貨幣政策中的利率精選(九篇)

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第1篇：貨幣政策中的利率范文

[關鍵詞]shibor隔夜利率；貨幣政策；中介指標；有效性

一、問題的提出

貨幣政策中介指標選擇是中央銀行理論的一個重要組成部分，自20世紀80年代后，世界金融環境發生了顯著變化，相對于傳統中央銀行理論，尤其是這個理論中的貨幣政策中介指標的選擇而言，這些變化實際上潛移默化地反映了中介指標重新闡釋和重新選擇的客觀必然性。從國內理論發展情況看，21世紀初國內就有學者提出，應當選擇由商業銀行及多種金融機構短期資金行為構成的貨幣市場短期利率，作為傳統貨幣政策中介指標選擇的補充。甚至有學者認為，中央銀行應主要觀測短期貨幣市場利率的變化，以此作為貨幣政策調整的市場依據。對于中國而言，自有金融市場以來一直是以銀行間接金融為主，但是自20世紀90年代后，直接金融發展較快，中國金融市場的宏觀結構開始向直接融資與間接金融并重的方向發展。盡管目前中國的銀行間接金融仍然占據金融市場的主導地位，但是，金融機構主體多元化和金融工具多元化的發展，各種以微觀市場行為為代表的直接金融在市場中的地位變得突出起來，并已成為中國金融宏觀結構變化的突出反映。

中國的間接金融調控始于20世紀90年代后期，所謂“貨幣政策”也是在這一時期開始形成。以M系列值為代表的層次化貨幣指標體系作為貨幣中介指標選擇，逐漸成為中國貨幣政策理論的一個組成部分。自21世紀開始，中國金融市場化改革進入顯著提速期。這種提速集中體現在：微觀金融層面上具有了更多的市場內涵，尤其反映在金融機構主體、金融工具多元化和金融機構、金融行為都更依托于“市場”這個中心。市場機制作用日益顯著，貨幣流通渠道和速率也開始發生改變，就貨幣政策中介指標選擇而言，這種變化使得我國中央銀行理論必須直面發展適應性問題，即市場化水平提高后傳統貨幣政策中介指標選擇的可靠性問題。傳統貨幣政策中介指標選擇的可靠性因金融市場化發展而出現減弱，如果這就是宏觀貨幣政策必須正視的現實，那么，中央銀行選擇貨幣市場短期利率作為政策中介指標就會成為貨幣政策理論與實踐發展的必然。

在我國，從中央銀行實踐的角度提出以利率，甚至以短期利率和為貨幣政策中介指標選擇的討論并不充分。但從國外文獻看，對利率在貨幣政策中的作用的討論卻是相對充分的。如Barro and Gordon在其論文中表明，貨幣總量作為反映貨幣政策的變量以及作為貨幣規則工具，并未產生較好的效果，而政府提出的利率政策在平滑經濟波動方面卻起到了重要的作用。Taylor同樣認為，利率在經濟運行過程當中有至關重要的作用，并提出相關的理論來闡述利率的政策效應傳導過程。Cochrane則對泰勒規則的確定性和識別問題進行了討論，并充分肯定了該規則的核心即利率，具有較高的適用性。Gertler and Mark在其討論次貸危機之后貨幣政策走向的論文中提出：利率作為貨幣政策中介指標是具有重要作用的。Poutineau etal.在描述靜態新凱恩斯主義宏觀經濟學與金融摩擦模型時提出：宏觀審慎政策在解決順周期性問題時，利率的重要作用是顯著的。

就國內而言，對于以利率作為中介指標選擇的討論雖然并沒有形成多數意見，但是，認為貨幣供給量已經不適合作為貨幣政策中介指標的觀點卻并不鮮見。如夏斌和廖強應于2001年，分析了貨幣供應量失效現象，并提出了“貨幣供應量已不宜作為我國貨幣政策的中介目標”的觀點。劉金全和劉兆波指出：通過實證發現，我國貨幣政策中介指標與宏觀經濟周期波動具有顯著的關聯性，貨幣政策的效應依賴經濟周期的具體階段，并且進一步指出：重新確定貨幣政策中介指標是經濟運行和宏觀經濟調控的內在要求。項衛星和李宏瑾提出：數量型貨幣調控面臨諸多挑戰，間接貨幣調控應轉向以利率為核心。最新針對這一問題提出看法的兩位學者是任杰和尚友芳，他們認為：我國貨幣政策中介目標由貨幣供應量向利率轉換的條件正在不斷成熟。

相較于國外學術界，國內在這一問題上未形成多數意見，僅僅是理論討論不充分的表現之一，而實際上，如果理論上認同應逐步實現以利率作為貨幣政策中介指標，那么，在實踐上應選擇什么期限的利率體系作為貨幣政策中介指標才能更好反映宏觀貨幣政策操作的有效性，這卻是國內理論討論不充分的另一個重要方面。當然，這也是本文立足于Shibor體系來實證選擇Shibor隔夜利率作為貨幣政策中介指標具有重要理論意義和實踐意義的原因。

二、傳統貨幣供應量中介指標選擇面臨的挑戰

作為貨幣政策實踐的一個重要組成部分，中介指標選擇的關鍵因素是能否可靠地反映貨幣流通狀況。這里我們之所以提出貨幣政策中介指標的實踐問題，就是因為國內金融環境變化引致傳統中介指標選擇的可靠性問題。歸納起來，引致可靠性問題的原因主要在以下兩個方面：

（一）貨幣供給的壬特性日益突出，導致M系列值“失真”

中央銀行通過貨幣政策工具來操控貨幣供應量，意味著貨幣供應量必須作為一個外生變量來對宏觀經濟增長產生影響。有關貨幣供應量究竟是經濟的內生變量還是外生變量，在西方經濟學理論領域是有不同看法的。但是在中國，由于從一開始就遵行的是政府管理經濟，加之市場經濟發展起步較晚，所以多數學者認為，1995年開始實行間接調控以來，貨幣供應量對經濟運行始終是一個外生變量。有關這一理論認識，國內學者李臘生和翟淑萍曾經利用1998―2006年的GDP數據，發現在10%的顯著性下，利率是GDP的Granger原因，但是在1%的顯著性水平下，M2是GDP的Granger原因，從理論意義看待這一檢驗結論，我們可用以下一段語言表述：比較而言，貨幣供給量作為中介指標選擇，在可靠性上是利率指標所不能比擬的。換句話說，也就是10%的顯著水平下，選擇利率作為中介指標是存在可靠性質疑的。而這樣的實證檢驗結果及其理論結論之所以成立，原因就在于從1995年開始到21世紀最初的這一時期，國內以間接金融為主的金融結構并未發生本質改變。

在以傳統銀行機構為樞紐的貨幣流通體系中，貨幣流通速度是相對穩定的，尤其是在金融工具單一的環境中，貨幣沿著傳統的存、放、匯路徑運行，加之具有強制指令特性的信貸計劃在微觀金融層面上具有決定性的意義，所以，影響貨幣運動的因素始終保持著相對穩定。但是，在經歷了21世紀前15年的金融多元化發展，貨幣供應外生性認識所依據的微觀金融環境已在潛移默化中發生了很大改變，貨幣成為與其他金融資產并行的無風險資產選擇，這樣一個包含在20世紀30年代英國經濟學家梅納德.凱恩斯的貨幣需求理論中的金融市場資產選擇行為，實際已成為今天中國普遍存在的微觀金融發展現實。貨幣供給盡管在操作上仍然是外生的，但是，影響這個供給量的因素卻不再是中央銀行一家，而是包含了整個金融市場參與者基于利益驅動的微觀金融行為。金融微觀行為成為貨幣供給影響因素這一現實變化，使得長期以來一直以外生變量看待的貨幣供應量，逐漸具有內生特性，按照奧籍英國經濟學家馮?哈耶克的經濟學方法分析，這就表明貨幣供應量也不再是中央銀行、商業銀行和實質經濟之間的一個簡單傳遞變量，而是需要以概率理論來加以有機解說的微觀經濟和金融行為集合。這實際上也就表明，適應經濟運行所產生的貨幣需求和由這樣一個需求所客觀決定的貨幣供給已經具有了明顯的內生特性。在這種情況下，M系列值如果仍然作為中央銀行主觀控制變量來看待，顯然就存在中介指標“失真”的問題。

（二）金融市場主體多元和工具多元，導致貨幣乘數穩定假設“失真”

貨幣供給作為貨幣政策中介指標選擇，其實有一個潛在的假設前提：貨幣乘數穩定，因為只有貨幣乘數是穩定的，貨幣供應量變化才能按照確定的傳導機制將政策效應傳遞給實質經濟，否則，貨幣供應量的變化就很難由實質經濟按照預期變化來詮釋貨幣政策的可靠性和有效性。正如前述所證明的那樣，貨幣供應量作為貨幣政策中介指標選擇而能夠被經濟運行預期目標所證明，其前提是貨幣供應量是外生的。也就是說，央行每投進一元貨幣，作為外生變量會按照穩定的乘數關系和流通速度進入實質經濟并對實質經濟產生影響。但是，當貨幣乘數和貨幣流通速度受到具有隨機特性的微觀經濟主體的行為影響，央行所投進去的每一元基礎貨幣不再按照乘數效應穩定地放大和縮小時，貨幣供給就完全可能不在中央貨幣政策的計算范?圍內。當然，目前對中國的貨幣供給控制而言，中央銀行可操控強度仍然是很高的。但是，對于建立在宏觀經濟目標基礎上的貨幣供應量，由于市場因素，或者因為貨幣乘數穩定的這一假設出現“失真”，往往會使貨幣供給與既定目標之間出現偏差，降低貨幣供應量與貨幣政策終極目標之間的相關性。

上圖是2001―2014年貨幣乘數變化趨勢，分析可知，樣本起始年為2001年，貨幣乘數在4.2周圍，而2014年為樣本結束年，乘數也幾乎在4.2周圍。可是從13年的區間整體看，如果以4.2為中間線，正負疊加計算，波動幅度達到正負1.2。2008年以后雖然沒有連續性的上升和下降，但是出現了年份間的波動幅度加大。所以，從這樣一個圖也基本能證明貨幣乘數穩定的假定已不再是中國貨幣流通的現實，即使是現實至少也已經不具有典型性。

從我們國家自2013年以來的情況看，尤其是從長期以擴大就業為主要政策目標的貨幣政策實施情況看，貨幣供應量增長，接近于出現了奧地利籍英國經濟學家馮.哈耶克提到過的“累進式的通貨膨脹”，而從中央銀行理論去分析這樣的情況，本質上就是貨幣供應量與建立在宏觀經濟目標基礎上的貨幣政策目標之間的相關性顯著降低。

三、Shibor隔夜利率及其作為貨幣中介指標的實證分析

Shibor是中國人民銀行培養形成的基準利率體系，于2007年1月4日開始正式運行。從利率體系運行的角度看，Shibor就是信用等級較高的銀行組成報價團自主形成的人民幣同業拆出利率報價的算術平均利率，是一種單利、無擔保和批發性的利率。目前，對社會公布的、以期限來劃分的Shibor利率有如下幾種：隔夜、1周、2周、1個月、3個月、6個月、9個月及1年。

“Shibor隔夜拆借利率”是銀行間以一天為期限互相拆借資金的利率。從金融本質看，銀行間短期拆借利率水映全社會的流動性，銀行間短期拆借利率拆入拆出對比，反映金融業內部頭寸分布的均衡性。因此，在金融市場發達的國家，隔夜拆借或者17天內的拆借利率成為貨幣市場上最基本和最核心的利率，也是反應最為及時和最具時效的貨幣供求關系。從利率機制本身看，其他利率都要直接或間接地受到銀行間拆借利率變動的影響，一些處于世界金融中心地位的國家，其銀行間短期拆借利率的變動都會對國際金融市場產生顯著影響，比如“美國聯邦基金利率”（Federal funds rate）、“倫敦同業拆借利率”（LIBOR）。所以，銀行間拆借利率對于一國資金市場的指導地位，通常可以作為一國利率市場化程度的重要參考。

（一）選擇Shibor隔夜利率作為貨幣政策中介指標的理論分析

在中央銀行理論中，貨幣供應量和利率均可作為貨幣政策中介指標。一般而言，貨幣供應量作為中介指標，更多地反映經濟調控的長期目標，而利率更多地反映現實經濟運行要求。之所以貨幣政策中介指標選擇短期利率體系中低于7天的利率檔次，原因在于長期的利率變化是不規則的，變化不規則勢必會影響到利率的時間序列性質以及與之直接相關的金融資產的收益率曲線。所以，本文討論選擇Shi-bor隔夜利率而不選擇超過一天的短期拆借利率，也正是基于同樣的原理。

Bofio在其以14個工業化國家為對象的研究中發現，有11個國家的中央銀行選擇隔夜拆借利率作為貨幣政策中介指標，有2個國家的中央銀行選擇了30～90天的利率作為貨幣政策中介指標，有1個國家選擇30天利率作為貨幣政策中介指標。國際學者的研究表明：在市場發達國家，選擇利率甚至選擇最能反映社會流動性變化的銀行間短期拆借利率作為貨幣政策中介指標已經是一種發展現實。而國內學者的研究結論，盡管可能在實踐層面上還需要在金融市場化程度提高的過程逐步實現，但是，作為貨幣政策中介指標選擇的一種可以預期的理論結論和實踐方向，應該說是基本符合中國經濟和金融改革發展現實的。

這里，我們以一個將30天利率作為貨幣政策中介指標的央行為例，并且做以下兩點假設：一是央行對該中介目標的調控是可以預期的；二是該目標利率可以十分精確地影響到市場利率。如果中央銀行想在第t天把30天的目標利率從6%降到5%，根據利率期限結構學說，第t天與第t-1天為起始時間的30天目標利率就重疊了29天。其計算公式為：

如果我們關注隔夜利率，那么短期利率的變動則會使長期利率十分平滑地變動。也就是說，理論上以銀行間短期利率，尤其是以與國際金融市場變動頻率具有一致性的、最具有影響力的隔夜拆借利率作為貨幣政策關注的變量，基于它對整個金融市場的資金成本的指導性或“牽引”意義，它將會使資金長期利率的時間序列變得平滑，從而對于貨幣政策目標的實現產生可觀測和可度量的效果。實際上，中央銀行自2007年以來有意識地開始培育SHbor利率體系，從某種意義上說，也體現了中央銀行貨幣政策取向的一種適應性調整，或者說是為適應發展而做出的一種主觀改變。

（二）實證分析

上述關于選擇銀行間短期拆借利率作為貨幣政策中介指標的理論分析，是不是就與中國貨幣政策實踐具有吻合性呢。這里我們用Shibor隔夜利率和國民經濟宏觀數據來做一個實證分析。

1.變量的選取及樣本數據來源。關于實證所需要的變量選擇或實證所需相關數據的來源問題，我們特別做出如下三個方面的說明：（1）經濟增長變量指標說明。本文與多數實證研究一樣，也采用國內生產總值作為經濟增長指標。但這里需要說明的是，考慮到Shibor隔夜拆借利率的期限特征，我們采用國家統計局公布的季度名義GDP，時間區間為2006年的第4季度到2015年的第l季度，總體分析樣本可達到34個。（2）利率變量的選擇說明。截至目前，上海同業拆借利率應該是利率市場化未正式推行時期市場化特性較高的利率指標，比其他利率更具有優勢，這是我們選擇Shibor隔夜利率的基本原因。這里我們下載了上海同業拆借利率官方網站公布的數據，樣本數據的時間區間為2006―2015年，由于隔夜利率在交易日每天都有一個報價，故我們利用幾何平均法將隔夜利率轉換為季度數據來與GDP季度數據匹配。（3）研究方法說明。宏觀經濟指標GDP和Shibor隔夜利率都屬于時間序列數據，對于時間序列數據的處理，我們采用最通常的“增廣迪基-富勒檢驗（ADF）”，利用這個檢驗來驗證Shibor數據是不是平穩數據，如果數據是非平穩的，則通過差分將其處理成為平穩數據。得到平穩數據后，再利用格蘭杰因果檢驗，觀察Shibor隔夜利率與GDP之間的影響關系。

2.實證分析。根據前述研究分析方法說明，我們的實證分析主要分為以下兩個部分：

（1）單位根檢驗。我們利用ADF檢驗來檢驗GDP和Shibor隔夜利率數據的平穩性，模型為：

對于滯后項m的取值，我們使用SIC準則，得到的Shibor隔夜數據檢驗結果如表1所示。

從表1的計算數據來看，P值為0。3832，在1%的顯著性水平下不顯著，因而可以接受該數據是非平穩序列的原假設，則Shibor隔夜利率數據是非平穩的。為此，我們按照常規方法對Shibor隔夜利率數據進行一階差分。然后，再次對其進行ADF檢驗，新的檢驗結果是P值為0.0001，在1%的顯著性水平下是顯著的，表明拒絕該數據是非平穩的原假設，表述則為：一階差分后的Shibor隔夜利率數據是平穩的。

重復以上相關步驟，我們同樣可得出GDP數據的平穩性，即GDP數據的P值為0.2884，表明在10%的顯著性水平下不顯著，接受該數據是非平穩的原假設；在對其進行一階差分后，P值為-0.0914，表明在10%的顯著性水平下是顯著的，即差分后的數據是平穩的。

本文對兩個變量之間關系的闡述是在格蘭杰檢驗的基礎上進行的，在進行格蘭杰檢驗之前，需要把時間序列數據通過差分的方法將其變為平穩的。通過單位根檢驗的結果來調整GDP和Shibor隔夜利率數據，使其具有平穩性，并且我們假設兩個變量的誤差項是不相關的。

（2）格蘭杰因果檢驗。由上述的檢驗過程得出的結論，我們把GDP和Shibor隔夜利率的一階差分數據用于格蘭杰因果關系檢驗，得出結果見表2。

由表2的結果可知，在第一個零假設下，F統計量的P值為0.0002，由此可以拒絕該原假設，Shibor隔夜利率是GDP的格蘭杰原因；在第二個零假設下，F統計量的P值為0.2627，由此便接受該原假設，GDP不是Shibor隔夜利率的格蘭杰原因。

3.實證結論。通過上述兩個步驟的實證分析，GDP與Shibor隔夜利率之間的影響關系基本結論如下：（1）數據檢驗的直觀結論是：Shibor隔夜利率是GDP的Granger原因，但GDP不是Shibor隔夜利率的Granger原因。也就是說，這種影響關系存在但并不是交互的，Shibor隔夜利率變動會影響產出的變化，但產出的變化并不會影響Shibor隔夜利率的變化。（2）從經濟學原理分析，尤其是從中央銀行理論中的貨幣政策中介指標選擇理論來分析，這樣的數據實證結果同時也表明：Shibor隔夜利率作為宏觀貨幣政策的調整變量指標，由于其對GDP會產生影響而適合作為貨幣政策中介變量，并且其在顯著性水平為1%的情況下成立。即中央銀行可以通過Shibor隔夜利率這個變量對經濟的發展情況進行調整，而經濟的發展波動對Shibor隔夜利率這個變量的影響則是不顯著的。

四、研究結論與政策建議

（一）研究結論

實證分析所求證的結果同樣可以用規范經濟學方法來分析，尤其是觀察中國近幾年的金融市場化改革進展，關于“Shibor隔夜利率的作用日益重要”的判斷，是可以找到與上述實證結果相吻合或相近的實踐原因的。

1.利率市場化水平提高。之前國內大多學者研究認為，利率作為中國的貨幣政策變量為時過早，而得出這樣一個結論的依據主要是：實證檢驗發現利率與GDP無格蘭杰因果關系，或有格蘭杰因果關系，但顯著性水平較高，沒有M1或M2對GDP的影響更有效。但隨著時間的推移，之前學者的實證研究完全可能因為變量的市場內涵提高而變得與今天的經濟和金融現實脫節。本文前述所做的分析，選擇的是最新數據，當然也是最接近國家對利率管制放開程度提高的這一個時期，所以，上述所做的實證檢驗出現了與之前研究不同的結果，即Shibor隔夜利率適合作為貨幣政策中介變量，這并不證明此前的實證研究為“偽證”，而是與國家利率市場化改革進展加速、數據樣本市場內涵提高有關。盡管至今中國的利率也并未完全市場化，但是由于中央銀行逐步放寬對利率浮動區間的管制，金融機構的彈性利率機制一定程度上體現了金融對實質經濟效率的選擇效應，而這正是利率可以作為外生性變量對經濟增長產生影響，且效果會越來越顯著直至替代貨幣供給量的真正原因。

2.Shibor利率在市場化產品定價過程中得到越來越廣泛的應用。在中國，由于中央銀行在貨幣市場很少通過金融工具買賣來調控金融，所以并不像市場經濟發達國家那樣，中央銀行的貼現率對金融市場的資產交易產生直接影響，或直接作為金融資產定價依據。但是，中國的金融市場發展是有目共睹的，金融工具多元化的發展也是很快的，我國中央銀行的貼現率對金融市場的影響弱于市場經濟發達的國家，這實際上也在客觀上提高和擴大了Shibor利率在金融市場中的應用，尤其是對金融產品定價過程中的應用。比如，Shibor利率對中國債券的定價就具有指導性的作用。截至2013年5月，以Shibor利率為基準的浮息債券就占到市場發行量的18%。再如，在許多金融創新產品當中，以Shibor利率為貼現因子的情況的越來越多（利率互換、遠期利率協議等）。

（二）政策建議

對于中國來說，有一個基本的發展現實是可以肯定的，那就是經濟與金融的市場化改革是一個不可逆的發展進程。相較于市場經濟發達的國家來說，在市場化發展過程中，從利益機制充分發揮效率的基本選擇來看，單一的絕對量指標與反映支出與收益對比關系的相對量指標相比，后者更符合市場機制內涵要求。所以，對于中國貨幣政策發展或具體到中介指標選擇的討論，我們可基于以上實證提出如下建議：

1.應有意識地將Shibor拆借利率納入貨幣政策的中介指標選擇范圍。銀行間短期同業拆借利率可以充分地反映中央銀行的政策立場，它包含了充分的信息以至于我們不用十分關注其他變量。因為不同期限的利率是影響投資、消費、融資、儲蓄的決定性因素，而在各類短期利率當中，最重要的當然是靈敏度相對較高的Shi-bor隔夜利率。央行可以通過調整各國內主要金融機構的頭寸來間接控制Shibor隔夜利率，而且由于Shibor隔夜利率對其他期限利率的影響平緩有效，中央銀行只需設定好目標利率水平，就可以通過簡化操作來向外界傳遞出簡潔高效的貨幣政策信號。所以，中央銀行進一步完善貨幣政策體系的規劃應基于貨幣政策的長期適應性調整需要，有目標地考慮將Shibor隔夜利率納入貨幣政策中介指標選擇范圍。

第2篇：貨幣政策中的利率范文

關鍵詞：貨幣政策Taylor規則中介目標

引言

貨幣政策行動通過利率途徑對經濟產生影響是凱恩斯學派的觀點，關于利率作為貨幣政策中介目標以及利率對宏觀經濟影響方面，一直是國內外學者研究的熱點。

McCallum（1983）的實證研究認為利率是比貨幣總量更好的貨幣政策行為指標，因為利率吸收了貨幣總量預測能力(Litterman&Weiss,1985),Friedman&Kurrner(1992)通過VAR檢驗認為商業票據利率與三個月國庫券的利差對真實收入的預測能力不僅高于貨幣總量，而且顯著高于單獨使用其中任何一個利率。這證明了包含長短期利率信息的收益率曲線作為中介指標的重要性。隨后，Taylor（1993）提出泰勒規則，認為在各種影響物價水平和經濟增長率的因素中，真實利率是惟一能夠與物價和經濟增長保持長期穩定關系的變量。調整真實利率，應當成為貨幣當局的主要操作方式。

泰勒規則提出后，經濟學家們進行了大量的研究，部分是對實際貨幣政策進行理論概括，部分是對最優政策進行分析。Taylor（1999），McCallum(2000)采用歷史分析法分別使用美國、英國1962－1999年，日本1972－1998年經濟數據，對泰勒規則進行了檢驗，認為規則信息（rulesmessages）比目標變量更明顯依賴于指定的政策工具。Clarida,GaliandGertler（1997，2000）采用反應函數法對泰勒規則進行了檢驗，對兩類國家G3(德國，日本，美國)，E3(英國，法國，意大利)貨幣反映函數作了估計，得到在不確定情況下的通脹目標優于固定匯率目標的結論，并以此為一種手段為貨幣政策去獲得一個名義錨（Nominalanchor）。JuddandRudebusch（1998），GerlachandSchnabel（1999），Nelson（2000）將歷史分析法與反應函數法結合起來，在分析貨幣歷史數據的基礎上估算中央銀行的反應函數。這些研究涉及到美聯儲，英格蘭銀行，日本銀行，德意志聯邦銀行，以及歐洲中央銀行等主要貨幣組織。Levin,WielandandWilliams(1998)對美國數據進行仔細分析，得出聯邦基金利率一階差分對當期產出缺口、一年期平均通脹率及目標通脹率差值作出反應的規則，該規則在不確定情況下是穩健的，且一階差分規則優于Taylor（1993）規則。ChristianoandGust(1999)采用一些國家的經濟數據檢驗了泰勒規則的操作特征，得到當通脹增加時，名義利率增加大于1：1，當產出相對于趨勢變化時，利率沒有作出相應變化的結論。LawrenceBall(2000)建立了在開放經濟條件下的政策規則，通過在泰勒規則方程中添加匯率變量來決定利率，央行選擇的政策工具是利率或貨幣條件指數。GiannoniandWoodford(2002)將工資與價格粘性引入泰勒規則，并考察了新規則的穩健性。Clarida,DouglasLaxtonandPaoloPesauti(2003)建立了一個簡單IFB(Inflation-Forecast-Based)規則，它不是依據直接均衡利率估計，而是對通貨膨脹預期給予較大的權重，結果表明這種規則比通常的泰勒規則表現好。

國內學者謝平，羅雄（2002）運用歷史分析法與反應函數法首次將中國貨幣政策運用于檢驗泰勒規則，得到泰勒規則可以很好地衡量中國貨幣政策運用水平的結論，并認為利率規則值與實際值的偏離之處恰恰是政策操作滯后于經濟形勢之時，建議泰勒規則可以作為中國貨幣政策的參照尺度，用以衡量貨幣政策的松緊。

綜上，通過國內外學者的研究成果我們可以看到，利率作為貨幣政策中介目標是有理論與現實基礎的，在我國進行利率市場化改革的今天，選擇一個恰當的利率市場化下的利率規則，是中央銀行制定和實施貨幣政策的重要前提條件，這是因為央行在掌握穩定的市場化利率規則后就可以很好地估計出利率變化對總產出、貨幣供應量水平以及物價水平等宏觀經濟變量的影響大小,從而有效地實現穩健貨幣政策的目標。也正由于此，國外有大量文獻來對利率市場化下貨幣政策規則進行研究。由于我國市場化改革歷史的局限性，國內在這方面的研究相對較少。本文試圖構建適合我國未來利率市場化條件下的穩健貨幣政策規則，為國家實施有效的宏觀經濟調控提供科學依據。

關于泰勒規則

二十世紀八十年代以來，美國聯邦儲備銀行基本上接受了貨幣主義的“單一規則”，把確定貨幣供應量作為對經濟進行宏觀調控的主要手段。進入二十世紀九十年代以后，美國宏觀經濟調控領域發生的最重大事件之一，就是預算平衡案被通過。在新的財政運作框架下，聯邦政府已不再可能通過擴大開支、減少稅收等傳統財政政策刺激經濟，從而在相當程度上削弱了財政政策對經濟實施宏觀調控的作用。這樣，貨幣政策就成為政府對經濟進行調控的主要工具。面對新的局面，美聯儲決定放棄實行了十余年的以調控貨幣供應量來調控經濟運行的貨幣政策規則，而以調整實際利率作為對經濟實施宏觀調控的主要手段。這就是現在美國金融界的“泰勒規則”（TaylorRule，1993）。

Taylor（1993）認為，政策規則不一定是政策工具的固定設定或一個機械的公式，規則型行為是系統地（而不是隨機地）按照某一計劃實施貨幣政策。Taylor用一個簡單的政策規則來說明政策的制定，即一般的“泰勒規則”，其模型表達式為：

其中：是中央銀行用作工具或政策目標的短期名義利率，即在一天或一周內能夠控制的利率；是長期均衡的實際利率；是最近期通貨膨脹率的均值(預期通貨膨脹率)；是中央銀行目標通貨膨脹率；是產出缺口。Taylor于1993年對美國1985－1992年的數據進行了檢驗，指定＝2％，＝2％，而是前四季度的平均通貨膨脹率，潛在產出則由實際GDP的對數進行線性趨勢擬合，于是模型變為：

p;

他的研究發現：如果經濟實現充分就業，即產出缺口，且通貨膨脹率控制在目標值，即，則，經濟可保持在穩定且持續增長的理想狀態。如果通貨膨脹率高于美聯儲目標一個百分點，利率就應當提高1.5個百分點；如果實際產出低于潛在產出一個百分點，則利率就應該降低0.5個百分點。這種規則與聯邦貨幣政策實際操作擬合的很好。只有1987年，當美聯儲對股災做出反應時，規則值與實際值有一個較大的差距。因而，可以說美聯儲的貨幣操作是按照泰勒規則來進行的。

泰勒規則具有明確的政策含義，即聯邦基金名義利率要順應通貨膨脹率的變化，以保持實際均衡利率的穩定性。如果產出的增長率超過潛在水平，或失業率低于自然失業率，以及預期通貨膨脹率超過目標通貨膨脹率，則使實際利率偏離實際均衡利率，貨幣當局就應運用政策工具調節名義利率，使實際利率恢復到實際均衡利率。在泰勒規則的指導下，美國對其貨幣政策進行了重大的調整，實行利率平滑貨幣政策：貨幣當局以實際利率作為貨幣政策中介目標，并通過控制短期利率，使之沿同一方向逐步小幅變動，而只在經濟運行情況變化時通過稍微改變利率的方向，給市場傳達明確的政策信號，促使市場自動進行調整。

有關啟示

在金融學領域中，一般把貨幣政策的最終目標歸結為五個方面：高度就業、經濟增長、物價穩定、國際收支平衡和金融市場穩定。但是，上述幾個目標往往是有沖突的，貨幣政策不可能同時達到這幾個目標，并且，貨幣政策對這幾個目標的貢獻度是不同的。目前，在國際經濟學界已經形成了一個普遍的共識：即貨幣政策的最終目標應放在保持物價和金融市場穩定方面。貨幣政策中介目標也分五種基本類型，即：匯率目標、貨幣總量目標、利率目標、通脹目標與隱性貨幣政策目標。

一般而言，貨幣政策操作方式中的所謂“規則”，是指在貨幣政策予以實施之前，事先確定并據以操作政策工具的程序或原則，如弗里德曼主張的“單一貨幣增長率規則”；“相機抉擇”則指中央銀行在操作政策工具過程中不受任何固定程序或原則的束縛，而是依據經濟運行態勢靈活取舍，以圖實現貨幣政策目標。

第3篇：貨幣政策中的利率范文

關鍵詞：貨幣政策 taylor規則 中介目標

引言

貨幣政策行動通過利率途徑對 經濟 產生 影響 是凱恩斯學派的觀點，關于利率作為貨幣政策中介目標以及利率對宏觀經濟影響方面，一直是國內外學者研究的熱點。

mccallum（1983）的實證研究認為利率是比貨幣總量更好的貨幣政策行為指標，因為利率吸收了貨幣總量預測能力(litterman&weiss,1985), friedman & kurrner (1992)通過var檢驗認為商業票據利率與三個月國庫券的利差對真實收入的預測能力不僅高于貨幣總量，而且顯著高于單獨使用其中任何一個利率。這證明了包含長短期利率信息的收益率曲線作為中介指標的重要性。隨后，taylor（1993）提出泰勒規則，認為在各種影響物價水平和經濟增長率的因素中，真實利率是惟一能夠與物價和經濟增長保持長期穩定關系的變量。調整真實利率，應當成為貨幣當局的主要操作方式。

泰勒規則提出后，經濟學家們進行了大量的研究，部分是對實際貨幣政策進行理論概括，部分是對最優政策進行分析。taylor（1999），mccallum(2000)采用 歷史 分析法分別使用美國、英國1962－1999年，日本1972－1998年經濟數據，對泰勒規則進行了檢驗，認為規則信息（rules messages）比目標變量更明顯依賴于指定的政策工具。clarida, gali and gertler（1997，2000）采用反應函數法對泰勒規則進行了檢驗，對兩類國家g3(德國，日本，美國)，e3(英國，法國，意大利)貨幣反映函數作了估計，得到在不確定情況下的通脹目標優于固定匯率目標的結論，并以此為一種手段為貨幣政策去獲得一個名義錨（nominal anchor）。judd and rudebusch（1998），gerlach and schnabel（1999），nelson（2000）將歷史分析法與反應函數法結合起來，在分析貨幣歷史數據的基礎上估算中央銀行的反應函數。這些研究涉及到美聯儲，英格蘭銀行，日本銀行，德意志聯邦銀行，以及歐洲中央銀行等主要貨幣組織。levin ,wieland and williams(1998)對美國數據進行仔細分析，得出聯邦基金利率一階差分對當期產出缺口、一年期平均通脹率及目標通脹率差值作出反應的規則，該規則在不確定情況下是穩健的，且一階差分規則優于taylor（1993）規則。christiano and gust (1999)采用一些國家的經濟數據檢驗了泰勒規則的操作特征，得到當通脹增加時，名義利率增加大于1：1，當產出相對于趨勢變化時，利率沒有作出相應變化的結論。lawrence ball(2000)建立了在開放經濟條件下的政策規則，通過在泰勒規則方程中添加匯率變量來決定利率，央行選擇的政策工具是利率或貨幣條件指數。giannoni and woodford (2002)將工資與價格粘性引入泰勒規則，并考察了新規則的穩健性。clarida,douglas laxton and paolo pesauti (2003)建立了一個簡單ifb(inflation-forecast-based)規則，它不是依據直接均衡利率估計，而是對通貨膨脹預期給予較大的權重，結果表明這種規則比通常的泰勒規則表現好。

國內學者謝平，羅雄（2002）運用歷史分析法與反應函數法首次將

關于泰勒規則

二十世紀八十年代以來，美國聯邦儲備銀行基本上接受了貨幣主義的“單一規則” ，把確定貨幣供應量作為對 經濟 進行宏觀調控的主要手段。進入二十世紀九十年代以后，美國宏觀經濟調控領域發生的最重大事件之一，就是預算平衡案被通過。在新的財政運作框架下，聯邦政府已不再可能通過擴大開支、減少稅收等傳統財政政策刺激經濟，從而在相當程度上削弱了財政政策對經濟實施宏觀調控的作用。這樣，貨幣政策就成為政府對經濟進行調控的主要工具。面對新的局面，美聯儲決定放棄實行了十余年的以調控貨幣供應量來調控經濟運行的貨幣政策規則，而以調整實際利率作為對經濟實施宏觀調控的主要手段。這就是現在美國 金融 界的“泰勒規則”（taylor rule，1993）。

taylor（1993）認為，政策規則不一定是政策工具的固定設定或一個機械的公式，規則型行為是系統地（而不是隨機地）按照某一計劃實施貨幣政策。taylor用一個簡單的政策規則來說明政策的制定，即一般的“泰勒規則”，其模型表達式為：

其中： 是中央銀行用作工具或政策目標的短期名義利率，即在一天或一周內能夠控制的利率； 是長期均衡的實際利率； 是最近期通貨膨脹率的均值(預期通貨膨脹率)； 是中央銀行目標通貨膨脹率； 是產出缺口。taylor于1993年對美國1985－1992年的數據進行了檢驗，指定 ＝2％， ＝2％，而 是前四季度的平均通貨膨脹率，潛在產出則由實際gdp的對數進行線性趨勢擬合，于是模型變為：

他的 研究 發現：如果經濟實現充分就業，即產出缺口 ，且通貨膨脹率控制在目標值，即 ，則 ，經濟可保持在穩定且持續增長的理想狀態。如果通貨膨脹率高于美聯儲目標一個百分點，利率就應當提高1.5個百分點；如果實際產出低于潛在產出一個百分點，則利率就應該降低0.5個百分點。這種規則與聯邦貨幣政策實際操作擬合的很好。只有1987年，當美聯儲對股災做出反應時，規則值與實際值有一個較大的差距。因而，可以說美聯儲的貨幣操作是按照泰勒規則來進行的。

泰勒規則具有明確的政策含義，即聯邦基金名義利率要順應通貨膨脹率的變化，以保持實際均衡利率的穩定性。如果產出的增長率超過潛在水平，或失業率低于 自然 失業率，以及預期通貨膨脹率超過目標通貨膨脹率，則使實際利率 偏離實際均衡利率，貨幣當局就應運用政策工具調節名義利率，使實際利率恢復到實際均衡利率。在泰勒規則的指導下，美國對其貨幣政策進行了重大的調整，實行利率平滑貨幣政策：貨幣當局以實際利率作為貨幣政策中介目標，并通過控制短期利率，使之沿同一方向逐步小幅變動，而只在經濟運行情況變化時通過稍微改變利率的方向，給市場傳達明確的政策信號，促使市場自動進行調整。

有關啟示

在金融學領域中，一般把貨幣政策的最終目標歸結為五個方面：高度就業、經濟增長、物價穩定、國際收支平衡和金融市場穩定。但是，上述幾個目標往往是有沖突的，貨幣政策不可能同時達到這幾個目標，并且，貨幣政策對這幾個目標的貢獻度是不同的。 目前 ，在國際經濟學界已經形成了一個普遍的共識：即貨幣政策的最終目標應放在保持物價和金融市場穩定方面 。貨幣政策中介目標也分五種基本類型，即：匯率目標、貨幣總量目標、利率目標、通脹目標與隱性貨幣政策目標。

一般而言，貨幣政策操作方式中的所謂“規則”，是指在貨幣政策予以實施之前，事先確定并據以操作政策工具的程序或原則，如弗里德曼主張的“單一貨幣增長率規則”；“相機抉擇”則指中央銀行在操作政策工具過程中不受任何固定程序或原則的束縛，而是依據經濟運行態勢靈活取舍，以圖實現貨幣政策目標。

自從1984年 中國 人民銀行正式履行中央銀行職能以來，我國貨幣政策操作規則一直處于不斷摸索的過程中，具有濃厚的“相機抉擇”的色彩，尤其在1993年的金融體制改革之前更是如此。相機治理的貨幣政策呈“松—緊—松”的態勢，經濟運行總是處于“過冷”或“過熱”的交替之中。近年來，我國貨幣政策操作方式已經開始出現明顯變化。目前，無論是決策部門還是研究部門，都漸漸形成了“不能依靠貨幣刺激經濟增長”的觀點，主張貨幣政策操作按“規則”行事。在“九五”計劃中，中國人民銀行將貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標，按季度公布μ1和μ2的增長率，這一貨幣政策規則的運用無疑是一個很大的進步。然而，在現實運作中，以貨幣供應量為中介目標出現較多 問題 。諸如：貨幣供應量與宏觀經濟指標的相關性有所降低，貨幣供應量的可控性降低，貨幣供應量的統計不完全 等問題。面對這種情況，單一固定規則顯得過于僵化，固定規則與相機抉擇之間靈活度與可信度的沖突尤為明顯。因此，選擇正確的政策操作規則，對于宏觀調控決策者來講十分重要。根據國際金融開放的基本經驗，wto框架下會使貨幣政策中介目標發生較大變化。

筆者認為，借鑒國際經驗，既對政策工具有規則約束，又對當前或預測的經濟狀況作出反應的積極政策規則，應是中國當前的最佳選擇。就目前而言，對我們有如下啟示。第一，貨幣政策制定者應 分析 研究貨幣供應量目標是否可靠及將來可否有其他替代物的問題，旨在提高貨幣政策操作的準確性與有效性。在利率市場化之前，可仍以貨幣供應量為主要中介目標 。第二，由于加入wto后中國的資本市場將逐步開放，國內外經濟形勢日趨復雜，不確定性將大大增加，制定單一的貨幣政策目標難度很大，貨幣政策目標應該以選擇性的區間值，而不是固定性的單一值形式給出，以便應對各種可能的復雜情形。當預測表明經濟運行處于預定正常區間時，按照預先制定的正常貨幣供應政策行事；如果預測值低于其中之一，則按照預先設定的規則，實行適度松動的貨幣政策；如果預測值高于其中之一，則按照預先設定的規則，實行適度緊縮的貨幣政策。這樣既可以保持貨幣政策連續性、穩定性，避免隨意性政策造成不必要的代價，又賦予了貨幣政策一定的靈活性、應變性，避免了政策僵化可能造成的損失。第三，隨著利率市場化的推進與利率彈性的增大，中國要適時把利率作為貨幣政策中介目標。可借鑒國外運用較為成功的利率市場化下的貨幣政策規則，比如泰勒規則，根據一定時期經濟增長與其 歷史 趨勢的偏差、通貨膨脹與其目標的偏差，進行利率政策決策。但由于目前我國的利率市場化改革剛剛啟動，利率的靈活性與結構還不可能合理，實際的均衡利率難以形成，加之我國在匯率方面實行的是“有管理的浮動匯率制”，而不是“市場匯率制”，因此，在我國的現行金融體制下，貨幣政策運用難以很好地適合泰勒規則。針對我國目前進行利率市場化改革的新形勢，構建適合我國國情的、利率市場化主導的穩健貨幣政策利率規則具有重大而深遠的意義。

參考 文獻 ：

第4篇：貨幣政策中的利率范文

關鍵詞：貨幣政策利率目標區社會福利最大化

從凱恩斯主義到新古典綜合理論，人們認為利率是宏觀經濟政策的有效工具，并在實踐中進行了廣泛的運用，而貨幣學派又從新貨幣數量說的角度提出了以控制貨幣數量為目標的政策操作規則。但從目前世界主要經濟發達國家的應用來看，利率仍是主要的操作工具，這與金融市場自由化與金融創新的發展是分不開的。本文試圖從理論上對以利率目標區為貨幣政策目標的優劣加以分析，并得出相關結論。

關于貨幣政策的幾個問題

一般而言，貨幣政策的執行可以分為如下幾個層次：

依賴于通過

政策規則執行目標執行工具效果及反饋

由于貨幣傳導機制不同，就會對央行期望達到的目標與執行工具間的相關性，以及央行對執行工具在多大程度上具有控制能力提出疑問。這也是討論貨幣政策是否有效問題的關鍵。因此，本文在分析上依據如下的基本假定：如果總支出的各個部分與長期利率變動的聯系十分密切，在此假定下，影響短期利率的貨幣政策措施與總量經濟之間的聯系就取決于利率的期限結構。決定貨幣政策是否有效，是實際利率與資本邊際收益率的比較；穩態實際利率由資本邊際產出決定，從長期考查貨幣政策對實際回報率不會有影響（貨幣超中性）；控制名義利率將會顯著影響總體價格水平。

也就是說，從貨幣數量，價格水平，實際利率與產出的關系上考查，在長期中（在足夠長的觀察期內），貨幣、利率均呈現出中性的特征。因此問題就在于短期的利率水平是否影響產出、短期利率與長期利率的關系如何和以控制利率水平為目標的貨幣政策規則是否會引發價格的過度波動。

從理論上看，由于宏觀經濟政策的時滯性及信息不對稱等問題的存在，貨幣政策的操作目標與實際效果間總是存在一定的偏差。同時在政策操作上，也存在著利率與總量目標不相容的問題（見圖1,2）。這就對貨幣政策規則的制定設定了選擇范圍，即利率或是貨幣量。

圖中I代表利率，M代表貨幣量。圖1表示了以貨幣總量為目標的狀態，當央行貨幣供給水平確定在MS水平的時候，由于貨幣需求的不確定性，Md會在央行預期的Md與實際的Md1Md2之間波動，由不同貨幣需求水平決定的市場利率會在I0I1I2間波動。也就表明以貨幣供給量為目標的貨幣政策將面對不確定的利率水平。圖2表示了以利率為目標的狀態，當央行確定I0目標利率的時候，央行預期的貨幣需求位于Md的位置，而當實際貨幣需求在Md1Md2間波動時，央行為確保利率目標的實現，必會調整貨幣供給水平，使實際貨幣供給量在Ms1Ms2間波動。

視利率為目標的貨幣政策，正是由于要調整貨幣供給量而可能在維護政策規則時付出其他代價。在其中價格的過渡波動會是直接的結果，如果在利率政策規則下，由貨幣供給引發的價格波動是可以接受的，則利率規則就是可取的，否則就是不可取的。無論從短期還是長期考察，貨幣政策都能影響名義利率，依靠費雪方程式就可以將實際利率、預期通脹及名義利率聯系在一起。由于利率與總量目標的不相容性，名義利率目標與通貨膨脹目標彼此無法單獨選定，故而控制名義利率就會對總體價格水平產生顯著影響。

標準化的研究模型

yt=yc+α(pt-Et-1pt)+et

yt=α0-α1rt+ut

mt-pt=-cit+yt+vt

it=rt+(Etpt+1-pt)

式中y代表產出m代表通貨數量p代表價格水平的對數；r代表實際利率i代表名義利率；yt,yc分別代表當期產出和預期的產出。既當期產出是預期值與通脹率的函數，實際貨幣供給是產出與名義利率的函數，名義利率是通脹率與實際利率的函數。其中通貨數量（名義的貨幣供給）確定產出y，價格水平p；名義利率i由系統內生決定。

當央行實行以固定名義利率水平的目標政策時，固定it=IT，以上總供求方程式變為：

yt=yc+α(pt-Et-1pt)+et

yt=α0-α1rt+ut

It=rt+(Etpt+1-pt)

上式的明顯變化是貨幣供給方程式不再是計算內容。因為已知實際產出、價格水平和名義利率，名義貨幣水平就可以由貨幣需求公式內生的決定。問題在于央行要嚴格的控制名義利率i,由此影響消費及決策，但影響總需求的卻是預期實際利率r。這也就對利率目標區設定規則的靈活性產生了影響。

觀查上式pt-Et-1pt；Etpt+1-pt；式中的價格水平僅是一種預期誤差，或說是一種預期變動率的形式（類似費雪方程式Etpt+1-pt）。假定序列｛p*t+i｝i=0∞是一種均衡，pt-Et-1pt或Pt*就是不確定的。得出此結論意味著，P對yt及r無影響，故而僅要求預期通脹率滿足：

iT=([α0-yt+ut]/α1)+Etpt+1*-pt*

價格水平的不確定性，被認為是純粹釘住利率過程的潛在問題。即如果經濟主體不關心絕對價格水平，同時央行也不關心這一問題，那價格的上揚就是不可避免的，這與美國上世紀70年代中后期出現的情況是相符的。而事實上這是不可能的，價格水平的無限上揚是不可接受的。

以上分析的意義在于，釘住名義利率不變規則下，央行若令貨幣數量隨價格變化進行調整而令實際貨幣余額保持不變，也即通脹水平保持在一定的范圍內，利率規則就是可取的。那么余下的問題是這種狀態是否存在。

對如上問題的討論實際上提出了央行實行怎樣的貨幣供給方式，能夠在實現利率目標的前提下不出現通脹的失控。麥卡倫(1986)曾強調指出，不確定性問題與多重均衡問題有所不同，后者涉及到的情形是多個均衡的價格路徑同時與給定名義貨幣供給路徑相匹配。央行對名義、實際貨幣供給量控制的方式或說途徑就成為了問題的關鍵。貨幣供給方式的視角

以名義貨幣供給為實際操作工具

假定央行以名義貨幣供給為控制利率的操作工具，并釘住名義目標利率進行調整。

引入模型：

mt=μ0+mt-1+μ(it-iT)

其中m代表名義貨幣供給，上式的含義在于，名義貨幣供給增長率取決于名義利率偏離目標利率的程度。如果it圍繞著目標利率iT隨機的波動，則名義貨幣供給增長率為μ0。隨μ趨向于無窮，名義利率對目標利率的偏差如果會收斂，那么價格水平的確定性就可以保持。通過對上式的求解，可以得出結論mt是非穩態的，同時m的這一屬性也就導致價格水平的非穩態性質。也就是說價格水平誤差會隨著預測期的延長而加大。這就表明了，在釘住目標利率的政策規則下，以名義貨幣供給為實際操作工具的作法是不可行的。

以實際貨幣供給為實際操作工具（或說以趨勢穩定的方式進行貨幣供給）

假定央行以趨勢穩定的方式進行貨幣供給，上述模型變形為：

mt=μ＊+μ0t＋mt-1+μ(it-it)

式中隱含了平均貨幣供給增長率穩定為μ0的假定，同樣進行如上式相同的驗證過程，可以得出結果，名義利率與價格水平隨機表現為一種均衡。也就是在特定確定貨幣供給規則下，均衡的價格水平是趨勢穩定的，同時預期誤差方差并不隨預測期的延長而無上限的提高。

通過如上的分析，可以得出下述結論：在理論上貨幣政策的實施可以減少名義利率波動，同時并不引起價格水平的不確定性，既在理論上可以認為在特定貨幣供給規則條件下，目標利率貨幣政策規則是可行的；名義貨幣供給的基本表現，并不單一的取決于釘往目標利率的約束，這一目標可以通過不同的貨幣供給過程實現。

利率政策的最優性

如果盯住目標利率的政策規則是可行的，那么適當的目標利率水平又應當如何確定呢？

筆者認為這是個較為復雜的問題，以上是以央行為行為主體，依靠央行執行貨幣政策的獨立性得以實現目標利率政策規則。但如果將央行的政策執行置于同政府宏觀經濟政策相一致，或者說是兩種政策的搭配角度上來看這個問題的話，可能就會出現其他結果。

政府的目標函數決定了他的政策取向，也就決定了其宏觀經濟政策的取向。這樣一種自然福利標準的設定是相當困難的。脫離現實的宏觀經濟狀況，單純的用理論模型來解釋是不可取的。政府面對的宏觀經濟現況可能會比任何現有的經濟模型所解釋的情況都復雜。故而以目標利率為貨幣政策規則的設定必定與政府宏觀經濟政策取向是大體一致的。從理論方面對這個問題的研究，有的使用了一般均衡、代表人模型（卡爾斯托姆19951997）。其借用了預付現金模型，假定消費者資金必須從名義貨幣余額中籌措，此時正的名義利率表明對消費開征了一項隱性稅收，這就影響到家庭在現金商品與信用間的選擇。在模型中引入一期價格粘性可得出結論，固定名義利率會消除資本積累的扭曲，利率釘住帕累托優于固定的貨幣規則，而且對于任何都存在某種貨幣增長過程，類似于可變價格模型中的實際均衡狀況。即可以在外生名義貨幣供給過程下決定價格水平與名義利率。這實際上與上文中的研究結論是一致的，都論證了利率目標區貨幣政策規則的最優性與可行性。

當然，尚未解決的問題還是存在的。設定何種利率及利率水平依然是個沒有得到解決的問題。同時關于短期利率與產出，長期利率與產出，短期利率與長期利率間的關系；價格水平與利率的相關程度或說通脹水平與利率的相關程度有多大等在理論上也未達到統一。放棄在本文第二部份中標準化的研究模型，分別在封閉及開放環境中及受到外部沖擊條件下進行討論，利率目標區貨幣政策規則是否是最優政策選擇的結論可能是不一致的。

第5篇：貨幣政策中的利率范文

一、問題的提出

根據Krugman（1979）的三元悖論理論，一國不可能同時保持固定匯率、資本完全流動以及貨幣政策獨立，即在資本開放條件下，一國不可能同時維持固定匯率制和保持獨立的貨幣政策。我國2005年以來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。但是為了維持經濟的穩定發展，匯率的浮動區間范圍一直很小。雖然我國一直實行嚴格的資本管制，但是一直存在資本通過非法渠道如地下錢莊等進行流動的問題，通過近年來熱錢的規模就可見一斑。同時，2008年國際金融危機爆發以來我國加快了人民幣國際化的進程，而人民幣國際化的前提條件就是實現資本項目下的可自由兌換。

自2001年加入WTO以來，我國的外匯儲備迅速增長，直至2006年2月，我國外匯儲備已達到8536.72億美元，超過日本躍居世界第一位，截至2011年9月我國外匯儲備已經達到32016.83億美元。為維持匯率的穩定，中央銀行不得不通過發行本幣來購買外匯，導致外匯占款比重越來越高。為了緩解由此增加的流動性過剩風險和人民幣升值壓力，中央銀行同時采取了大規模的貨幣沖銷措施，對于這些沖銷措施所起的作用值得研究。

因此，通過以上討論可知，有必要對我國在開放經濟中的貨幣政策進行研究。二、研究方法與數據說明

（一）研究方法

貨幣政策目標不同導致對貨幣政策的效果得出不同的結論。根據我國的實際情況，1995年通過的《中國人民銀行法》確立了我國的貨幣政策目標為“保持貨幣幣值的穩定，并以此促進經濟增長”，2003年修訂的《中華人民共和國中國人民銀行法》繼續明確了這一貨幣政策目標。因此我國貨幣政策的最終目標是幣值穩定和真實經濟增長，判斷貨幣政策的有效性也應該從這兩方面進行。在這里選取物價穩定和經濟增長作為貨幣政策的目標。物價穩定用居民消費價格指數CPI表示，經濟增長用實際國內生產總值GDP來表示。

從1984年起，中國人民銀行集中履行中央銀行職能，集中統一的計劃管理體制逐步轉變為以國家調控為主的宏觀管理體制。間接的貨幣政策工具開始使用，自1994年開始，中國人民銀行把基礎貨幣和貨幣供應量作為監測目標1996年正式確定M1為貨幣政策中介目標，M0和M2為觀測目標（夏斌、廖強，2001）。但同時中央銀行規定了金融機構存貸款基準利率。由此可見中國貨幣政策工具實際上有兩個：貨幣數量和利率。因此選取M0、M1、M2和利率對物價水平和產出的影響來衡量貨幣政策的有效性。

對于開放經濟體，外部沖擊對一國貨幣政策的影響主要表現為國內和世界利率水平之差以及匯率的變動情況。利率的影響路徑為：本國中央銀行針對本國經濟周期提高或降低利率時，會出現和世界利率水平存在偏差的情況，誘導資本流入或流出，造成外匯儲備增加或減少，本國貨幣供給增加或減少，即出現貨幣供給與利率同方向變動的現象，違背了中央銀行提高利率收緊銀根、降低利率放松銀根，使利率與貨幣供給反方向變動的初衷，使得貨幣政策目標難以實現。而匯率的影響機理為：匯率的變動影響進出口變動，經常項目收支發生變化，同時由于匯率的變化，國際游資會根據匯率變化的預期進行投機活動，表現為大量的熱錢流入或流出本國，造成資本項目下收支的變化，進而影響貨幣供給的變化。自2005年匯改以來，國際游資預期人民幣升值，大量的熱錢通過合法或非法的途徑涌入我國，造成我國經常項目和資本項目的雙順差。而無論是利率還是匯率都是通過外匯儲備來影響一國的貨幣投放量，進而影響貨幣政策的有效性。就我國而言，由于一直堅持出口導向型發展模式，經過改革開放30多年的發展，已經積累了巨額的外匯儲備，為了維持匯率穩定，中央銀行不得不通過增發本幣吸收外匯，因此外匯占款已經成為影響我國基礎貨幣投放量的重要因素。

根據以上分析，在開放經濟條件下可以從外匯儲備和利率兩方面來看我國貨幣政策的有效性。可以根據外匯儲備變動是否是貨幣數量變動的決定性因素來判斷貨幣政策的有效性。從利率角度來看，如果央行針對本國經濟周期提高或降低利率時，將誘導資本流入或流出，造成外匯儲備增加或減少，導致本國貨幣供給增加或減少，即出現貨幣供給與利率同方向變動的現象，從而違背了央行提高利率收緊銀根或降低利率放松銀根，使利率與貨幣供給反方向變動的初衷，使得貨幣政策目標難以實現。因此如果能發現利率變動帶來各層次貨幣數量同向變動，可以認為這是喪失貨幣政策自主性的跡象。

因此可以從以下兩個方面來研究中國貨幣政策的自主性：1.從外部沖擊來看，對外匯儲備變動與各層次貨幣數量變動做基于VAR模型的格蘭杰因果檢驗，以判斷兩者之間的因果關系；2.從內部機制來看，分別對物價、貨幣數量和利率以及經濟增長、貨幣數量和利率進行基于VAR的Johansen協整檢驗來分析貨幣數量是否是內生變量、利率變動是否導致貨幣數量同向變動。

（二）數據說明

從我國貨幣政策實踐來看，1998年以前貨幣政策調控是以控制信貸規模的方式進行。1998年，我國改革了貨幣政策調控方式，取消對商業銀行信貸規模的直接控制，實行資產負債比例管理，宣布以貨幣供應量為唯一的中介目標，并于當年5月恢復公開市場操作，這些舉措標志著我國貨幣調控由直接方式向間接方式的轉變（閆力、劉克宮等，2009）。而2001年末我國加入WTO，從此我國的對外貿易飛速發展，積累了巨額的外匯儲備。因此，數據選取從2002年1月到2011年9月的月度數據。用CPI作為物價的替代變量，由于我國目前還沒有GDP的月度數據，選用社會消費品零售總額（SRG，以下以S表示）作為GDP的替代變量，并以2002年1月的物價指數作為定基指數，得到實際社會消費品零售總額（RS）。由于利率有很多種，這里選用能夠代表政策變動的中國人民銀行規定的金融機構貸款基準利率（i），流通中的現金、基礎貨幣和準貨幣分別用M0、M1、M2表示。其中外匯儲備R、M0、M1、M2來自中國人民銀行，并將R換算成人民幣，S、CPI來自國研網。除利率外，對所有數據取對數，以消除異方差的影響。由于選用的是月度數據，因此對數據用X11乘法模型進行季節調整，以消除季節因素的影響。

三、實證檢驗

（一）平穩性檢驗

為了避免在檢驗中出現虛假回歸，本文首先對所有變量進行滯后8階的ADF單位根檢驗，以確保數據的平穩性， 檢驗結果如表1：

（二）外匯儲備和貨幣數量變動的格蘭杰因果檢驗

從圖1可以看出lnR和M0、M1、M2呈線性關系，如果直接用OLS方法回歸分析會出現虛假回歸的問題。因為中國中央銀行通常采取“適應性”貨幣政策，貨幣數量一直是伴隨國民收入上升而上升的，而對外貿易的經常項目和資本項目的雙順差導致的外匯儲備增加也是與中國經濟持續增長有關。當兩個變量（貨幣數量、外匯儲備）同時與第三個變量（國民收入）相關時，這兩個變量的最小二乘法回歸就會出現偽回歸現象。而由單位根檢驗結果可知外匯儲備和貨幣數量都是一階單整的，因此可以做格蘭杰因果檢驗，以判斷外匯儲備和貨幣數量變動的關系。

在對其進行格蘭杰因果檢驗之前，一定要對其進行協整檢驗。由于是兩變量的協整檢驗，因此選用EG檢驗法。協整檢驗結果如表2所示：

表2 外匯儲備和貨幣數量的EG協整檢驗

變量12EG統計量120.05AEG臨界值12結論12lnM0和lnR12-12.5014812-3.39026597412存在協整關系12lnM1和lnR12-5.57797712-3.39026597412存在協整關系12lnM2和lnR12-7.83244212-3.39026597412存在協整關系由表2的檢驗結果可知，外匯儲備和貨幣數量變動之間存在協整關系，可以進行格蘭杰因果檢驗，以判斷二者的長期關系，檢驗結果如表3所示：

雖然自2005年7月匯改開始，我國實行有管理的浮動匯率制，但為確保我國經濟平穩較快發展，我國中央銀行一直在干預外匯市場。當外匯儲備增加時，中央銀行就要發行等量的本幣，降低本幣升值的壓力。因此，外匯儲備的增加必然會導致本幣數量的增加。但是為了避免由于過多發行本幣造成流動性過剩，給實體經濟造成沖擊，中央銀行會進行反向操作，以回籠貨幣，如公開市場和提高法定存款準備金等操作，一直是我國中央銀行的重要貨幣政策工具。近些年，我國中央銀行通過大量發行國庫券、發售商業票據等操作，有效回籠了貨幣，因此，從檢驗結果可知，我國的貨幣政策應對外匯儲備增加的沖擊是有效的。

（三）貨幣數量和利率的格蘭杰因果檢驗

EG協整檢驗結果如表4：

由表4可知，貨幣數量和利率之間存在協整關系。由協整方程可知，利率和貨幣數量正相關，并且全部通過了t檢驗，說明我國貨幣政策中的利率工具受到了挑戰，影響到了我國的貨幣政策的獨立性。近些年，隨著人民幣升值預期的升溫，熱錢不斷涌入國內。雖然我國實行嚴格的資本管制，但是以合法外衣和非法途徑流入國內的熱錢數量不斷增加，因此，利率的提高會繼續吸引大批熱錢流入國內，造成中央銀行的貨幣政策失效。

（四）物價、貨幣數量和利率以及經濟增長的Johansen協整檢驗

由于EG協整檢驗只適合兩變量，因此這里對RS、CPI、M0、M1、M2、i做Johansen協整檢驗，以判斷這些變量之間的長期關系，最大滯后階數按照AIC準則確定。由表5的檢驗結果可知，經濟增長、貨幣數量和利率三者之間的長期穩定均衡關系中，貨幣數量和實際產出呈正相關關系，而利率和產出的關系不穩定，在M0的關系式中呈負相關關系，而在M1的關系式中呈正相關關系。物價、貨幣數量和利率三者之間的長期穩定均衡關系中，貨幣數量和利率均同物價的變動呈正相關關系，說明貨幣的增加以及利率的提高都會導致物價的上升。

第6篇：貨幣政策中的利率范文

假設模型中存在的經濟主體有家庭、生產部門、政府和中央銀行。其中，生產部門包括中間品生產部門、最終品生產部門。家庭提供勞動，將剩余收入按固定利率存入商業銀行，獲得工資、利息和轉移利潤用于消費；中間品企業部門處于壟斷競爭市場，雇傭勞動和向資本生產中間產品；最終品廠商處于完全競爭中，將中間品合成最終品出售。政府和銀行構成廣義政府，實施貨幣政策。

（一）家庭行為假定市場上存在大量無差異家庭，家庭需要消費、貨幣、休閑來滿足其需求。參考Ireland（2003），代表性家庭的效用函數為MIU形式，預期效用貼現如式（1）所示。方程（2）為家庭部門居民預算約束條件，方程（3）為資本轉移方程。其中，式（4）表示勞動供給式，該式表明，當期消費受實際工資的影響，提高實際工資可以增加當期消費。式（5）為家庭問題的跨期一階條件，它反映了家庭在當前消費和未來消費之間的選擇，表明在通脹穩定的情況下，期末名義存款利率上升會抑制當期消費，增加未來消費。由此可以認為，現階段中國居民消費比例相對較低而投資比例相對過高的主要原因可能是：較低的期末名義存款利率抑制居民的當期消費，較高的資本回報率抑制當期居民消費、提高居民投資水平。對式（6）可以做類似理解。式（7）為居民的貨幣需求方程，表明在利率不變的情況下，若要增加消費，則需要增加貨幣需求量。

（二）企業部門最優行為這里引入一個在中間產品領域存在壟斷競爭的基本模型。Blanchard和Kiyotak（i1987）、Ball和Rome（r1991）、Ireland（2003）也曾運用這種模型。（2）中間產品企業行為。假定中間投入產品的生產是壟斷競爭的，壟斷競爭的中間投入品生產企業生產有差別的中間投入品，它們有同樣的生產技術。以上兩個方程表示中間品企業需要的資本和勞動力。由于中間產品生產是壟斷競爭的，壟斷競爭的企業有一定的產品定價能力，這樣就可能產生價格粘性。引入新凱恩斯主義的名義價格粘性，假定中間產品企業定價方式為Calvo（1983）的交錯定價形式，在每一期，只有1-ρ比例的企業可以最優化價格。

（三）政府和中央銀行行為1.數量型工具。參考金中夏等（2013），中央銀行利用名義貨幣增速作為貨幣政策執行工具，方程（18）和（19）表示了貨幣政策的執行過程。方程（18）表示期末名義貨幣余額、期初名義貨幣余額和名義貨幣增量之間的關系，方程（19）是央行名義貨幣增量決定方程，由方程（19）可知，中央銀行名義貨幣增量取決于穩態貨幣增長速度、貨幣增速偏差eut和期初名義貨幣余額Mt-1。貨幣增速偏差服從一階向量自回歸AR（1）過程。2.價格型工具。目前中國的利率體系既包括管制利率（如存貸款利率），也包括市場化利率（如銀行間同業拆借和回購利率）。相比而言，管制利率對實體經濟活動和金融資產的影響較大一些（張屹山、張代強，2007），而中央銀行的利率調整是以一年期存款利率為基礎，因此選用一年期存款利率代表價格型工具，這與理論模型也保持了一致。

二、參數的估計與檢驗

本文模型中的參數分為兩類：一類為反映模型穩態特性的參數，另一類為刻畫模型動態特征的參數。前者主要采取校準的方法來估計，后者主要采取貝葉斯估計。

（一）數據的選取和初步處理由于本文包含消費者沖擊、貨幣偏好沖擊、技術沖擊和貨幣政策沖擊，為了避免估計過程中的“奇異性”問題，并考慮數據的可得性，本部分選取國內生產總值、社會消費品零售總額、貨幣供應量M2、一年期銀行存款利率分別作為模型中產出、消費、貨幣需求和利率的替代變量，通貨膨脹是以環比的居民消費價格指數CPI作為價格的替代變量計算得到。1995年，中國人民銀行才開始在國務院領導下執行獨立的貨幣政策，因此，數據分析區間是1996年第1季度到2014年第3季度。選用國家統計局公布的居民消費者價格指數CPI表征中國的通貨膨脹率，國家統計局于2001年開始公布月度CPI環比，結合月度CPI同比，計算得到1995~2000年的月度CPI環比，在此基礎上將同一季度內三個月的CPI環比值連乘求得季度環比序列和以1995年第1季度為基期的CPI定基比序列。用該定基比序列表征季度GDP平減指數，實際產出為GDP的季度名義值除以上述CPI定基比序列。宏觀經濟變量的數據來源于國家統計局網站和中國人民銀行網站。數據處理過程：首先利用定基比通貨膨脹率序列計算得到實際的產出；然后對各時間序列進行季節性調整和HP濾波處理，從而得到各宏觀經濟變量波動部分的時間序列。

（二）參數校準穩態通脹和名義利率為樣本期內的平均值。綜合已有學者的研究成果，雖然對彈性系數的估計結果各不相同，但是其估計出的資本產出彈性一般都在0.5~0.8之間，而多數估計是在0.6~0.7之間，本文取0.6。物質資本折舊率的年度值大多設定為10%，對應的季度值為2.5%。大多數國內外文獻將mc取值為0.91，國內學者基本做此設定，如劉斌（2008）、王彬（2010）等。φ為閑暇與消費的替代系數，設定為1，價格前向性概率ζ為0.25，樣本數據中除去實際GDP增長率的M0增長率平均值為2.5％，因此設定為0.025（見表1）。

（三）貨幣政策規則參數的估計1.數量型貨幣政策規則參數的估計。采用貝葉斯方法估計上述線性DSGE模型的參數，該方法提供了觀測數據的全部信息，結合似然函數和模型參數的先驗分布形成后驗分布密度函數，采用蒙特卡洛馬爾科夫鏈（MCMC）抽樣方法加以最優化。利用貝葉斯法估計時，考慮到分布的一般性和參數的經濟含義，對位于（0，1）的參數設定為Beta分布，對位于（0，∞）的參數設定為Gamma分布。同現有文獻一樣，將外生沖擊標準差的先驗分布定為逆伽瑪分布（inv-Gamma），通過不斷估計嘗試獲取先驗均值與標準差，確保參數在統計上的顯著性，根據其他作者的相關研究取先驗均值與標準差。采用貝葉斯方法估計數量型貨幣政策規則的有關參數時，考慮到模型存在技術沖擊和貨幣供給沖擊，選用對應的數據產出和實際貨幣余額進行估計。估計結果如表2，對估計結果的檢驗見圖1。多變量診斷統計量主要包括各估計變量對應的一階矩、二階矩和三階矩。從圖1看，隨著模擬次數的增加，圖上兩條線重合，表明估計的結果是穩健的，因為隨著模擬次數的增加，度量指標相對穩定。2.價格型貨幣政策的參數估計。采用貝葉斯方法估計價格型貨幣政策規則的有關參數時，考慮到模型存在技術沖擊和利率沖擊，選用對應的數據產出和存款利率進行估計，估計結果如表3所示。估計結果表明，通脹率對利率的調整系數小于1，這是一種不穩定的貨幣政策規則。同理也可以對以上估計結果進行收斂性檢驗，檢驗結果見圖2，表明估計結果具有穩健性。

三、利率市場化對兩種貨幣政策的影響

通貨膨脹與產出是中央銀行進行貨幣政策調控的最終目標。從脈沖響應以及居民福利損失分析利率市場化對數量型和價格型貨幣政策調控影響。

（一）貨幣政策脈沖響應分析貨幣政策調整的沖擊效應包括影響程度和作用時間兩個部分。政策的影響程度方面，需要回答的是在哪種貨幣政策工具調控下貨幣政策調整能對產出和通脹波動產生最大的影響。在經濟的起伏波動中，一種合意的貨幣政策工具往往能通過自身的松緊變換最大程度地燙平波動。對于貨幣政策的作用時間而言，自然是越短越好。因此，從貨幣政策調整的沖擊效應看，合意的貨幣政策工具往往能夠在最短時間內發揮最大的政策效應。圖3為當長期穩態利率為1.035、1.07和1.105時，兩種貨幣政策規則下產出和通脹對一個百分點貨幣政策沖擊的脈沖響應。由圖3可以看出，隨著均衡利率的上升，數量型和價格型政策調控產出的初始效應都在減小，利率市場化減弱了貨幣政策調控產出的能力。從縱軸數值比較可看出，各種均衡利率下使用數量型貨幣政策能夠更有效地調控產出波動。圖4表明，隨著均衡利率的上升，數量型政策對通脹的調控初始效應逐漸減小，而價格型政策對通脹的調控效應增大。說明利率市場化減弱了數量型調控通脹的能力，但增強了價格型貨幣政策調控通脹的能力。通過以上脈沖分析可以總結得出：利率市場化進程中均衡利率上升減弱了貨幣政策調控產出的能力，減弱了數量型調控通脹的能力，但增強了價格型貨幣政策調控通脹的能力。縱軸比較還發現，當前利率下，數量型調控效果仍優于價格型。

（二）社會福利損失分析Woodford（2003）證明了中央銀行損失函數的多期表達式與社會福利目標函數的一致性，即在二階近似的范圍內損失函數最小化也是社會福利目標函數最大化。貨幣當局制定貨幣政策時必須具有前瞻性，考慮當期貨幣政策對目標變量未來的影響。通常政策目標用預期的跨時損失函數表示，因此福利標準是基于下面的跨時損失函數。其中，諄為折現因子，λ>0刻畫了中央銀行對產出的相對關注程度，n為時間范圍，多數情況下取∞，本文設定其最大值為40，即銀行最多考慮10年內的政策效應。與前面脈沖響應圖的時間范圍一致，假定中央銀行與家庭有相同的時間偏好，即諄=β=π/R，λ分為（0，1），1，（1，∞）等三個區間，分別取值為λ=0.5，λ=1，λ=2進行分析。本文中非貨幣政策沖擊為技術沖擊，分析技術沖擊引起的社會福利損失。表4顯示，隨著穩態利率的上升，無論是數量型還是價格型貨幣政策，技術沖擊造成的社會福利損失影響較小。相對于數量型貨幣政策，使用價格型的貨幣政策調控經濟時社會福利損失較小。

（三）參數的敏感性測試初始校準值中π，R軍，，β=π/R軍均是基于樣本期內的平均數計算得到，無須進行敏感性測試。其他參數均借鑒李浩等（2007）進行參數敏感性測試，假定上述參數在本文校準值的（-5%，5%）區間內變化，分析這種變動對模型模擬的產出和通脹標準差的影響（見表5）。表5中，數量型和價格型對保持價格粘性的參數ρ較敏感，對其余參數不敏感。數量型下當ρ由0.8075增大到0.8925，產出標準差由0.0643增大到0.1058，通脹標準差由0.0117減小到0.0080；價格型下當ρ由0.8075增大到0.8925，產出標準差由0.0223減小到0.0212，通脹標準差由0.0121減小到0.0047，說明當價格的黏性提高時，通脹的波動減小。上述分析顯示，數量型工具調控下產出和通脹的標準差對參數變動均存在一定程度的敏感度，且產出和通脹標準差對不同參數的敏感度有顯著差異，說明價格型調控受經濟結構性參數的影響較小，較為穩定性。數量型工具的調控易受經濟結構參數變動的干擾，其調控效率降低。因此，從參數敏感性角度看，中央銀行采用價格型貨幣政策工具也優于數量型貨幣政策工具。其他均衡利率下進行敏感性分析仍然得到相似的結論。

四、結論

第7篇：貨幣政策中的利率范文

    1993年,泰勒提出著名的“泰勒規則”。

    l、泰勒規則的含義

    泰勒規則可以簡單的描述為:

    it,=∏i+r+h(∏i-∏*+gyyt(1)

    其中,it:名義利率;∏t:當前預期通貨膨脹率;r.真實均衡利率,即經濟處于潛在增長率和自然失業率狀態下的利率;∏*:目標通脹率;yi:GDP缺口,即當前實際GDP偏離潛在GDP的比率;h、gy為協整系數。

    泰勒規則的政策含義為:真實利率是唯一能夠與物價和經濟增長保持長期穩定關系的變量,認為央行在制定政策時應將利率水平保持中性,其對經濟既不起刺激作用也不起抑制作用。具體含義為:①經濟中影響名義利率的因素,除了當前預期通貨膨脹率(∏t)以及真實均衡利率(r)外,還受預期通貨膨脹率與目標通貨膨脹率之間差額(∏t-∏*),以及GDP缺口(yt)的影響,如果∏t-∏*=O,y=0則it-∏t=r,即經濟處于穩定增長的理想狀態;②上述各因素中如果任意一個因素發生了變化,那么貨幣當局就應運用各種政策工具,如:公開市場操作;變動貼現,來調節名義利率使實際利率等于均衡利率r。

    泰勒規則表達式中各變量之間的關系不是像(1)式中那么簡單的線性關系。它們之間的關系為:

    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代表的意義同上,μt、et為相關系數和均值均為零的隨機變量,β、α大于零,gn、gy、go為政策性變量系數,其中gn、gy大于零。

    運用計量經濟學對以上三個式子進行分析,可以得到gn>1時,貨幣當局運用各種政策工具會使得經濟達到均衡狀態,gn>1被稱為“泰勒條件”。

    2、對泰勒規則的評價

    泰勒規則主張貨幣政策規則對經濟的影響保持中性的原則,將相機抉擇和規則性有機結合,以相機抉擇增加貨幣政策的靈活性,對經濟進行微調;以規則性確保貨幣政策的連續性,有利于公眾形成合理的預期。泰勒規則在具有以上優點的同時,也存在以下幾點缺陷:

    (1)、對于GDP缺口(yt)的確定問題。目前有關于GDP缺口的計算甚至概念方面,在理論界還沒有形成統一,總的來說估計GDP缺口只要有兩類方法:第一類是生產函數法;第二類是對實際產出的時間序列進行估計,每一類方法,在具體的數據選取方面又存在不同。因此,由于對GDP缺口估計方法的不統一,使得(1)式中的計算數據發生變化,在具體實施貨幣政策規則時對采用什么貨幣政策手段極其幅度將會產生不確定性影響,進而影響貨幣政策規則的實施效果。

    (2)、預期通脹率(∏t)估算的局限性問題。由于預期通貨膨脹率是一個主觀變量,不可能直接得到,在實踐中必須使用變量。泰勒以前四季度的平均通貨膨脹率來表示預期通貨膨脹率。這與預期通貨膨脹率的概念或多或少存在差別,如果經濟發生戰爭等不確定性因素將會對預期通貨膨脹產生不確定的影響,貨幣當局將處于被動的地位。

    二、泰勒規則在美國的實踐

    1993年7月,前任美聯儲主席格林斯潘宣布放棄以貨幣供給量為中介目標的貨幣政策規則,而以調整實際利率作為對經濟實施宏觀調控的主要手段,即泰勒規則。根據美國的實際情況,泰勒通過研究美國歷年的貨幣政策,認為在美國、均為O.5,實際均衡利率和目標通脹率均為2%,即:

    it=∏t+2+0.5(t∏t-∏*)+O 5yt

    自從實施泰勒規則以來,美聯儲不斷調節名義利率使經濟處于穩定增長狀態。

    表一:1993年以來,美國調整利率的幅度及利率值

    表一:1993年以來,美國調整利率的幅度及利率值

    從表一中我們可以看到,從1994年到2006年,美國調整名義利率的情況。美國不斷調整名義利率是為了調控美國經濟。從1994年2月到1995年2月,美國上調利率7次,目的是為了防止經濟過快發展而引發通貨膨脹;在1996年下調0.25%,適當加快經濟增長速度;1997年至1998年間,為了避免亞洲金融危機,美國下調利率3次;同樣為了防止經濟過熱而引發通貨膨脹,在1997年3月至2000年5月上調利率7次;2001年1月至2003年6月,美國下調利率13次,眾所周知,在這期間由于“9.11”事件的影響美國經濟處于低迷,貨幣當局希望通過下調利率促進經濟增長;近幾年來,美國經濟有所增長,截止到2006年4月9日,美國第15次加息,而且還有繼續加息的預期。

    美國運用泰勒規則調控經濟取得了良好的效果,20世紀90年代以來,美國實現了高經濟增長率、低通貨膨脹率和低失業率并存的良好發展。

    1999年,泰勒在理論上對泰勒規則從1879年到1997年的有關數據進行了分析,得到一下結果:

    由上表可以看出,在前三個時期,泰勒規則與聯儲貨幣政策操作所得的各項指標差別較大,R2均在0.8以下,而在1987-1997年間,是極為吻合的,R2達到0.83。同時gn為1.533>1,符合“泰勒條件”,說明在這一時期,泰勒規則的實施是有效的。

    三、目前在我國使用泰勒規則所要解決的問題

    通過分析“泰勒規則”的含義及其在美國的實踐,筆者認為泰勒規則可以在提高我國貨幣政策的基礎上縮短政策時滯,同時為我國貨幣政策提供了一個參考尺度。然而,立即實施泰勒規則也是不現實的。目前,要在中國實行“泰勒規則”并取得良好的效果,除了要解決如何確定GDP缺口及與其通貨膨脹率的估測問題之外,還要解決以下問題:

    第一、名義利率的選取問題

    美國使用聯邦基金利率作為名義利率。聯邦基金利率是美國的基準利率。所謂基準利率是指:資金市場上公認的具有普遍參考價值的利率,在金融市場上可以根據該利率的水平制定其他金融產品的價格。我國是一個以利率管制為主的國家,除了同業拆借利率、債券回購利率、票據貼現市場利率和民間借貸利率屬于市場利率外,其他的都屬于管理利率。在沒有基準利率的情況下,名義利率的選取替代利率。謝平、羅雄(2002),楊英杰(2002)在對泰勒規則與中國貨幣政策的實證研究中,均采用同業拆借作為利率。

    第二、有關貨幣政策中性的問題

    貨幣政策中性是指使得貨幣政策對經濟既不起促進作用,也不起抑制作用。1995年頒布的《中國人民銀行法》規定:“貨幣政策的目標是保持貨幣幣值穩定,并以此促進經濟增長”。從字面含義上看,我國貨幣政策似乎是中性的。但實際上,我國的貨幣政策卻將刺激經濟增長作為貨幣政策目標之一。

    貨幣政策中性理論最早由貨幣主義學派和理性預期學派提出。弗里德曼認為利率等名義變量不會影響實際產出;盧卡斯認為公眾有理性預期,會使得貨幣當局對經濟的刺激作用大打折扣。在實踐中,二戰后,主要西方主義國家信奉凱恩斯主義,最終陷入“滯脹”困境,紛紛轉而實行“中性”貨幣政策。只有德國一直將穩定幣值作為貨幣政策目標,其經濟一直處于穩定發展的理想狀態。

    考察國外貨幣政策中性理論的發展,以及其政策效果筆者認為中性的貨幣政策符合長遠發展的要求。

    第三、對泰勒規則的檢驗問題

第8篇：貨幣政策中的利率范文

【關鍵詞】電子貨幣 貨幣政策中介指標 貨幣政策工具 對策建議

從貨幣的發展歷史來看，貨幣先后經歷了實物貨幣、金融貨幣、紙幣、電子貨幣等不同的發展階段。隨著信息技術、計算機網絡技術的發展，金融創新層出不窮，全球經濟金融一體化發展趨勢勢不可當，貨幣形態演變的速度明顯加快，各種各樣的電子貨幣應運而生，人類社會正經歷著從紙幣向電子貨幣過渡的關鍵時期。雖然目前電子貨幣只具有有限法償地位，尚無獨立信用創造能力，但是隨著電子貨幣在虛擬空間中的廣泛應用，網絡空間經濟活動將會進一步發展，這反過來會加深人們對電子貨幣的信任程度，從而加速電子貨幣對傳統通貨的取代，并且促使其逐步脫離與實體貨幣的關系。一旦電子貨幣完全取代了一般的通貨，由于其發行和流通不需要任何載體，這時的貨幣將變成只是一個抽象的計價單位，不再是我們現在常說的固定充當一般等價物的特殊商品。

雖然這種以嶄新技術支撐的貨幣形式將改變人們的生活方式和支付習慣，但與此同時，電子貨幣的發展必將對傳統的貨幣金融理論提出挑戰，也給央行的貨幣體系帶來了全方位的影響。因此，探討電子貨幣對我國貨幣調控政策的影響，可以為中央銀行在制定和實施貨幣政策時提供科學合理的理論依據，有助于中央銀行運用合理的貨幣政策工具，影響貨幣政策中介指標以實現最終的政策目標。

一 電子貨幣對貨幣政策中介目標的影響

在國際上，對于電子貨幣比較權威的定義是巴塞爾委員會1998年的，即電子貨幣是指在零售支付機制中，通過銷售終端不同的電子設備之間，以及在公開網絡上執行支付的“儲值”和“預付支付機制”。所謂“儲值”是指保存在物理介質（硬件或卡介質）中可用來支付的價值，如智能卡、多功能信用卡等。而“預付支付機制”則是指存在于特定軟件或網絡中的一組可以傳輸并可用于支付的電子數據，通常被稱作“數字現金”。

貨幣政策目標有最終目標和中介目標之分。貨幣政策目標選擇與社會經濟發展和經濟所面臨的主要問題有關。物價穩定、充分就業、經濟增長與國際收支平衡作為貨幣政策的最終目標，長期以來已經為各國所接受。而貨幣政策中介目標是連接貨幣政策與貨幣政策最終目標的橋梁，也是機構和公眾預期設定的“名義錨”，幫助公眾了解決策者的意圖和政策優先性。總體來說，中介指標分為數量指標和價格指標兩類。其中數量指標主要包括貨幣量、信貸量，以及各種定義的國民收入等；價格指標主要包括各種利率、匯率、匯率價差和利率價差等。本文主要分析電子貨幣對利率及貨幣供應量的影響。

1．電子貨幣對利率的影響

利率是指借貸期滿的利息總額與貸出本金總額的比率。新劍橋學派的“可貸資金利率”認為，利率是借貸資金的價格，在投資和儲蓄這對實際因素保持不變的情況下，利率的變動取決于可貸資金的供求狀況。當貨幣供給小于貨幣需求時，利率上升必將使貨幣資本向借貸市場大量流動，而貨幣流通速度的加快必然會對利率的上升幅度和上升期限有所限制，使得利率上漲額不至于太高，上漲期限也較傳統貨幣大為縮短。反之亦然。所以，在電子貨幣大幅流動的情況下，貨幣流通速度加快，貨幣的供求狀況能更快地達到均衡水平，這也使利率的變化幅度變得更小，浮動期限更短。

隨著電子貨幣的出現，一方面，電子結算技術的運用使得人們進行資產轉換的交易成本降低，獲取現金的方式變得直接、便捷，而且電子貨幣的運用會增加了人們對提取現金方便程度的預期（如可隨時通過ATM取款，不必考慮在銀行排隊等待的問題），這也會減少居民的貨幣需求余額。另一方面，由于電子貨幣沒有獨立的信用創造能力，這使得居民對電子貨幣的需求處于不穩定的狀態。因此這兩方面的因素會導致利率的波動。而利率的微小波動又會引致人們對未來經濟預期的變更，從而導致貨幣需求的較大波動。這樣金融當局在利用貨幣政策工具通過影響利率而實施貨幣政策時，會由于之前所述的反作用而使利率的傳導作用減弱。

2．電子貨幣對貨幣供應量的影響

貨幣供應量是指在某一時點上（如年終）一國流通中的貨幣量。根據國際通行的方法，將貨幣按照流動性強弱進行劃分，我國的貨幣分為三個不同的層次，M0、M1和M2。M1是指流通中的通貨量與一定時期銀行活期存款之和。電子貨幣的發行方式和結算方式直接導致經濟體系中貨幣供給渠道及貨幣供給機制的變化，對貨幣供給和貨幣控制產生了極大的影響。電子貨幣對現金的替代直接影響到現金的減少和活期存款的變化，對M1影響很大。因此本文主要討論電子貨幣對M1的影響。

現代銀行體制下，存款是通過對基礎貨幣的再創造過程而產生，貨幣供給等于基礎貨幣與貨幣乘數之積。基礎貨幣等于流通中的通貨加上商業銀行在中央銀行的準備金數量。因此，電子貨幣對流通中通貨的替代作用通過三個途徑影響M1。

第9篇：貨幣政策中的利率范文

我國匯率制度彈性與貨幣政策的獨立性

――基于1994年1月―2011年9月數據的實證研究收稿日期：2012-01-12

作者簡介：蘇華山（1981-），男，江蘇徐州人，北京大學經濟學院博士生，南京財經大學經濟學院講師，研究方向為宏觀經濟理論、勞動經濟學。

蘇華山

（北京大學，北京100871）

摘要：使用月度數據實證分析1994年以來我國貨幣政策的獨立性，并探討2005年匯率制度改革對貨幣政策獨立性的影響可發現：以短期存款利率代表官方利率，以同業拆借利率代表市場利率，分析兩種國內利率對于世界利率的敏感程度，結果表明官方利率獨立性較強，而市場利率獨立性很弱。匯率制度改革以后，兩種利率獨立性大幅提高；鑒于兩種國內利率都有缺陷，對貨幣供給量對國外利率的敏感性進行研究，其結果表明貨幣政策具有中等的獨立性，匯率制度改革后貨幣獨立性顯著提高；通過分析貨幣與外匯儲備的關系，可發現沖銷操作仍發揮重要作用。

關鍵詞：匯率制度；改革；貨幣政策獨立性；利率

Flexibility of China’s Exchange Rate Regime and Independence of Monetary Policy

- An Empirical Research Based on 1994―2011 Monthly Data

SU Huashan

(Peking Univeristy, Bejing 100871 China)

Abstract：The paper empirically analyzes China’s monetary independence with monthly data since 1994, and discusses the impacts of the 2005 exchange rate regime reform on the monetary policy independence. China’s official and market interest rates are represented respectively by shortterm deposit interest rate and interbank offered rate. According to the sensitivity of the two domestic interest rates to the world’s interest rate, official interest rate is independent while market interest rate is not. After the exchange rate regime reform, both interest rates are more independent than ever. Since both are imperfect, the paper studies the sensitivity of monetary supply to foreign interest rate. The result shows that monetary policy is moderately independent, while much more independent after the 2005 exchange rate regime reform. By analyzing the relation between currency and foreign exchange reserve, it is found that the sterilization operation still plays an important role.

Key words：Exchange rate regime; reform; monetary policy independence; interest rate

一、引言

自1994年人民幣匯率并軌以來，我國官方宣布實行管理浮動匯率制，規定人民幣對美元的匯率每日波幅為±03%，允許匯率浮動的區間很窄。如圖1所示，事實上，長期以來人民幣匯率的實際波幅遠小于±03%，尤其是1998年東南亞金融危機之后，人民幣完全釘住單一美元，波動接近于0。2005年7月21日，我國宣布實行匯率制度改革，與改革之前相比，官方公布的每日匯率波幅仍為03%，然而，根據每日匯率波動數據，波幅明顯增大，時常能夠達到03%的區間上下限。2007年5月央行將人民幣匯率波幅擴大為±05%，匯率波動也時常達到05%的上下限，自2005年至今，人民幣對美元已累計升值23%。因此，盡管改革前后，官方宣布的匯率制度并無太大變化，然而，如果根據事實的（de facto）判斷標準，可以認為人民幣匯率制度的彈性有所提高，但仍與美元保持非常緊密的聯系。

來源：根據IMF的國際金融統計數據繪制

圖11994年1月―2011年10月人民幣匯率變動情況根據“不可能三角”理論，資本自由流動、匯率穩定和獨立的貨幣政策三者不能共存，最多只能實現其中兩者的組合。近年來，我國對資本管制逐漸放松，跨國資本流動增加，根據“不可能三角理論”，在我國的匯率制度下，理論上貨幣政策的獨立性受到很大限制。此外，匯率制度改革之后，匯率浮動區間增大，理論上貨幣政策獨立性應有所改善。然而，這只是一種大體的判斷，由“不可能三角”理論并不能精確地得出我國貨幣政策的獨立性強弱，理由如下：1“不可能三角”理論闡述三種極端狀態不能共存，但對于各種中間狀態，無法準確判斷。我國資本處于部分管制狀態，既非完全流動，也非完全管制；匯率制度既不是貨幣局式的硬固定，也不是完全浮動，匯率制度改革前后，盡管彈性有所變動，但都屬于中間匯率制度。根據Frankel(1999)提出的“半獨立、半穩定”的可能性，我國貨幣政策應該處于部分獨立的狀態，但獨立性如何，無法精確判斷。2“不可能三角”理論源于蒙代爾―弗萊明模型，該模型的結論最適用于小國。我國作為全球第二大經濟體，總產出、國際貿易、外匯儲備規模都很龐大。雖然我國貨幣不是可兌換貨幣，但是，并不能將我國當做典型的小國來分析。因此，“不可能三角”可能對我國并不完全適用。匯率改革之后，我國匯率彈性增加，但彈性仍然有限，對貨幣政策獨立性有無改善，或者有多大改善，也無法直觀判斷。

需要通過實證研究的方法，才能更準確地得出上述問題的結論。本文使用1994年―2011年的月度數據，從利率的獨立性和貨幣供給量的獨立性兩個方面，考察我國貨幣政策的獨立程度，并進一步分析2005年匯率制度改革是否影響貨幣政策的獨立性。

二、文獻綜述

根據傳統的觀點，在資本完全流動的情況下，采取固定匯率制，則本國利率必須追隨世界利率，以保持匯率穩定，所以本國利率對世界利率是高度敏感的。在浮動匯率制下，則可以通過調節國內利率，調控國內的需求和就業。所以，匯率制度彈性越小，則貨幣政策的獨立性越差。然而，也有一些研究提出，對于新興市場而言，由于政府缺乏公信力、通貨膨脹的高度傳遞、貨幣替代、外幣債務等問題，因此，這些國家普遍存在“浮動恐懼癥”（Hausmann et al 2001; Calvo 和Reinhart, 2002）。無論這些國家的政府宣稱采取怎樣的匯率制度，都無法采取獨立的貨幣政策。Shambaugh (2004)進一步提出了資本開放與貨幣獨立的兩難困境，對于新興市場而言，只有在封閉的情況下，才能獨立實行貨幣政策。然而，因為這些國家已經實現了資本自由化，所以，很難實現獨立的貨幣政策。即使它們采取浮動匯率制度，也無法有效抵抗國外的沖擊。在浮動匯率下，由于存在風險溢價，且風險溢價受到國際利率的影響，與固定匯率制相比，國內利率對國際利率更加敏感（Frankel et al 2002）。

在實證研究方面，一部分文獻的結果與三元悖論不一致。例如，Frankel (1999)研究了20世紀90年代拉丁美洲國家的匯率制度和貨幣獨立性，結果是，采取釘住匯率制的國家，與中間匯率制或浮動匯率制國家相比，其貨幣政策的獨立性并沒有表現得更差。Hausmann（1999）的研究結果顯示，在1997―1999年間，采取釘住匯率制的阿根廷，其貨幣政策的獨立性反而高于采取浮動匯率制的墨西哥。然而，另外一部分文獻卻又在一定程度上驗證了三元悖論。例如，Frankel(2002)使用PSS方法研究了90年代20個發展中國家和工業化國家，探討對國外利率沖擊的反應的調整速度是否一致，結果表明在長期內，無論采取怎樣的匯率制度，對國外利率的反應都是完全的。但是，在短期內，采取浮動匯率制的國家對國外利率的反應較慢，表明浮動匯率制下貨幣政策獨立性較強。Shambaugh (2004)在考慮資本管制和其他控制變量的基礎上，采取協整的方法，證實采取釘住匯率的國家，貨幣政策獨立性更差。Borensztein et al (2001) 表明在實行固定匯率制的香港，其利率對美國利率的敏感性遠大于實行浮動匯率制的新加坡。

上述研究結果表明，匯率制度與貨幣政策獨立性之間，并無穩健一致的結論。但是，這些研究成果卻表明了，發展中國家（尤其是新興市場）具有一些不同于發達國家的特征，對于這些國家而言，照搬“三元悖論”等傳統觀點，結論可能存在嚴重偏差。就中國而言，是不是也存在上述新興市場的兩難困境？在缺乏彈性匯率制度下，貨幣政策獨立性如何？2005年匯率制度改革后，是否能夠提高貨幣政策獨立性？目前，國外對于我國這些問題缺乏系統的研究，接下來對國內有關研究的情況進行概括。

龔剛和高堅（2007）構造了一個針對中國的特別的模型，試圖從理論上闡明，未來資本完全開放之后，通過人為的限制措施，使金融資產之間不可相互替代，這樣既可以維持固定匯率制、又能保持貨幣政策的獨立性。然而，即使這個結論能夠成立，這些人為的限制措施是否可行也值得懷疑，因為這將降低金融市場交易的效率，所造成的福利損失可能是巨大的。鄧永亮和李薇（2010）使用1996年―2008年季度數據，實證研究表明我國貨幣政策主要通過貨幣渠道起作用，增大匯率波動彈性，能夠減少貨幣供應量，增強貨幣政策有效性。然而，此文使用的是實際有效匯率而非名義匯率，因此，所論述的匯率彈性不是標準意義上匯率制度的彈性，也沒有探討匯率制度的變化對貨幣政策獨立性的影響。孫華妤（2007）研究了匯率制度改革之前，我國采取釘住匯率制時，貨幣政策的獨立性。其他文獻則主要使用“三元悖論”進行一些定性分析和統計分析。

三、理論分析

（一）利率獨立性理論模型

目前，國外分析貨幣政策的獨立性，大多都是根據利率平價條件，分析國內利率對國外利率變化的敏感程度，以判斷貨幣獨立性的強弱。這是因為，20世紀90年代以來，發達國家更多地采用利率作為貨幣政策的中介目標。之所以較少采用貨幣供給量指標，是因為貨幣供給量具有多個層次，難以確定哪個層次能夠更好地代表貨幣政策。而且，在金融創新層出不窮的情況下，貨幣供給量的統計難度提升，準確度下降。所以，對于這些國家而言，利率的升降更能準確的代表其貨幣政策的走勢。利率平價條件如（1）式所示，其中it表示國內利率，i*t表示國際利率，Et(et+1－et)表示預期名義匯率變動，δt表示國家風險升水。在完全固定的匯率制度下，預期匯率變化為0。如果風險升水恒定不變，則國內利率與國際利率的變化完全一致。

it=i*t+Et(et+1－et)+δt（1）

根據上述原理，為了檢驗國內利率對國際利率的敏感性，可以構造如下計量方程式：

it=α+βi*t+εt（2）

根據（2）估計出的參數β越大，則說明國內利率對國際利率的變化越敏感，貨幣政策的獨立性越差。在資本完全流動的情況下，一國實行固定匯率制，如果國內外資產的風險狀況相同，那么資本的跨國套利行為將使國內外利率變化完全相等，即β=1。在浮動匯率制下，國外利率變化時，由于名義匯率可以立即變動，吸收了部分或全部的沖擊，所以理論上β較小，甚至接近于0。

然而，（2）式僅考慮了國內利率對于國外利率沖擊的反應，沒有考慮利率對于國內經濟的反應。對于資本管制的情形，由于貨幣政策未完全失去獨立性，因此，央行仍然會根據國內的產出、失業和通貨膨脹等情況的變化，調整貨幣政策。鑒于此，在（2）式的基礎上，用產出缺口代表國內的經濟狀況，將其也列為解釋變量，可得（3）式。其中，yt表示實際產出，y*表示潛在產出，yt－y*表示產出缺口。

it=α+β i*t+φ (yt－y*)+εt（3）

根據奧肯定律，產出缺口和失業率同向變動，因此，也可以用失業率代替產出缺口。此外，根據菲利普斯曲線，通貨膨脹率與失業率反向變動，所以，又可以用通貨膨脹率代替產出缺口，模型變為（4）式，πt表示通貨膨脹率。由于我國產出的月度數據難以獲取，失業率的數據質量不高。而通貨膨脹率的月度數據完整，質量較高，因此，用（4）式作實證研究可行性更強。當然，由于所用利率為名義利率，所以，通脹率還通過費雪效應影響利率。總之，通脹率能夠較好的起到控制變量的作用。

it=α+β i*t+φ πt+εt （4）

（二）我國利率對貨幣政策的偏離

盡管在國外的研究中，利率變動能夠很好地代表貨幣政策的走勢，可以用利率的獨立性代表貨幣政策的獨立性，但是，由于我國沒有完全實現利率市場化，利率變動能否代表貨幣政策，還需仔細斟酌。我國官方基準利率由央行制定并下達執行，經常滯后于貨幣政策走勢，可能偏離貨幣的真實供求關系，甚至出現利率和貨幣供給量同向變化的情況，可以稱為利率與貨幣政策的偏離。利用非市場化的利率研究貨幣政策獨立性，結果是不準確的。例如，當國際利率上升時，為了維持匯率穩定，央行通過提高準備金率或者公開市場操作回籠資金，減少了貨幣供給，但是，卻保持官方利率不變，這種情況在中國經常出現。由于貨幣供給減少，市場利率上升。除了銀行存貸款之外，其他金融工具的利率市場化程度較高，如銀行同業拆借市場、回購市場、債券市場、民間借貸市場等。一部分資金從銀行流出到上述國內金融市場，另一部分資金流到國外，但規模可能有限。

如圖2所示，在國外利率沖擊下，官方利率不變，或變化滯后，但是，貨幣供給量變化以及國內市場利率的變化，仍可以維持匯率穩定。

圖2國外利率沖擊下的一種干預的情形基于上述分析，同業拆借利率、回購利率等市場化程度較高的利率（以下簡稱市場利率）更能反映央行貨幣政策的動向。分析這些市場化的利率對國外利率的敏感程度，能夠更準確地得出我國貨幣政策獨立性的狀況。在下文的實證研究中，將分別研究官方利率和市場利率的獨立性，通過對比，驗證上述假說。

（三）貨幣供給量獨立性理論模型

現階段我國仍以貨幣供給量作為貨幣政策的中介目標，與市場化較低的利率相比，貨幣供給量能夠更好的代表我國的貨幣政策走勢。所以，可以用貨幣供給量的自然對數mt代替（4）式中的國內利率，得出（5）式：

mt=α+β i*t+φ πt+εt （5）

用貨幣供給量對國外利率的敏感程度進一步檢驗我國匯率制度的總體獨立性，并分析匯率制度改革對貨幣獨立性產生的影響。至于通脹率與貨幣供給量之間可能存在的反向因果問題，則可使用工具變量法解決。

四、實證研究

（一）數據來源與描述

本文采用月度數據進行實證研究。月度數據具有兩方面的優點：一方面，與年度或季度數據相比，數據頻率較高，樣本容量較大，能夠提高計量分析的質量。另一方面，和日數據相比，能夠排除短期噪音的干擾。其中，國內利率、貨幣供給量、外匯儲備數據來自于北京大學CCER經濟金融數據庫，其他的數據來自于國際貨幣基金組織的IFS數據庫。以3月期活期存款利率i1和7日銀行間同業拆解利率i2代表國內的利率水平，以美國短期國債利率i*代表世界利率，以月CPI同比增長率代表通貨膨脹率π。銀行間7日同業拆借利率的樣本區間為1996年1月至2011年9月。其余變量的樣本區間均為1994年1月―2011年9月。

（二）變量的平穩性檢驗

為了避免偽回歸和統計檢驗的失效，在對時間序列數據進行估計之前，需要檢驗各變量的平穩性。i1和i2分別表示中國3個月期存款利率和銀行間7天拆借利率，i*表示美國短期國債利率，π是以CPI同比增長率表示的通貨膨脹率，m表示狹義貨幣供給量M1的自然對數， res表示外匯儲備的自然對數。下面使用ADF和KPSS兩種方法檢驗各變量是否平穩，如兩種檢驗結果至少有一種是平穩的，則將該變量作為平穩變量處理。如果兩種檢驗結果都不平穩，則認定該變量不平穩，進一步對其差分進行檢驗，以確認其是否為1階單整序列。根據Schwert的建議，最大滯后階數pmax=12(T/100)1/4，本研究中樣本容量T為213，因此最大滯后14階。然后，根據AIC、SBIC和HQIC等信息準則，在1~14階之中綜合確定最優滯后階數。檢驗結果如表1所示，除外匯儲備res為1階單整之外，其余變量均為平穩序列。

表1變量的平穩性檢驗

變量檢驗形式（c, t, p）ADF單位根檢驗KPSS平穩性檢驗是否平穩i1（c, 0, 4）拒絕單位根假設*拒絕平穩性假設***平穩#Δi1（0, 0, 3）拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩i2（c, 0, 8）拒絕單位根假設*拒絕平穩性假設***平穩#Δi2(0, 0, 6)拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩i*(c, t, 8)拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩Δi*（0, 0, 3）拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩π(c, 0, 13)拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩m（c, t, 12）拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩Δm（c, 0, 14）拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩res(c, t, 3)不拒絕單位根假設拒絕平穩性假設***不平穩Δres（c, 0, 3）拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩說明：前綴Δ表示變量的一階差分，檢驗形式（c, t, p）中的三項分別表示常數項、時間趨勢和滯后階數。***表示在1%水平拒絕原假設，**表示在5%水平拒絕原假設，*表示在10%水平拒絕原假設。如最后一列標上#，表示只有一種檢驗認定該變量平穩。

（三）國內利率對國外利率的敏感性

1GMM估計

對上文中的（4）式進行估計，以分析我國的利率究竟對國外利率更敏感，還是對國內經濟變動更敏感。因為模型中所有變量都是平穩的，所以，可以直接對其進行GMM估計。美國利率i*和通脹率π之間的相關系數為022，所以，不存在明顯的共線性問題。模型可能存在的問題是內生性問題。從理論上講，因為中國和美國存在緊密的經濟貿易聯系，那么，一些遺漏變量可能導致國外利率i*t可能與擾動項相關。如果存在內生性問題，則估計的結果是不一致的。為了解決內生性問題，選擇美國廣義貨幣供給量USM2，及其1-4階滯后項作為美國利率的工具變量。因為美國貨幣供給直接影響美國利率，與美國利率相關性很高，但是，不會直接影響中國利率。

美國利率i*與USM2及其1-4階滯后項的相關系數都為 -077，相關性很高。同時，使用Durbin-Wu-Hausman檢驗，在1%水平拒絕原假設，表明i*確實存在內生性問題。接下來，使用GMM方法進行估計，當存在異方差時，GMM方法更為有效。以i1作為因變量時，對總樣本估計之后，進行過度識別檢驗，Hansen J統計量的p值為068，以i2作因變量時，Hansen J統計量的p值為1，不拒絕所有工具變量均為外生變量的假設。綜上所述，工具變量的選取是恰當的。

此后，用同樣的方法，再估計匯率制度改革前后的兩個子樣本，比較匯率彈性增加后，貨幣政策的獨立性是否增強。根據圖1，謹慎起見，將改革前子樣本的區間定為1997年1月―2005年7月，改革后子樣本的區間為2005年8月―2011年9月。估計結果如表2所示：

表2利率獨立性的GMM估計的結果

解釋變量總樣本改革前改革后i1估計值i2估計值i1估計值i2估計值i1估計值i2估計值常數項098***-162***092***-256***162***168***i*032***145***035***173***-002-005π018***006***007***067***019***029***說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。

上述6個估計的F檢驗表明，方程總體上都是顯著的。擬合優度R2分別為077、025、023、013、073和072。t檢驗表明，匯率制度改革，國外利率的系數不顯著，且估計出數值接近于0，Wald檢驗不能拒絕系數β=0的原假設。其余所有參數在1%水平下均顯著。

2估計結果分析

首先，從總樣本的估計結果來看，使用官方利率和銀行間同業拆借利率，估計結果存在明顯的差異。以官方利率i1作因變量時，i*的系數為032，數值遠小于1，表明總體而言我國官方利率的獨立性較強，同時，對π的系數為018，這表明官方利率對國內經濟波動做出積極的反應。然而，以同業拆借利率i2作因變量時，i*的系數高達145，同時，π的系數僅為006，幾乎接近于0，表明市場化的利率對世界利率的變動極為敏感，但對國內經濟波動不敏感，該利率的獨立性很弱。這初步驗證了第二部分的假說，官方利率市場化程度低，滯后于真實貨幣政策，甚至于貨幣政策走勢相反。官方利率獨立性強，并不能充分表明我國貨幣政策獨立性強。如果用市場化程度較高的同業拆借利率代表貨幣政策的真實走勢，那么，可以說，我國貨幣政策的獨立性很差，唯美國利率馬首是瞻，幾乎不能用于調控國內經濟。

其次，根據匯率制度改革前的子樣本的估計結果，兩種國內利率對世界利率的敏感程度也存在顯著差異，前者獨立性較強，后者對世界利率極為敏感。i*的系數都大于總樣本，這表明，在完全釘住美元的匯率制度下，貨幣政策獨立性較差。此外，官方利率對國內經濟敏感程度很弱，表明改革前官方利率盡管具有一定的獨立性，但利率工具并未很好的用于調節國內經濟波動。而銀行同業拆借利率對國內經濟波動較為敏感，表明貨幣政策仍能夠用于調控國內經濟。兩種利率之間的差異，潛在的反映了官方利率與貨幣政策走勢的偏離。

再次，根據匯率制度改革前的子樣本的估計結果，在以i1和i2作因變量的估計中，i*的系數很小，統計上不顯著，且不能拒絕等于0的假設。這表明，匯率制度改革后，我國的兩種利率獨立性大幅提升，幾乎完全獨立于世界利率。同時，兩種國內利率對國內經濟波動的敏感度差異縮小了，表明官方利率與貨幣政策走勢背離的情況得到了改善。總而言之，改革前后的子樣本估計結果表明，匯率制度彈性的增強顯著地提升了我國利率的獨立性。

（四）貨幣供給量對國外利率的敏感性

為了克服利率市場化不足的缺陷，接下來，直接使用狹義貨幣供給量的自然對數作為因變量，使用上文（5）式的模型進行估計，解釋變量和上文中的利率獨立性分析中相同。在原有工具變量的基礎上，由于貨幣供給量與通脹率之間存在反向因果關系，所以，通脹率可能與誤差項相關。將通脹率的1-5階滯后項也作為工具，根據經濟理論，貨幣供給不會影響過去的通脹率，同時，通脹率與其各階滯后項之間的相關系數在095以上，所以，可以用通脹率滯后項作工具變量。總樣本的過度識別檢驗p值為091，表明工具變量與誤差項不相關。估計結果如表3所示：

表3m獨立性的GMM估計的結果

解釋變量總樣本改革前改革后估計值標準誤估計值標準誤估計值標準誤常數項1271***0091167***0061230***003i*-049***002-023***002-017***001π-001*000001001002***001說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。

從總樣本來看，各參數統計上均顯著，國外利率和通脹率的參數為負，符合理論預期，即國外利率上升時，表示貨幣緊縮，國內也隨之減少貨幣供給量。通脹率上升，經濟過熱，也應該緊縮貨幣。然而，從參數的大小來看，平均而言，世界利率每提升1%，我國狹義貨幣供給量緊縮049%，根據費雪方程式和貨幣數量方程，假設實際利率、總產出和貨幣流動速度不變，如果利率完全市場化，則等價于國內利率提高049%，貨幣獨立性低于上文使用官方利率的估計結果，但高于使用銀行間拆借利率的估計結果。但是，貨幣供給量對于國內經濟波動的反應敏感度偏低。

然后，比較匯率制度改革前后的估計結果，可以看出，貨幣供給量對國外利率的敏感程度有所下降，表明貨幣獨立性提升，但是，提升的幅度相對較小。改革后，貨幣政策對國內經濟的調節作用輕微提升。

（五）外匯儲備、沖銷操作和貨幣政策獨立性

盡管貨幣供給量能夠較好的代表我國貨幣政策走勢，但是，使用貨幣政策對國外利率的反應，由于兩者單位不一樣，因此，得出的系數無法直接判斷獨立性大小。使用費雪方程式和數量方程式進行轉換，需要借助一系列嚴格的假設，可能失去一定的準確度。接下來，進一步探討外匯儲備與貨幣供給量之間關系，從沖銷操作效果的角度探討貨幣政策獨立性，作為對上文的結論的補充。從理論上將，外匯儲備的變動是官方外匯市場干預的結果，外匯儲備變動越多，外匯干預導致的貨幣供給波動越大，而這種貨幣變動與國內宏觀經濟狀況無關，所以，這表明貨幣政策的獨立性越差。然而，貨幣當局一般會對外匯儲備變動引起的貨幣波動進行反方向的沖銷操作，使得貨幣變動與外匯儲備變動不是完全對應的關系。如果貨幣變動對外匯儲備變動不敏感，則意味著沖銷操作效果很好。反之，則效果不好。

接下來，構造計量方程對此進行估計，如（6）式所示。其中，res為外匯儲備自然對數。在此模型中，以通脹率的滯后項作為工具變量，拒絕了工具變量外生的假設，所以不能采用。改用因變量的1-5階滯后項作為通脹率的工具變量，通脹率與工具變量的相關系數為-04，Durbin-Wu-Hausman在1%水平下拒絕了CPI外生的假設，表明通脹率與擾動項相關。過度識別檢驗的p值為03，表明工具變量與誤差項不相關，可以采納。使用GMM方法估計總樣本和改革前后的子樣本，估計結果如表4所示。

mt=α+β rest+φ πt+εt （6）

表4貨幣供給與外匯儲備對數模型的GMM估計

解釋變量總樣本改革前改革后估計值標準誤估計值標準誤估計值標準誤常數項707***018357***094485***019res052***002097***013075***002π-006***001-017***005-002**001說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。

為了分析是否存在弱工具問題，將估計結果與有限信息極大似然估計法（LIML）的結果比較，參數估計結果相差極小。因LIML方法對弱工具變量仍然穩健，可認為不存在明顯的弱工具變量問題。此外，由于模型中外匯儲備res不平穩，其他變量均平穩，對估計結果的殘差進行ADF檢驗，在1%水平拒絕單位根假設，表明殘差為水平平穩序列，不存在明顯的偽回歸問題。

從總樣本來看，狹義貨幣供給對外匯儲備的彈性為052。對比匯率制度改革前后的子樣本，發現匯率制度彈性提高以后，狹義貨幣供給對外匯儲備的彈性從097下降到075，貨幣供給的獨立性顯著增強了。但是，從彈性并不能直觀判斷貨幣政策獨立性的強弱，接下來，將（6）式中貨幣供給和外匯儲備由對數形式改為水平形式，如（7）式所示，M表示狹義貨幣供給，RES表示外匯儲備：

Mt=α+β RESt+φ πt+εt （7）

通脹的工具變量仍未m的1-5階滯后項，Hansen J 檢驗p值為046，表明工具變量與擾動項不相關。使用GMM估計的結果如表5所示：

表5貨幣供給與外匯儲備水平模型的GMM估計

解釋變量總樣本改革前改革后估計值標準誤估計值標準誤估計值標準誤常數項429303***12469158997***54977448892***20856RES76***009199***2873***01π-24456***3194-97038**38039-1726111198說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。

由總樣本回歸結果可知，平均而言，外匯儲備每增加1美元，則狹義貨幣供給量增加76元（人民幣）。樣本期平均貨幣乘數，即M1/M0的均值為41，如沒有沖銷操作，外匯儲備每增加1美元，根據8 RMB/USD的平均匯率，則基礎貨幣應增加8元，M1應增加328元。將估計結果與無沖銷結果相比，發現我國沖銷操作發揮了重要作用，對沖了75%以上的外匯占款，貨幣政策仍保持了較大的獨立性。然而，根據兩個子樣本回歸結果，改革前后的參數估計結果相差一倍以上，表明貨幣改革顯著地提高了貨幣政策的獨立性。

五、總結

鑒于我國利率市場化程度低的特點，官方利率經常滯后于貨幣政策走勢。所以，官方利率的獨立性不能完全代表貨幣政策的獨立性狀況，為此，本研究采用了市場化程度較高的銀行間同業拆借利率對國外利率的獨立性、貨幣供給量對國外利率的獨立性進行佐證，以上幾種分析各有優勢，通過比較，可以得出較為準確的結論。根據總樣本的估計結果，在1994年以來，官方利率相對于世界利率的獨立性處于中上等的水平，但是同業拆借利率的獨立性極差。同業拆借利率更接近于市場利率，更能夠代表貨幣政策動向。但是，由于樣本期同業拆借市場仍處于發展完善之中，規模相對較小，可能對國外利率可能存在過度反應。兩種利率的獨立性差距較大，真實的貨幣獨立性可能介于兩者之間，處于中等水平。貨幣供給量對國外利率的敏感性的估計結果驗證了這個猜想。

此外，比較貨幣政策改革前后的結果發現，匯率制度改革以后，隨著匯率波動彈性的增加，官方利率和同業拆借利率的獨立性都大幅提升，匯率制度改革后，兩種利率幾乎完全獨立于世界利率，這個結果有些超乎預期。雖然從理論上講，匯率彈性增加，利率獨立性將提高，但是，畢竟我國匯率制度彈性還較小，因此，利率完全獨立的可能性不大，這可能與樣本容量不夠大，以及兩種利率本身的缺陷等因素有關。盡管如此，仍可以確認匯率改革顯著提高了貨幣政策的獨立性。隨后的貨幣供給量獨立性分析表明，匯率制度改革之后，貨幣政策獨立性有所提升，但改善的幅度并不大。

最后，分析貨幣供給量與外匯儲備之間的關系，表明我國沖銷操作仍發揮著重要作用，這是我國貨幣政策仍具有中等獨立性的原因之一。匯率制度改革以來，貨幣供給對外匯儲備的敏感度大幅下降，表明匯改以來，隨著外匯占款的急速增加，為了防止貨幣過度膨脹，沖銷操作的力度增強了。

綜上所述，本文的研究表明在資本部分管制的情況下，我國的貨幣政策能夠保持中等的獨立性，沖銷操作發揮了重要作用。匯率制度彈性的增加能夠顯著地提高我國貨幣政策的獨立性，“不可能三角”理論適用于我國。如果我國外匯儲備持續增加，那么單方向沖銷操作的空間越來越小，沖銷的成本和難度都在增加，加上我國資本開放進程的加快，若要繼續維持一定的貨幣政策獨立性，意味著需要進一步提高匯率制度的彈性。

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