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貨幣政策和匯率的關系范文第1篇

[關鍵詞]匯率波動;貨幣政策;傳導渠道;有效性

目前西方經濟學界認為貨幣政策的傳導途徑是多樣的,從金融機構的資產負債角度看,一般 認為貨幣政策傳導主要有貨幣渠道和信貸渠道兩個途徑,但在理論研究和實證分析上對于不 同渠道的貨幣政策傳導效果還存在較大分歧。

Bernanke和Blinder(1992)[1](901-921)利用VAR模型實證檢驗發現,除了通過“ 貨幣” (即銀行儲蓄)這一渠道外,貨幣政策至少部分地是通過“信貸”(即銀行貸款)起作用的 。Kashyap和Stein(2000)[2](407-428)發現對于具有較少流動性(即債券對資產 的比例 較低)的商業銀行,貨幣政策對信貸的影響較強,貨幣傳導機制是通過信貸渠道這一途徑。 Hubbard(1994)[3]認為從理論和實證分析貨幣傳導是通過貨幣渠道還是信貸渠道是 不好界定的。王振山等(2000)[4](60-63)實證研究發現,上世紀無論是80年代還 是90年代,信用渠道都是我國貨幣政策的主要傳導途徑,而貨幣渠道的傳導途徑則不明顯。李斌(2001)[5](10-17)運用交互 影響的多元反饋時間序列模型研究發現,貨幣供應量和信貸總量都是比較切合我國 現實需要的中間目標,二者與貨幣政策的最終目標都具有很高的相關性,但信貸總量的相關 性更大一些。但是,陳飛等(2002)[6](25-30)認為,貨幣政策是通過貨幣渠道而 不是信貸渠道對實體經濟產生影響的。

上述文獻對本文所做的研究具有啟發和借鑒意義,但這些研究只著 眼于國內金融,匯率問題在這些研究中則基本未被關注。因此,本文嘗試把人民幣匯率波動 納入貨幣政策中介目標監控體系,采用向量自回歸(VAR)模型對我國貨幣政策傳導機制進 行系統的研究。

一、研究思路

為了削弱國際資本涌入我國的動力,目前學術界提出了擴大人民幣匯率波動區間的建議,以 增加國際游資的風險溢價。但是,關于擴大人民幣匯率波動區間是否真的能阻止國際投機資 本流入我國,只是一種理論假設,目前鮮有文獻進行實證,沒有事實的支持,本文嘗試填補 該項空白。

擴大人民幣匯率波動區間,是為了削弱國際投機資本流入我國的動力。如果擴大人民幣 匯率波動區間確實能在一定程度上阻礙國際投機資本流入我國,那么,在我國現行的結售匯 制和匯率機制下應當可以減少貨幣供應量。因此有:

推論之一:擴大人民幣匯率波動區間能在一定程度上減少貨幣供應量檢驗擴大人民幣匯率波動區間能否阻止國際投機資本流入我國,可以通過檢驗人民幣匯率波 動區間的擴大是否能在一定程度上減少貨幣供應量,如果能,無疑將在一定程度上提高我國 貨幣政策的獨立性,同時,在我國對國際資本跨境流動事實上已經越來越難以控制的情況下 ,則意味著克魯格曼的“不可能三角”在我國是成立的。

進一步地假設我國貨幣政策的傳導途徑是通過貨幣渠道,由上文知,如果人民幣匯率波動確 實能影響貨幣供應量,那么,人民幣匯率波動將通過影響貨幣供應量進而影響貨幣政策最終 目標。因此有:

推論之二:人民幣匯率波動將通過影響貨幣供應量進而影響貨幣政策最終目標,也即是對貨 幣政策的有效性會產生影響

如果推論二成立,則應當把人民幣匯率波動和貨幣供應量一起作為貨幣政策中介目標監控體 系,如果這個中介目標監控體系與貨幣政策最終目標存在穩定關系,那么人民幣匯率波動與 貨幣政策有效性就存在密切關系,貨幣當局將人民幣匯率波動納入貨幣政策中介目標監控體 系,將有助于提高貨幣政策的有效性。本文的研究思路如圖1。

圖1 匯率波動、貨幣傳導渠道與貨幣政策有效性研究思路圖

二、實證分析

(一)變量的選取與數據處理

基于以上分析,本文采用實際統計數據,對貨幣政策傳導渠道和貨幣政策有效性進行 實證分析。以狹義貨幣供應量(M1)和廣義貨幣供應量(M2)作為我國貨幣政策傳導的 貨幣渠道代表變量;以國內信貸余額(CR)作為我國貨幣政策傳導的信貸渠道代表變量 ;以國內生產總值(GDP)作為檢驗我國貨幣政策有效性的代表變量,并經消費者價格指數 (CPI)調整以求得實際值。因此,選擇的變量包括:經濟增長(GDP)、狹義貨幣供應量( M1)、廣義貨幣供應量(M2)、國內信貸余額(CR)、人民幣實際有效匯率指數 (REER)和 人民幣匯率波動(VARI)。除經濟增長數據來源于中國經濟信息網外,其余的數據均來自EIUcountry data。樣本區間為1996年1季度至2008年2季度,以季度為單一樣本,共50個。因 為樣本數據的自然對數變換有利于消除時間序列中存在的異方差現象,因此,本文除了人民 幣實際有效匯率指數和由人民幣實際有效匯率指數求得的方差(作為人民幣匯率波動的代表 變量)不取對數外,①其余變量均取對數,分別記為經濟增長(LnGDP)、狹義貨幣供應 量(LnM1)、廣義貨幣供應量(LnM2)和國內信貸余額(LnCR)。本文采用的計量軟件是EViews60。

(二)人民幣實際有效匯率波動指標的求取

1991年Nelson[7](347-370)提出了指數廣義自回歸條件異方差(EGARCH)模型(E xponential GARCH)。其條件方差方程為:

ln(σ2t)=ω+βln(σ2t-1)+αust-1σt-1-2π+γut-1σt-1(1)

本文采用EGARCH(1,1)模型分別對條件方差的滯后值(σ2t-1)和擾動項平方的 滯后值(u2t-1) 進行估測,并以由此求得的方差作為人民幣匯率波動的量度。對REER進行ADF單位根檢驗發 現,原序列REER具有單位根,非平穩,但一階差分是平穩的,因此 用ΔREER建立ΔEGARCH模型。如方程(2)、(3)。

均值方程:ΔREERt=0288ΔREERt-1+ui(常數項α不顯著,剔除)(2)

(341)

方差方程:ln(σ2t)=1336+0641ln(σ2t-1)-1079ut-1σt-1(3)

(191) (233) (-194)

(003)

R2=008 AIC=423 SC=448

方程(2)、(3)下的括號內數字是對應系數z的統計量。ut-1σt-1 項的系數沒有顯著性,說明模型沒有明顯的杠桿效應。通過上述模型計算出來的方差作為人 民幣匯率的季度波動量度,記為VARI。

(三)變量的平穩性檢驗、協整檢驗與脈沖響應函數

本文采用ADF單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩 性。結果表明,變量序列在10%顯著性水平下都存在單位根,都不是平穩序列,而它們 的一階差分均在1%的顯著性水平下拒絕單位根假設。這說明各變量的一階差分具有平穩性, 均為I(1)序列。在單整性基礎上再對變量之間作Johansen協整檢驗,檢驗變量之間是否具有 協整關系,即變量之間是否存在一種長期穩定的均衡關系。

1貨幣供應量與人民幣匯率波動的協整檢驗和Granger因果關系檢驗

(1)首先檢驗狹義貨幣供應量(LnM1)和廣義貨幣供應量(LnM2)各自與人民幣匯率浮 動(VARI)的協整關系。檢驗結果分別如表(1)、(2)。

表1變量(LnM1 VARI)的協整檢驗結果假設的協整關系數特征值跡統計量 臨界值(5%的顯著性水平) 概率沒有

0338956

1878233

1549471

00154 至多1個

0003444

0155252

3841466

06936 注:(1)以上檢驗含常數項,含趨勢項(以下相關協整檢驗相同,不再說明);(2)*為 5%顯著性水平上拒絕零假設(以下相關協整檢驗相同,不再說明)。

由表1可知, LnM1和VARI在5%的顯著性水平上存在一個協整向量。對協整向量正規化得到 :1=(1,048),對應的協整關系為:

lnM1=-048VARI+1068(4)

(270)

由表2②可知, LnM2和VARI在5%的顯著性水平上存在一個協整向量。正規化得到:66VARI+1233(5)

(291)

方程(4)、(5)中括號內的數字為t統計量,顯然,人民幣匯率波動系數的t統計量是顯著 的,人民幣匯率浮動(VARI)每增加1個百分點,狹義 貨幣供應量(LnM1)和廣義貨幣供應量(LnM2)分別減少062(e048-1=062 )個百分點和093(e066-1=093)個百分點。這說明擴大人民幣匯率波動區間確實 能夠減少貨幣供應量,從而證實了推論一是成立的。在我國現行的結售匯制和匯率機制所導 致的我國 貨幣供給內生性逐漸增強的情況下,人民幣匯率波動擴大所產生的貨幣供應量減少的效應則 意味著我國貨幣政策的獨立性得到一定程度的提高。同時,在我國對國際資本跨境流動事實 上已經越來越難以控制的情況下,則意味著克魯格曼的“不可能三角”在我國是成立的。

(2)變量間的Granger因果關系。為了更好地研究貨幣供應量(狹義和廣義)與人民幣匯率 波動的關系,這里采用Granger因果檢驗方法進行判斷。結果顯示,從Granger因果關系的意 義上看,在10%的顯著性水平上,人民幣匯率波動均是狹義貨幣供應量和廣義貨幣供應量的G ranger原因,而反之則不成立。結合上文協整方程可知,擴大匯率波動確實能夠減少貨幣供 應量。Granger因果關系檢驗再次證明了推論一是成立的。

2經濟增長、貨幣供應量與國內貸款余額的協整檢驗

接下來作經濟增長、狹義貨幣供應量和國內信貸余額一組和經濟增長、廣義貨幣供應量和國 內信貸余額另一組,共兩組協整檢驗,以確定我國貨幣政策的傳導渠道。檢驗結果表明,(LnGDP LnM1 LnCR)和(LnGDP LnM2 LnCR)在5%的顯著性水平上各存在一個協整向量 ,對協整向量正規化后分別為:3=(1,-066,-009)和=066lnM1+009lnCR+203(6)

(-316)(-045)

lnGDP=127lnM2+056lnCR+182(7)

(-2701) (1150)

仔細觀察方程(6)、(7)可知,對于國內信貸余額(LnCR)的系數在方程(6)中t統 計量不具有顯著性(t=-045);在方程(7)中盡管t統計量具有顯著性(t=1150),但 是其系數為-056,這意味著國內信貸余額每增加1個百分點,經濟增長將下降056個百分 點,不符合經濟學常理。而對于狹義貨幣供應量(LnM1)和廣義貨幣供應量(LnM2)而 言,一是二者的系數所對應的t統計量都具有顯著性(LnM1的t=-316、LnM2的t=-27 01);二是對應的系數都符合經濟學常理(LnM1的系數為066、LnM2的系數為127) ,即狹義貨幣供應量每增長1個百分點,經濟將增長066個百分點,廣義貨幣供應量每增長 1個百分點,經濟將增長127個百分點。因此,可以斷定我國貨幣政策是通過貨幣渠道這一 途徑來影響實際經濟總量的。

3經濟增長、貨幣供應量和人民幣匯率波動三變量協整檢驗

上文已經實證檢驗出我國貨幣政策是通過貨幣渠道這一途徑來影響實際經濟總量的,以及人 民幣匯率波動會對貨幣供應量產生影響。因此,接下來考察貨幣供應量對經濟增長的 影響,然后再加入人民幣匯率波動這一變量,觀察供幣供應量對經濟增長影響是否改變,以 考察貨幣政策有效性是否提高。協整檢驗結果表明,(LnGDP LnM1)和(LnGDP LnM2) 在5%的顯著性水平上各存在一個協整向量,對協整向量正規化后分別得到:5=(1, -0751)和=0751lnM1+216(8)

(-4525)

lnGDP=0728lnM2+166(9)

(-8949)

由方程(8)、(9)可知,狹義貨幣供應量和廣義貨幣供應量各自系數所對應的t統計量均 具有顯著性。狹義貨幣供應量每增加1個百分點,經濟將增長0751個百分點;廣義貨幣供 應量每增加1個百分點,經濟將增長0728個百分點。

接下來,把人民幣匯率波動加入,構造(LnGDP LnM1 VARI)和(LnGDP LnM2 VARI)兩 組三 變量VAR模型。因此,對于方程(8)、(9)也可理解為人民幣匯率波動為零(VARI=0)。 協整檢驗結果表明,(LnGDP LnM1 VARI)和(LnGDP LnM2 VARI)在5%的顯著性水平上 各存在一個協整向量,對協整向量正規化后分別得到:=0760lnM1+0010VAR+205(10)

(-4845) (-244)

lnGDP=0731lnM2+0005VAR+161(11)

(-9461) (-249)

由方程(10)、(11)可知,狹義貨幣供應量、廣義貨幣供應量以及人民幣匯率波動各 自系數所對應的t統計量均具有顯著性。狹義貨幣供應量每增加1個百分點,經濟將增長07 60個百分點;廣義貨幣供應量每增加1個百分點,經濟將增長0731個百分點;人民幣匯率 波動每增加1個百分點,經濟將分別增長0010個百分點和0005個百分點。

對比方程(8)和(10)可知,加入人民幣匯率波動后,狹義貨幣供應量的系數由0728增 加到0731,而且對應的t統計量均具有顯著性;對比方程(9)和(11)可知,加入人民幣 匯 率波動后,廣義貨幣供應量的系數由0751增加到0760,而且對應的t統計量均具有顯著 性。

因此,加入人民幣匯率波動起到了兩方面作用:一是增加貨幣供應量對經濟增長的正向作用 ;二是人民幣匯率波動自身對經濟增長也有正向作用。證實了推論二是成立的:人民 幣匯率波動能影響貨幣政策的有效性,且是正的有效性,即把人民幣匯率波動納入貨幣政策 中介目標監控體系能提高貨幣政策的有效性。

4對經濟增長、貨幣供應量和人民幣匯率波動的脈沖響應分析

協整分析只是提供變量間長期關系的信息,但是沒有為一個變量作用于另一變量的動態特征 提供更多的信息,引入脈沖響應函數有助于解決這個問題。我們采用正交化方法和喬利 斯基分解技術,對經濟增長、貨幣供應量和人民幣匯率波動構成的VAR進行脈沖響應分析。 圖2、圖4和圖6是由(LnGDP LnM1 VARI)構成的VAR的脈沖響應圖;圖3、圖5和圖7是由(Ln GDP LnM2 VARI)構成的VAR的脈沖響應圖(篇幅所限,圖略)。

由圖2、圖3可知,在初期受到人民幣匯率波動一個標準差的正向沖擊后,狹義貨幣供應量 和廣義貨幣供應量沒明顯反應,然后呈逐漸加強的負向效應并最終趨于穩定。人民幣匯率波 動對貨幣供應量的沖擊具有一定持久的負向效應,這里再次證實了推論一的成立。

由圖4可知,在受到狹義貨幣供應量一個標準差的正向沖擊后,經濟增長在前2個季度內出現 逐漸增強的收縮趨勢,然后經濟增長收縮趨勢逐漸減弱并轉為正向效應,在第7季度后,狹 義貨幣沖擊的作用逐漸消失,這意味著貨幣供給沖擊對實際產出波動的影響沒有持續作用, 具有“貨幣政策長期中性”的特征。

由圖5可知,在受到廣義貨幣供應量一個標準差的正向沖擊后,經濟增長整體呈現出較弱的 擴張反應,隨后廣義貨幣的沖擊作用逐漸消失,這也意味著貨幣供給沖擊對實際產出波動的 影響沒有持續作用,具有“貨幣政策長期中性”的特征。

圖6和圖7兩個圖較相似,在受到人民幣匯率指數波動一個標準差的正向沖擊后,經濟增長在 經過幾個振蕩之后逐漸消失。由于人民幣匯率波動會對貨幣供應量產生影響,而圖4和圖5的 脈沖響應圖說明了“貨幣政策長期中性”的特征,因此,一個可能的假說是,人民幣匯率波 動對經濟增長的影響也具有“長期中性”的特征。

5模型的方差分解

方差分解表示的是當系統的某個變量進行了一個單位的創新沖擊以后,以一個變量的預測誤 差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用。結果見表10(a)和(b)。其中(a)表是由 (LnGDP LnM1 VARI)構成的VAR的經濟增長方差分解;(b)表是由(LnGDPLnM2VARI) 構成的VAR的經濟增長方差分解(篇幅所限,表略)。

根據表10的(a)表可知,由于在第1期經濟增長的所有變動均來自于自身的新生標準誤 差, 貢獻度比例為100%,然后自身的貢獻度逐漸下降,在第2期,狹義貨幣供應量對經濟增長預 測誤差的貢獻度分別約為042%,人民幣匯率波動對經濟增長預測誤差的貢獻度約為263% ; 在第10期,狹義貨幣供應量對經濟增長預測誤差的貢獻度分別約為182%,人民幣匯率波動 對 經濟增長預測誤差的貢獻度約為454%。(b)表與(a)表類似。(a)表和(b)表的共 同特征是經濟增長從它自身以及模型以外的變量得到了絕大部分的解釋力,以第10期為例 ,經濟增長從它自身以及模型以外的變量得到了9364%(a)表和9520%(b)表的解釋力。 同時,對比a、b兩表可知,狹義貨幣供應量與經濟增長的關聯性比廣義貨幣供應量與經濟增 長的關聯性更強,因此,選擇狹義貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標能夠更為有效地實現 對實際產出目標的傳導和調控。

三、結論與政策建議

本文利用VAR模型,通過協整分析、Granger因果檢驗、脈沖響應和方差分解分析后發現:( 1)我國貨幣政策是通過貨幣渠道這一途徑來影響實際經濟總量的;(2)在狹義貨幣供應量 和廣義貨幣供應量中,選擇狹義貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標能夠更為有效地實現對 實際產出目標的傳導和調控;(3)人民幣匯率波動對狹義貨幣供應量和廣義貨幣供應量有 負面作用,即人民幣匯率波動的增加將會減少狹義貨幣供應量和廣義貨幣供應量;(4)“ 不可能三角”在我國是成立的;(5)將人民幣匯率波動納入貨幣政策中介目標監控體系能 提高貨幣政策的有效性。

基于上述經驗檢驗,本文提出以下幾點建議:

1貨幣當局應把人民幣匯率波動這一變量納入貨幣政策中介目標監控體系,以提高貨幣政 策的有效性。③

2繼續完善人民幣匯率形成機制,適當擴大人民幣匯率的浮動區間,增大人民幣匯率彈性 ,增加國際游資的風險溢價,緩解境內外對人民幣升值一邊倒的預期,削弱國際游資流入的 動力,以此來提高貨幣政策的獨立性和有效性。

3目前我國的利率還未完全市場化,貨幣當局仍然規定著存貸款利率。在以貨幣供應量為 中介目標的情況下,為提高貨幣政策的有效性,應加快我國利率市場化步伐,進一步完善利 率與貨幣供給量之間的關聯機制,增強變量之間的傳導效率。

遺留的一個問題。早期的研究認為擴大匯率波動會阻礙經濟增長。然而,新近的研究發現, 匯率波動擴大會導致產出增加。國內最新研究有,王自鋒等(2009)[8](41-53) 認為,從 外商直接投資的角度看,擴大人民幣匯率波動區間對外商直接投資的影響是十分積極的。金 融發展為進行國際貿易的廠商提供了一系列規避匯率風險的金融衍生工具,處于不完全競爭 出口市場的廠商不僅可以使用這些工具轉移、降低或者沖銷匯率風險,而且通過分散風險組 合,獲得額外潛在利潤。本文初步實證了人民幣匯率波動的擴大會促進經濟增長,但里面個 中機理如何,還不是很清楚,而這正是筆者接下來要研究的另一個新課題。顯然,接下來的 這一新課題對于我國保持人民幣漸近升值、擴大匯率波動區間這一匯率政策取向更具理論 和實際意義!

注 釋:

①如果對人民幣實際有效匯率指數取對數,由于取了對數之后,會消除異方 差,這將會影響到我們的目的――通過人民幣實際有效匯率指數來求得它的方差,并以此作 為人民幣匯率波動的代表變量。

②因篇幅所限,本協整檢驗以及上文單位根檢驗、Granger因果關系檢驗、下文的相關協整 檢驗、脈沖響應和方差分解的相關圖表均未列出,有需要讀者,可直接向作者聯系索要。

③事實上,匯率政策從廣義上講就是貨幣政策的一部分,因此,結合本文的實證結論,貨 幣當局應當把貨幣政策、匯率政策二者綜合考慮,把二者一體化,而不應隔離開。

主要參考文獻:

[1]Bernanke,Ben S and Blinder, Alan S,1992,“The Federal Funds Rate a nd the Channels of Monetary Transmission”, The American Economic Review 82

[2]Kashyap,AnilK and Stein, Jeremy C,2000,“What do a Million Obser vations on Banks Say about the Transmission of Monetary Policy”, The American E conomic Review 90

[3]Hubbard,RGlenn,1994,“Is There a 'Credit Channel'for Monetary Poli cy ”,NBER Working Paper 4977

[4]王振山,王志強.我國貨幣政策傳導途徑的實證研究[J].財經問題研究,2000(12 ).

[5]李 斌.中國貨幣政策有效性的實證研究[J].金融研究,2001(7).

[6]陳 飛,趙昕東,高鐵梅.我國貨幣政策工具變量效應的實證分析[J].金融研究 ,2002(10).

[7]Nelson, Daniel B,1991,“Conditional Heteroscedasticity in Asset Re turns: A New Approach”, Econometrica 59

[8]王自鋒,邱立成.匯率水平與波動程度對我國外商直接投資的影響研究[J] .經濟科學,2009(5).

貨幣政策和匯率的關系范文第2篇

關鍵詞：貨幣政策;相機抉擇貨幣政策;有效性;實證分析

隨著經濟的持續發展，世界經濟全球化、一體化的趨勢也逐漸增強，為了抓住機遇、迎接挑戰，適當的調整貨幣政策才能促進我國經濟的穩步增長。而事實也證明，我國采取相機抉擇貨幣政策取得了一定的效果，相機抉擇貨幣政策受到國際經濟與其貨幣政策的影響，正在逐漸轉變。本文將分析貨幣政策與相機抉擇貨幣政策，同時探析相機抉擇貨幣政策的有效性。

一、貨幣政策的概況

1.貨幣政策的涵義

貨幣政策是國家宏觀調控的重要政策，是央行對貨幣管理的一種手段，通過貨幣的供應，讓信貸數量與利率等方面符合國家特定的目標。央行通過不同的貨幣政策實現對經濟的宏觀調控，當央行實行放松的貨幣政策時，是為了刺激經濟的持續發展;當央行實行緊縮的貨幣政策時，是為了維持經濟的穩步發展。

2.貨幣政策的目標

貨幣政策的目標是為了實現經濟的發展、保證幣值的穩定、促進就業和維持國際收支平衡等，貨幣政策的目標與國家宏觀調控的目標的一致的。在社會主義市場經濟的環境中，國家通過貨幣政策實現宏觀調控，其目標在逐漸實現，但由于貨幣政策目標具有一致性的同時還具有沖突性，所以，國家在實行貨幣政策時，要根據實際情況，兼顧各個目標，才能獲得既定的效果。

3.貨幣政策的有效性

貨幣是非中性的，貨幣政策是有效的，分為短期效應與長期效應，在短期其效應較為顯著，但在長期其效應相對微弱。貨幣政策是指央行通過對貨幣供應量的調節與控制，從而引起總需求與總收入水平的變化。作為國家宏觀調控的重要手段，貨幣政策的有效性得到了認可，央行通過對貨幣供應量的調節與控制，最終實現經濟目標。貨幣政策的有效性要通過對其貨幣政策的傳導、中介目標的選擇、貨幣政策效率、績效及適應性等諸多方面的分析才能得以實現，同時由于貨幣政策的制定與實施存在問題，其制定的目標在理論方面與實際方面將存在差異，將影響貨幣政策的有效性。

二、相機抉擇貨幣政策的概況

1.相機抉擇貨幣政策的涵義

相機抉擇貨幣政策是貨幣政策操作的一種模式，相機抉擇貨幣政策是國家宏觀調控的重要政策，根據國家宏觀調控的目標，從而制定相應的貨幣政策目標;央行通過對貨幣的管理，采取適當的貨幣政策，相機抉擇貨幣政策，根據經濟發展的需求，或采用擴張性貨幣政策、或采用緊縮性貨幣政策。相機抉擇貨幣政策在維護經濟的持續發展方面發揮著積極的作用，此模式被眾多國家所采用，相機抉擇貨幣政策實現了我國宏觀調控的目標，促進了我國經濟的穩步發展。

2.相機抉擇貨幣政策的特點

相機抉擇貨幣政策的特點主要表現在以下幾方面：其一，隨意性，相機抉擇貨幣政策最為注重的便是其最終目標的實現，其在貨幣調整過程中具有一定的隨意性，而這會導致其政策的信譽未能引起相應的重視;其二，滯后性，相機抉擇貨幣政策是根據經濟發展需求進而采取適合的貨幣政策，致使相機抉擇的貨幣政策具有滯后性;其三，單一性，相機抉擇貨幣政策的形式主要有擴張型和緊縮型，其形式具有單一性。

3.相機抉擇貨幣政策的效應

相機抉擇貨幣政策效應是指單位貨幣政策通過相機抉擇，從而對宏觀經濟變量產生的影響，主要是對產出、通貨膨脹及匯率等宏觀經濟變量的影響，同時，它也體現了相機抉擇的操作模式對經濟的影響。相機抉擇貨幣政策效應可以分為即時效應與滯后效應。即時效應主要是指相機抉擇貨幣政策對宏觀經濟變量產生的當期影響，相機抉擇貨幣政策在發生作用時，受到諸多因素的影響，致使對宏觀經濟變量的影響不能及時地發生，所以相機抉擇貨幣政策的即時效應并不顯著，它主要是在相機抉擇貨幣政策采用后，在當月、當季或當年末產生的效應。滯后效應是相機抉擇貨幣政策最為顯著的效應，同時也是決策者最為關注的，它是相機抉擇貨幣政策經過長期作用所產生的效應，效用的最大化、最小化及其收斂與發散都是決策者所關注的，進而才能根據相機抉擇貨幣政策的效應，適時調整貨幣政策的方向與力度。

三、相機抉擇貨幣政策有效性的實證分析

1.基于圣路易斯方程的相機抉擇貨幣政策有效性的實證分析

相機抉擇貨幣政策可以分為正向與負向的相機抉擇，即擴張性與緊縮性政策，相機抉擇政策要根據經濟的發展需求才能進一步采取相應的對策。由于我國貨幣政策的目標具體多樣化，相機抉擇貨幣政策將對工業增加值增長率有所影響，對產出與通貨膨脹也有一定的影響，通過適當的相機抉擇貨幣政策，將對產出與通貨膨脹進行有效地治理，進而促進我國經濟的持續增長。同時，由于正向與負向的相機抉擇貨幣政策對經濟的影響存在著較大的差異，所以相機抉擇貨幣政策具有不對稱的效應。

相機抉擇貨幣政策的不對稱效應，使其對通貨膨脹的影響也存在不對稱效應，其中正向的相機抉擇貨幣政策對通貨膨脹的影響較弱，而負向的相機抉擇貨幣政策對通貨膨脹的影響十分明顯，因此，相機抉擇貨幣政策將影響物價，對其調控有著積極的作用。

基于圣路易斯方程的相機抉擇貨幣政策影響當期的產出或物價水平，但由于相機抉擇貨幣政策具有隨意性、滯后性等特點，致使當期的相機抉擇貨幣政策并不能影響當期的宏觀調控目標，僅能對其有微弱的影響。工業增加值增長率與相機抉擇貨幣政策的關系變化表現為正負相間的變化趨勢，當經濟增長率偏高時，央行采用相機的緊縮性貨幣政策，進而與當期的增長表現為負相關的關系;當經濟增長率過慢時，央行采用相機的擴張性貨幣政策，進而與當期的增長表現為正相關的關系。相機抉擇貨幣政策與經濟增長率之間的關系變化比較頻繁，且差距較大，這種關系表現出相機抉擇貨幣政策具有非連續性與階段性，當相機抉擇貨幣政策獲得一定的成效時，經濟將出現較大的波動，從而影響經濟的穩定性。相機抉擇貨幣政策的滯后性對工業增加值增長率的影響表現為隨著相機抉擇貨幣政策滯后的逐漸增加，工業增加值增長率呈現出先升后降的趨勢，這一趨勢也證明了相機抉擇貨幣政策具有滯后性，進而影響相機抉擇貨幣政策的有效性。

2.相機抉擇貨幣政策對我國經濟的有效性分析

相機抉擇貨幣政策對我國的產出、通貨膨脹與匯率等方面都有著顯著的影響，可以通過構建VAR模型，進一步分析相機抉擇貨幣政策對我國經濟的有效性影響。貨幣政策對產出缺口的影響是有限的，這種現象表示我國貨幣政策在長期具有中性的效應，其中相機抉擇貨幣政策的影響是突出的，這種現象表示相機抉擇貨幣政策是影響產出缺口的重要因素。產出缺口的存在說明經濟發展存在不穩定性，經濟系統不能實現持續性的發展。同時，產出缺口對相機抉擇貨幣政策也有一定的影響。

相機抉擇貨幣政策對宏觀經濟波動有一定的影響。工業增加值增長率的波動受諸多因素的影響，其中貨幣政策對其影響在逐漸增長，相機抉擇貨幣政策對其影響也在逐漸增長。相機抉擇貨幣政策對通貨膨脹產出缺口的影響具有一定的持續性，相機抉擇貨幣政策對物價水平的影響具有一定的長期效應，且影響程度較深。同時，由于相機抉擇貨幣政策對通貨膨脹的影響也具有長期性，表明相機抉擇的貨幣政策將極易造成通貨膨脹，具有隨意性。總之，相機抉擇貨幣政策是影響通貨膨脹的主要原因。

相機抉擇貨幣政策對匯率失調的影響在長期內是微弱的，但在短期內，相機抉擇貨幣政策對匯率失調的影響較為顯著，雖然相機抉擇貨幣政策的變化頻率較小，但其具有階段性、滯后性與非持續性等特點;相機抉擇貨幣政策的持續操作將使匯率趨于平衡，但增加了匯率在短期內的波動，不利于其穩定性;相機抉擇貨幣政策在加大匯率波動幅度時，有著自動穩定器的作用。相機抉擇貨幣政策是影響匯率波動的重要原因，對匯率失調進行宏觀調控是必要的。

匯率的波動在長期內受貨幣政策的影響較小，主要是受其他因素的影響，所以利于我國貨幣政策目標的單一化;相機抉擇貨幣政策對匯率波動的影響逐漸提升，最終將造成匯率的巨大波動，使其波動幅度不斷上升。

總之，貨幣政策對產出、通貨膨脹率及匯率有著不同的影響，其中對產出和通貨膨脹率影響較大，對匯率的影響偏小;相機抉擇貨幣政策作為我國貨幣政策的主要模式，是根據經濟發展的需求而進行相機抉擇貨幣政策的，對產出的影響相對較為明顯，對通貨膨脹的影響次之，對匯率的影響最為微弱，相機抉擇貨幣政策是影響產出波動、物價波動與匯率波動的重要因素。

四、提高相機抉擇貨幣政策有效性的建議

1.保證實際貨幣供應量的增長率

相機抉擇貨幣政策有效性的提高，要保證實際貨幣供應量的增長率，使其具有規則性，在實際的貨幣供應量方面其增長率應維持在偏大或等于潛在實際產出增長率。雖然在一定時期內潛在產出增長率具有穩定性，但其也將逐漸發生變化，所以實際的貨幣供應量增長率要具有適當的調整方式。

2.健全匯率穩定機制

相機抉擇貨幣政策有效性的提高要建立健全匯率穩定機制，人民幣匯率穩定機制的改革要從以下幾方面開展工作：人民幣匯率要參考一籃子貨幣政策，根據市場的需求及時進行調整;人民幣匯率要保持浮動，其浮動區間要科學、合理;同時，要對匯率的合理均衡水平進行測算，主要是根據我國貿易順差程度與結構調整的需求。人民幣匯率穩定機制的形成要堅持主動性、可控性與漸進性等原則，才能逐漸形成穩定的人民幣匯率機制。健全的匯率機制，首先，要根據市場的需求，參考一籃子貨幣政策進行調整，進而減少人民幣匯率的波動;其次，要發揮匯率杠桿的作用，完善國際收支調節機制，從而促進經濟的持續發展;再次，要積極發揮宏觀調控的經濟政策，為人民幣匯率的穩定提供和諧的政策氛圍;最后，要逐漸提高調控的水平，積極進行外匯管理，維持人民幣匯率的穩定。

3.完善央行的獨立性

相機抉擇貨幣政策有效性的提高要完善央行的獨立性，央行要實現對貨幣政策的制定與執行，就要保證其獨立性，確定其地位與職責，才能積極發揮貨幣政策的作用，才能實現相機抉擇貨幣政策的有效性，進而才能利于宏觀調控的實行，實現其經濟目標，最終促進經濟的持續增長。完善央行的獨立性要明確央行的地位、職能與行為方式等諸多方面，要對其進行具體的、明確的規定，才能促使其獨立地運用權力。完善央行的獨立性可以通過法律法規的形式進行規定，從而實現其政策的獨立性、貨幣政策目標的單一性。

五、總結

綜上所述，相機抉擇貨幣政策是我國貨幣政策中較為主要的形式，其相機抉擇要根據市場經濟形勢的變化，要滿足市場的需求，進而采取擴張或收縮的貨幣政策，旨在促進經濟的穩步增長。相機抉擇貨幣政策不僅促進了經濟的發展，還有效地治理了通貨膨脹，穩定了人民幣匯率，相機抉擇貨幣政策發揮著積極的作用，具有一定的效應，利于我國經濟把握機遇、迎接挑戰，使之逐漸適應世界經濟全球化、一體化的趨勢，利于我國資本市場的完善，同時，利于我國匯率機制的合理化。

參考文獻：

[1]賈凱威.中國貨幣政策規則與相機決策效應研究[D].遼寧大學，2010.

[2]武霞.貨幣政策操作方式：規則與相機抉擇[D].華南師范大學，2008.

[3]張靜宜.我國貨幣政策有效性的實證分析[N].山西財政稅務專科學院學報，2013，8（04）：13～15.

[4]董艷子，趙明陽.中國貨幣政策是規則還是相機抉擇[N].中國農業銀行武漢培訓學院學報，2013，（05）：27～28.

貨幣政策和匯率的關系范文第3篇

關鍵詞：匯率制度貨幣政策執行效果

中圖分類號：F821.0　文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914(2011)10-192-02

改革開放以來我國人民幣匯率形成機制雖然不斷進行調整，但外匯儲備仍然快速增加，國際收支不平衡及中國同歐美等主要貿易國的經濟貿易摩擦不斷升溫，人民幣面臨的升值壓力越來越大。央行為沖銷大量外匯占款，被動投放基礎貨幣，形成目前流動性過剩的局面，對中國經濟發展產生了不可忽視的影響，貨幣政策調控的有效性難以達到預期目的，貨幣政策獨立性面臨挑戰。因此，研究人民幣匯率政策對貨幣政策的影響，并使其有利于“穩定幣值并以此促進經濟增長”的貨幣政策目標，具有極其重要的意義。

一、我國人民幣匯率體制調整歷程

匯率制度的基本類型可分為固定匯率制度和浮動匯率制度，國際匯率制度變化，呈鐘擺變動的情況，即在某一時期固定匯率制度占主流地位，而經過一段時間，浮動匯率制度又成為主導。上個世紀50年代我國實行固定匯率制度，60年代開始傾向走向浮動匯率制度，80年代又趨向固定匯率制度，90年代鐘擺再次向浮動匯率制度擺動。

我國各個時期的匯率制度劃分：1985-1993年，中國取消貿易外匯內部結算價，實行單一匯率，在官方匯率和調劑市場匯率并存的匯率制度下，調整存款準備金率能夠對貨幣供應增長率、消費物價指數(CPI)、失業率等宏觀經濟變量起到比較顯著的影響；1994-2005年7月，人民幣官方匯率與市場匯率并軌，實行以市場供求為基礎的、單一的、有管理的浮動匯率錒，形成了人民幣經常項目可兌換、資本項目嚴格管理的外匯管理體制；2005年7月21日以來，中國開始實行以市場供求為基礎，參考一籃子貨幣進行調節＼有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機制，人民幣匯率正式和美元脫鉤。2010年6月19日，中國人民銀行宣布進一步推進人民幣匯率形成機制改革，增強人民幣匯率彈性，加大了人民幣升值幅度。

二、固定匯率對貨幣政策執行效果的影響

從1994年我國外匯管理體制改革到這次匯率制度改革之間，人民幣匯率雖然名義上是有管理的浮動匯率制度，但實際上卻是一種盯住美元的固定匯率。由于我國國民經濟連續多年的快速增長和美元的持續走低，使得人民幣幣值被低估，嚴重制約了貨幣政策的實施效果。

1　貨幣政策獨立性降低。在經濟全球化中，存在國際資本自由流動、匯率穩定和貨幣政策獨立性這三個目標不可能同時實現的矛盾。此次匯率制度改革之前，我國雖實行的是有管理的浮動匯率制度，但實際上實行的是盯住美元的匯率制度，因此，匯率變動極小(基本固定)，始終保持在1美元兌換8.26人民幣左右。同時，我國一直強調中央銀行對宏觀經濟調控和貨幣政策的調整。可以說，在理論上選擇了匯率穩定和貨幣政策獨立，限制資本自由流動。在現實中，我國結售匯制度使資本流動呈現單向自由化，即人民銀行外匯儲備增長以人民幣等值投放為代價。根據蒙代爾一弗萊明(Mundell Fleming)的模型，在資本流動和固定匯率下，一國的貨幣政策是失效的。隨著我國經濟發展和國際收支的“雙順差”擴大，實施這一政策組合的成本越來越大，外匯儲備增長成為本幣投放的主要閘門，貨幣政策的獨立性嚴重削弱。也就是說，當時事實上被迫實行了匯率穩定和資本單向自由流動(流入)的政策組合。同時，隨著經濟和金融的全球化，特別是加入WTO之后，我國開放步伐加快，伴隨著金融全球化、一體化程度的逐步提高，國內金融市場對外開放程度的逐漸加強，合法和違規的資本大量涌入。尤其是2000年以來，中國的外匯儲備余額急劇增長，從2000年的1656億美元，急劇增長到2005年的8189億美元，中央銀行被動吃進了很多外匯而投放了大量基礎貨幣。而實際的基礎貨幣需要量并不要那么多，因此外匯占款的增量和基礎貨幣的增長對比差距的增長是很快的。如2000年的外匯占款的增量不足1000億元人民幣，當年基礎貨幣的增量為2000億元人民幣。而到2005年時，外匯占款當年的增量為17500億元人民幣，當年基礎貨幣的增量為5500億元人民幣。由于我們的外匯儲備增加比較多，同時又要維持匯率的相對穩定，中央銀行被動吃進了很多外匯而投放了大量基礎貨幣，而實際的基礎貨幣需要量并不要那么多，外匯占款增量大于基礎貨幣增量的部分需要由中央銀行對沖掉。在國際收支雙順差仍將維持一段時間的情況下，對沖過多的流動性是中國貨幣政策的重要任務。這意味著基礎貨幣的投放量不能由中央銀行主動控制，不得不放棄對貨幣政策的完全控制權，貨幣政策獨立性幾乎喪失。對通貨膨脹的控制更多地依賴于行政手段，而不是貨幣政策。

2　匯率政策與利率政策之間的矛盾日益突出。在實行資本自由流動和浮動匯率制度的國家，利率和匯率有著極為密切的聯系。通常，當一國利率水平高于別國時，會吸引外國資本包括熱錢流入，使外匯供過于求，本幣升值；反之，則使本幣貶值，因而其利率政策與匯率政策之問沒有沖突。雖然我國在1994年之前實行固定匯率制度，但是由于經常項目和資本項目都受到嚴格管制，所以我國的利率政策和匯率政策也是可以相對獨立實施的。我國放松對經常項目的管理后，為境外熱錢進入中國境內提供了更大便利。境外熱錢引起利率政策與匯率政策的沖突表現如下：

在固定匯率制度下，當我國上調(下調)利率進行緊縮(擴張)調控時。會影響資本項目的順差(逆差)。為了穩定匯率，央行在外匯市場上買人(賣出)外匯，同時，由于利率上升(下降)，國內利潤空間擴大(縮小)，境外資金進入(流出)我國資本市場，從而增加(減少)了外匯儲備，進一步影響到基礎貨幣的投放，在一定程度上抵消了利率政策的效果。

由于人民幣升值預期的存在，如果大幅提高利率會吸引更多的境外資金流入國內，增加外匯儲備，從而進一步增大升值壓力。正是由于利率無法較大提高，且國內物價水平較高，致使我國實際利率水平較低甚至出現負利率現象。如：2003年我國的名義存款利率為1.98％，實際利率為0.77％；2004年我國的名義存款利率為2％，實際利率為-1.83％；在國內金融投資品種比較少的情況下，各路資金追逐投資，尤其是房地產領域，全國房屋平均售價從1998年的2063元，平方米上漲到2005年的3168元／平方米，7年上漲了53.6％；而且從2005年開始呈現快速上漲態勢，使得固定資產投資增幅長期處于高位運行。

對于我國貿易順差快速上升，在正常的經濟環境下，我國可以通過降低利率水平促使國內資金和國外短期資金外流，達到解決國際收支失衡的目的。但是，由于大量熱錢進入我國境內追逐人民幣升值，致使我國經濟過熱，存在通貨膨脹壓力。而降低利率會進一步促進消費，增大通貨

膨脹壓力，有悖于宏觀調控的方向，使匯率政策與利率政策的施行產生沖突。

3　固定匯率下國際短期資本的大量涌人對我國貨幣政策的有效性造成影響。由于這次匯率改革前，我國實行的是相對固定的匯率制度，2003年以來，我國經濟發展勢頭強勁，出現較大的國際收支順差，外匯儲備也大幅增長。我國GDP同比增長率連續多年高速增長，遠遠高于國際平均的經濟增長率。我國外匯儲備也處于上升趨勢，市場上人民幣嚴重供不應求，使得人民幣被嚴重低估，造成國際短期資本大量跨境流人我國，對我國貨幣政策的有效性造成沖擊。

削弱貨幣政策實施效果，不利于宏觀調控目標實現。貨幣政策的最終目標是穩定幣值和促進經濟發展。但是，從理論上看，國際短期資本與貨幣政策方向和目標往往不一致。當我國經濟過熱時，央行將采取提高利率，減少基礎貨幣投放的緊縮性貨幣政策抑制通貨膨脹。但利率上升將吸引境外國際短期資本流入，從而推動資本市場的資產價格上漲，使得公眾對前景持樂觀態度，刺激消費和投資支出進一步增加，貨幣流動速度加快，反過來進一步加大通貨膨脹壓力。另一方面，國際短期資本流入增加了外匯儲備，為了緩解外匯儲備增長而帶來的通貨膨脹壓力，央行不得不加大力度進行沖銷操作來阻止貨幣供給的增加，但這又會造成信貸收縮，增大人民幣利率上升的壓力。反過來又促使國際短期資本流人，造成流動性過剩，央行被迫增加貨幣供給，最終起到“火上加油”的反面效果。

4　增大央行實施貨幣政策成本，加大宏觀調控難度。在固定匯率制度下，人民幣的真實價值仍然沒有體現出來，人民幣存在嚴重低估。為套利而進人中國的短期資本大量流入，造成國內貨幣供應量起伏不定，增大央行對貨幣政策的調控成本，同時加大宏觀調控難度。

三、人民幣匯率形成機制與貨幣政策有效性之間的傳導機制

目前匯率制度可以分為以下三種：(1)固定匯率制。即鎖定一種以上貨幣之間的換算比例，通過改變貨幣供給來滿足貨幣需求的變化。數量調整的最大特點就是當一國對外開放時，必須放棄貨幣政策獨立性才能保證固定匯率制度的實現，即當外匯增加引致貨幣需求上升時。央行就得增加貨幣供給來平衡該貨幣供不應求的關系以保證匯率穩定，這種做法的后果就是有可能因為流動性過剩而導致通貨膨脹或泡沫經濟。(2)浮動匯率制。通過傾向升、貶值來滿足市場上貨幣的供求關系。浮動匯率制度有利于一國貨幣政策的獨立性，但匯率可能出現的上下波動不利于一國的出口，有可能降低外資對勞動密集型產業的投資意愿。(3)中間匯率制。此種匯率制度的優劣介于上述制度之間，我國目前采用以控制貨幣供給為主，匯率變動為輔的匯率形成機制。

匯率與貨幣政策的關系可以用以下的傳導機制表示：匯率制度國際收支外匯儲備外匯占款基礎貨幣流動性貨幣政策。

人民幣匯率形成機制改革后，改變了匯率過于固定的狀況，形成以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，這種匯率制度使得人民幣匯率更具靈活性，增強了我國貨幣政策的有效性，對于提高我國貨幣政策的有效性以及今后貨幣政策工作實施的方向具有更重要意義。

1　在“三元悖論”中，此次匯率制度改革使我國的匯率波動區間變寬，意味著我國在資本自由流動程度逐漸提高的背景下，通過放棄匯率穩定的目標而增加貨幣政策的獨立性。在參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度下，我國可以獨立地行使自己的貨幣政策，通過匯率杠桿對國際收支進行自動調節，改變了在固定匯率制度下因受多種因素牽制而被動行使貨幣政策的局面。

2　匯率制度改革以后，人民幣匯率可以根據市場供求狀況，不斷地進行微幅調整以平衡國際收支，使中央銀行的外匯干預有一定的調控空間，擺脫了為穩定匯率而在外匯市場上買入(賣出)外匯，從而被動地增加(減少)基礎貨幣投放的困境，提高了我國貨幣政策的主動性。目前，人民幣的小幅升值，出口將會適度減少而進口增加，這樣可以消化一定數量過剩的外匯儲備，對于提高下一階段我國貨幣政策的效力有很大幫助。

3　浮動匯率制度下，調解利率對國際收支產生的影響，可以通過匯率波動來進行反向平衡，從而增加利率政策的有效性。當我國采取緊縮的貨幣政策，上調利率雖然會造成資本項目的順差而增加外匯儲備，但同時可以通過人民幣升值影響經常項目，抵消資本項目的順差，從而平衡國際收支，提高了利率政策的有效性。

4　靈活的匯率可以增加國際投機資本的投機風險，減少了國外“熱錢”的涌入，從而在一定程度上緩解了外匯儲備過快增長的壓力，降低了投機資本對我國經濟的沖擊。

四、目前匯率制度機制下我國貨幣政策工作的建議

1　進一步完善匯率形成的市場機制，培育相對均衡匯率。完善匯率形成機制是協調國際收支的根本措施，是緩解“雙順差”的市場解決途徑，也是解決商業銀行流動性過剩問題的基礎。對于我國來說，短時期內匯率完全浮動不現實，但匯率浮動幅度能夠更為靈活完全可以做到。通過匯率浮動區間的逐步擴大，利用市場機制調節外匯市場供求，人民銀行可以在很大程度上擺脫為了維持匯率穩定而被動投放大量基礎貨幣，從而收縮市場貨幣總量，有效解決商業銀行(包括金融體系)流動性過剩的問題。同時，根據當前國際經濟發展的多極化趨勢，人民幣匯率參考的一籃子貨幣中，美元成分可以適當減少，增加歐元、英鎊、日元等貨幣比重，避免美元波動牽連我國貨幣大幅度波動風險，將未來以市場為基礎的均衡匯率與世界多元化經濟體聯系在一起。

2　深化外匯管理體制改革，有序開放培育資本市場。現有外匯管理體制主要基于外匯緊缺時期，結售匯外匯管理體制對于外匯儲備增加有積極作用，確保國家有效掌握外匯資源。隨著企業出口創匯越來越多，貿易持續保持大額順差，國際資本大量流人使投放的人民幣大量增加。因此，積極推進外匯管理體制改革，放寬企業和個人用匯自由度，由國家集中儲備外匯向“藏匯于民”轉變，由吸引外資進入國內向有條件地對外投資轉變，才能實現貨幣政策的獨立性，徹底解決流動性過剩問題。近年來，人民銀行、外匯管理局推出了調整外匯管理的多項政策(放寬企業開立外匯賬戶和賬戶余額的限制、放寬個人經常項目購匯的限額、放寬對企業境外投資用匯的限制、境內機構可自行保留經常項目外匯收入和資本項目的用匯限制等)，表明了外匯管理正在向市場化和資本賬戶的有序開放秩序漸進地邁進。

3　匯率制度改革要與其他政策配合協調。匯率制度改革需要有一個良好的環境，與其他政策的協調配合尤為重要。首先應加快利率市場化改革，為人民幣遠期交易、期貨交易及企業規避匯率風險創造良好的金融市場交易平臺，使人民幣匯率和利率形成機制逐步融為一體。同時。調整貿易政策和引進外資政策。通過政策調整和引導逐步擴大內需，實現國內經濟的穩定發展，避免國際經濟特別是經濟大國的政策突變造成的沖擊，在實現國際收支相對平衡的基礎上解決流動性過剩問題。

4　綜合運用貨幣政策工具，調高短期利率，嚴格控制投資過熱行業

的資金供給，對于資源能源消耗和高污染行業也要在信貸資金方面進行抑制，優化經濟結構，達到穩定物價目的；對于有成長性、可持續發展性的行業給予充分的資金支持，重點是解決中小企業融資難問題，不僅符合我國經濟結構改革的需要，而且可以降低優質企業對外債的依賴程度，從而減輕由于外匯儲備增多所帶來的基礎貨幣被動投放的壓力。

5　把握人民幣升值節奏，在我國資本市場未完全開放的條件下讓人民幣匯率在總體上保持緩慢上升，小步前行的走勢是可行的選擇。人民幣的升值路徑不僅是漸進式的，而且是非線性的，這種升值策略帶有相機的抉擇性。人民幣升值的程度和升值周期的長短主要取決于我國經濟結構的調整進度、宏觀調控的能力以及企業對匯率變化風險的應對能力，同時要結合國際經濟金融形勢，如次貸危機對我國經濟的沖擊。由此，政府各部門可以從維持我國今后2～3年內可接受的GDP增長率、就業率和CPI等宏觀經濟目標出發，測算出各行業在人民幣升值不等情況下的反應，以經濟模型計算結果為參考，確定人民幣匯率的合理水平，以升值頻率的時快時慢，升值幅度不均的方式，借助目前金融危機的情況打破人們對人民幣的升值預期，加大對國際短期資本流人流出的控制，防止經濟大起大落。

五、結論

人民幣匯率形成機制改革對中國經濟的影響意義深遠，貨幣政策和匯率制度對國民經濟的影響尤為重要。為緩解貨幣政策目標和匯率政策目標之間的沖突，充分發揮兩者的功能，保持貨幣政策的獨立性，中央銀行應繼續完善匯率形成機制，把握匯率變化節奏，靈活運用貨幣政策來平衡匯率波動和國際資本流動給我國經濟造成的沖擊，以促進我國經濟又好又快地發展。

注釋：

①馬丹，人民幣實際匯率的歷史變遷及沖擊來源分析，上海金融，2006(7)

②⑧曙霞人民幣匯率制度對我國貨幣政策獨立性的影響分析，新金融，2006(2)

③李天棟，人民幣匯率變動的制約條件與政策搭配新金融，2006(5)

④張家平人民幣匯率變動與房地產價格關系的實證研究南方金融，2008(4)

⑤唐震斌，人民幣升值趨勢對我國貨幣政策的影響分析，金融管理科學，2006(6)

⑥梁建華，人民幣匯率形成機制改革對外匯形勢的影響，國家外匯管理局優秀研究報告論文集，2007(12)

⑦劉新華，人民幣實際匯率及其升值時機選擇，金融管理科學，2006(6)

⑨關于當前人民幣匯率調整策略的思考，中國金融，2007(15)

⑩周江銀，人民幣匯率：升值趨勢中把握節奏，福建金融，2008(3)

貨幣政策和匯率的關系范文第4篇

關鍵詞：貨幣狀況指數；貨幣政策；銀行信用；VAR模型

中圖分類號：F822．0 文獻標識碼：A 文章編號：1005-0892(2006)05―0031-07

一、引言

自20世紀90年代以來，貨幣狀況指數(MonetaryCondition lndex)引起了理論界和決策層的濃厚興趣，并在世界范圍內對中央銀行貨幣政策實踐發揮著越來越大的指導作用。加拿大銀行、新西蘭儲備銀行、挪威和瑞典的中央銀行均計算并了各自的貨幣狀況指數，且不同程度地運用在各自的貨幣政策實踐中。其中，加拿大與新西蘭明確把貨幣狀況指數作為貨幣政策的操作目標，挪威和瑞典的中央銀行則把貨幣狀況指數作為貨幣政策立場的一個指示器。此外，IMF及OECD等國際組織、商業銀行(如Deutsche Bank等)、非銀行金融機構(如Goldman Sachs，J．P．Morgan，MerrillLynch等)也了各自計算的貨幣狀況指數，并作為一個參考指標用來判斷相關國家的總體貨幣環境。

貨幣狀況指數概念的提出源于對貨幣政策操作的重新審視。傳統的凱恩斯主義強調利率在貨幣政策傳導中的作用。如中央銀行通過調整貨幣供應量，可以有效地影響到利率水平；利率是投資和消費的價格，利率的上升(下降)會抑制(刺激)投資與消費，導致產出與價格水平的變化。在開放經濟條件下，匯率也是貨幣政策的一個重要傳導機制。本國利率的上升意味著本國資產收益率提高，會增強本國資產對外國投資者的吸引力，導致資本內流，本幣對外升值；本幣對外升值改變了國內與國外商品的相對價格，本國商品的出口價格上升，外國商品的進口價格下降，從而會起到抑制出口、鼓勵進口的效果。另一方面，匯率通過進口商品(尤其是原材料)價格的變化會對本國的一般物價水平產生影響。貨幣政策信貸觀則強調銀行信貸在經濟擴張(收縮)中的重要作用，中小企業獲得信貸的能力與貨幣政策息息相關；中央銀行擴大貨幣供應量將擴大銀行的可貸資金規模，緩解中小企業的金融約束，投資及產出水平增加。貨幣政策還會間接地通過財富效應和資產負債表效應對經濟產生影響。如貨幣政策會影響金融資產(如股票、房地產等)的價格，導致家庭財富水平發生變化，使家庭的消費決策作出改變；資產負債表效應源于金融市場的非對稱信息導致的逆向選擇和道德風險。擴張性的貨幣政策增加了家庭和企業的擔保品價值，信貸約束弱化，有助于消費和投資的增加。貨幣政策傳導機制的多重性意味著在貨幣政策實踐中，僅僅關注利率的變化是不夠的，利率與匯率、信用狀況、金融資產價格等因素間相互作用，利率對經濟的影響會被其它因素所加強或沖減，對貨幣環境的判斷必須綜合考慮貨幣政策傳導的各種因素。基于此，國外理論界提出了構建貨幣狀況指數作為貨幣環境的參考指標，或者是貨幣政策立場的指示器，甚至是作為貨幣政策的操作目標。

標準的貨幣狀況指數是利率與匯率相對于基期變化的加權和，是一個納入了利率和匯率對貨幣環境影響的綜合指數；其權重反映了利率與匯率對貨幣政策長期目標(產出或者通貨膨脹)的相對影響。FrPedman(1994、1995)認為，作為利率與匯率加權構成的一個綜合指數，貨幣狀況指數納入了貨幣政策影響經濟的兩個主渠道，即利率和匯率；在小型開放經濟中，作為貨幣政策的操作目標要優于僅以利率或者僅以匯率作為操作目標。例如，當提高本國基準利率時，若伴隨本國貨幣對外的顯著升值，將會加劇貨幣政策的緊縮效應，因此，貨幣當局為了達到既定的緊縮目標，在提高利率的同時必須考慮到利率提高導致的本幣升值。Denni，(1997)研究結果表明，新西蘭的宏觀經濟走勢與貨幣狀況指數變化相吻合。Batini和Tumbull(2000)考慮到經濟變量的時滯，構建了英國的動態貨幣狀況指數(Dvnamic Monetary Condition lndex)；而計量結果證實貨幣狀況指數與產出和通貨膨脹都有很強的相關關系，可以作為預測未來通貨膨脹的一個先導指數。t41Kesriyeli和Kocaker(1999)計算了土耳其的貨幣狀況指數，發現土耳其的貨幣狀況指數上升伴隨著較高的產出增長率和通貨膨脹率；其原因并非是貨幣狀況指數不能正確指示貨幣環境的“松緊”，而在于其他因素削弱了貨幣政策的效果。

近年來，資產價格波動對貨幣政策的影響引起了學界的關注。有學者將貨幣狀況指數進一步擴展，把資產價格(如股票和房地產價格)考慮進來，構建了金融狀況指數(Financial Condition lndex)。Goodhart和Hofmann(2001)計算了七個主要發達國家的金融狀況指數，發現住房和股票價格擁有一個較大的權重，得出的金融狀況指數能夠提供未來通貨膨脹壓力的有用信息。Cauthier et a1(2004)構建了加拿大的金融狀況指數，發現住房價格、證券價格和債券風險溢價對加拿大的產出具有顯著的解釋能力，金融狀況指數在許多方面的表現要優于貨幣狀況指數。rnLack(2002)計算了包含住房價格的瑞士金融狀況指數。相比傳統的貨幣狀況指數，金融狀況指數具有更強的預測通貨膨脹的能力，能夠很好地解釋瑞土過去15年的通貨膨脹記錄。

但也有學者對貨幣(金融)狀況指數的作用提出了質疑。Eika el al(1996)和Stevens(1998)指出，貨幣狀況指數在貨幣政策中的使用存在諸多問題，比如參數非靜態、模型依賴、動態性、變量遺漏等，依賴貨幣狀況指數來執行貨幣政策是危險的。Freedman(2000)也認識到正確識別匯率沖擊來源的困難，如果是投資者資產組合調整導致的匯率波動，則應該逆向調整利率來維持貨幣狀況指數的穩定；而當匯率沖擊源于實際因素(如貿易條件變化)的影響，此時就應該允許匯率的自主波動，因此貨幣狀況指數在貨幣政策中的作用依賴于匯率沖擊的決定因素。Guender和Matheson(2002)認為，貨幣狀況指數的設計存在嚴重的缺陷，是一個不可靠的政策變量。Blot和Levieuge(2005)通過計量檢驗發現，貨幣狀況指數對未來通貨膨脹的預期效果很差，不是經濟活動的一個良好指示器。

國內對這一問題的研究較少。卜永祥和周晴(2004)

納入利率、匯率和貨幣供應量，運用單方程估計法估算了中國的實際和名義貨幣狀況指數，并對實際貨幣狀況指數與經濟增長以及名義貨幣狀況指數與通貨膨脹間的關系進行了描述性分析。Wensheng Peng和Frank Leung(2005)納入利率、匯率和銀行貸款，同樣運用單方程估計法估算了中國(大陸地區)的貨幣狀況指數。”51以上研究有兩個共同的不足之處：一是用于估算中國貨幣狀況指數的方法雖簡便，但有明顯的缺陷；二是對貨幣狀況指數與中國經濟增長間的關系只停留在表面的描述性分析之上，有待于進一步的計量檢驗予以證實。我們在本文中考慮了利率、匯率和銀行信用對中國貨幣環境的影響，運用VAR模型的脈沖響應函數來求得利率、匯率和銀行信用在估算貨幣狀況指數時的權重，并通過考察貨幣狀況指數與經濟增長間的關系，驗證了1990年以來中國貨幣政策的執行效果。我們還對中國貨幣狀況指數與經濟增長間的相關關系和因果關系進行了計量檢驗，證實中國貨幣環境的松緊是影響經濟增長波動的葛蘭杰原因。這一結論對于中央銀行正確判斷整體的貨幣環境，適時有效地實施宏觀調控具有重要的政策指導意義。

本文結構安排如下：第二部分介紹了構建貨幣狀況指數的基本問題，包括貨幣狀況指數的類型和權重的計算方法；第三部分利用1990第一季度到2005年第一季度的季度時間序列數據，構建了中國的貨幣狀況指數，并通過考察貨幣狀況指數與經濟增長間的關系，對1990年以來中國貨幣政策的執行效果進行了驗證；簡要的結論在第四部分。

二、構建貨幣狀況指數的基本問題

從構建的理論基礎和內容來看，貨幣狀況指數有幾個吸引人的地方。首先，對于中央銀行來說，貨幣狀況指數擴充了貨幣政策的操作目標，考慮到了開放條件下貨幣政策的匯率傳導機制。其次，貨幣狀況指數提供了一個簡單明了的數字，提高了中央銀行貨幣政策的透明度，強化了中央銀行與公眾間的溝通，有利于貨幣政策有效性的提高。再次，對于國際組織和其他金融機構來說，貨幣狀況指數所揭示的信息有助于正確理解與判斷一國的整體貨幣金融環境。

貨幣狀況指數的構建包含二個基本問題：解釋變量的選擇和各個變量在計算貨幣狀況指數時權重的確定。根據計算貨幣狀況指數時選擇的解釋變量的不同，可以把貨幣狀況指數分為三種類型。

(一)標準的貨幣狀況指數

標準的貨幣狀況指數僅考慮開放條件下貨幣政策兩個主要的傳導機制，即利率與匯率。計算公式如下：

式中：r為實際利率，q為實際有效匯率(用單位本幣等于多少外幣來表示，q增大，表示本幣對外幣升值)；下標‘表示相應的變量值為當前值，下標。表示相應的變量值為基期值。wr和wo分別是計算貨幣狀況指數時實際利率和實際有效匯率的權重，權重代表了產出對實際利率和實際有效匯率的彈性，權重間的比值wr/wo被稱為貨幣狀況指數比率。例如，加拿大中央銀行將這一比率定為3：1，這就意味著利率變化一個百分點對需求的影響，相當于匯率變化三個百分點對需求的影響；或者說一個百分點的利率變化對經濟的沖擊，可以被反向的三個百分點匯率變化所沖銷。實際利率和實際有效匯率水平越高，貨幣政策就越緊，因此，貨幣狀況指數增大就意味著貨幣環境趨緊，貨幣狀況指數下降則意味著貨幣環境趨松。貨幣狀況指數的水平值并沒有什么意義，貨幣狀況的“寬松”或“緊縮”是一個相對的概念，貨幣狀況指數的意義也僅在于短期內的各時點間的相對比較。

貨幣狀況指數比率的大小決定于本國的經濟規模與對外開放度。本國經濟規模越大，開放度越小，則貨幣政策通過匯率對經濟的影響就相對較小，利率在貨幣政策傳導過程中就能發揮主導作用，貨幣狀況指數比率就大；反之，對于開放程度較高的小型經濟而言，匯率變動對產出與國內通貨膨脹的影響就大，貨幣狀況指數比率就較小。如根據世界銀行(1996)的估計，法國、意大利和英國的貨幣狀況指數比率為3：1，德國為4：1；日本和美國盡管涉外經濟活動量很大，但由于國內經濟規模龐大，實際上對外開放程度很低，貨幣狀況指數比率為10：1。

(二)擴展的貨幣狀況指數

貨幣政策傳導渠道的相對重要性在國家間存在著明顯的差異，除了短期利率和匯率以外，長期利率在一些國家(如法國)也很重要。此外，在直接金融市場不發達、銀行主導金融系統的國家中，銀行信用是貨幣政策傳導的重要渠道。將這些因素納入貨幣狀況指數的計算，就得到擴展的貨幣狀況指數：

其中：只代表長期利率，c代表銀行信用，其它符號的含義保持不變。

(三)金融狀況指數

貨幣狀況指數沒有把資產價格變化對總需求的影響納入進來，而對于像美國、英國、日本和中國香港這樣的國家與地區，金融資產和房地產價格變化帶來的財富效應和資產負債表效應對居民消費和企業投資的影響巨大，把資產價格作為一個解釋變量則是合理的。相應地，貨幣狀況指數就被擴展成了金融狀況指數(Pinancial Condition lndex)：

其中：z表示資產價格，其它符號的含義保持不變。

貨幣狀況指數計算時的權重，實際上代表了各個變量對產出(或通貨膨脹)的相對影響。權重的估算方法主要有三種。

(1)大規模的宏觀經濟計量模型方法。這種方法考慮到了一國經濟的結構性特征和主要宏觀經濟變量間存在的相互作用機制，可靠性最高。但需要對經濟的運行機制有透徹的理論了解和大量的經濟數據，一般各國中央銀行和國際性組織在計算貨幣狀況指數時采用。

(2)VAR模型法。通過計算脈沖響應函數來模擬利率和匯率對產出(或通貨膨脹)的影響。VAR模型具有乏理論性(atheoretic)的優點，同時又考慮到了各變量間的相互作用，秉承了結構性宏觀經濟計量模型的內在精神，具有很強的預測能力。

(3)單方程(reduced-form equation)估計法。通過構造IS曲線(或Phillips曲線)，計算利率和匯率對產出(或通貨膨脹)的彈性。單方程估計法以特定的

政策傳導機制為基礎，遵循從解釋變量到應變量的單向作用機制，估計較為簡便，一般可直接使用OLS進行估計，當前運用較為廣泛。這種方法是建立在各個解釋變量都是外生的基礎之上的，解釋變量之間和各個解釋變量與被解釋變量之間不存在反饋作用機制。這一假定是經濟運行過程的高度簡化，可能會導致較大的估計偏差。比如，一國產出的變化會影響到進出口，從而匯率發生變化；匯率的變化反過來又會影響到國內的有效需求，引起產出的變化，二者之間是雙向反饋的過程。

三、中國貨幣狀況指數的構建及對貨幣政策效果的驗證

(一)構建中國貨幣狀況指數的基本問題

貨幣狀況指數是利率與匯率變化的綜合。這一概念的提出，最初是針對實行浮動匯率制度的小型開放經濟，并首先在加拿大、新西蘭、瑞典等國得到運用。這些國家有一些共同的特點：(1)都是小型開放經濟，實行浮動匯率制度，本國經濟受國際貿易的影響很大，進口型通貨膨脹在決定國內通貨膨脹水平時起著重要作用；(2)有著相似的貨幣政策框架，把控制通貨膨脹率作為本國貨幣政策的首要目標，實行通貨膨脹目標制；(3)國內金融市場都較為成熟，利率由市場決定，中央銀行通過調控基準利率能夠影響市場利率，貨幣政策的利率傳導機制是有效的。

1994年中國外匯體制改革的重要內容之一是實行有管理的浮動匯率制度，但人民幣波幅很小；1997年以后基本上沒有波幅，事實上是釘住美元制度。在固定匯率制度下，人民幣名義匯率并不受貨幣政策的影響。同時，中國的存貸款利率尚未實現市場化，利率仍由中央銀行統一制定。盡管如此，構建中國的貨幣狀況指數仍然具有很重要的參考價值。首先，人民幣雖然保持與美元的事實釘住，但由于中國的貿易伙伴國貨幣與美元之間的匯率浮動，以及中國與美國及其它貿易伙伴國通貨膨脹水平的差異，人民幣實際有效匯率一直都在發生變化。其次，中國利率市場化進程近年來取得明顯進展，目前利率雖然不能對貨幣政策作出靈敏的反應，但利率的價格杠桿作用在不斷增強。再次，盡管中國是一個有著廣闊國內市場的經濟大國，但受國際貿易的影響日益擴大，出口作為經濟增長的驅動力在不斷增強。以進出口總額與GDP的比值為例，2004年高達70％。最后，中國的貨幣政策框架雖然不是通貨膨脹目標制，但《中國人民銀行法》明確規定“我國的貨幣政策目標是保持貨幣幣值的穩定，并以此促進經濟增長”，可見控制通貨膨脹也是中國貨幣政策的一個重要目標。

構建中國的貨幣狀況指數，首先必須決定納入哪些解釋變量和變量權重的估計方法。除了利率與匯率這兩個渠道外，信用可得性是中國貨幣政策傳導的一個重要渠道。雖然中國的金融市場自20世紀90年代以來發展很快，但發展的時間尚短，金融資產價格變化導致的財富效應和資產負債表效應仍然有限。以股票市場為例，中國的股票市場從無到有，自20世紀90年代初誕生以來發展很快，2000年達到最高峰，總市值占GDP的53％；但流通股所占比重很小，2000年達到最高時也只有GDP的18％。顯然，中國股市所產生的財富效應是非常有限的。因此，本文忽略金融資產價格對貨幣政策的影響，同時把銀行部門的實際國內信用(Domestic Credit)作為銀行部門信用可得性的一個近似度量，與實際利率和實際有效匯率一起作為解釋變量以計算中國的貨幣狀況指數(MCl)。

式中：r為實際利率，q為實際有效匯率，c為實際國內信用增長率。q為對數值，相對于基期的變化用以表示匯率的升(貶)值程度；r為水平值，c為百分比增長率，w／代表相應變量的權重。實際信用增長率越高，意味著貨幣環境越寬松，因此在其前取負號。

基于對三種權重估計方法的比較，單方程估計法雖然操作簡單，但缺點也很明顯，故本文選擇用VAR模型的脈沖響應函數來求實際利率、實際有效匯率和實際國內信用的權重。由于中國經濟正處于向市場經濟轉軌過程中，制度變遷對生產力的影響巨大且難以評估和分離，因此中國的潛在實際產出水平很難估計，且運用常規的除趨勢法得出的實際經濟產出與潛在經濟產出水平間的產出缺口準確性令人懷疑。本文的權重估計方程使用實際GDP增長率替代一般文獻中常規運用的產出缺口，作為VAR模型中的一個變量。在VAR模型中，變量的先后順序決定有時也很重要，改變變量順序很可能會導致脈沖響應的很大不同。其原理在于，第一個變量對來自其它所有變量沖擊的反應都存在一期滯后；第二個變量對來自第一個變量的沖擊能夠瞬時作出反應，對其它變量沖擊的反應存在一期滯后；最后一個變量對所有變量的沖擊都能夠作出瞬時反應。本文在決定VAR模型中的變量順序時，參考Goodhart&Hofmann(2001)的建議，將匯率置于利率之后；同時，考慮到樣本期間中國利率市場化進程剛起步，信貸規模對利率變化并不敏感，決定將模型中變量出現的順序確定為實際GDP、實際信用、實際利率和實際有效匯率。文估計的VAR模型如下：

式中，RGDP、c、r、q分別代表實際GDP、實際信用、實際利率和實際有效匯率，β為系數矩陣，p為滯后階數。

(二)數據說明

本文用于計算貨幣狀況指數及三個解釋變量的權重數據是季度數據，樣本范圍為1990年第一季度-2005年第一季度，共61個季度的時間序列數據。

中國當前尚沒有官方公布的實際GDP季度數據。本文的實際GDP季度數據通過以下方式計算得到：1990年第一季度-1997年第四季度根據實際國內生產總值(RGDP)與實際工業總產值(TGOVl)間的關系間接推出。

式中右邊第二項得出的是年度實際GDP與工業總產值的比值。工業總產值的數據來自《中國統計》1989-1998年各期，GDP年度數據來自《中國統計年鑒2004》；1998年第一季度-2005年第一季度的GDP季度數據來自《中國經濟景氣月報》。實際GDP數據都是由CPl年度數據沖減得出，這樣做忽略了同年各季度間的通貨膨脹差異。

實際利率等于名義利率扣除預期通貨膨脹率的凈值。由于中國沒有公布預期通貨膨脹率的季度數據，本文以當期的消費物價指數(CPl)沖減當期的名義存款

利率得到實際利率。名義利率與CPI的季度數據都取自國際貨幣基金組織《國際金融統計》數據庫。

實際有效匯率數據也來自國際貨幣基金組織的《國際金融統計》數據庫。

銀行部門的國內信用季度數據同樣取自國際貨幣基金組織的《國際金融統計》數據庫，并由年度消費物價指數進行沖減，這樣做忽略了同年各季度間的通貨膨脹差異。

(三)模型估計及對貨幣政策效果的驗證

首先檢驗時間序列的平穩性。本文對數據進行了ADF和PP兩種單位根檢驗。PP檢驗是針對序列可能存在高階相關的情況，由Pillips和Perron于1988年提出的一種檢驗方法。檢驗結果見表1。實際GDP增長率、實際信用增長率和實際有效匯率序列的兩種檢驗結果都表明是平穩的，而實際利率在兩種檢驗方法下都表明是不平穩的，實際利率的一階差分在兩種檢驗方法下都表明是平穩的。因此，本文以實際GDP增長率、實際信用增長率、實際利率變化(即實際利率一階差分)和實際有效匯率作為變量，進行VAR估計，并運用脈沖響應函數估計來自于信用、利率和匯率隨機擾動項的一個標準差沖擊分別對產出當前和未來取值的影響，從而得出各解釋變量在計算貨幣狀況指數中的權重。參考Blot和Levieuge(2005)運用VAR模型計算七個主要工業國家金融狀況指數的做法，權重的計算公式為：

其中，Φxt為產出在時期，對來自變量z的一個標準差沖擊的反應，c、r、吁的含義與前面一樣。在VAR模型運用中，變量滯后階數的選擇非常重要。遵循從一般到特殊的策略，先選最大階數為6，然后用AIC和SC信息準則進行判斷，最終選擇階數為2。通過觀察產出對來自于各個變量的沖擊響應，發現在8個季度以后都趨向于零。因此，選取脈沖響應函數的滯后期為8。根據(7)式，得到實際信用、實際利率和實際有效匯率的權重分0．04，0．14、0．29和0．56，貨幣狀況指數比率為1：2：4。因此，實際信用增長率上升4個百分點與實際利率提高2個百分點和人民幣實際升直一個百分點對經濟增長的影響是相似的。這個結果說明中國經濟增長對出口非常依賴，同時貨幣政策的信用傳導機制作用顯著，銀行信用可得性對經濟增長影響很大。利率與匯率的貨幣狀況指數比率小于1，與其它國家的貨幣狀況指數具有明顯的差異，說明經濟對利率的反應不夠敏感。其原因是從計劃經濟向市場經濟轉軌的過程中，利率并不能主導經濟主體的行為。

選擇2000年第一季度作為計算貨幣狀況指數的基期，即選取2000年第一季度的貨幣狀況指數值為100，計算(4)式得到中國的貨幣狀況指數。為便于比較，把計算得到的貨幣狀況指數與GDP增長率的負值時間序列繪制在一起，見圖1。從圖1可見，MCI與GDP增長態勢大體上是聯動的，貨幣狀況指數上升伴隨著經濟增長率的下降；貨幣狀況指數下降伴隨著經濟增長率的上升。但從維持國民經濟以一個較高速度平穩增長的宏觀調控目標來看，樣本期內貨幣政策的執行有三次失誤、一次失效。1991年第一季度至1993年第三季度，經濟過熱，貨幣狀況指數持續下滑，貨幣環境過于寬松；1994年第二季度至1995年第三季度，在經濟過熱得到有效抑制時，貨幣狀況指數仍然迅速上升，貨幣環境偏緊，其原因在于1993年下半年采取的緊縮性宏觀經濟政策仍在執行，政策靈活性不夠；1997年第四季度至1999年第三季度，經濟增長處于1990年以來的最低谷，貨幣環境偏緊，這一方面是亞洲金融危機和1998年夏季洪災帶來的負面影響，另一方面是“適度從緊”的宏觀經濟政策還在延續；2003年第四季度以來，貨幣狀況指數上升，但經濟卻依然過熱，貨幣政策明顯失效，對此一個可能的解釋是非正規金融擾亂了貨幣政策的意圖，比如境外資金以不明渠道流人、民間金融增強等。

貨幣狀況指數是信用、利率和匯率變化的綜合結果，通過分解可以看出在樣本期的不同期間，這三個組成部分對貨幣狀況指數變化的貢獻度。圖2是分解等式(4)后得出的結果。可以看出，1990年第一季度至1992年第一季度，貨幣環境放松的原因是銀行信用擴張；此后直到1993年第三季度，貨幣環境的進一步放松，這一方面來自于銀行信用的擴張，另一方面由于高通貨膨脹導致了極高的負實際利率；1994年和1995年貨幣環境趨于緊縮，這是由于1993年下半年宏觀調控的結果，一方面銀行信用急劇收縮，另一方面通貨膨脹率的下降使實際利率升高；2003年以來，為抑制國民經濟中出現的局部過熱，貨幣環境趨緊，主導因素是銀行信用收縮，但由于較高的通貨膨脹的影響，實際利率下降反而對貨幣政策的實行起到了負面的作用。整個樣本期間，匯率對貨幣環境的影響很小，這表明在人民幣事實上的固定匯率制度下，匯率機制傳導貨幣政策意圖的作用極其有限。

通過簡單的二元變量線性回歸，可以看出貨幣狀況指數與經濟增長間的相關關系。

從(8)式可見，二者間相關系數為-0．84，即MCI上升1個單位，GDP增長速度下降0．84個百分點。為了進一步揭示二者是否存在因果聯系，本了一個Granger因果檢驗。在做因果檢驗前，要對變量進行平穩性檢驗；如果變量是非平穩的，容易得出虛假因果關系。GDP增長率在表1中已給出了單位根檢驗結果，證明是平穩的。對MCI做不帶趨勢項的ADF和PP檢驗，證實在10％的水平上都拒絕單位根假設，也是平穩的(檢驗結果省略)。考慮到貨幣政策一年左右的時滯，取每個變量的4個季度的滯后，得到的檢驗結果如表2所示。

表中F(4，53)統計量中的4表示分子目由廈，此處為方程線性約束個數，即等于變量的滯后長度；53表示分母自由度，等于樣本長度減去無約束回歸中待估參數的個數。因此，有90％的置信度不能拒絕貨幣狀況指數是經濟增長的原因，同時拒絕經濟增長是貨幣狀況指數的原因。這一結果表明中國貨幣環境的松緊是影響經濟增長波動的一個因素，與貨幣政策能夠影響經濟運行的理論信條是一致的。

四、簡要結論

貨幣政策和匯率的關系范文第5篇

“不可能三角”公認的理論基礎是蒙代爾-弗萊明（Mundell-Flemming）模型（以下簡稱M-F模型）。該模型在資本完全流動(fullcapitalmobility)的假定前提下，說明固定匯率下貨幣數量內生于經濟系統，受到國際收支的制約，貨幣政策不能作為反經濟周期的工具；而浮動匯率下貨幣數量恢復外生性，可以作為反經濟周期的工具，但對外經濟部門必將承擔匯率的風險。這一結論被形式化為“不可能三角”（如圖）。

三角形的三個角點分別表示自由的資本流動（freedomofcapitalmovement）、貨幣政策自主(monetarypolicyautonomy）、匯率穩定（exchangeratestabilty）這三個具有積極意義的宏觀經濟目標：如果實現了自由的資本流動，可以實現國際金融一體化，提高資本國際配置的效率；如果實現了貨幣政策自主，意味著貨幣政策獨立于外部因素，可以有效地針對國內產出和價格水平的波動進行調節；如果實現了匯率穩定，可以有助于國內外價格的相對固定，有利于國際貿易和投資。三角形的三條邊分別代表資本控制、浮動匯率和硬盯住固定匯率（hardpegfixedexchangerate）等制度安排。所謂“不可能三角”即是說，在貨幣獨立、匯率穩定和完全的資本流動之間，一國不可能同時實現這三個目標，必須得放棄三個目標中的一個。

由于“不可能三角”這種直觀的解釋能力，它在匯率制度和相關政策分析中極受推崇，甚至被當作經濟學家的基本信條。

在理論上，如果有本國資本和外國資本完全替代、自由的資本流動和可信賴的固定匯率制度，那么可視為無窮大的套利資金在開放的資本市場上的套利活動，將使得本國利率不可能脫離國外利率自主地調整，所以貨幣政策不可能獨立于外部因素而針對國內經濟狀況自如收放。這是簡單的非拋補利率平價的直接結論，也是“不可能三角”的基本邏輯。然而該邏輯只能排除“不可能三角”的三個角點同時成立，并不能保證“不可能三角”的兩點一定能同時成立。

M-F模型與“不可能三角”的對比

在M-F模型中，不管是資本完全流動還是資本完全不流動和資本不完全流動，只要是固定匯率，貨幣政策就不獨立。這說明只要一國經濟開始了開放進程，并且實行固定匯率制度，貨幣數量就不完全由本國中央銀行掌握，而變得具有內生性，受到國際儲備變化的影響。目前人民幣已經在資本項目下實現了部分可兌換，但在M-F模型和“不可能三角”等理論框架中，資本流動僅指受國內外利差誘導的短期金融資本流動。這種短期金融資本流動正是中國外匯管理的主要內容。在“不可能三角”命題中，完全控制了這種短期金融資本流動，就可以使固定匯率穩定和貨幣政策獨立性同時存在；在M-F模型中，即使完全控制資本流動，固定匯率穩定性和貨幣政策獨立性也不一定同時存在。我國的貨幣政策實踐證明了M-F模型的這一結論（謝平、張曉樸，2002）。

按照“不可能三角”的左邊所示，放棄了匯率穩定之后，貨幣政策可以獨立。在M-F模型中，不論資本完全流動、資本不完全流動還是資本完全不流動，只要實行浮動利率，貨幣政策都會獨立。“不可能三角”的左邊解只是M-F模型中的一個特例。以資本完全流動為例，當中央銀行為控制總需求而收緊貨幣提高利率時，吸引資本流入，本幣升值，中央銀行不干預外匯市場，沒有官方外匯儲備的變化；本幣升值最終使得凈出口下降，加之利率提高使得投資下降，總需求收縮，貨幣政策達到目的。這樣看來，“不可能三角”的左邊解是成立的。但是在經濟研究中，Frankel等人發現世界上除最大的四五個國家外，其他國家的貨幣政策都不獨立，不論這些國家實行固定匯率或者浮動匯率制度（Frankel，SchmuklerandServén,2002）；在某些樣本分析中，甚至有浮動匯率國家貨幣政策獨立性弱于固定匯率國家的結果（Hansmann,Gavin,Pages,andStein,1999）。為什么大多數浮動匯率國家都沒有“享受”貨幣政策獨立呢？

Dornbusch在M-F模型基礎上依據理性預期和生產部門對價格變動反應滯后、貨幣部門對價格變動反應迅速等假設，得出貨幣政策的變動在浮動匯率制度下會帶來匯率超調的結淪。匯率超調造成的不穩定性有可能造成國內外資源配置不當和外匯市場上的過度投機，這無疑會擾亂匯率變動影響總需求的機制，中央銀行將不得不運用犧牲匯率穩定換得的獨立貨幣政策去干預匯率的過度波動。

由于匯率穩定對國際貿易和國際投資有重要的積極作用，發展中國家和新興市場國家即使明確宣稱實行浮動匯率，在實踐上也往往極盡管理之能事，表現為“害怕浮動”（CalvoandReinhalt，2002），貨幣政策不能專注于國內經濟周期。所以說，浮動匯率制度不是貨幣政策獨立的充分條件。在實現中，存在開放經濟條件下貨幣政策不獨立的普遍現象，這被稱為開放經濟兩難。既然在開放經濟條件下，貨幣政策不獨立是不依固定匯率或浮動匯率而改變的必然結論，在選擇匯率制度時就不能以貨幣政策獨立與否作為取舍的依據。