货币政策中的利率精选(九篇)

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第1篇：货币政策中的利率范文

[关键词]shibor隔夜利率；货币政策；中介指标；有效性

一、问题的提出

货币政策中介指标选择是中央银行理论的一个重要组成部分，自20世纪80年代后，世界金融环境发生了显著变化，相对于传统中央银行理论，尤其是这个理论中的货币政策中介指标的选择而言，这些变化实际上潜移默化地反映了中介指标重新阐释和重新选择的客观必然性。从国内理论发展情况看，21世纪初国内就有学者提出，应当选择由商业银行及多种金融机构短期资金行为构成的货币市场短期利率，作为传统货币政策中介指标选择的补充。甚至有学者认为，中央银行应主要观测短期货币市场利率的变化，以此作为货币政策调整的市场依据。对于中国而言，自有金融市场以来一直是以银行间接金融为主，但是自20世纪90年代后，直接金融发展较快，中国金融市场的宏观结构开始向直接融资与间接金融并重的方向发展。尽管目前中国的银行间接金融仍然占据金融市场的主导地位，但是，金融机构主体多元化和金融工具多元化的发展，各种以微观市场行为为代表的直接金融在市场中的地位变得突出起来，并已成为中国金融宏观结构变化的突出反映。

中国的间接金融调控始于20世纪90年代后期，所谓“货币政策”也是在这一时期开始形成。以M系列值为代表的层次化货币指标体系作为货币中介指标选择，逐渐成为中国货币政策理论的一个组成部分。自21世纪开始，中国金融市场化改革进入显著提速期。这种提速集中体现在：微观金融层面上具有了更多的市场内涵，尤其反映在金融机构主体、金融工具多元化和金融机构、金融行为都更依托于“市场”这个中心。市场机制作用日益显著，货币流通渠道和速率也开始发生改变，就货币政策中介指标选择而言，这种变化使得我国中央银行理论必须直面发展适应性问题，即市场化水平提高后传统货币政策中介指标选择的可靠性问题。传统货币政策中介指标选择的可靠性因金融市场化发展而出现减弱，如果这就是宏观货币政策必须正视的现实，那么，中央银行选择货币市场短期利率作为政策中介指标就会成为货币政策理论与实践发展的必然。

在我国，从中央银行实践的角度提出以利率，甚至以短期利率和为货币政策中介指标选择的讨论并不充分。但从国外文献看，对利率在货币政策中的作用的讨论却是相对充分的。如Barro and Gordon在其论文中表明，货币总量作为反映货币政策的变量以及作为货币规则工具，并未产生较好的效果，而政府提出的利率政策在平滑经济波动方面却起到了重要的作用。Taylor同样认为，利率在经济运行过程当中有至关重要的作用，并提出相关的理论来阐述利率的政策效应传导过程。Cochrane则对泰勒规则的确定性和识别问题进行了讨论，并充分肯定了该规则的核心即利率，具有较高的适用性。Gertler and Mark在其讨论次贷危机之后货币政策走向的论文中提出：利率作为货币政策中介指标是具有重要作用的。Poutineau etal.在描述静态新凯恩斯主义宏观经济学与金融摩擦模型时提出：宏观审慎政策在解决顺周期性问题时，利率的重要作用是显著的。

就国内而言，对于以利率作为中介指标选择的讨论虽然并没有形成多数意见，但是，认为货币供给量已经不适合作为货币政策中介指标的观点却并不鲜见。如夏斌和廖强应于2001年，分析了货币供应量失效现象，并提出了“货币供应量已不宜作为我国货币政策的中介目标”的观点。刘金全和刘兆波指出：通过实证发现，我国货币政策中介指标与宏观经济周期波动具有显著的关联性，货币政策的效应依赖经济周期的具体阶段，并且进一步指出：重新确定货币政策中介指标是经济运行和宏观经济调控的内在要求。项卫星和李宏瑾提出：数量型货币调控面临诸多挑战，间接货币调控应转向以利率为核心。最新针对这一问题提出看法的两位学者是任杰和尚友芳，他们认为：我国货币政策中介目标由货币供应量向利率转换的条件正在不断成熟。

相较于国外学术界，国内在这一问题上未形成多数意见，仅仅是理论讨论不充分的表现之一，而实际上，如果理论上认同应逐步实现以利率作为货币政策中介指标，那么，在实践上应选择什么期限的利率体系作为货币政策中介指标才能更好反映宏观货币政策操作的有效性，这却是国内理论讨论不充分的另一个重要方面。当然，这也是本文立足于Shibor体系来实证选择Shibor隔夜利率作为货币政策中介指标具有重要理论意义和实践意义的原因。

二、传统货币供应量中介指标选择面临的挑战

作为货币政策实践的一个重要组成部分，中介指标选择的关键因素是能否可靠地反映货币流通状况。这里我们之所以提出货币政策中介指标的实践问题，就是因为国内金融环境变化引致传统中介指标选择的可靠性问题。归纳起来，引致可靠性问题的原因主要在以下两个方面：

（一）货币供给的壬特性日益突出，导致M系列值“失真”

中央银行通过货币政策工具来操控货币供应量，意味着货币供应量必须作为一个外生变量来对宏观经济增长产生影响。有关货币供应量究竟是经济的内生变量还是外生变量，在西方经济学理论领域是有不同看法的。但是在中国，由于从一开始就遵行的是政府管理经济，加之市场经济发展起步较晚，所以多数学者认为，1995年开始实行间接调控以来，货币供应量对经济运行始终是一个外生变量。有关这一理论认识，国内学者李腊生和翟淑萍曾经利用1998―2006年的GDP数据，发现在10%的显著性下，利率是GDP的Granger原因，但是在1%的显著性水平下，M2是GDP的Granger原因，从理论意义看待这一检验结论，我们可用以下一段语言表述：比较而言，货币供给量作为中介指标选择，在可靠性上是利率指标所不能比拟的。换句话说，也就是10%的显著水平下，选择利率作为中介指标是存在可靠性质疑的。而这样的实证检验结果及其理论结论之所以成立，原因就在于从1995年开始到21世纪最初的这一时期，国内以间接金融为主的金融结构并未发生本质改变。

在以传统银行机构为枢纽的货币流通体系中，货币流通速度是相对稳定的，尤其是在金融工具单一的环境中，货币沿着传统的存、放、汇路径运行，加之具有强制指令特性的信贷计划在微观金融层面上具有决定性的意义，所以，影响货币运动的因素始终保持着相对稳定。但是，在经历了21世纪前15年的金融多元化发展，货币供应外生性认识所依据的微观金融环境已在潜移默化中发生了很大改变，货币成为与其他金融资产并行的无风险资产选择，这样一个包含在20世纪30年代英国经济学家梅纳德.凯恩斯的货币需求理论中的金融市场资产选择行为，实际已成为今天中国普遍存在的微观金融发展现实。货币供给尽管在操作上仍然是外生的，但是，影响这个供给量的因素却不再是中央银行一家，而是包含了整个金融市场参与者基于利益驱动的微观金融行为。金融微观行为成为货币供给影响因素这一现实变化，使得长期以来一直以外生变量看待的货币供应量，逐渐具有内生特性，按照奥籍英国经济学家冯・哈耶克的经济学方法分析，这就表明货币供应量也不再是中央银行、商业银行和实质经济之间的一个简单传递变量，而是需要以概率理论来加以有机解说的微观经济和金融行为集合。这实际上也就表明，适应经济运行所产生的货币需求和由这样一个需求所客观决定的货币供给已经具有了明显的内生特性。在这种情况下，M系列值如果仍然作为中央银行主观控制变量来看待，显然就存在中介指标“失真”的问题。

（二）金融市场主体多元和工具多元，导致货币乘数稳定假设“失真”

货币供给作为货币政策中介指标选择，其实有一个潜在的假设前提：货币乘数稳定，因为只有货币乘数是稳定的，货币供应量变化才能按照确定的传导机制将政策效应传递给实质经济，否则，货币供应量的变化就很难由实质经济按照预期变化来诠释货币政策的可靠性和有效性。正如前述所证明的那样，货币供应量作为货币政策中介指标选择而能够被经济运行预期目标所证明，其前提是货币供应量是外生的。也就是说，央行每投进一元货币，作为外生变量会按照稳定的乘数关系和流通速度进入实质经济并对实质经济产生影响。但是，当货币乘数和货币流通速度受到具有随机特性的微观经济主体的行为影响，央行所投进去的每一元基础货币不再按照乘数效应稳定地放大和缩小时，货币供给就完全可能不在中央货币政策的计算范・围内。当然，目前对中国的货币供给控制而言，中央银行可操控强度仍然是很高的。但是，对于建立在宏观经济目标基础上的货币供应量，由于市场因素，或者因为货币乘数稳定的这一假设出现“失真”，往往会使货币供给与既定目标之间出现偏差，降低货币供应量与货币政策终极目标之间的相关性。

上图是2001―2014年货币乘数变化趋势，分析可知，样本起始年为2001年，货币乘数在4.2周围，而2014年为样本结束年，乘数也几乎在4.2周围。可是从13年的区间整体看，如果以4.2为中间线，正负叠加计算，波动幅度达到正负1.2。2008年以后虽然没有连续性的上升和下降，但是出现了年份间的波动幅度加大。所以，从这样一个图也基本能证明货币乘数稳定的假定已不再是中国货币流通的现实，即使是现实至少也已经不具有典型性。

从我们国家自2013年以来的情况看，尤其是从长期以扩大就业为主要政策目标的货币政策实施情况看，货币供应量增长，接近于出现了奥地利籍英国经济学家冯.哈耶克提到过的“累进式的通货膨胀”，而从中央银行理论去分析这样的情况，本质上就是货币供应量与建立在宏观经济目标基础上的货币政策目标之间的相关性显著降低。

三、Shibor隔夜利率及其作为货币中介指标的实证分析

Shibor是中国人民银行培养形成的基准利率体系，于2007年1月4日开始正式运行。从利率体系运行的角度看，Shibor就是信用等级较高的银行组成报价团自主形成的人民币同业拆出利率报价的算术平均利率，是一种单利、无担保和批发性的利率。目前，对社会公布的、以期限来划分的Shibor利率有如下几种：隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月及1年。

“Shibor隔夜拆借利率”是银行间以一天为期限互相拆借资金的利率。从金融本质看，银行间短期拆借利率水映全社会的流动性，银行间短期拆借利率拆入拆出对比，反映金融业内部头寸分布的均衡性。因此，在金融市场发达的国家，隔夜拆借或者17天内的拆借利率成为货币市场上最基本和最核心的利率，也是反应最为及时和最具时效的货币供求关系。从利率机制本身看，其他利率都要直接或间接地受到银行间拆借利率变动的影响，一些处于世界金融中心地位的国家，其银行间短期拆借利率的变动都会对国际金融市场产生显著影响，比如“美国联邦基金利率”（Federal funds rate）、“伦敦同业拆借利率”（LIBOR）。所以，银行间拆借利率对于一国资金市场的指导地位，通常可以作为一国利率市场化程度的重要参考。

（一）选择Shibor隔夜利率作为货币政策中介指标的理论分析

在中央银行理论中，货币供应量和利率均可作为货币政策中介指标。一般而言，货币供应量作为中介指标，更多地反映经济调控的长期目标，而利率更多地反映现实经济运行要求。之所以货币政策中介指标选择短期利率体系中低于7天的利率档次，原因在于长期的利率变化是不规则的，变化不规则势必会影响到利率的时间序列性质以及与之直接相关的金融资产的收益率曲线。所以，本文讨论选择Shi-bor隔夜利率而不选择超过一天的短期拆借利率，也正是基于同样的原理。

Bofio在其以14个工业化国家为对象的研究中发现，有11个国家的中央银行选择隔夜拆借利率作为货币政策中介指标，有2个国家的中央银行选择了30～90天的利率作为货币政策中介指标，有1个国家选择30天利率作为货币政策中介指标。国际学者的研究表明：在市场发达国家，选择利率甚至选择最能反映社会流动性变化的银行间短期拆借利率作为货币政策中介指标已经是一种发展现实。而国内学者的研究结论，尽管可能在实践层面上还需要在金融市场化程度提高的过程逐步实现，但是，作为货币政策中介指标选择的一种可以预期的理论结论和实践方向，应该说是基本符合中国经济和金融改革发展现实的。

这里，我们以一个将30天利率作为货币政策中介指标的央行为例，并且做以下两点假设：一是央行对该中介目标的调控是可以预期的；二是该目标利率可以十分精确地影响到市场利率。如果中央银行想在第t天把30天的目标利率从6%降到5%，根据利率期限结构学说，第t天与第t-1天为起始时间的30天目标利率就重叠了29天。其计算公式为：

如果我们关注隔夜利率，那么短期利率的变动则会使长期利率十分平滑地变动。也就是说，理论上以银行间短期利率，尤其是以与国际金融市场变动频率具有一致性的、最具有影响力的隔夜拆借利率作为货币政策关注的变量，基于它对整个金融市场的资金成本的指导性或“牵引”意义，它将会使资金长期利率的时间序列变得平滑，从而对于货币政策目标的实现产生可观测和可度量的效果。实际上，中央银行自2007年以来有意识地开始培育SHbor利率体系，从某种意义上说，也体现了中央银行货币政策取向的一种适应性调整，或者说是为适应发展而做出的一种主观改变。

（二）实证分析

上述关于选择银行间短期拆借利率作为货币政策中介指标的理论分析，是不是就与中国货币政策实践具有吻合性呢。这里我们用Shibor隔夜利率和国民经济宏观数据来做一个实证分析。

1.变量的选取及样本数据来源。关于实证所需要的变量选择或实证所需相关数据的来源问题，我们特别做出如下三个方面的说明：（1）经济增长变量指标说明。本文与多数实证研究一样，也采用国内生产总值作为经济增长指标。但这里需要说明的是，考虑到Shibor隔夜拆借利率的期限特征，我们采用国家统计局公布的季度名义GDP，时间区间为2006年的第4季度到2015年的第l季度，总体分析样本可达到34个。（2）利率变量的选择说明。截至目前，上海同业拆借利率应该是利率市场化未正式推行时期市场化特性较高的利率指标，比其他利率更具有优势，这是我们选择Shibor隔夜利率的基本原因。这里我们下载了上海同业拆借利率官方网站公布的数据，样本数据的时间区间为2006―2015年，由于隔夜利率在交易日每天都有一个报价，故我们利用几何平均法将隔夜利率转换为季度数据来与GDP季度数据匹配。（3）研究方法说明。宏观经济指标GDP和Shibor隔夜利率都属于时间序列数据，对于时间序列数据的处理，我们采用最通常的“增广迪基-富勒检验（ADF）”，利用这个检验来验证Shibor数据是不是平稳数据，如果数据是非平稳的，则通过差分将其处理成为平稳数据。得到平稳数据后，再利用格兰杰因果检验，观察Shibor隔夜利率与GDP之间的影响关系。

2.实证分析。根据前述研究分析方法说明，我们的实证分析主要分为以下两个部分：

（1）单位根检验。我们利用ADF检验来检验GDP和Shibor隔夜利率数据的平稳性，模型为：

对于滞后项m的取值，我们使用SIC准则，得到的Shibor隔夜数据检验结果如表1所示。

从表1的计算数据来看，P值为0。3832，在1%的显著性水平下不显著，因而可以接受该数据是非平稳序列的原假设，则Shibor隔夜利率数据是非平稳的。为此，我们按照常规方法对Shibor隔夜利率数据进行一阶差分。然后，再次对其进行ADF检验，新的检验结果是P值为0.0001，在1%的显著性水平下是显著的，表明拒绝该数据是非平稳的原假设，表述则为：一阶差分后的Shibor隔夜利率数据是平稳的。

重复以上相关步骤，我们同样可得出GDP数据的平稳性，即GDP数据的P值为0.2884，表明在10%的显著性水平下不显著，接受该数据是非平稳的原假设；在对其进行一阶差分后，P值为-0.0914，表明在10%的显著性水平下是显著的，即差分后的数据是平稳的。

本文对两个变量之间关系的阐述是在格兰杰检验的基础上进行的，在进行格兰杰检验之前，需要把时间序列数据通过差分的方法将其变为平稳的。通过单位根检验的结果来调整GDP和Shibor隔夜利率数据，使其具有平稳性，并且我们假设两个变量的误差项是不相关的。

（2）格兰杰因果检验。由上述的检验过程得出的结论，我们把GDP和Shibor隔夜利率的一阶差分数据用于格兰杰因果关系检验，得出结果见表2。

由表2的结果可知，在第一个零假设下，F统计量的P值为0.0002，由此可以拒绝该原假设，Shibor隔夜利率是GDP的格兰杰原因；在第二个零假设下，F统计量的P值为0.2627，由此便接受该原假设，GDP不是Shibor隔夜利率的格兰杰原因。

3.实证结论。通过上述两个步骤的实证分析，GDP与Shibor隔夜利率之间的影响关系基本结论如下：（1）数据检验的直观结论是：Shibor隔夜利率是GDP的Granger原因，但GDP不是Shibor隔夜利率的Granger原因。也就是说，这种影响关系存在但并不是交互的，Shibor隔夜利率变动会影响产出的变化，但产出的变化并不会影响Shibor隔夜利率的变化。（2）从经济学原理分析，尤其是从中央银行理论中的货币政策中介指标选择理论来分析，这样的数据实证结果同时也表明：Shibor隔夜利率作为宏观货币政策的调整变量指标，由于其对GDP会产生影响而适合作为货币政策中介变量，并且其在显著性水平为1%的情况下成立。即中央银行可以通过Shibor隔夜利率这个变量对经济的发展情况进行调整，而经济的发展波动对Shibor隔夜利率这个变量的影响则是不显著的。

四、研究结论与政策建议

（一）研究结论

实证分析所求证的结果同样可以用规范经济学方法来分析，尤其是观察中国近几年的金融市场化改革进展，关于“Shibor隔夜利率的作用日益重要”的判断，是可以找到与上述实证结果相吻合或相近的实践原因的。

1.利率市场化水平提高。之前国内大多学者研究认为，利率作为中国的货币政策变量为时过早，而得出这样一个结论的依据主要是：实证检验发现利率与GDP无格兰杰因果关系，或有格兰杰因果关系，但显著性水平较高，没有M1或M2对GDP的影响更有效。但随着时间的推移，之前学者的实证研究完全可能因为变量的市场内涵提高而变得与今天的经济和金融现实脱节。本文前述所做的分析，选择的是最新数据，当然也是最接近国家对利率管制放开程度提高的这一个时期，所以，上述所做的实证检验出现了与之前研究不同的结果，即Shibor隔夜利率适合作为货币政策中介变量，这并不证明此前的实证研究为“伪证”，而是与国家利率市场化改革进展加速、数据样本市场内涵提高有关。尽管至今中国的利率也并未完全市场化，但是由于中央银行逐步放宽对利率浮动区间的管制，金融机构的弹性利率机制一定程度上体现了金融对实质经济效率的选择效应，而这正是利率可以作为外生性变量对经济增长产生影响，且效果会越来越显著直至替代货币供给量的真正原因。

2.Shibor利率在市场化产品定价过程中得到越来越广泛的应用。在中国，由于中央银行在货币市场很少通过金融工具买卖来调控金融，所以并不像市场经济发达国家那样，中央银行的贴现率对金融市场的资产交易产生直接影响，或直接作为金融资产定价依据。但是，中国的金融市场发展是有目共睹的，金融工具多元化的发展也是很快的，我国中央银行的贴现率对金融市场的影响弱于市场经济发达的国家，这实际上也在客观上提高和扩大了Shibor利率在金融市场中的应用，尤其是对金融产品定价过程中的应用。比如，Shibor利率对中国债券的定价就具有指导性的作用。截至2013年5月，以Shibor利率为基准的浮息债券就占到市场发行量的18%。再如，在许多金融创新产品当中，以Shibor利率为贴现因子的情况的越来越多（利率互换、远期利率协议等）。

（二）政策建议

对于中国来说，有一个基本的发展现实是可以肯定的，那就是经济与金融的市场化改革是一个不可逆的发展进程。相较于市场经济发达的国家来说，在市场化发展过程中，从利益机制充分发挥效率的基本选择来看，单一的绝对量指标与反映支出与收益对比关系的相对量指标相比，后者更符合市场机制内涵要求。所以，对于中国货币政策发展或具体到中介指标选择的讨论，我们可基于以上实证提出如下建议：

1.应有意识地将Shibor拆借利率纳入货币政策的中介指标选择范围。银行间短期同业拆借利率可以充分地反映中央银行的政策立场，它包含了充分的信息以至于我们不用十分关注其他变量。因为不同期限的利率是影响投资、消费、融资、储蓄的决定性因素，而在各类短期利率当中，最重要的当然是灵敏度相对较高的Shi-bor隔夜利率。央行可以通过调整各国内主要金融机构的头寸来间接控制Shibor隔夜利率，而且由于Shibor隔夜利率对其他期限利率的影响平缓有效，中央银行只需设定好目标利率水平，就可以通过简化操作来向外界传递出简洁高效的货币政策信号。所以，中央银行进一步完善货币政策体系的规划应基于货币政策的长期适应性调整需要，有目标地考虑将Shibor隔夜利率纳入货币政策中介指标选择范围。

第2篇：货币政策中的利率范文

关键词：货币政策Taylor规则中介目标

引言

货币政策行动通过利率途径对经济产生影响是凯恩斯学派的观点，关于利率作为货币政策中介目标以及利率对宏观经济影响方面，一直是国内外学者研究的热点。

McCallum（1983）的实证研究认为利率是比货币总量更好的货币政策行为指标，因为利率吸收了货币总量预测能力(Litterman&Weiss,1985),Friedman&Kurrner(1992)通过VAR检验认为商业票据利率与三个月国库券的利差对真实收入的预测能力不仅高于货币总量，而且显著高于单独使用其中任何一个利率。这证明了包含长短期利率信息的收益率曲线作为中介指标的重要性。随后，Taylor（1993）提出泰勒规则，认为在各种影响物价水平和经济增长率的因素中，真实利率是惟一能够与物价和经济增长保持长期稳定关系的变量。调整真实利率，应当成为货币当局的主要操作方式。

泰勒规则提出后，经济学家们进行了大量的研究，部分是对实际货币政策进行理论概括，部分是对最优政策进行分析。Taylor（1999），McCallum(2000)采用历史分析法分别使用美国、英国1962－1999年，日本1972－1998年经济数据，对泰勒规则进行了检验，认为规则信息（rulesmessages）比目标变量更明显依赖于指定的政策工具。Clarida,GaliandGertler（1997，2000）采用反应函数法对泰勒规则进行了检验，对两类国家G3(德国，日本，美国)，E3(英国，法国，意大利)货币反映函数作了估计，得到在不确定情况下的通胀目标优于固定汇率目标的结论，并以此为一种手段为货币政策去获得一个名义锚（Nominalanchor）。JuddandRudebusch（1998），GerlachandSchnabel（1999），Nelson（2000）将历史分析法与反应函数法结合起来，在分析货币历史数据的基础上估算中央银行的反应函数。这些研究涉及到美联储，英格兰银行，日本银行，德意志联邦银行，以及欧洲中央银行等主要货币组织。Levin,WielandandWilliams(1998)对美国数据进行仔细分析，得出联邦基金利率一阶差分对当期产出缺口、一年期平均通胀率及目标通胀率差值作出反应的规则，该规则在不确定情况下是稳健的，且一阶差分规则优于Taylor（1993）规则。ChristianoandGust(1999)采用一些国家的经济数据检验了泰勒规则的操作特征，得到当通胀增加时，名义利率增加大于1：1，当产出相对于趋势变化时，利率没有作出相应变化的结论。LawrenceBall(2000)建立了在开放经济条件下的政策规则，通过在泰勒规则方程中添加汇率变量来决定利率，央行选择的政策工具是利率或货币条件指数。GiannoniandWoodford(2002)将工资与价格粘性引入泰勒规则，并考察了新规则的稳健性。Clarida,DouglasLaxtonandPaoloPesauti(2003)建立了一个简单IFB(Inflation-Forecast-Based)规则，它不是依据直接均衡利率估计，而是对通货膨胀预期给予较大的权重，结果表明这种规则比通常的泰勒规则表现好。

国内学者谢平，罗雄（2002）运用历史分析法与反应函数法首次将中国货币政策运用于检验泰勒规则，得到泰勒规则可以很好地衡量中国货币政策运用水平的结论，并认为利率规则值与实际值的偏离之处恰恰是政策操作滞后于经济形势之时，建议泰勒规则可以作为中国货币政策的参照尺度，用以衡量货币政策的松紧。

综上，通过国内外学者的研究成果我们可以看到，利率作为货币政策中介目标是有理论与现实基础的，在我国进行利率市场化改革的今天，选择一个恰当的利率市场化下的利率规则，是中央银行制定和实施货币政策的重要前提条件，这是因为央行在掌握稳定的市场化利率规则后就可以很好地估计出利率变化对总产出、货币供应量水平以及物价水平等宏观经济变量的影响大小,从而有效地实现稳健货币政策的目标。也正由于此，国外有大量文献来对利率市场化下货币政策规则进行研究。由于我国市场化改革历史的局限性，国内在这方面的研究相对较少。本文试图构建适合我国未来利率市场化条件下的稳健货币政策规则，为国家实施有效的宏观经济调控提供科学依据。

关于泰勒规则

二十世纪八十年代以来，美国联邦储备银行基本上接受了货币主义的“单一规则”，把确定货币供应量作为对经济进行宏观调控的主要手段。进入二十世纪九十年代以后，美国宏观经济调控领域发生的最重大事件之一，就是预算平衡案被通过。在新的财政运作框架下，联邦政府已不再可能通过扩大开支、减少税收等传统财政政策刺激经济，从而在相当程度上削弱了财政政策对经济实施宏观调控的作用。这样，货币政策就成为政府对经济进行调控的主要工具。面对新的局面，美联储决定放弃实行了十余年的以调控货币供应量来调控经济运行的货币政策规则，而以调整实际利率作为对经济实施宏观调控的主要手段。这就是现在美国金融界的“泰勒规则”（TaylorRule，1993）。

Taylor（1993）认为，政策规则不一定是政策工具的固定设定或一个机械的公式，规则型行为是系统地（而不是随机地）按照某一计划实施货币政策。Taylor用一个简单的政策规则来说明政策的制定，即一般的“泰勒规则”，其模型表达式为：

其中：是中央银行用作工具或政策目标的短期名义利率，即在一天或一周内能够控制的利率；是长期均衡的实际利率；是最近期通货膨胀率的均值(预期通货膨胀率)；是中央银行目标通货膨胀率；是产出缺口。Taylor于1993年对美国1985－1992年的数据进行了检验，指定＝2％，＝2％，而是前四季度的平均通货膨胀率，潜在产出则由实际GDP的对数进行线性趋势拟合，于是模型变为：

p;

他的研究发现：如果经济实现充分就业，即产出缺口，且通货膨胀率控制在目标值，即，则，经济可保持在稳定且持续增长的理想状态。如果通货膨胀率高于美联储目标一个百分点，利率就应当提高1.5个百分点；如果实际产出低于潜在产出一个百分点，则利率就应该降低0.5个百分点。这种规则与联邦货币政策实际操作拟合的很好。只有1987年，当美联储对股灾做出反应时，规则值与实际值有一个较大的差距。因而，可以说美联储的货币操作是按照泰勒规则来进行的。

泰勒规则具有明确的政策含义，即联邦基金名义利率要顺应通货膨胀率的变化，以保持实际均衡利率的稳定性。如果产出的增长率超过潜在水平，或失业率低于自然失业率，以及预期通货膨胀率超过目标通货膨胀率，则使实际利率偏离实际均衡利率，货币当局就应运用政策工具调节名义利率，使实际利率恢复到实际均衡利率。在泰勒规则的指导下，美国对其货币政策进行了重大的调整，实行利率平滑货币政策：货币当局以实际利率作为货币政策中介目标，并通过控制短期利率，使之沿同一方向逐步小幅变动，而只在经济运行情况变化时通过稍微改变利率的方向，给市场传达明确的政策信号，促使市场自动进行调整。

有关启示

在金融学领域中，一般把货币政策的最终目标归结为五个方面：高度就业、经济增长、物价稳定、国际收支平衡和金融市场稳定。但是，上述几个目标往往是有冲突的，货币政策不可能同时达到这几个目标，并且，货币政策对这几个目标的贡献度是不同的。目前，在国际经济学界已经形成了一个普遍的共识：即货币政策的最终目标应放在保持物价和金融市场稳定方面。货币政策中介目标也分五种基本类型，即：汇率目标、货币总量目标、利率目标、通胀目标与隐性货币政策目标。

一般而言，货币政策操作方式中的所谓“规则”，是指在货币政策予以实施之前，事先确定并据以操作政策工具的程序或原则，如弗里德曼主张的“单一货币增长率规则”；“相机抉择”则指中央银行在操作政策工具过程中不受任何固定程序或原则的束缚，而是依据经济运行态势灵活取舍，以图实现货币政策目标。

第3篇：货币政策中的利率范文

关键词：货币政策 taylor规则 中介目标

引言

货币政策行动通过利率途径对 经济 产生 影响 是凯恩斯学派的观点，关于利率作为货币政策中介目标以及利率对宏观经济影响方面，一直是国内外学者研究的热点。

mccallum（1983）的实证研究认为利率是比货币总量更好的货币政策行为指标，因为利率吸收了货币总量预测能力(litterman&weiss,1985), friedman & kurrner (1992)通过var检验认为商业票据利率与三个月国库券的利差对真实收入的预测能力不仅高于货币总量，而且显著高于单独使用其中任何一个利率。这证明了包含长短期利率信息的收益率曲线作为中介指标的重要性。随后，taylor（1993）提出泰勒规则，认为在各种影响物价水平和经济增长率的因素中，真实利率是惟一能够与物价和经济增长保持长期稳定关系的变量。调整真实利率，应当成为货币当局的主要操作方式。

泰勒规则提出后，经济学家们进行了大量的研究，部分是对实际货币政策进行理论概括，部分是对最优政策进行分析。taylor（1999），mccallum(2000)采用 历史 分析法分别使用美国、英国1962－1999年，日本1972－1998年经济数据，对泰勒规则进行了检验，认为规则信息（rules messages）比目标变量更明显依赖于指定的政策工具。clarida, gali and gertler（1997，2000）采用反应函数法对泰勒规则进行了检验，对两类国家g3(德国，日本，美国)，e3(英国，法国，意大利)货币反映函数作了估计，得到在不确定情况下的通胀目标优于固定汇率目标的结论，并以此为一种手段为货币政策去获得一个名义锚（nominal anchor）。judd and rudebusch（1998），gerlach and schnabel（1999），nelson（2000）将历史分析法与反应函数法结合起来，在分析货币历史数据的基础上估算中央银行的反应函数。这些研究涉及到美联储，英格兰银行，日本银行，德意志联邦银行，以及欧洲中央银行等主要货币组织。levin ,wieland and williams(1998)对美国数据进行仔细分析，得出联邦基金利率一阶差分对当期产出缺口、一年期平均通胀率及目标通胀率差值作出反应的规则，该规则在不确定情况下是稳健的，且一阶差分规则优于taylor（1993）规则。christiano and gust (1999)采用一些国家的经济数据检验了泰勒规则的操作特征，得到当通胀增加时，名义利率增加大于1：1，当产出相对于趋势变化时，利率没有作出相应变化的结论。lawrence ball(2000)建立了在开放经济条件下的政策规则，通过在泰勒规则方程中添加汇率变量来决定利率，央行选择的政策工具是利率或货币条件指数。giannoni and woodford (2002)将工资与价格粘性引入泰勒规则，并考察了新规则的稳健性。clarida,douglas laxton and paolo pesauti (2003)建立了一个简单ifb(inflation-forecast-based)规则，它不是依据直接均衡利率估计，而是对通货膨胀预期给予较大的权重，结果表明这种规则比通常的泰勒规则表现好。

国内学者谢平，罗雄（2002）运用历史分析法与反应函数法首次将

关于泰勒规则

二十世纪八十年代以来，美国联邦储备银行基本上接受了货币主义的“单一规则” ，把确定货币供应量作为对 经济 进行宏观调控的主要手段。进入二十世纪九十年代以后，美国宏观经济调控领域发生的最重大事件之一，就是预算平衡案被通过。在新的财政运作框架下，联邦政府已不再可能通过扩大开支、减少税收等传统财政政策刺激经济，从而在相当程度上削弱了财政政策对经济实施宏观调控的作用。这样，货币政策就成为政府对经济进行调控的主要工具。面对新的局面，美联储决定放弃实行了十余年的以调控货币供应量来调控经济运行的货币政策规则，而以调整实际利率作为对经济实施宏观调控的主要手段。这就是现在美国 金融 界的“泰勒规则”（taylor rule，1993）。

taylor（1993）认为，政策规则不一定是政策工具的固定设定或一个机械的公式，规则型行为是系统地（而不是随机地）按照某一计划实施货币政策。taylor用一个简单的政策规则来说明政策的制定，即一般的“泰勒规则”，其模型表达式为：

其中： 是中央银行用作工具或政策目标的短期名义利率，即在一天或一周内能够控制的利率； 是长期均衡的实际利率； 是最近期通货膨胀率的均值(预期通货膨胀率)； 是中央银行目标通货膨胀率； 是产出缺口。taylor于1993年对美国1985－1992年的数据进行了检验，指定 ＝2％， ＝2％，而 是前四季度的平均通货膨胀率，潜在产出则由实际gdp的对数进行线性趋势拟合，于是模型变为：

他的 研究 发现：如果经济实现充分就业，即产出缺口 ，且通货膨胀率控制在目标值，即 ，则 ，经济可保持在稳定且持续增长的理想状态。如果通货膨胀率高于美联储目标一个百分点，利率就应当提高1.5个百分点；如果实际产出低于潜在产出一个百分点，则利率就应该降低0.5个百分点。这种规则与联邦货币政策实际操作拟合的很好。只有1987年，当美联储对股灾做出反应时，规则值与实际值有一个较大的差距。因而，可以说美联储的货币操作是按照泰勒规则来进行的。

泰勒规则具有明确的政策含义，即联邦基金名义利率要顺应通货膨胀率的变化，以保持实际均衡利率的稳定性。如果产出的增长率超过潜在水平，或失业率低于 自然 失业率，以及预期通货膨胀率超过目标通货膨胀率，则使实际利率 偏离实际均衡利率，货币当局就应运用政策工具调节名义利率，使实际利率恢复到实际均衡利率。在泰勒规则的指导下，美国对其货币政策进行了重大的调整，实行利率平滑货币政策：货币当局以实际利率作为货币政策中介目标，并通过控制短期利率，使之沿同一方向逐步小幅变动，而只在经济运行情况变化时通过稍微改变利率的方向，给市场传达明确的政策信号，促使市场自动进行调整。

有关启示

在金融学领域中，一般把货币政策的最终目标归结为五个方面：高度就业、经济增长、物价稳定、国际收支平衡和金融市场稳定。但是，上述几个目标往往是有冲突的，货币政策不可能同时达到这几个目标，并且，货币政策对这几个目标的贡献度是不同的。 目前 ，在国际经济学界已经形成了一个普遍的共识：即货币政策的最终目标应放在保持物价和金融市场稳定方面 。货币政策中介目标也分五种基本类型，即：汇率目标、货币总量目标、利率目标、通胀目标与隐性货币政策目标。

一般而言，货币政策操作方式中的所谓“规则”，是指在货币政策予以实施之前，事先确定并据以操作政策工具的程序或原则，如弗里德曼主张的“单一货币增长率规则”；“相机抉择”则指中央银行在操作政策工具过程中不受任何固定程序或原则的束缚，而是依据经济运行态势灵活取舍，以图实现货币政策目标。

自从1984年 中国 人民银行正式履行中央银行职能以来，我国货币政策操作规则一直处于不断摸索的过程中，具有浓厚的“相机抉择”的色彩，尤其在1993年的金融体制改革之前更是如此。相机治理的货币政策呈“松—紧—松”的态势，经济运行总是处于“过冷”或“过热”的交替之中。近年来，我国货币政策操作方式已经开始出现明显变化。目前，无论是决策部门还是研究部门，都渐渐形成了“不能依靠货币刺激经济增长”的观点，主张货币政策操作按“规则”行事。在“九五”计划中，中国人民银行将货币供应量作为货币政策的中介目标，按季度公布μ1和μ2的增长率，这一货币政策规则的运用无疑是一个很大的进步。然而，在现实运作中，以货币供应量为中介目标出现较多 问题 。诸如：货币供应量与宏观经济指标的相关性有所降低，货币供应量的可控性降低，货币供应量的统计不完全 等问题。面对这种情况，单一固定规则显得过于僵化，固定规则与相机抉择之间灵活度与可信度的冲突尤为明显。因此，选择正确的政策操作规则，对于宏观调控决策者来讲十分重要。根据国际金融开放的基本经验，wto框架下会使货币政策中介目标发生较大变化。

笔者认为，借鉴国际经验，既对政策工具有规则约束，又对当前或预测的经济状况作出反应的积极政策规则，应是中国当前的最佳选择。就目前而言，对我们有如下启示。第一，货币政策制定者应 分析 研究货币供应量目标是否可靠及将来可否有其他替代物的问题，旨在提高货币政策操作的准确性与有效性。在利率市场化之前，可仍以货币供应量为主要中介目标 。第二，由于加入wto后中国的资本市场将逐步开放，国内外经济形势日趋复杂，不确定性将大大增加，制定单一的货币政策目标难度很大，货币政策目标应该以选择性的区间值，而不是固定性的单一值形式给出，以便应对各种可能的复杂情形。当预测表明经济运行处于预定正常区间时，按照预先制定的正常货币供应政策行事；如果预测值低于其中之一，则按照预先设定的规则，实行适度松动的货币政策；如果预测值高于其中之一，则按照预先设定的规则，实行适度紧缩的货币政策。这样既可以保持货币政策连续性、稳定性，避免随意性政策造成不必要的代价，又赋予了货币政策一定的灵活性、应变性，避免了政策僵化可能造成的损失。第三，随着利率市场化的推进与利率弹性的增大，中国要适时把利率作为货币政策中介目标。可借鉴国外运用较为成功的利率市场化下的货币政策规则，比如泰勒规则，根据一定时期经济增长与其 历史 趋势的偏差、通货膨胀与其目标的偏差，进行利率政策决策。但由于目前我国的利率市场化改革刚刚启动，利率的灵活性与结构还不可能合理，实际的均衡利率难以形成，加之我国在汇率方面实行的是“有管理的浮动汇率制”，而不是“市场汇率制”，因此，在我国的现行金融体制下，货币政策运用难以很好地适合泰勒规则。针对我国目前进行利率市场化改革的新形势，构建适合我国国情的、利率市场化主导的稳健货币政策利率规则具有重大而深远的意义。

参考 文献 ：

第4篇：货币政策中的利率范文

关键词：货币政策利率目标区社会福利最大化

从凯恩斯主义到新古典综合理论，人们认为利率是宏观经济政策的有效工具，并在实践中进行了广泛的运用，而货币学派又从新货币数量说的角度提出了以控制货币数量为目标的政策操作规则。但从目前世界主要经济发达国家的应用来看，利率仍是主要的操作工具，这与金融市场自由化与金融创新的发展是分不开的。本文试图从理论上对以利率目标区为货币政策目标的优劣加以分析，并得出相关结论。

关于货币政策的几个问题

一般而言，货币政策的执行可以分为如下几个层次：

依赖于通过

政策规则执行目标执行工具效果及反馈

由于货币传导机制不同，就会对央行期望达到的目标与执行工具间的相关性，以及央行对执行工具在多大程度上具有控制能力提出疑问。这也是讨论货币政策是否有效问题的关键。因此，本文在分析上依据如下的基本假定：如果总支出的各个部分与长期利率变动的联系十分密切，在此假定下，影响短期利率的货币政策措施与总量经济之间的联系就取决于利率的期限结构。决定货币政策是否有效，是实际利率与资本边际收益率的比较；稳态实际利率由资本边际产出决定，从长期考查货币政策对实际回报率不会有影响（货币超中性）；控制名义利率将会显著影响总体价格水平。

也就是说，从货币数量，价格水平，实际利率与产出的关系上考查，在长期中（在足够长的观察期内），货币、利率均呈现出中性的特征。因此问题就在于短期的利率水平是否影响产出、短期利率与长期利率的关系如何和以控制利率水平为目标的货币政策规则是否会引发价格的过度波动。

从理论上看，由于宏观经济政策的时滞性及信息不对称等问题的存在，货币政策的操作目标与实际效果间总是存在一定的偏差。同时在政策操作上，也存在着利率与总量目标不相容的问题（见图1,2）。这就对货币政策规则的制定设定了选择范围，即利率或是货币量。

图中I代表利率，M代表货币量。图1表示了以货币总量为目标的状态，当央行货币供给水平确定在MS水平的时候，由于货币需求的不确定性，Md会在央行预期的Md与实际的Md1Md2之间波动，由不同货币需求水平决定的市场利率会在I0I1I2间波动。也就表明以货币供给量为目标的货币政策将面对不确定的利率水平。图2表示了以利率为目标的状态，当央行确定I0目标利率的时候，央行预期的货币需求位于Md的位置，而当实际货币需求在Md1Md2间波动时，央行为确保利率目标的实现，必会调整货币供给水平，使实际货币供给量在Ms1Ms2间波动。

视利率为目标的货币政策，正是由于要调整货币供给量而可能在维护政策规则时付出其他代价。在其中价格的过渡波动会是直接的结果，如果在利率政策规则下，由货币供给引发的价格波动是可以接受的，则利率规则就是可取的，否则就是不可取的。无论从短期还是长期考察，货币政策都能影响名义利率，依靠费雪方程式就可以将实际利率、预期通胀及名义利率联系在一起。由于利率与总量目标的不相容性，名义利率目标与通货膨胀目标彼此无法单独选定，故而控制名义利率就会对总体价格水平产生显著影响。

标准化的研究模型

yt=yc+α(pt-Et-1pt)+et

yt=α0-α1rt+ut

mt-pt=-cit+yt+vt

it=rt+(Etpt+1-pt)

式中y代表产出m代表通货数量p代表价格水平的对数；r代表实际利率i代表名义利率；yt,yc分别代表当期产出和预期的产出。既当期产出是预期值与通胀率的函数，实际货币供给是产出与名义利率的函数，名义利率是通胀率与实际利率的函数。其中通货数量（名义的货币供给）确定产出y，价格水平p；名义利率i由系统内生决定。

当央行实行以固定名义利率水平的目标政策时，固定it=IT，以上总供求方程式变为：

yt=yc+α(pt-Et-1pt)+et

yt=α0-α1rt+ut

It=rt+(Etpt+1-pt)

上式的明显变化是货币供给方程式不再是计算内容。因为已知实际产出、价格水平和名义利率，名义货币水平就可以由货币需求公式内生的决定。问题在于央行要严格的控制名义利率i,由此影响消费及决策，但影响总需求的却是预期实际利率r。这也就对利率目标区设定规则的灵活性产生了影响。

观查上式pt-Et-1pt；Etpt+1-pt；式中的价格水平仅是一种预期误差，或说是一种预期变动率的形式（类似费雪方程式Etpt+1-pt）。假定序列｛p*t+i｝i=0∞是一种均衡，pt-Et-1pt或Pt*就是不确定的。得出此结论意味着，P对yt及r无影响，故而仅要求预期通胀率满足：

iT=([α0-yt+ut]/α1)+Etpt+1*-pt*

价格水平的不确定性，被认为是纯粹钉住利率过程的潜在问题。即如果经济主体不关心绝对价格水平，同时央行也不关心这一问题，那价格的上扬就是不可避免的，这与美国上世纪70年代中后期出现的情况是相符的。而事实上这是不可能的，价格水平的无限上扬是不可接受的。

以上分析的意义在于，钉住名义利率不变规则下，央行若令货币数量随价格变化进行调整而令实际货币余额保持不变，也即通胀水平保持在一定的范围内，利率规则就是可取的。那么余下的问题是这种状态是否存在。

对如上问题的讨论实际上提出了央行实行怎样的货币供给方式，能够在实现利率目标的前提下不出现通胀的失控。麦卡伦(1986)曾强调指出，不确定性问题与多重均衡问题有所不同，后者涉及到的情形是多个均衡的价格路径同时与给定名义货币供给路径相匹配。央行对名义、实际货币供给量控制的方式或说途径就成为了问题的关键。货币供给方式的视角

以名义货币供给为实际操作工具

假定央行以名义货币供给为控制利率的操作工具，并钉住名义目标利率进行调整。

引入模型：

mt=μ0+mt-1+μ(it-iT)

其中m代表名义货币供给，上式的含义在于，名义货币供给增长率取决于名义利率偏离目标利率的程度。如果it围绕着目标利率iT随机的波动，则名义货币供给增长率为μ0。随μ趋向于无穷，名义利率对目标利率的偏差如果会收敛，那么价格水平的确定性就可以保持。通过对上式的求解，可以得出结论mt是非稳态的，同时m的这一属性也就导致价格水平的非稳态性质。也就是说价格水平误差会随着预测期的延长而加大。这就表明了，在钉住目标利率的政策规则下，以名义货币供给为实际操作工具的作法是不可行的。

以实际货币供给为实际操作工具（或说以趋势稳定的方式进行货币供给）

假定央行以趋势稳定的方式进行货币供给，上述模型变形为：

mt=μ＊+μ0t＋mt-1+μ(it-it)

式中隐含了平均货币供给增长率稳定为μ0的假定，同样进行如上式相同的验证过程，可以得出结果，名义利率与价格水平随机表现为一种均衡。也就是在特定确定货币供给规则下，均衡的价格水平是趋势稳定的，同时预期误差方差并不随预测期的延长而无上限的提高。

通过如上的分析，可以得出下述结论：在理论上货币政策的实施可以减少名义利率波动，同时并不引起价格水平的不确定性，既在理论上可以认为在特定货币供给规则条件下，目标利率货币政策规则是可行的；名义货币供给的基本表现，并不单一的取决于钉往目标利率的约束，这一目标可以通过不同的货币供给过程实现。

利率政策的最优性

如果盯住目标利率的政策规则是可行的，那么适当的目标利率水平又应当如何确定呢？

笔者认为这是个较为复杂的问题，以上是以央行为行为主体，依靠央行执行货币政策的独立性得以实现目标利率政策规则。但如果将央行的政策执行置于同政府宏观经济政策相一致，或者说是两种政策的搭配角度上来看这个问题的话，可能就会出现其他结果。

政府的目标函数决定了他的政策取向，也就决定了其宏观经济政策的取向。这样一种自然福利标准的设定是相当困难的。脱离现实的宏观经济状况，单纯的用理论模型来解释是不可取的。政府面对的宏观经济现况可能会比任何现有的经济模型所解释的情况都复杂。故而以目标利率为货币政策规则的设定必定与政府宏观经济政策取向是大体一致的。从理论方面对这个问题的研究，有的使用了一般均衡、代表人模型（卡尔斯托姆19951997）。其借用了预付现金模型，假定消费者资金必须从名义货币余额中筹措，此时正的名义利率表明对消费开征了一项隐性税收，这就影响到家庭在现金商品与信用间的选择。在模型中引入一期价格粘性可得出结论，固定名义利率会消除资本积累的扭曲，利率钉住帕累托优于固定的货币规则，而且对于任何都存在某种货币增长过程，类似于可变价格模型中的实际均衡状况。即可以在外生名义货币供给过程下决定价格水平与名义利率。这实际上与上文中的研究结论是一致的，都论证了利率目标区货币政策规则的最优性与可行性。

当然，尚未解决的问题还是存在的。设定何种利率及利率水平依然是个没有得到解决的问题。同时关于短期利率与产出，长期利率与产出，短期利率与长期利率间的关系；价格水平与利率的相关程度或说通胀水平与利率的相关程度有多大等在理论上也未达到统一。放弃在本文第二部份中标准化的研究模型，分别在封闭及开放环境中及受到外部冲击条件下进行讨论，利率目标区货币政策规则是否是最优政策选择的结论可能是不一致的。

第5篇：货币政策中的利率范文

一、问题的提出

根据Krugman（1979）的三元悖论理论，一国不可能同时保持固定汇率、资本完全流动以及货币政策独立，即在资本开放条件下，一国不可能同时维持固定汇率制和保持独立的货币政策。我国2005年以来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。但是为了维持经济的稳定发展，汇率的浮动区间范围一直很小。虽然我国一直实行严格的资本管制，但是一直存在资本通过非法渠道如地下钱庄等进行流动的问题，通过近年来热钱的规模就可见一斑。同时，2008年国际金融危机爆发以来我国加快了人民币国际化的进程，而人民币国际化的前提条件就是实现资本项目下的可自由兑换。

自2001年加入WTO以来，我国的外汇储备迅速增长，直至2006年2月，我国外汇储备已达到8536.72亿美元，超过日本跃居世界第一位，截至2011年9月我国外汇储备已经达到32016.83亿美元。为维持汇率的稳定，中央银行不得不通过发行本币来购买外汇，导致外汇占款比重越来越高。为了缓解由此增加的流动性过剩风险和人民币升值压力，中央银行同时采取了大规模的货币冲销措施，对于这些冲销措施所起的作用值得研究。

因此，通过以上讨论可知，有必要对我国在开放经济中的货币政策进行研究。二、研究方法与数据说明

（一）研究方法

货币政策目标不同导致对货币政策的效果得出不同的结论。根据我国的实际情况，1995年通过的《中国人民银行法》确立了我国的货币政策目标为“保持货币币值的稳定，并以此促进经济增长”，2003年修订的《中华人民共和国中国人民银行法》继续明确了这一货币政策目标。因此我国货币政策的最终目标是币值稳定和真实经济增长，判断货币政策的有效性也应该从这两方面进行。在这里选取物价稳定和经济增长作为货币政策的目标。物价稳定用居民消费价格指数CPI表示，经济增长用实际国内生产总值GDP来表示。

从1984年起，中国人民银行集中履行中央银行职能，集中统一的计划管理体制逐步转变为以国家调控为主的宏观管理体制。间接的货币政策工具开始使用，自1994年开始，中国人民银行把基础货币和货币供应量作为监测目标1996年正式确定M1为货币政策中介目标，M0和M2为观测目标（夏斌、廖强，2001）。但同时中央银行规定了金融机构存贷款基准利率。由此可见中国货币政策工具实际上有两个：货币数量和利率。因此选取M0、M1、M2和利率对物价水平和产出的影响来衡量货币政策的有效性。

对于开放经济体，外部冲击对一国货币政策的影响主要表现为国内和世界利率水平之差以及汇率的变动情况。利率的影响路径为：本国中央银行针对本国经济周期提高或降低利率时，会出现和世界利率水平存在偏差的情况，诱导资本流入或流出，造成外汇储备增加或减少，本国货币供给增加或减少，即出现货币供给与利率同方向变动的现象，违背了中央银行提高利率收紧银根、降低利率放松银根，使利率与货币供给反方向变动的初衷，使得货币政策目标难以实现。而汇率的影响机理为：汇率的变动影响进出口变动，经常项目收支发生变化，同时由于汇率的变化，国际游资会根据汇率变化的预期进行投机活动，表现为大量的热钱流入或流出本国，造成资本项目下收支的变化，进而影响货币供给的变化。自2005年汇改以来，国际游资预期人民币升值，大量的热钱通过合法或非法的途径涌入我国，造成我国经常项目和资本项目的双顺差。而无论是利率还是汇率都是通过外汇储备来影响一国的货币投放量，进而影响货币政策的有效性。就我国而言，由于一直坚持出口导向型发展模式，经过改革开放30多年的发展，已经积累了巨额的外汇储备，为了维持汇率稳定，中央银行不得不通过增发本币吸收外汇，因此外汇占款已经成为影响我国基础货币投放量的重要因素。

根据以上分析，在开放经济条件下可以从外汇储备和利率两方面来看我国货币政策的有效性。可以根据外汇储备变动是否是货币数量变动的决定性因素来判断货币政策的有效性。从利率角度来看，如果央行针对本国经济周期提高或降低利率时，将诱导资本流入或流出，造成外汇储备增加或减少，导致本国货币供给增加或减少，即出现货币供给与利率同方向变动的现象，从而违背了央行提高利率收紧银根或降低利率放松银根，使利率与货币供给反方向变动的初衷，使得货币政策目标难以实现。因此如果能发现利率变动带来各层次货币数量同向变动，可以认为这是丧失货币政策自主性的迹象。

因此可以从以下两个方面来研究中国货币政策的自主性：1.从外部冲击来看，对外汇储备变动与各层次货币数量变动做基于VAR模型的格兰杰因果检验，以判断两者之间的因果关系；2.从内部机制来看，分别对物价、货币数量和利率以及经济增长、货币数量和利率进行基于VAR的Johansen协整检验来分析货币数量是否是内生变量、利率变动是否导致货币数量同向变动。

（二）数据说明

从我国货币政策实践来看，1998年以前货币政策调控是以控制信贷规模的方式进行。1998年，我国改革了货币政策调控方式，取消对商业银行信贷规模的直接控制，实行资产负债比例管理，宣布以货币供应量为唯一的中介目标，并于当年5月恢复公开市场操作，这些举措标志着我国货币调控由直接方式向间接方式的转变（闫力、刘克宫等，2009）。而2001年末我国加入WTO，从此我国的对外贸易飞速发展，积累了巨额的外汇储备。因此，数据选取从2002年1月到2011年9月的月度数据。用CPI作为物价的替代变量，由于我国目前还没有GDP的月度数据，选用社会消费品零售总额（SRG，以下以S表示）作为GDP的替代变量，并以2002年1月的物价指数作为定基指数，得到实际社会消费品零售总额（RS）。由于利率有很多种，这里选用能够代表政策变动的中国人民银行规定的金融机构贷款基准利率（i），流通中的现金、基础货币和准货币分别用M0、M1、M2表示。其中外汇储备R、M0、M1、M2来自中国人民银行，并将R换算成人民币，S、CPI来自国研网。除利率外，对所有数据取对数，以消除异方差的影响。由于选用的是月度数据，因此对数据用X11乘法模型进行季节调整，以消除季节因素的影响。

三、实证检验

（一）平稳性检验

为了避免在检验中出现虚假回归，本文首先对所有变量进行滞后8阶的ADF单位根检验，以确保数据的平稳性， 检验结果如表1：

（二）外汇储备和货币数量变动的格兰杰因果检验

从图1可以看出lnR和M0、M1、M2呈线性关系，如果直接用OLS方法回归分析会出现虚假回归的问题。因为中国中央银行通常采取“适应性”货币政策，货币数量一直是伴随国民收入上升而上升的，而对外贸易的经常项目和资本项目的双顺差导致的外汇储备增加也是与中国经济持续增长有关。当两个变量（货币数量、外汇储备）同时与第三个变量（国民收入）相关时，这两个变量的最小二乘法回归就会出现伪回归现象。而由单位根检验结果可知外汇储备和货币数量都是一阶单整的，因此可以做格兰杰因果检验，以判断外汇储备和货币数量变动的关系。

在对其进行格兰杰因果检验之前，一定要对其进行协整检验。由于是两变量的协整检验，因此选用EG检验法。协整检验结果如表2所示：

表2 外汇储备和货币数量的EG协整检验

变量12EG统计量120.05AEG临界值12结论12lnM0和lnR12-12.5014812-3.39026597412存在协整关系12lnM1和lnR12-5.57797712-3.39026597412存在协整关系12lnM2和lnR12-7.83244212-3.39026597412存在协整关系由表2的检验结果可知，外汇储备和货币数量变动之间存在协整关系，可以进行格兰杰因果检验，以判断二者的长期关系，检验结果如表3所示：

虽然自2005年7月汇改开始，我国实行有管理的浮动汇率制，但为确保我国经济平稳较快发展，我国中央银行一直在干预外汇市场。当外汇储备增加时，中央银行就要发行等量的本币，降低本币升值的压力。因此，外汇储备的增加必然会导致本币数量的增加。但是为了避免由于过多发行本币造成流动性过剩，给实体经济造成冲击，中央银行会进行反向操作，以回笼货币，如公开市场和提高法定存款准备金等操作，一直是我国中央银行的重要货币政策工具。近些年，我国中央银行通过大量发行国库券、发售商业票据等操作，有效回笼了货币，因此，从检验结果可知，我国的货币政策应对外汇储备增加的冲击是有效的。

（三）货币数量和利率的格兰杰因果检验

EG协整检验结果如表4：

由表4可知，货币数量和利率之间存在协整关系。由协整方程可知，利率和货币数量正相关，并且全部通过了t检验，说明我国货币政策中的利率工具受到了挑战，影响到了我国的货币政策的独立性。近些年，随着人民币升值预期的升温，热钱不断涌入国内。虽然我国实行严格的资本管制，但是以合法外衣和非法途径流入国内的热钱数量不断增加，因此，利率的提高会继续吸引大批热钱流入国内，造成中央银行的货币政策失效。

（四）物价、货币数量和利率以及经济增长的Johansen协整检验

由于EG协整检验只适合两变量，因此这里对RS、CPI、M0、M1、M2、i做Johansen协整检验，以判断这些变量之间的长期关系，最大滞后阶数按照AIC准则确定。由表5的检验结果可知，经济增长、货币数量和利率三者之间的长期稳定均衡关系中，货币数量和实际产出呈正相关关系，而利率和产出的关系不稳定，在M0的关系式中呈负相关关系，而在M1的关系式中呈正相关关系。物价、货币数量和利率三者之间的长期稳定均衡关系中，货币数量和利率均同物价的变动呈正相关关系，说明货币的增加以及利率的提高都会导致物价的上升。

第6篇：货币政策中的利率范文

假设模型中存在的经济主体有家庭、生产部门、政府和中央银行。其中，生产部门包括中间品生产部门、最终品生产部门。家庭提供劳动，将剩余收入按固定利率存入商业银行，获得工资、利息和转移利润用于消费；中间品企业部门处于垄断竞争市场，雇佣劳动和向资本生产中间产品；最终品厂商处于完全竞争中，将中间品合成最终品出售。政府和银行构成广义政府，实施货币政策。

（一）家庭行为假定市场上存在大量无差异家庭，家庭需要消费、货币、休闲来满足其需求。参考Ireland（2003），代表性家庭的效用函数为MIU形式，预期效用贴现如式（1）所示。方程（2）为家庭部门居民预算约束条件，方程（3）为资本转移方程。其中，式（4）表示劳动供给式，该式表明，当期消费受实际工资的影响，提高实际工资可以增加当期消费。式（5）为家庭问题的跨期一阶条件，它反映了家庭在当前消费和未来消费之间的选择，表明在通胀稳定的情况下，期末名义存款利率上升会抑制当期消费，增加未来消费。由此可以认为，现阶段中国居民消费比例相对较低而投资比例相对过高的主要原因可能是：较低的期末名义存款利率抑制居民的当期消费，较高的资本回报率抑制当期居民消费、提高居民投资水平。对式（6）可以做类似理解。式（7）为居民的货币需求方程，表明在利率不变的情况下，若要增加消费，则需要增加货币需求量。

（二）企业部门最优行为这里引入一个在中间产品领域存在垄断竞争的基本模型。Blanchard和Kiyotak（i1987）、Ball和Rome（r1991）、Ireland（2003）也曾运用这种模型。（2）中间产品企业行为。假定中间投入产品的生产是垄断竞争的，垄断竞争的中间投入品生产企业生产有差别的中间投入品，它们有同样的生产技术。以上两个方程表示中间品企业需要的资本和劳动力。由于中间产品生产是垄断竞争的，垄断竞争的企业有一定的产品定价能力，这样就可能产生价格粘性。引入新凯恩斯主义的名义价格粘性，假定中间产品企业定价方式为Calvo（1983）的交错定价形式，在每一期，只有1-ρ比例的企业可以最优化价格。

（三）政府和中央银行行为1.数量型工具。参考金中夏等（2013），中央银行利用名义货币增速作为货币政策执行工具，方程（18）和（19）表示了货币政策的执行过程。方程（18）表示期末名义货币余额、期初名义货币余额和名义货币增量之间的关系，方程（19）是央行名义货币增量决定方程，由方程（19）可知，中央银行名义货币增量取决于稳态货币增长速度、货币增速偏差eut和期初名义货币余额Mt-1。货币增速偏差服从一阶向量自回归AR（1）过程。2.价格型工具。目前中国的利率体系既包括管制利率（如存贷款利率），也包括市场化利率（如银行间同业拆借和回购利率）。相比而言，管制利率对实体经济活动和金融资产的影响较大一些（张屹山、张代强，2007），而中央银行的利率调整是以一年期存款利率为基础，因此选用一年期存款利率代表价格型工具，这与理论模型也保持了一致。

二、参数的估计与检验

本文模型中的参数分为两类：一类为反映模型稳态特性的参数，另一类为刻画模型动态特征的参数。前者主要采取校准的方法来估计，后者主要采取贝叶斯估计。

（一）数据的选取和初步处理由于本文包含消费者冲击、货币偏好冲击、技术冲击和货币政策冲击，为了避免估计过程中的“奇异性”问题，并考虑数据的可得性，本部分选取国内生产总值、社会消费品零售总额、货币供应量M2、一年期银行存款利率分别作为模型中产出、消费、货币需求和利率的替代变量，通货膨胀是以环比的居民消费价格指数CPI作为价格的替代变量计算得到。1995年，中国人民银行才开始在国务院领导下执行独立的货币政策，因此，数据分析区间是1996年第1季度到2014年第3季度。选用国家统计局公布的居民消费者价格指数CPI表征中国的通货膨胀率，国家统计局于2001年开始公布月度CPI环比，结合月度CPI同比，计算得到1995~2000年的月度CPI环比，在此基础上将同一季度内三个月的CPI环比值连乘求得季度环比序列和以1995年第1季度为基期的CPI定基比序列。用该定基比序列表征季度GDP平减指数，实际产出为GDP的季度名义值除以上述CPI定基比序列。宏观经济变量的数据来源于国家统计局网站和中国人民银行网站。数据处理过程：首先利用定基比通货膨胀率序列计算得到实际的产出；然后对各时间序列进行季节性调整和HP滤波处理，从而得到各宏观经济变量波动部分的时间序列。

（二）参数校准稳态通胀和名义利率为样本期内的平均值。综合已有学者的研究成果，虽然对弹性系数的估计结果各不相同，但是其估计出的资本产出弹性一般都在0.5~0.8之间，而多数估计是在0.6~0.7之间，本文取0.6。物质资本折旧率的年度值大多设定为10%，对应的季度值为2.5%。大多数国内外文献将mc取值为0.91，国内学者基本做此设定，如刘斌（2008）、王彬（2010）等。φ为闲暇与消费的替代系数，设定为1，价格前向性概率ζ为0.25，样本数据中除去实际GDP增长率的M0增长率平均值为2.5％，因此设定为0.025（见表1）。

（三）货币政策规则参数的估计1.数量型货币政策规则参数的估计。采用贝叶斯方法估计上述线性DSGE模型的参数，该方法提供了观测数据的全部信息，结合似然函数和模型参数的先验分布形成后验分布密度函数，采用蒙特卡洛马尔科夫链（MCMC）抽样方法加以最优化。利用贝叶斯法估计时，考虑到分布的一般性和参数的经济含义，对位于（0，1）的参数设定为Beta分布，对位于（0，∞）的参数设定为Gamma分布。同现有文献一样，将外生冲击标准差的先验分布定为逆伽玛分布（inv-Gamma），通过不断估计尝试获取先验均值与标准差，确保参数在统计上的显著性，根据其他作者的相关研究取先验均值与标准差。采用贝叶斯方法估计数量型货币政策规则的有关参数时，考虑到模型存在技术冲击和货币供给冲击，选用对应的数据产出和实际货币余额进行估计。估计结果如表2，对估计结果的检验见图1。多变量诊断统计量主要包括各估计变量对应的一阶矩、二阶矩和三阶矩。从图1看，随着模拟次数的增加，图上两条线重合，表明估计的结果是稳健的，因为随着模拟次数的增加，度量指标相对稳定。2.价格型货币政策的参数估计。采用贝叶斯方法估计价格型货币政策规则的有关参数时，考虑到模型存在技术冲击和利率冲击，选用对应的数据产出和存款利率进行估计，估计结果如表3所示。估计结果表明，通胀率对利率的调整系数小于1，这是一种不稳定的货币政策规则。同理也可以对以上估计结果进行收敛性检验，检验结果见图2，表明估计结果具有稳健性。

三、利率市场化对两种货币政策的影响

通货膨胀与产出是中央银行进行货币政策调控的最终目标。从脉冲响应以及居民福利损失分析利率市场化对数量型和价格型货币政策调控影响。

（一）货币政策脉冲响应分析货币政策调整的冲击效应包括影响程度和作用时间两个部分。政策的影响程度方面，需要回答的是在哪种货币政策工具调控下货币政策调整能对产出和通胀波动产生最大的影响。在经济的起伏波动中，一种合意的货币政策工具往往能通过自身的松紧变换最大程度地烫平波动。对于货币政策的作用时间而言，自然是越短越好。因此，从货币政策调整的冲击效应看，合意的货币政策工具往往能够在最短时间内发挥最大的政策效应。图3为当长期稳态利率为1.035、1.07和1.105时，两种货币政策规则下产出和通胀对一个百分点货币政策冲击的脉冲响应。由图3可以看出，随着均衡利率的上升，数量型和价格型政策调控产出的初始效应都在减小，利率市场化减弱了货币政策调控产出的能力。从纵轴数值比较可看出，各种均衡利率下使用数量型货币政策能够更有效地调控产出波动。图4表明，随着均衡利率的上升，数量型政策对通胀的调控初始效应逐渐减小，而价格型政策对通胀的调控效应增大。说明利率市场化减弱了数量型调控通胀的能力，但增强了价格型货币政策调控通胀的能力。通过以上脉冲分析可以总结得出：利率市场化进程中均衡利率上升减弱了货币政策调控产出的能力，减弱了数量型调控通胀的能力，但增强了价格型货币政策调控通胀的能力。纵轴比较还发现，当前利率下，数量型调控效果仍优于价格型。

（二）社会福利损失分析Woodford（2003）证明了中央银行损失函数的多期表达式与社会福利目标函数的一致性，即在二阶近似的范围内损失函数最小化也是社会福利目标函数最大化。货币当局制定货币政策时必须具有前瞻性，考虑当期货币政策对目标变量未来的影响。通常政策目标用预期的跨时损失函数表示，因此福利标准是基于下面的跨时损失函数。其中，谆为折现因子，λ>0刻画了中央银行对产出的相对关注程度，n为时间范围，多数情况下取∞，本文设定其最大值为40，即银行最多考虑10年内的政策效应。与前面脉冲响应图的时间范围一致，假定中央银行与家庭有相同的时间偏好，即谆=β=π/R，λ分为（0，1），1，（1，∞）等三个区间，分别取值为λ=0.5，λ=1，λ=2进行分析。本文中非货币政策冲击为技术冲击，分析技术冲击引起的社会福利损失。表4显示，随着稳态利率的上升，无论是数量型还是价格型货币政策，技术冲击造成的社会福利损失影响较小。相对于数量型货币政策，使用价格型的货币政策调控经济时社会福利损失较小。

（三）参数的敏感性测试初始校准值中π，R軍，，β=π/R軍均是基于样本期内的平均数计算得到，无须进行敏感性测试。其他参数均借鉴李浩等（2007）进行参数敏感性测试，假定上述参数在本文校准值的（-5%，5%）区间内变化，分析这种变动对模型模拟的产出和通胀标准差的影响（见表5）。表5中，数量型和价格型对保持价格粘性的参数ρ较敏感，对其余参数不敏感。数量型下当ρ由0.8075增大到0.8925，产出标准差由0.0643增大到0.1058，通胀标准差由0.0117减小到0.0080；价格型下当ρ由0.8075增大到0.8925，产出标准差由0.0223减小到0.0212，通胀标准差由0.0121减小到0.0047，说明当价格的黏性提高时，通胀的波动减小。上述分析显示，数量型工具调控下产出和通胀的标准差对参数变动均存在一定程度的敏感度，且产出和通胀标准差对不同参数的敏感度有显著差异，说明价格型调控受经济结构性参数的影响较小，较为稳定性。数量型工具的调控易受经济结构参数变动的干扰，其调控效率降低。因此，从参数敏感性角度看，中央银行采用价格型货币政策工具也优于数量型货币政策工具。其他均衡利率下进行敏感性分析仍然得到相似的结论。

四、结论

第7篇：货币政策中的利率范文

    1993年,泰勒提出着名的“泰勒规则”。

    l、泰勒规则的含义

    泰勒规则可以简单的描述为:

    it,=∏i+r+h(∏i-∏*+gyyt(1)

    其中,it:名义利率;∏t:当前预期通货膨胀率;r.真实均衡利率,即经济处于潜在增长率和自然失业率状态下的利率;∏*:目标通胀率;yi:GDP缺口,即当前实际GDP偏离潜在GDP的比率;h、gy为协整系数。

    泰勒规则的政策含义为:真实利率是唯一能够与物价和经济增长保持长期稳定关系的变量,认为央行在制定政策时应将利率水平保持中性,其对经济既不起刺激作用也不起抑制作用。具体含义为:①经济中影响名义利率的因素,除了当前预期通货膨胀率(∏t)以及真实均衡利率(r)外,还受预期通货膨胀率与目标通货膨胀率之间差额(∏t-∏*),以及GDP缺口(yt)的影响,如果∏t-∏*=O,y=0则it-∏t=r,即经济处于稳定增长的理想状态;②上述各因素中如果任意一个因素发生了变化,那么货币当局就应运用各种政策工具,如:公开市场操作;变动贴现,来调节名义利率使实际利率等于均衡利率r。

    泰勒规则表达式中各变量之间的关系不是像(1)式中那么简单的线性关系。它们之间的关系为:

    yi=β(it-∏t-r)+μ (2)

    ∏t=IIt-1+α yt-1+et (3)

    it=gn+gyyt+go

    (4)

    其中it、∏t、r、yt代表的意义同上,μt、et为相关系数和均值均为零的随机变量,β、α大于零,gn、gy、go为政策性变量系数,其中gn、gy大于零。

    运用计量经济学对以上三个式子进行分析,可以得到gn>1时,货币当局运用各种政策工具会使得经济达到均衡状态,gn>1被称为“泰勒条件”。

    2、对泰勒规则的评价

    泰勒规则主张货币政策规则对经济的影响保持中性的原则,将相机抉择和规则性有机结合,以相机抉择增加货币政策的灵活性,对经济进行微调;以规则性确保货币政策的连续性,有利于公众形成合理的预期。泰勒规则在具有以上优点的同时,也存在以下几点缺陷:

    (1)、对于GDP缺口(yt)的确定问题。目前有关于GDP缺口的计算甚至概念方面,在理论界还没有形成统一,总的来说估计GDP缺口只要有两类方法:第一类是生产函数法;第二类是对实际产出的时间序列进行估计,每一类方法,在具体的数据选取方面又存在不同。因此,由于对GDP缺口估计方法的不统一,使得(1)式中的计算数据发生变化,在具体实施货币政策规则时对采用什么货币政策手段极其幅度将会产生不确定性影响,进而影响货币政策规则的实施效果。

    (2)、预期通胀率(∏t)估算的局限性问题。由于预期通货膨胀率是一个主观变量,不可能直接得到,在实践中必须使用变量。泰勒以前四季度的平均通货膨胀率来表示预期通货膨胀率。这与预期通货膨胀率的概念或多或少存在差别,如果经济发生战争等不确定性因素将会对预期通货膨胀产生不确定的影响,货币当局将处于被动的地位。

    二、泰勒规则在美国的实践

    1993年7月,前任美联储主席格林斯潘宣布放弃以货币供给量为中介目标的货币政策规则,而以调整实际利率作为对经济实施宏观调控的主要手段,即泰勒规则。根据美国的实际情况,泰勒通过研究美国历年的货币政策,认为在美国、均为O.5,实际均衡利率和目标通胀率均为2%,即:

    it=∏t+2+0.5(t∏t-∏*)+O 5yt

    自从实施泰勒规则以来,美联储不断调节名义利率使经济处于稳定增长状态。

    表一:1993年以来,美国调整利率的幅度及利率值

    表一:1993年以来,美国调整利率的幅度及利率值

    从表一中我们可以看到,从1994年到2006年,美国调整名义利率的情况。美国不断调整名义利率是为了调控美国经济。从1994年2月到1995年2月,美国上调利率7次,目的是为了防止经济过快发展而引发通货膨胀;在1996年下调0.25%,适当加快经济增长速度;1997年至1998年间,为了避免亚洲金融危机,美国下调利率3次;同样为了防止经济过热而引发通货膨胀,在1997年3月至2000年5月上调利率7次;2001年1月至2003年6月,美国下调利率13次,众所周知,在这期间由于“9.11”事件的影响美国经济处于低迷,货币当局希望通过下调利率促进经济增长;近几年来,美国经济有所增长,截止到2006年4月9日,美国第15次加息,而且还有继续加息的预期。

    美国运用泰勒规则调控经济取得了良好的效果,20世纪90年代以来,美国实现了高经济增长率、低通货膨胀率和低失业率并存的良好发展。

    1999年,泰勒在理论上对泰勒规则从1879年到1997年的有关数据进行了分析,得到一下结果:

    由上表可以看出,在前三个时期,泰勒规则与联储货币政策操作所得的各项指标差别较大,R2均在0.8以下,而在1987-1997年间,是极为吻合的,R2达到0.83。同时gn为1.533>1,符合“泰勒条件”,说明在这一时期,泰勒规则的实施是有效的。

    三、目前在我国使用泰勒规则所要解决的问题

    通过分析“泰勒规则”的含义及其在美国的实践,笔者认为泰勒规则可以在提高我国货币政策的基础上缩短政策时滞,同时为我国货币政策提供了一个参考尺度。然而,立即实施泰勒规则也是不现实的。目前,要在中国实行“泰勒规则”并取得良好的效果,除了要解决如何确定GDP缺口及与其通货膨胀率的估测问题之外,还要解决以下问题:

    第一、名义利率的选取问题

    美国使用联邦基金利率作为名义利率。联邦基金利率是美国的基准利率。所谓基准利率是指:资金市场上公认的具有普遍参考价值的利率,在金融市场上可以根据该利率的水平制定其他金融产品的价格。我国是一个以利率管制为主的国家,除了同业拆借利率、债券回购利率、票据贴现市场利率和民间借贷利率属于市场利率外,其他的都属于管理利率。在没有基准利率的情况下,名义利率的选取替代利率。谢平、罗雄(2002),杨英杰(2002)在对泰勒规则与中国货币政策的实证研究中,均采用同业拆借作为利率。

    第二、有关货币政策中性的问题

    货币政策中性是指使得货币政策对经济既不起促进作用,也不起抑制作用。1995年颁布的《中国人民银行法》规定:“货币政策的目标是保持货币币值稳定,并以此促进经济增长”。从字面含义上看,我国货币政策似乎是中性的。但实际上,我国的货币政策却将刺激经济增长作为货币政策目标之一。

    货币政策中性理论最早由货币主义学派和理性预期学派提出。弗里德曼认为利率等名义变量不会影响实际产出;卢卡斯认为公众有理性预期,会使得货币当局对经济的刺激作用大打折扣。在实践中,二战后,主要西方主义国家信奉凯恩斯主义,最终陷入“滞胀”困境,纷纷转而实行“中性”货币政策。只有德国一直将稳定币值作为货币政策目标,其经济一直处于稳定发展的理想状态。

    考察国外货币政策中性理论的发展,以及其政策效果笔者认为中性的货币政策符合长远发展的要求。

    第三、对泰勒规则的检验问题

第8篇：货币政策中的利率范文

【关键词】电子货币 货币政策中介指标 货币政策工具 对策建议

从货币的发展历史来看，货币先后经历了实物货币、金融货币、纸币、电子货币等不同的发展阶段。随着信息技术、计算机网络技术的发展，金融创新层出不穷，全球经济金融一体化发展趋势势不可当，货币形态演变的速度明显加快，各种各样的电子货币应运而生，人类社会正经历着从纸币向电子货币过渡的关键时期。虽然目前电子货币只具有有限法偿地位，尚无独立信用创造能力，但是随着电子货币在虚拟空间中的广泛应用，网络空间经济活动将会进一步发展，这反过来会加深人们对电子货币的信任程度，从而加速电子货币对传统通货的取代，并且促使其逐步脱离与实体货币的关系。一旦电子货币完全取代了一般的通货，由于其发行和流通不需要任何载体，这时的货币将变成只是一个抽象的计价单位，不再是我们现在常说的固定充当一般等价物的特殊商品。

虽然这种以崭新技术支撑的货币形式将改变人们的生活方式和支付习惯，但与此同时，电子货币的发展必将对传统的货币金融理论提出挑战，也给央行的货币体系带来了全方位的影响。因此，探讨电子货币对我国货币调控政策的影响，可以为中央银行在制定和实施货币政策时提供科学合理的理论依据，有助于中央银行运用合理的货币政策工具，影响货币政策中介指标以实现最终的政策目标。

一 电子货币对货币政策中介目标的影响

在国际上，对于电子货币比较权威的定义是巴塞尔委员会1998年的，即电子货币是指在零售支付机制中，通过销售终端不同的电子设备之间，以及在公开网络上执行支付的“储值”和“预付支付机制”。所谓“储值”是指保存在物理介质（硬件或卡介质）中可用来支付的价值，如智能卡、多功能信用卡等。而“预付支付机制”则是指存在于特定软件或网络中的一组可以传输并可用于支付的电子数据，通常被称作“数字现金”。

货币政策目标有最终目标和中介目标之分。货币政策目标选择与社会经济发展和经济所面临的主要问题有关。物价稳定、充分就业、经济增长与国际收支平衡作为货币政策的最终目标，长期以来已经为各国所接受。而货币政策中介目标是连接货币政策与货币政策最终目标的桥梁，也是机构和公众预期设定的“名义锚”，帮助公众了解决策者的意图和政策优先性。总体来说，中介指标分为数量指标和价格指标两类。其中数量指标主要包括货币量、信贷量，以及各种定义的国民收入等；价格指标主要包括各种利率、汇率、汇率价差和利率价差等。本文主要分析电子货币对利率及货币供应量的影响。

1．电子货币对利率的影响

利率是指借贷期满的利息总额与贷出本金总额的比率。新剑桥学派的“可贷资金利率”认为，利率是借贷资金的价格，在投资和储蓄这对实际因素保持不变的情况下，利率的变动取决于可贷资金的供求状况。当货币供给小于货币需求时，利率上升必将使货币资本向借贷市场大量流动，而货币流通速度的加快必然会对利率的上升幅度和上升期限有所限制，使得利率上涨额不至于太高，上涨期限也较传统货币大为缩短。反之亦然。所以，在电子货币大幅流动的情况下，货币流通速度加快，货币的供求状况能更快地达到均衡水平，这也使利率的变化幅度变得更小，浮动期限更短。

随着电子货币的出现，一方面，电子结算技术的运用使得人们进行资产转换的交易成本降低，获取现金的方式变得直接、便捷，而且电子货币的运用会增加了人们对提取现金方便程度的预期（如可随时通过ATM取款，不必考虑在银行排队等待的问题），这也会减少居民的货币需求余额。另一方面，由于电子货币没有独立的信用创造能力，这使得居民对电子货币的需求处于不稳定的状态。因此这两方面的因素会导致利率的波动。而利率的微小波动又会引致人们对未来经济预期的变更，从而导致货币需求的较大波动。这样金融当局在利用货币政策工具通过影响利率而实施货币政策时，会由于之前所述的反作用而使利率的传导作用减弱。

2．电子货币对货币供应量的影响

货币供应量是指在某一时点上（如年终）一国流通中的货币量。根据国际通行的方法，将货币按照流动性强弱进行划分，我国的货币分为三个不同的层次，M0、M1和M2。M1是指流通中的通货量与一定时期银行活期存款之和。电子货币的发行方式和结算方式直接导致经济体系中货币供给渠道及货币供给机制的变化，对货币供给和货币控制产生了极大的影响。电子货币对现金的替代直接影响到现金的减少和活期存款的变化，对M1影响很大。因此本文主要讨论电子货币对M1的影响。

现代银行体制下，存款是通过对基础货币的再创造过程而产生，货币供给等于基础货币与货币乘数之积。基础货币等于流通中的通货加上商业银行在中央银行的准备金数量。因此，电子货币对流通中通货的替代作用通过三个途径影响M1。

第9篇：货币政策中的利率范文

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。

参考文献：

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