斥着投机行为，人民币贸然改变钉住美元的汇率机制，将有可能引发中国甚至是世界的金融危机，中国近年来外汇储备的巨额增长就与国际金融投机行为不无关系。
所以，一直以来力求人民币汇率的均衡和稳定的政策在现实中也显现了良好效应。
但是汇率的形成有其自身的规律可循，一国货币的相对价格首先决定于这个国家的经济实力，货币的对内价值决定了其对外价值；从世界经济发展的历史来看，伴随着一国经济和贸易迅速发展，其货币几乎无一例外地趋向升值。中国经济经过近20多年持续、稳定、快速的增长，人民币升值将是必然的趋势。而随着中国经济的发展，对外部资源的依赖度必然提高，适度提高人民币估值，也有助于多吸收外部资源并减轻输入型通胀的压力。
从制度理论研究的角度来看，固定汇率制在资本自由流动的环境下，其维持成本是相当高的，有时甚至是不现实的。目前美元持续贬值，世界主要国家货币汇率波动频繁，使得我国外汇储备承受了更大的风险，维持国际收支的平衡也异常艰辛；再者，我国现行的结售汇制是通过外汇占款投放基础性货币的，这将必然导致货币投放的结构性失衡，不利于我国经济全面均衡地发展。所以，弹性汇率制取代固定汇率也将是大势所趋；只不过，这个变革过程应当是谨慎和渐进的。
4结论
综上所述，在现行货币政策下，人民币升值在中长期内是可以期待的，但短期内应当保持汇率水平的相当稳定。完善人民币汇率形成机制是必须的，应当积极推动汇率的市场化进程，尽可能快地形成合理、均衡而又具有弹性的人民币汇率，但是这一进程需要中国宏观经济的稳定、市场经济的完善和金融体系的健全作保证，就目前而言，一次性改变人民币平价是缺乏科学和理性的，扩大汇率浮动幅度或者是改变钉住目标将更加切实可行。
参考文献
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货币政策和汇率的关系范文4
从蒙代尔—弗莱明—多恩布什（M—F—D)模型及新开放经济宏观经济学模型（NOEM）出发，通过构建SVAR模型，基于汇率传导机制分析日本量化宽松货币政策效果。研究结果表明：日本超量化宽松货币政策短期效果良好，汇率对物价的传导作用较显著，对产出的传导受阻，主要因为日元贬值未明显改善贸易收支；随着日本基础货币投放加码，广义货币供应量增长速度放缓，货币流动性有可能滞存金融体系并滋生资产泡沫，政策效果随之打折；鉴于日本量化宽松货币政策有愈演愈烈之势，易与美国退出量化宽松产生共振效应，故中国不仅应吸取其宽松金融政策的实践经验，同时需要审慎对待并及早应对其负面冲击。
关键词：
日本；量化宽松；汇率传导机制；SVAR；政策效果
一、引言
在以利率为主要调控工具的“价格型”货币政策与财政政策调控空间均缩窄的情况下，日本学术界对量化宽松货币政策效果寄予厚望[1]。2008年全球金融危机以来，日本施行量化宽松货币政策的步伐趋于加快，政策目标从最初的稳定金融市场开始转变为解决通货紧缩和提振经济。“日本版”量化宽松货币政策最显著的成效便是有力引导了日元下行。日元汇率贬值有助于打破日本市场现有的利益格局，指引资金流向，一方面借由汇率下行促进出口，增加投资及消费，进而拉动产出增长。另一方面抬高进口原材料及商品价格，可以通过汇率传递效应影响物价。如果说，“日本版”量化宽松货币政策的显性目标不外乎稳定金融体系、摆脱通货紧缩及提振经济，那么其隐形目标则是革新日元汇价机制[2]。2014年10月底美国宣布退出量化宽松，然而仅隔一天，日本央行突袭式扩大量化宽松规模。“日本版”量化宽松货币政策持续发酵，开始与美国背道而驰，美日元汇率在未来难免震荡。尽管国内量化宽松货币政策研究成果较丰富，但大多以研究美国为主，研究日本的相对较少，且实证分析集中于小泉时期的首次量化宽松政策阶段，对于金融危机以来规模持续扩大的超量化宽松货币政策的效果缺少实证探析，量化宽松货币政策的汇率传导机制研究也相对空白。因此，文章拟通过构建SVAR模型，基于汇率传导机制，分析金融危机以来日本超量化宽松货币政策的效果，以期探析对中国的政策启示。
二、金融危机以来日本超量化宽松货币政策轨迹
为探析日本自金融危机以来施行的量化宽松货币政策效果，首先需明晰在此期间日本量化宽松货币政策的演变轨迹。2008年雷曼公司宣布破产，以此肇始的世界金融海啸席卷全球。日本为保持金融危机期间市场所需的流动性充裕，紧急启动了量化宽松货币政策，之后东日本大地震及核电灾害使日本经济雪上加霜，日本量化宽松货币政策的目标逐渐由最初的稳定金融体系开始向解决通缩和改善经济环境转变。2012年底安倍上台之后，日本量化宽松货币政策的施行力度空前加大，成为世界经济焦点。金融危机以来日本逐步走上施行超量化宽松货币政策的轨道，主要分为两个阶段：一是2008年至2012年施行的广泛性宽松货币政策；二是2012年至今施行的异次元量化宽松货币政策。
（一）2008年至2012年：广泛性宽松货币政策2007年美国爆发次贷危机，2008年愈演愈烈为全球性的金融危机，作为金融大国的日本难免冲击。为缓解金融市场的流动性紧张，时任日本央行行长的白川方明紧急启动量化宽松货币政策，主要措施有：分两次将无担保抵押贷款隔夜利率从0.5%下调至0.1%；向银行间市场及私人机构注入流动性，加大购买政府债券的力度，截至2009年3月，日本银行对长期国债的月购买量从1.2万亿日元提高到1.8万亿日元[3]，扩大银行合格抵押品范围、签订货币互换协议以缓解银行间市场流动性压力，越过商业银行等金融机构，通过购买商业票据和公司债券等信用产品直接向私人机构提供资金支持；为压低风险溢价，稳定金融体系，日本央行实施股票购买计划，建立资产购买项目购买股权金融产品，包括风险资产[4]。尽管金融海啸对日本的冲击渐退，但是祸不单行，2011年之后，东日本大地震及福岛核电灾害接连发生，天灾人祸使日本再次跌入经济停滞的深渊。日本开始施行全面宽松的货币政策，主要措施有：降低基准利率，下调基本贷款利率和无担保抵押贷款隔夜利率，宣称将无担保隔夜拆借利率的目标定为“0%~0.1%”；积极施行资产购买计划，资产购买项目愈加广泛，货币宽松规模逐步扩大；此外，2012年2月日本央行引入“中长期物价稳定目标”，并明确当前目标为CPI同比增长1%，但是对“中长期”的时间范围解释较为暧昧。尽管以上举措在一定程度上营造了宽松的金融环境，恢复了金融产品的市场功能，防止金融市场失灵进一步拖累实体经济，但是对于解决日本通货紧缩和经济萎靡的难题效果不佳。整体而言，2008年至2012年，日本量化宽松货币政策的施行具有广泛性和递增性等特点。递增性的特点较易理解，即指随着金融海啸、东日本大地震及核电灾害的发生，整体政策宽松规模逐步放大。广泛性主要指政策施行工具多样，政策框架下资产购买项目较为广泛，由于广泛性为这一阶段货币政策鲜明特点，因此，在此期间日本采取的货币政策可以称为广泛性宽松货币政策。
（二）2012年至今：异次元宽松货币政策2012年底，安倍晋三第二次当选日本首相，上台伊始便射出三支政策利箭，即大胆的金融宽松政策、积极而灵活的财政政策及刺激民间投资的经济发展战略，以期消弭通货紧缩，刺激经济复苏。2013年4月，黑田东彦接替白川方明成为新一任日本央行行长，他积极支持安倍的经济思想和政策主张，在首次货币政策会议上即推出更为激进的无限量、无限期的“质化与量化”宽松货币政策，提出4个“2”的政策预期目标，即基础货币投放量扩大为两倍，将更长期国债纳入收购对象，并且在两年之内促使通货膨胀达到2%[5]日本央行计划将基础货币投放量由2012年的138万亿日元增至2014年底的270万亿日元，购买长达40年期限的国债，采取更为多样的政策工具，如增购交易型开放式指数基金（ETF）以及房地产投资信托基金（REIT）等[6]。尽管相对于白川方明在任期间，政策形式并无特别创新，但是黑田版量化宽松货币政策的推出伴随“无限量、无限期”等字眼，可见其规模之大、决心之坚、施行力度之强前所未有，因此也被称为“异次元”宽松货币政策，有史无前例、突破历史维度的激进之意[7]。2014年10月底美联储宣布退出量化宽松，仅相隔一天，在毫无预警的情况下，日本央行突袭式增加量化宽松政策施行砝码，不仅将每年的基础货币投放规模由目前的60万亿至70万亿日元扩大到80万亿，而且进一步延长国债增持期限至10年，国债购买量从每年50万亿日元的规模扩大至80万亿日元，同时股市联动型基金、交易型开放式指数基金（ETF）及房地产投资信托基金（REIT）的年购入量也被放宽。日本量化宽松货币政策的施行大有愈演愈烈之势。
三、量化宽松货币政策汇率传导机制理论
尽管量化宽松货币政策属于非常规货币政策，但是汇率传导机制仍是其政策传导机制的重要一环，特别是对于日本而言，量化宽松货币政策的加码对日元贬值的作用十分明显。基于汇率传导机制研究日本量化宽松货币政策效果，可以从蒙代尔-弗莱明-多恩布什模型以及新开放经济宏观经济学模型的理论基础展开，以期从理论层次明确实证分析的框架。
（一）蒙代尔-弗莱明-多恩布什（M-F-D）模型蒙代尔-弗莱明模型（M-F模型）是在封闭经济环境下的IS-LM模型基础上发展而来的，是传统宏观经济分析的基础模型，也是进行货币政策传导机制分析的经典模型。1976年，多恩布什（Dornbusch）在蒙代尔-弗莱明模型的基础上，引入理性预期，并考虑到价格渐进调整，最终形成了蒙代尔-弗莱明-多恩布什（M-F-D）模型，突破性地提出汇率超调理论[8]。1985年，奥布茨弗尔德（Obstfeld）和斯道克曼（Stockman）将理性预期及随机因素冲击纳入模型，进一步完善了M-F-D模型[9]。采用M-F模型分析，在固定汇率制度下，一国施行扩张性的货币政策，无论资本是否完全流动，其政策均无效；但在浮动汇率制度下，扩张性货币政策可通过汇率变动影响净出口以促进经济增长。在资本不完全流动的情况下，一国实施扩张性货币政策，货币供应量的增加带动利率下降，基于利差资本外流，进而本币贬值，净出口增加，本国产出增加；在资本完全流动情况下，假设本国利率将与世界利率保持一致，则货币供应量的增加会导致本币贬值，净出口增加，进而刺激产出增长。由于M-F模型的基本假设为价格水平不变，进口商品价格以外国货币表示，因此汇率水平的变动可以同比例传递到进口商品的价格上，进而影响国内整体物价水平。多恩布什的汇率超调模型对M-F模型进行扩展，继承了M-F模型中价格粘性的分析，假定一价定律成立，由于货币市场可以瞬间完成调整，商品市场调整具有滞后性，货币市场调整速度快于商品市场，因此扩张性货币政策促使短期利率下降，资本外流，汇率迅速贬值至国内外资本收益相等的均衡点，但由于长期汇率预期升值，最终汇率会在一定程度上回升达至新的均衡，故最初的汇率均衡点贬值程度将大于最终汇率均衡点，出现汇率超调。在汇率超调模型中，尽管短期内价格具有粘性，但增加的货币供给催生价格上涨预期，最后随着价格刚性的消失，价格也将随着货币供给量的增加而上涨。
（二）新开放经济宏观经济学模型（NOEM）M-F-D模型可以有效考察在开放经济下宏观经济变量之间的关系，但这种解释缺乏微观基础。1995年，奥布茨弗尔德（Obstfeld）及罗高夫（Rogoff）将垄断竞争及名义价格粘性纳入动态一般均衡模型，并考虑了理性预期因素，新开放经济宏观经济学模型理论框架基本形成[10]。新开放经济宏观经济学理论对货币政策传导机制的研究有着较强的现实解释力，科尔赛蒂（Corsetti）和佩森蒂（Pesenti）在此框架下，系统梳理了财政货币政策的传导机理及对福利水平影响。NOEM模型并没有简单沿用价格粘性的假设，而是根据实际经济环境下价格粘性的不同状态，引入不同定价规则的假设，故M-F模型中汇率波动可以最终同比例传递到进口商品价格上的情况有所改变。在NOEM的标准模型基础上引入市场定价原则和国际市场分割，则汇率波动对进口商品价格的传递取决于以何种规则定价，以生产者所在国的货币定价称为生产者货币定价（简称PCP），以消费者所在国的货币定价则称为当地货币定价（简称LCP）。按照PCP原则，以本币表示的国内产品价格具有粘性，扩张性货币政策促使本币贬值，则本国进口商品的本币价格上涨，而出口商品的外币价格降低，在一定程度上有利于出口并抑制进口，提高本国的经济福利水平。在此定价规则下，进出口商品价格随着汇率下行将同比例变化，进而影响最终消费者价格指数，汇率传递效应是完全的。按照LCP原则，由于进口商品的本币价格具有粘性，本国扩张性货币政策引起的汇率贬值不会改变贸易条件，但是降低了外国出口企业的实际收益，在提高本国福利水平的同时损害了他国的经济福利。在此定价规则下汇率波动不影响进出口商品的价格[12]。无论是在M-F-D模型还是NOEM模型的分析框架下，均可看出一国施行量化宽松货币政策可以通过汇率传导机制影响产出与物价水平。故结合理论基础及研究需要，文章基于汇率传导机制研究日本超量化宽松货币政策效果，为探析汇率传导的各环节效果，构建3个层次的SVAR模型，分别研究日本超量化宽松货币政策对日元汇率的影响，日元汇率对物价以及产出水平的传导效应。文章的实证分析框架。
四、SVAR模型构建与实证分析
（一）模型变量设定与数据来源1．变量的设定（1）量化宽松货币政策与汇率的变量。日本量化宽松货币政策主要通过增加基础货币供给带动广义货币供应量扩张，进而引导利率下行。自1998年起，日本使用“M2+CD”作为广义货币供给量指标[13]。因此，为更切实度量日本量化宽松货币政策对日元汇率的影响，选取日本基础货币、广义货币供应（M2+CD）、日本银行间无担保隔夜拆借利率为量化宽松货币政策的变量。日元汇率的变量为东京市场日元兑美元月平均值，采用直接标价法。（2）日元汇率对物价传导模型中的变量。日元贬值可以通过抬高进口原材料、中间品及商品价格影响国内消费者价格指数。因此，选取日本进口价格指数，去除生鲜食品的核心消费者价格指数作为日本物价水平的变量。（3）日元汇率对产出传导模型中的变量。汇率贬值对产出的传导主要是通过促进出口，改善贸易收支，拉动投资，进而提高产出[14]。故选用日本净出口额作为日本对外贸易变量，选取常用的日本民间投资指标“除船舶和电力以外的民间需求”订单额作为投资的变量。由于日本GDP只有季度统计数据，故参照以往研究，以日本全产业活动指数（农林水产业生产指数除外）作为产出的变量。2．数据来源与处理为涵盖金融危机以来日本超量化宽松货币政策的施行阶段，并满足构建模型所需数据容量，文章选取样本区间为2008年1月至2014年11月的月度数据，具体变量设定见表1。
（二）模型设定及稳定性检验1．模型设定检验首先，为确保时间序列平稳，采用ADF方法对各变量进行单位根检验。结果如表2所示。其中，（c，t，m）为检验回归方程形式，c为回归方程的截距项，即检验的时间序列均值；t为回归方程的线性趋势项，即检验序列是否具有明显的时间趋势；m为滞后阶数，由Eviews7.0软件系统根据SIC准则自动确定。结果显示，i和y的原始时间序列平稳，对jbm及jgm进行对数一阶差分处理，对jr、je、ipi、cpi及nx进行一阶差分处理后的序列均平稳。2．模型稳定性检验为确保建立SVAR模型构建有效，需判断模型是否稳定，采用AR根的图表予以检验。在此之前，必须确定VAR模型滞后期，根据LR、FPE及AIC准则确定研究日本超量化宽松货币政策对汇率影响的模型滞后期为3，研究日元汇率对物价传导的模型滞后期为2，研究日元汇率对产出传导的模型滞后期为3。AR根的图表检验结果见图2，所有根模的倒数小于3，即位于单位圆内，故模型均是稳定的，可以进行下一步分析。
（三）模型识别在构建SVAR模型时，最为重要的是设定结构参数可识别的条件约束。由于文章使用AR型SVAR模型，因此需要对同期关系矩阵施加约束条件，约束条件分为短期和长期，由于短期约束条件可以根据相关经济理论进行施加，故文章采取施加短期约束条件的方法。根据文章实证分析脉络。式（1）中，第1行假设日元汇率只受其他变量滞后期的影响，不受当期影响；第2行假设利率对当期广义货币供应量及基础货币波动的变化没有反应；第3行假设基础货币供应量波动的变化对当期广义货币供应量没有影响；第4行假设基础货币调控受其他变量的当期及滞后期波动变化的影响。式（2）中，第1行假设核心消费者价格指数不受其他变量当期值影响；第2行假设进口物价指数不受汇率当期波动的影响；第3行假设汇率波动受其他变量当期及滞后期影响。式（3）中，第1行假设产出只受其他变量滞后期的影响；第2行假设投资不受日元汇率、净出口的当期影响；第3行假设净出口与当期日元汇率波动无关；第4行假设日元汇率与其他变量当期及滞后期值均有关。
（四）实证结果1．脉冲响应函数结果分析脉冲响应函数可以形象描述模型受到某种冲击时对系统产生的动态影响，即施加一个标准冲击后对其他变量当期与未来的影响。由于脉冲响应与变量顺序有关，因此需检验模型稳健性，更改变量顺序后得到的脉冲响应结果很相似，所以SVAR模型是稳健的，故根据约束条件先估计出结构因子分解矩阵，然后利用其估计正交转换矩阵，得到各内生变量的脉冲响应函数，结果见图3及图4。（1）量化宽松货币政策对汇率的冲击影响。图3中，在日本基础货币的一个标准冲击下，广义货币供应量处理值首先呈微弱的负向响应，但随即转为正向并逐渐增强，在第4期达到峰值，随后下跌并在正负向响应间震荡，最终趋近于0；相对而言，日元汇率处理值具有较强的正向响应，在第4期达到峰值后趋弱，第8期后持续负向响应并趋近于0；给广义货币供应量施加一个标准冲击，日元汇率处理值则更多的是负向响应，第6期负向响应幅度最大，之后在第10期左右转为正向响应，但响应程度微弱；在利率的一个标准冲击下，日元汇率处理值先正向响应增强，随后减弱至负向响应，在第5期降至最低，之后转为微弱的正向响应，最终趋于0。（2）日元汇率对物价水平的冲击影响。图4中，在日元汇率一个标准冲击下，进口价格处理值的响应曲线最初呈现正向响应，在第2期即达到最高点，之后迅速下滑，第3期转为负值，之后响应趋势平稳趋于0；日元汇率变动冲击对消费者物价处理值的影响基本类似，同样起初为正向，至第2期达到峰值，之后下行转为负向并小幅震荡；进口价格变动的冲击对消费者物价处理值的影响始终为正向，在第2期达到峰值，之后逐渐减小。（3）日元汇率对产出水平的冲击影响。图4中，在日元汇率一个标准冲击作用下，净出口处理值在前期反应明显，第4期达到最大值，之后转为负向响应并逐渐减弱，最终趋近于0；而日本投资及产出对日元汇率变动冲击的响应曲线类似，均保持正向响应，短期响应程度增强，长期减弱；在净出口的冲击作用下，投资虽然在第2期出现正向响应，但是整体来看负向响应居多；日本产出对于投资变动冲击的响应最初并不明显，但第4期具有较大的正向响应，之后响应幅度逐渐减弱。2．方差分解结果分析方差分解可以定量评价不同结构冲击的重要性，即描述每个结构冲击对内生变量变化的影响程度。为进一步明晰结构冲击的影响贡献，对系统变量进行方差分解。由于选择滞后期数为18，篇幅有限，只简述其主要结果，省略方差分解所得具体数据的陈列但备索。由方差分解结果可得，对于日元汇率来说，利率对其影响程度最大，并随时间推移影响程度渐进提高，最终在4.88%左右；基础货币对其影响次之，最终在3.50%左右；广义货币供应量对其的影响最弱，最终在2.31%左右。对于日本消费者物价水平来说，进口价格对其的影响大于日元汇率对其的影响，进口价格对其的影响度在第2期即为6.19%，之后在第6期攀升至峰值9.88%，并最终稳定在9.87%左右；而日元汇率对其的影响度最高只达到2.97%。观察日元汇率对进口价格的影响度可知，其在第2期对进口价格的影响度升至最高为8.69%，之后4期均小幅回落，最终缓慢攀升，维持在8.62%左右。对于日本产出来说，日元汇率对其影响最强，最大为21.54%；投资次之，最大为18.40%；净出口对其影响最弱，最终仅维持在1.40%左右，但是投资、净出口及日元汇率对产出的影响均随时间推移逐渐增强。为探析日元汇率通过贸易、投资向产出传导的过程，观察日元汇率对净出口的影响度可知，日元汇率贬值并未明显拉动净出口的增加，对其影响度最高不超过5.12%。同样，日本净出口对投资的影响也不明显，最高不超过2.77%。相对而言，日元汇率对投资的直接影响度较大，最高达到14.28%。方差分解结果印证日本超量化宽松货币政策确实可以通过促使日元贬值，进而影响物价和产出水平。相对而言，日元汇率对物价的传导机制存在，但是对产出的传导受阻，日元贬值可以在一定程度上直接促进了投资和产出的增加。
五、主要结论对中国的启示
（一）主要结论文章主要通过构建SVAR模型，研究了自金融危机以来日本超量化宽松货币政策基于汇率传导机制的政策效果，可以得到主要结论。首先，从货币政策对汇率的影响角度来看，日本量化宽松货币政策通过向市场大幅投放基础货币，带动广义货币供应量的增加及利率的下行，短期内促使日元大幅贬值，但是长期效果受到怀疑。对日本来说，日元贬值确实有利于经济的复苏。国际流动性泛滥，在美元弱化的背景下，日元的相对升值曾给日本带来一系列经济问题，如热钱涌入威胁经济的健康发展，海外投资增加加剧国内产业空心化，削弱出口产品的价格竞争力，影响物价加剧国内通货紧缩等。因此，日元贬值成为日本解决棘手经济难题、革新利益集团格局的良药。金融危机以来，日本量化宽松货币政策的施行有力引导了日元贬值，特别是黑田版异次元量化宽松货币政策，由于政策力度史无前例，导致日元贬值空前加速。但是需要注意的是，一国汇率由多种因素决定，不仅受经济政策的影响，一国经济发展、国家实力及外交关系等也是汇率波动的影响因子。如果说，20世纪80年代因为日本取代美国成为债权和金融大国，美国便可通过“广场协议”及“卢浮宫协议”成功对日元币值“有计划的操纵”[15]，那么美国已然退出量化宽松，而“日本版”量化宽松的施行却大有愈演愈烈之势，日元贬值必然入侵美国经济利益区间，美国对日元贬值的“善意忽略”恐怕总有期限，可见日本币值下行之路前景难以一帆风顺，贬值的空间会逐渐缩小。其次，从日元汇率对物价及产出的影响角度来看，在日本超量化宽松货币政策效果下，日元汇率对物价的传导机制存在。但是，日元贬值抬高物价水平的长期前景并不乐观。一方面日元贬值推高进口产品价格，损害中小企业的经营利益，实际工资增幅过小降低日本民众的消费需求，如果日本不能有效提振国内需求，通货紧缩的短期改善将难以为继。另一方面，物价上涨也得益于消费税提高带来的正向刺激，但是税后消费需求减少，随着原油、铜等国际大宗商品价格持续下行，日本通货紧缩预期难免升温。日元贬值虽然对解决通货紧缩问题有所助力，但长期效果有可能被多种因素缓冲。探究日元汇率对产出的传导过程可知，日元贬值对改善贸易收支的作用不明显，而且贸易收支的变动对投资的影响也不明显，汇率传导机制在此两个环节均受到阻滞，这可能是由以下几方面原因造成：首先，日本进口及出口需求缺乏弹性，但是相对而言，进口需求弹性要高些[16]，符合马歇尔——勒纳条件①，货币贬值对贸易收支的改善存在时滞，即“J曲线效应”②。其次，日元贬值增加企业进口成本，在一定程度上蒸发了企业的贸易利润，而且日本主要的贸易对象为美国、欧洲及中国等国家，美国与欧洲各国经济增长乏力，对日本产品的需求降低，中日贸易关系受两国政治关系恶化的影响转为低谷，日本对外贸易环境整体恶化。最后，日本国内需求尚未有效激发，企业及民众对经济基本面的悲观预期尚未消弭，因此投资难以随着经济政策宽松而跟进。尽管通过日元贬值改善贸易收支进而促进投资与产出的路径受阻，但不可否认，随着日元汇率下行，日本投资与产出确实出现一定幅度的增加，日元贬值对提高投资及产出的直接作用不容小觑。最后，对于日本国内来说，量化宽松货币政策为重振经济奠定了宽松的流动性环境，但是，随着基础货币投放脚步的加快，广义货币供应量的增速趋缓，这是由于黑田东彦主推的量化宽松经济刺激计划规模为美国第三轮量化宽松规模的两倍[17]，相对美国来说，日本市场吸收资金能力有限，一部分流动性有可能滞留金融体系，未进入实体经济流通。黑田版量化宽松货币政策的施行如火如荼，滋生金融泡沫的风险不断加大。对于包括中国在内的日本周边国家来说，日本大量“印钞”导致多余流动性有可能伴随日元贬值外流，以大规模套利性资本形式冲击亚洲金融体系的稳定[18]。美国已然退出量化宽松，日本货币政策开始与美国背道而驰，日元兑美元的汇率震荡不仅影响两国的经济福利，也可能给世界经济环境带来潜在的风险。
（二）对中国的启示一方面，日本超量化宽松货币政策短期效果良好，其政策实践对中国完善货币政策施行框架有一定启示；另一方面，其政策溢出效应对国际资本流动产生冲击，需要认真对待并防范其负面影响。因此，从日本超量化宽松货币政策的实践效果中可以得到以下启示：首先，“数量型”货币政策工具③对宏观经济具有重要的调控作用。美欧对量化宽松的研究已经论证此类政策短期刺激经济增长效果显著，长期效果并不确定且伴有风险[19][20]。文章以日本为对象国，同样得出上述结论。美日欧等发达经济体施行量化宽松货币政策的背后有财政政策空间缩窄的原因，而对于中国来说，影响经济发展的约束条件更多是内需不振、生产成本上升、潜在产出下降等问题，切实降低经济增长的外部依赖，推进结构性调整才是中国当下紧迫之举。鉴于中国自身经济结构特征，财政和税收政策是承担经济结构调整任务的有力政策手段，而货币政策应配合经济政策导向继续走稳健调控之路，不应盲目跨入流动性宽松的行列。但是需要注意的是，美日欧等发达国家经济增势疲软，依赖量化宽松政策缓解经济困局开始趋于周期性常态化，国际流动性泛滥之势短期内难以改变，中国也将面临愈加沉重的资本输入性压力，因此适度加大货币政策调控灵活性，并切实提高政策框架下的风险防范能力显得尤为重要。其次，加强对日本量化宽松货币政策的跟踪研究。国内量化宽松货币政策研究成果并不贫乏，但主要对象为美国，对“日本版”量化宽松关注不足，对于黑田东彦推行的“质化与量化”宽松货币政策缺乏深入分析及跟踪研究。尽管日元没有美元一般的国际地位，但是日本作为开放性的经济强国，其经济政策溢出效应仍不容忽视。况且，在美国已然退出量化宽松的前提下，日本量化宽松货币政策依然持续发酵，其共振效应尚未可知，需加强关注及剖析。最后，未来中国经济面对较大的下行压力，金融改革也将全面深化，鉴于国际复苏格局和货币政策施行的分化，人民币汇率难免震荡，这就要求中国在稳步推进汇率机制改革过程中，在短期内仍应重视央行对汇率的“有管理”的职能，维持汇率的相对稳定。另外，虽然美国退出量化宽松货币政策之后，人民币出现对美元的大幅贬值，但是就整体经济发展的基本面来看，中国不存在汇率贬值的基础[21]，因此不应忽视人民币对日元的相对升值，故仅从经济层面上看，可以利用日元大幅贬值的契机调整对日进口产品结构，并促进对日直接投资发展，继续深化中日双边贸易角色的转换，以更低成本吸收日本先进技术及管理经验，同时，鉴于中日政治关系重降冰点，日本对中国的经济依赖程度较高，中日民间贸易合作在一定程度上有利于借助经济力量融化政治冰冻。
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货币政策和汇率的关系范文5
【关键字】新三元悖论，汇率制度财政政策，资本流动
一、引言
长期以来我国保持资本管制，并采用盯住美元的固定汇率制度。但近些年，我国外汇储备快速增长，虽然我国存在资本管制，但强度远不足以抵挡投机资本的流入与流出。国际经验表明在金融危机的环境下，资本流动的速度加快而流动的形式也越来越隐蔽，货币当局对资本流动难以实行有效管制。在汇率方面，人民币升值的压力也逐步增强。2005年7月21日，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。今后我国将会根据国际汇率制度选择的趋势，进一步改革汇率形成机制，逐渐地过渡到更加灵活的汇率制度。
在Krugman提出的三元悖论的基础上，苗实（2010）探索性地提出了新三元悖论，即一国财政政策独立性、汇率制度选择与国际资本流动三个目标无法同时实现。该理论是否适用于中国？对中国的政策的选择有何指导意义？基于这些问题，本文通过实证检验验证了新三元悖论的存在性。
本文的研究框架安排如下：在第二部分中，回顾传统三元悖论的理论演进，并阐述新三元悖论的逻辑推导；在第三部分中，以我国财政支出额、外汇占款、人民币兑美元的名义汇率分别作为衡量我国财政政策、资本流动程度和汇率的指标，采用向量自回归（VAR）模型进行实证检验；第四部分在前文分析的基础上，对中国未来政策目标的选择给出建议。
二、传统三元悖论理论体系回顾与政策含义
Keynes（1930）指出，固定汇率制度和资本流动会限制一国货币政策的有效发挥。Meade（1951）提出的“二元冲突”，揭示了在货币政策有效前提下固定汇率制和资本自由流动之间的冲突。Mundell. R.A.（1963）提出了著名的蒙代尔――弗莱明模型，通过对开放经济中的小国在资本完全自由流动下货币政策的有效性进行了研究，得出结论：如果资本完全自由流动，固定汇率制度下货币政策只会影响外汇储备，对收入和就业不产生影响，即货币政策失效；而浮动汇率制度下货币政策对收入和就业有明显的影响。亚洲金融危机之后，Krugman（1998）首次明确提出了“三元悖论”这一论断，认为资本自由流动的情况下的固定汇率制是危机爆发的主要原因。
传统三元悖论中三元分别指固定汇率制、资本自由流动以及货币政策的独立性，这三者都是一国在经济发展中所渴求的宏观经济政策目标。首先，各国都希望能保持货币政策的独立性，主要是表现在能自主的根据国内的经济形势调整货币政策，尤其是作为中介指标的货币供应量和利率。其次，各国都希望保持汇率的稳定，本币的不稳定性会给经济尤其是对外贸易带来许多不利的影响。再次，各国都希望保持适合本国的合理货币流动，对于本国的资本流动都希望能控制在合理并且可控的范围内。但是，三元悖论表明这三个目标不可兼得，只能同时选择其中的两个。
三元悖论的图形描述见图1。三个角代表上述的三个政策目标，角对面直线的中点箭头
代表其反向目标。三角形的每个边上的三个政策目标是一个国家可以选择的政策目标组合。例如，在 20 世纪 40 年代到 70 年代的“布雷顿森林体系”中，欧美各国的政策选择组合是三角形的下边，即稳定的汇率、独立的货币政策和受到限制的资本流动；在建立欧元区之后，其中的小国由于欧元这种区域货币的存在，更接近于资本自由流动、汇率固定，但货币政策的独立性丧失，即三角形的右边。目前中国的政策选择更接近于三角形的下边，不同的是，汇率和资本项目不是极端的情况，而是处于中间状态，即汇率有一定的浮动空间、资本也有一定的管制。
三、新三元悖论与我国现实
（一）新三元悖论的逻辑推导
新三元悖论是IS-LM-BP模型的另一推论，由苗实于2010年提出。新三元悖论中的三元，指的是财政政策独立、资本账户开放和浮动汇率。所谓悖论，指的是：如果这三元中出现二元，其余一元就无法同时出现。具体说来，存在三种情形：
（1）如果资本账户开放和浮动汇率出现，财政政策独立就无法同时出现。
（2）如果财政政策独立和资本账户开放出现，浮动汇率就无法同时出现。
（3）如果财政政策独立和浮动汇率开放出现，资本账户开放就无法同时出现。
以上三种情形的逻辑推导如下：
在情形（1）中，一国的资本账户开放，并采用浮动汇率制度，如果该国实施宽松的财政政策，即IS曲线水平右移――利率升高――资本内流――本币升值――净出口减少――IS曲线水平左移到原位――产出不变，推理过程如图2所示。也就是说，在资本账户开放且使用浮动汇率的情况下，财政政策就无法保持独立。
在资本帐户开放的情况下，为了维护财政政策独立，就必须实行固定汇率。具体推理是：如果实施紧缩的财政政策，即IS曲线水平左移――利率降低――资本外流――本币贬值――为了维持固定汇率，抛售外币，购进本币――LM曲线水平左移――产出减少，从而保证财政政策所要达到紧缩的效果。如果使用浮动的汇率，那么本币贬值将会带来净出口的上升，IS会右移，导致财政政策无效。
在情形（3）中，在财政政策独立和浮动汇率出现的情况下，就必须实行资本帐户管制。具体推理是：在实行资本帐户管制的情况下，如果实施宽松的财政政策，就没有资本内流，就不会出现本币升值，就不会出现净出口的减少，所以宽松的财政政策就发挥作用，财政政策独立才能实现。
（二）我国实际与新三元悖论的适用性
目前，我国已经实现经常账户的开放，但是仍保持着对资本账户的一定管制，这种制度在某种程度上存在一些的不合理之处。在近几年来，尤其是根据 WTO 的要求，我国已经逐步放开资本账户，所以我国目前的资本流动已经相对比较自由。
自 2003 年开始，大量外资涌入我国市场，使得我国外汇储备量一跃成为世界第一。但是大量资本流动的增强却影响了国内货币政策的独立性，主要表现在： 货币供给量受到资本流动影响、利率政策受到诸多政策目标的限制，资本流动通过各种渠道影响国内资产价格和投资活动，造成我国中央银行制度货币政策时的被动性。
当前我国的汇率制度是“以市场供求为基础的，参照一篮子货币调节的有管理的浮动汇率制度”，从有管理浮动汇率制度本身看，它既具有固定汇率制度的某些优点，又能使汇率保持一定的弹性。在当前金融危机没有完全消退的情况下，关于人民币升值的问题以及人民币区域化、国际化的问题也获得了广泛的关注，这对于我国汇率的稳定有着重要的影响。
基于上述分析可以看出，资本的自由流动、汇率弹性的扩大，已成为我国经济社会发展的一种趋势。根据新三元悖论，这将会对我国财政政策的独立性造成影响。那么，资本流动、财政政策独立性、浮动汇率制度在我国是否存在新三元悖论所揭示的动态关系？对此，本文采用向量自回归模型（VAR）进行分析。在模型的方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。二十多年来，VAR模型在实证研究中得到了相当广泛的应用，成为一种非常流行的分析经济体系动态特征的有用工具。李树杰、黄薇、潘国陵和苏平贵等也应用了相应的模型进行了汇率制度的分析与实证。
四、新三元悖论在我国的实证检验――基于VAR模型
（一）模型变量选取
1.衡量财政政策的变量。本文采用我国政府月度财政支出数额作为衡量财政政策的指标。由于财政支出在每年年末都存在“翘尾”现象，即支出数额高于全年平均值，因此我们对该时间序列样本数据进行Census X12季度调整。
2.衡量资本流动的变量。目前衡量资本流动的方法较多，本文选用月度外汇占款的数据作为衡量指标来反映资本流动的自由程度。
3.衡量汇率的变量。我国目前采取的是以市场供求为基础的，参照一篮子货币调节的有管理的浮动汇率制度，不再是完全盯住美元。但是由于我国主要的外汇储备和投资仍然是美元，所以本文中采用人民币兑美元的名义汇率作为我国汇率制度的衡量指标来反映我国汇率制度的变化。
（二）模型分析。本文从Wind数据库中整理了从1996年1月至2011年6月，共186期月度数据来进行实证研究。其中y1表示财政支出额，y2表示人民币兑美元的名义汇率，y3表示外汇占款额。为了消除异方差的影响，对上述三个变量分别取自然对数，即ly1、ly2和ly3。
1.数据平稳性检验――ADF检验。本文采用ADF检验对三项数据进行平稳性检验。我们发现三个时间序列均为一阶单整序列，即ly1、ly2和ly3都是I（1）。因此可以对三个变量进行协整关系检验。
2.Johanson协整关系检验。虽然上述各变量都是非平稳序列，但根据协整理论，单整阶数相同的非平稳变量之间的线性组合可能是平稳变量，这种平稳的线性组合就是所谓的协整方程，它揭示了各变量之间长期稳定的均衡关系。本文的三个变量恰符合进行协整检验条件，经检验得出回归方程如下：ly1=o.774ly2+0.715ly3。各变量均通过1%的显著性检验，说明汇率及资本流动程度对财政政策具有显著的长期影响。
3.VAR模型建立及脉冲分析。在变量间存在协整关系的情况下，本文使用对 VAR 模型进行脉冲响应分析，计算各个变量对 VAR系统分量正交化信息冲击产生的脉冲响应函数。
要建立VAR模型，首先对三个时间序列进行Granger检验。从Granger因果检验的结果来看，三个变量是相互影响、相互制约的，因此具备建立VAR模型的条件。据各指标结果综合考虑，我们选择滞后三期为模型的滞后期。根据下表中所显示的决定性残差协方差、对数似然函数和AIC与SC信息量可知，该VAR系统可行。（VAR模型参数估计结果见附录二）
接下来对所建立的VAR模型进行脉冲响应效果分析：财政支出的增加引起汇率及资本流动的正向变动，即本币的升值和资本的流入，这种正向影响的效应会存在较长一段时期，但财政支出则很快回归零值附近。符合第三部分中对于情形一的分析，即在浮动汇率及资本开放的条件下，一国将丧失其财政政策的独立性。
五、新三元悖论对我国未来政策选择的启示
通过实证检验，我们发现新三元悖论在我国经济体中确实存在。它揭示了开放经济条件下经济体系内部所蕴含的另一种矛盾，可以为我国宏观调控的政策选择提供一个全新的理论分析框架。
从我国资本账户开放的程度来看，经过近年来的改革，较多限制和严格管制的项目越来越少，资本开放的格局基本形成。2004年底，按照国际货币基金组织分类的43项资本项目交易中，我国共有21项限制较多，其中严格管制的有6项。而截止到2009年3月底，我国仅剩下11项资本项目不可兑换。另一方面，从人民币汇率制度来看，2005年7月21日，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。今后我国将根据国际汇率制度选择的趋势，进一步改革汇率形成机制，逐渐地过渡到更加灵活的汇率制度。
由此可见，开放资本账户以及实施浮动汇率已成为我国经济发展的必然趋势。那么根据新三元悖论，可知今后我国财政政策的独立性将会受到一定程度的影响，因此本文提出如下政策建议：
1.更多地选择货币政策调节经济，保持货币政策的独立性，灵活运用多种货币政策工具。适度调节存款准备金率和存贷款基准利率，逐步扩大汇率浮动范围，引导商业银行合理安排信贷投放进度和结构，强化央行公开市场操作能力。
2.深化人民币汇率改革。从相对固定的汇率制度中稳步退出，完善有管理的浮动汇率制度，最终过渡为自由浮动的汇率制度。在浮动的汇率制度下，汇率可以自动调节实现外部均衡，进而货币政策可以从维持固定汇率的政策限制中解放出来，实现货币政策的独立。
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货币政策和汇率的关系范文6
从1945年到20世纪末，日元汇率变化历程可概括为4个阶段：(1)汇率水平极其稳定时期(1949～1971)；(2)日元逐渐自主升值时期(1971～1985)；(3)日元被迫大幅度升值时期(1985-1997)；(4)阻止日元汇率升值时期(1997年至今)。其中，20世纪70年代初到90年代中期为日元主要升值期间。日元升值原因可归结为经济的高速增长导致其经济实力大增以及美国施加的强大外部压力。为了防止日元升值对经济产生的紧缩效应，日本政府实施扩张的货币政策，保持较高的M2增长率和较低的利率水平，以缓解日元升值过快势头。
日元升值的余波已息，但其留下来的经验教训极其深刻。近几年来，随着中国经济的发展，外界开始不断对中国施加压力，胁迫人民币升值，并企图再次启用“国际协调机制”，重蹈当年日元覆辙。1985年“广场协议”后，日本采取不恰当的货币政策，导致了长达10多年的经济萧条，这成为经济史上极其重要的教训。一旦人民币升值趋势显现化，中国又将如何采取政策来应对。本文拟对日元升值对日本货币供应量增长率的影响进行深入探讨，以求对人民币升值有所启示。
二、日元升值对货币供应量增长率的影响
20世纪60年代末至70年代初，当国际交易开始逐渐自由化时，日本经济面临外部均衡与内部平衡的困境。为了寻求外部平衡，日本允许日元升值。根据国际经济学理论，日元升值将抑制出口，增加进口，外部达到平衡。但日元升值并没有能够改善日本外部不平衡，除第一次石油危机外，其经常项目年年顺差，官方外汇储备逐年增加。同时，为了防止货币升值引起的紧缩效应，日本还持续以传统的“通货膨胀调整”，即通过宽松的财政货币政策为经济的发展提供较强的外部动力。日本货币当局采取这种低利率政策既有利于激励私人部门(主要是日本银行)持有更多的美元资产，减少外汇市场上日元升值压力；根据传统的宏观经济增长工具箱，又有利于扩张需求，有利于减少由于日元升值给经济增长带来的负面影响。
因此，许多学者认为日元升值导致日本长期实行扩张性货币政策。
(一)货币供应量增长率与日元汇率之间关系
检验中所采用的全部数据来自《国际金融统计》以及《世界经济年鉴》。其中，日元美元汇率水平使用名义汇率，并以直接标价法表示，记作forex；名义货币供应量(M2+CD)记作ms。模型使用数据的对数形式以消除数据之间的非线性关系。为了防止数据序列的非平稳性导致伪回归，首先对时间序列进行单位根检验。ADF单位根检验结果表明，两个序列存在单位根，是非平稳序列，但其一阶差分都是平稳的，是一阶单整序列(1)，可以对它们进行进一步的因果关系检验和协整分析。Granger因果关系检验结果显示，汇率水平的变动是货币供给量变动的Granger原因，而货币供给量的变动则非汇率水平变动的Granger原因。说明在日元汇率变化的过程中，日元持续升值对日本货币政策产生了压力机制，迫使日本通过改变货币政策来纠正汇率对日本经济的影响。二者之间变化的协整方程为：
lnms=0．4249lnforex
(21．08) R2=0．31 D．W．＝0．51
虽然上述协整方程的残差为平稳序列，但决定系数过小，这说明汇率水平的变化量对货币供应增长率变化量的解释程度较低。因此，尚不能就二者之间相互影响关系下定论，必须进一步分析。
(二)超额货币供给增长率与日元汇率之间关系
为了更精确地说明日元升值对货币供应增长率的影响，我们进一步分析超额货币供应增长率与日元升值二者之间的数量关系，以SPMS表示超额货币供给增长率。
1．ADF单位根检验与分析
检验结果表明，超额货币供给增长率(10％的显著性水平)和日元汇率水平(5％的显著性水平)均不包含单位根，因而两个时间序列是平稳的，可以对它们进行进一步的因果关系检验和协整分析。
2．Granger因果关系检验
为了判断日元升值是否是引起超额货币供给变化的原因，我们对上述序列变量做了Granger因果关系检验。由检验结果可知，在选择滞后阶数为1，显著性水平为1％的情况下，变量间存在的Granger因果关系包括：“日元汇率是超额货币供给增长率变化的Granger原因”，反之则反。这个结论说明日元升值对扩张性货币政策产生了一定影响，也说明日本所采取的宽松货币政策并没有能够延缓日元升值的速度或阻止日元升值趋势，日本扩张性货币政策未能达到预期效果，这正好印证了“日本央行所实行的扩张性货币政策是导致其泡沫经济的重要因素”结论。
3．协整分析
下面接着利用Johansen对二者进行协整检验：结果显示，只有第一行的似然比统计量大于5％的临界值，所以可以判断在5％显著性水平下存在惟一的协整关系。
滞后区间：1到1
代表两个变量长期均衡关系的协整方程为：
spms=0．000491forex-0．041239
(46573)
R2=0．4853 D．W＝1．5361
调整R2=0．4630
可见，在直接标价法下，日元汇率的绝对水平对超额货币供应增长率具有一定的影响，随着日元汇率水平的升高，超额货币供给增长率将下降，且当1美元兑换日币的数量每减少100日元，则名义超额货币供给增长率将降低0．0491，即4．91％。这与前面的论述似乎相互矛盾。但如果我们把日本GDP的增长率考虑进来，结果就非常清楚。在1970～1994年间，日元升值高达200％，经济增长率则由11．7％下降至1％左右。从理论上讲，随着GDP增长速度的下降，货币供应增长率相应下降。但通过比较发现，在这25年间GDP年累计下降10．7％，年均下降0．428％，而超额货币供应增长率下降8．4457％，年均下降0．338％。因此，超额货币供应增长率仍旧保持较高的水平，累计超过理论水平约2．25个百分点，年均0．09％。
综上所述，实证分析的结果表明，日元升值的确是导致其超额货币供给增长的Granger原因，二者之间有着非常明显的数量关系，日元升值促成了日本在较长时期内保持货币供应量的增长率高于实际经济的增长速度。
三、日元升值对中国货币政策的启示
日元升值导致日本实施扩张性货币政策，货币供给增长率超过经济增长水平，导致了泡沫经济的形成及破灭。我国应引以为戒，从日元升值的过程中获得启示，避免重蹈覆辙。
(一)经济高速低通胀增长，必然会带来本币的长期升值
相对购买力平价理论表明，日本经济的高速低通胀增长，导致日元汇率的长期升值趋势。20多年来，中国经济保持年均10％左
右的速度增长，创造了世界经济史上的奇迹，中国的物价水平持续不超过5％，外汇储备已经超过1万亿美元，这些因素都构成了人民币升值的内外在压力。因此，我们首先必须正确意识到人民币升值是中国综合国力逐渐增强的体现，是中国经济发展的必然结果。
(二)保持货币政策的独立性
在政策目标的取舍方面，要强调维护国内货币政策的自主性，不能让货币政策成为汇率政策的附庸。德国经验表明，只要货币当局维护国内物价和产出稳定，汇率浮动和资本项目开放并不足以破坏国内经济；日本的教训则是以牺牲内部平衡来维护外部平稳，最终触发了国内通货膨胀和泡沫经济。目前，中国是以资本账户管制、汇率稳定作为政策目标，丧失了货币政策的独立性，在面．临内外均衡冲突时，中国只得以牺牲国内均衡为代价来实现外部均衡，这可能使中国面临当年日本同样的窘境。2005年7月21日的汇率改革的基调是：由市场供求来确定人民币的汇率水平，逐渐向自由浮动的方向过渡。随着中国资本管制逐渐放开，允许资本自由流动将成为必然的趋势，中国应该维护货币政策的独立性，允许人民币自由浮动。
(三)积极疏导流动性过剩
日本的教训表明，随着经济增长，经常项目下的贸易顺差持续放大，本币升值预期将引起资本项目下的热钱不断涌入，导致外汇储备继续增加，使本币升值面临的压力有增无减。对此，一方面由于担心本币升值造成通缩而增加货币供应量，另一方面由于被动对外汇市场进行持续性的大规模干预．必然使货币供应量增加，引发流动性过剩问题。中国目前的M2增速高达两位数，市场流动性面临过剩的问题。对此，应努力消除国际市场美元兑其他主要货币大幅度波动所产生的套利机会，适时扩大人民币交易的浮动范围，使人民币汇率更具灵活性。其次，应出台海外投资促进法案，使国内过剩资金流向国际市场，增强国内企业适应国际市场的能力。
