货币政策力度

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货币政策力度范文第1篇

央行目前已经实行紧缩的货币政策，意在回笼市场上过多的货币。不过，正如光指出的，由于宽松的信贷政策并没有实质性的改变，货币总量依旧宽松。

同时由于信贷宽松，造成了经济的结构性失衡：一是从信贷发放者方面看，中小银行受货币政策影响大，而大型国有银行受冲击小；二是从信贷接收方角度看，民营中小企业在与国有大型企业竞争贷款过程中，也完全落于下风，造成中小银行和民营中小企业被挤出，形成不健康的经济结构。

那么，何以央行不紧缩信贷规模呢？有不少指责是针对央行官员的专业性。实际上，央行官员的水平相较于其他部门而言，在专业性上并无明显问题。央行显然清楚货币政策可能会影响经济结构平衡，尤其是通胀对富人和穷人、国有企业和民营企业效应不同。

央行也明白货币政策有时滞效应，政策出台到真正发挥作用会有一段时间，而这段时间内的不确定因素，会影响政策发挥作用的效力。央行也显然知道通胀目标制和相机抉择的不同，多数条件下，两种方法会被权衡加以使用。

但这其实与央行官员的专业知识并不太相关，而是与货币政策的独立性紧密关联。从宏观经济趋势看，中国的资本投入因其价格低廉，所以被广泛接受，形成了投资驱动型的经济增长。而经济增长与稳定之间的复杂关系，阻碍了决策层打破旧有结构的努力。

在稳定压倒一切的考虑中，维持增长、保持就业，才是和谐社会之根本。这也是何以单一的货币政策目标并不存在，总是夹杂了众多其他的政治、经济和社会目标，影响了货币政策的效力。

如果货币政策是独立的，央行的调控政策的效力可能会大幅度提高，而不是成为替罪羊。尤其是发改委对大型食品类企业的“约谈”议价，干扰了真实的市场价格信息。更重要的是，发改委这种分类价格管制着眼于局部均衡，不利于货币政策着眼于整体经济的考虑。

货币政策力度范文第2篇

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：

［1］ 邓永亮，李薇.汇率波动、货币政策传导渠道及有效性――兼论“不可能三角”在我国的适用性［J］.财经科学,2010(4):1-9.

［2］ 龚刚,高坚.固定汇率制下的独立货币货币政策――未来中国货币政策管理机制探讨［J］.金融研究,2007(12):35-54.

［3］ 孙华妤.传统钉住汇率制度下中国货币政策的独立性和自主性：1998―2005［J］.世界经济,2007(1):29-38.

［4］ Borensztein, E., Zettelmeyer, J. and Philippon, T., (2001), “Monetary Independence in Emerging Markets: Does the Exchange Rate Regime Make a Difference?”, IMF Working Paper No. 01/1.

［5］ Calvo, G. and Reinhart, C., (2002), “Fear of Floating”,Quarterly Journal of Economics, vol. 117, issue 2, pp. 379-408.

［6］ Frankel, J., (1999), “No Single Currency Regime is Right for All Countries or At All Times”, NBER Working Paper, No. W7338.

［7］ Frankel, J., Schmukler, S. and Serven, L., (2002), “Global Transmission of Interest Rates: Monetary Independence and Currency Regime”, NBER Working Paper 8828.

货币政策力度范文第3篇

摘要：近年来，随着中国综合国力不断增强，由最近的人民币汇率可以看到，我国的汇率波动幅度在逐渐增强，由不可能三角理论可知，固定汇率制度、资本自由流动和货币政策三者不能完全实现，必有一个角随着其他两个角的成立而垮塌，而本文就对中国货币政策独立性是否受到更灵活的汇率机制影响而增强这一问题作实证检验。本文参考Obstfeld等人（2004）和Shambaugh（2004）的检验框架，以货币市场利率代表货币政策，运用统计分析软件SPSS分析了2001年1月～2007年12月汇率制度的变化对中国货币政策的独立性的影响，并得出了人民币汇率制度改革后，汇率变动的灵活性增强并未使中国货币政策的独立性增强的结论。

关键词：汇率；货币政策；独立性；货币市场利率

引 言

2005年7月，随着人民币汇率制度改革，人民币汇率不再钉住单一美元，而改为参考一篮子货币，这也就意味着人民币兑美元汇率波动将逐步加大。随着本币汇率变动灵活性的增强，对于本国货币政策的独立性是否会得到增强各家各执一词，，这也使从数据中得到解释成为必要。本文的第一部分介绍检验货币政策独立性的模型及分析方法；第二部分讨论本文所选用的货币市场利率指标和数据，及其时间序列特征；第三部分是本文的分析结果；最后是结论。

一、文献综述

许多学者对不同的汇率制度对货币政策的影响作了实证分析，他们的研究无论在时期上和国家上都涵盖特别广泛，但是结论并不一致。Frankel等人（2002）利用水平数据检验了1970～1999年在数十个国家钉住汇率制和非钉住汇率制对货币政策的独立性的影响，认为钉住汇率制并不一定导致货币政策独立性的削弱。但是，Shambaugh（2004）指出，水平数据会导致谬误回归（spurious regression），从而使结论出现误差。本文参考Obstfeld等人（2004）和Shambaugh（2004）的检验框架，以货币市场利率代表货币政策，分析了2001年1月～2007年12月汇率制度的变化对中国货币政策的独立性的影响。

二、模型构建

由《国际货币与金融》可知，在固定汇率制度和资本自由流动的情况下，由于存在套利现象，本国利率与外国（base country）利率必然相等，否则资本会处于从利率水平较低的国家流入利率水平较高的国家的动态过程，直到两国的利率相等而稳定为止。总体来看，固定汇率意味着货币政策的独立性无法全面发挥。所以货币政策的独立性增强可能需要通过汇率的变动增强来换取。要验证这一分析，需要分析本国利率和外国利率的关系。假设下列等式成立：

R=aRf+b+c（1）

其中，R是本国名义利率，Rf是外国利率。在固定汇率制及资本自由流动的情况下，a只能为1，也就是说本国名义利率随外国名义利率变动而变动，主要由于利差的出现，会发生大量的资本流动使利差减小为零。但现实中，我们可以由三角悖论推出资本完全自由流动或者固定汇率制并不能同时完全实行，因此，如果资本完全流动，而无法达到固定汇率制的话，a不一定等于1。根据理论推断，实行固定汇率制国家的a值应该比浮动汇率制国家的a值更接近于1。

三、数据选取

（一）选取合适的利率指标

在作者选取数据检验其货币政策独立性与汇率波动幅度关系的问题时，碰到一些困难，最后经过不断修正作者选择美元作为外国货币，原因是：

1、贸易量占比：美国是中国的第一大贸易伙伴，美元计价的贸易量所占比重较高。

2、美元经济上的霸主地位：美元利率变动对中国经济乃至世界经济影响重大，有人称东南亚金融危机之后包括中国在内的东亚的汇率制度为美元本位制（McKinnon，2005）。

（二）时间序列性质

对2001年1月～2007年12月期限为3个月的人民币质押式回购利率（以下简称人民币利率）和期限为3个月的美元伦敦同业拆借利率（以下简称美元利率）水平数据作单位根检验（ADF检验），发现在5%的临界条件下不能拒绝人民币利率和美元利率时间序列有单位根的假设，而这两个时间序列的一阶差分都在5%的临界条件下拒绝了有单位根的假设，说明人民币利率和美元利率一阶差分序列都是平稳的。

既然人民币利率和美元利率一阶差分序列都是平稳的（I（1）），下面通过Johansen Cointegration Test检验两者是否具有协整关系。检验发现，在的水平下不能拒绝假设，因此这两个序列存在协整。协整关系如下：

=R-0.663Rf（2）

四、分析结果

把2001年2月～2006年12月人民币利率和美元利率代入等式（1）作回归，结果如下：R=-0.046Rf+2.160 （3） T=-1.629R2=0.031 d=0.107

从上面的分析数据求得的R2为0.031，很低，说明外国利率变动几乎不能解释本国利率变动。 或者说，中国的货币政策从总体上看不受美国的货币政策的影响。D-W统计量显示存在自相关问题，但是前面的时间序列分析发现在这段时间内人民币利率和美元利率存在协整关系，因此可避免谬误回归的可能。回归结果显示β值较低，低于Obstfeld等人（2004）文章中的钉住制国家的水平，说明外国利率变动后本国利率仅作出较小幅度的变化，这也说明货币政策的独立性较强。下面分情况讨论中国实行钉住汇率制度和非钉住汇率制度下的利率变动与美国利率变动的关系。2001～2006年，人民币汇率制度可以分为两个时期：汇改前和汇改后，2005年7月的人民币汇率制度改革是一个重要的转折点，从该月起，人民币汇率由钉住单一美元转变为参考一篮子货币。本文将人民币汇率制度划分为2001年1月～2005年6月的钉住制和2005年7月～2007年12月的非钉住制。

五、最终结论

本文通过对人民币质押式债券回购利率与美国相应利率在2005年7月人民币汇率制度改革前后的时间序列相关性分析，探究了中国货币政策的独立程度随汇率波动程度（即汇率稳定性）的变化。根据前面的数据分析，可以得出以下结论：

（一）中国货币政策独立：

R2值无论是固定还是非固定汇率制度，都非常小（0.00001，0.088），人民币利率的变动基本不随美国利率变动而变动，中国的货币政策总的来说是独立于美国的货币政策的。

（二）汇率变动增大并未使中国货币政策独立性增强，反而下降：

美联储自2007年9月开始减息之后，央行仍然多次加息，从这个角度看，中国的货币政策具有较强的独立性。但是，对债券回购利率的分析得出了不同的结论。央行加息和美联储减息所产生的中美利差诱使资本通过各个渠道流入境内，引发国内流动性过剩，从而使债券回购利率在低位运行。债券回购利率没有随着央行加息而上升，央行货币政策的有效性受到削弱。

货币政策力度范文第4篇

【关键词】 成功老龄化毕生控制理论;控制策略;自尊;生活满意度

毕生发展心理学强调，成功老龄化是个体对环境的适应，是个体在一生发展过程中得与失的平衡〔1，2〕。Schulz和Heckhausen所提出的成功老龄化毕生控制理论是在选择和补偿的最优化理论模型(the model of selective optimization with compensation)的基础上，整合了一级和二级控制的动机理论而发展形成的新理论，该理论阐述了个体如何通过控制以达成成功老龄化。选择是个体在可能带来成功的目标和领域中投入动机资源。补偿是努力失败后对动机资源的弥补。一级控制是指向个体外部的行为动机，具有首要性和优先权的特点。二级控制是指向个体内部的行为动机，它对一级控制产生辅助和补充的作用。选择和补偿机制因个体需要获得一级控制而被激发。成功老龄化的标准是获得长期一级控制的潜能的境况，这种潜能可以维持、促进个体的动机资源(自尊、生活满意度等)去完成下一个目标，达到一生的适应〔3〕。但人对环境的适应具有文化色彩，不同文化背景下其适应性有着相异的表现。Gould对一级控制的首要性提出质疑，认为在东方文化价值体系下二级控制具有首要性、优先权，可能比一级控制对个体成功老龄化的作用更为显著。但此问题还未经实证研究证明〔4〕。本研究旨在从实证的角度探讨该理论的跨文化一致性。具体化为以下问题:在中国文化背景下，二级控制在成功老龄化过程是否具有首要性?选择性控制与补偿性控制是否存在着与西方文化背景下的差异?即这四种控制策略与成功老龄化的两个指标(自尊和生活满意度)的相互关系是怎样的?

1 对象与方法

1.1 被试 来自上海和宁夏两地，共计161名，其年龄50～75(平均58.52±7.85)岁，均具有大学本科以上学历，其中上海被试81名，男性41名，女性40名，平均57.52岁;宁夏被试80名，男、女性均为40名，平均59.36岁。

1.2 方法 使用的测量工具有：①中文版的《控制策略量表》(Control Strategies Scale ，CSS)。依据Heckhausen和Schulz的成功老龄化毕生控制理论中关于控制策略的论述以及相关评价工具(OPS量表)编制控制策略量表(CSS)，有10个题项，五点记分;②中文版自尊量表(SLCSR)，本研究选择Tafarodi和 Swann编制〔5〕的自我喜欢和自我胜任力的自尊量表的修订版(The SelfLiking/SelfCompetence Scale Revised Version，简称SLCSR)作为自尊的测量工具，有13个题项，四点记分;③中文版生活满意度量表(SWLS)，本研究测评生活满意度的工具是Diener的生活满意度量表(The Satisfaction with Life Scale，SWLS)〔6，7〕，有五个题项，采用4点评分。

1.3 统计学处理 采用SPSS10.0和EQS5.7软件进行数据分析，并使用EQS5.7进行结构方程建模分析。

2 结 果

2.1 一级控制策略、二级控制策略与自尊、生活满意度相互关系的结构模型 为探讨成功老龄化毕生控制理论中一级控制策略、二级控制策略与自尊、生活满意度相互关系，根据成功老龄化毕生发展控制理论建立结构模型，见图1。

两个外生潜在变量：F1=一级控制策略， F2=二级控制策略;两个内生潜在变量： F3=生活满意度， F4=自尊;外生潜在变量的观测变量有：V1=选择性一级控制，V2=选择性二级控制，V3=补偿性一级控制，V4=补偿性二级控制;内生潜在变量的观测变量：V5=生活满意度，V6=正性自尊，V7=自我不喜欢，V8=自我胜任感差;E1E8，观测变量误差;D3、D4，内生潜在变量误差

图1 一级控制策略、二级控制策略与

自尊、生活满意度结构模型

对测得的一级控制、二级控制策略、生活满意度及自尊的数据进行拟合测试。一级控制策略、二级控制策略与自尊、生活满意度相互关系的结构模型(PSLSSE)，模型的拟合指数均高于0.80，RMR=0.080

两个外生潜在变量：F1=选择性控制策略， F2=补偿性控制策略;两个内生潜在变量： F3=生活满意度， F4=自尊;外生潜在变量的观测变量有：V1=选择性一级控制，V2=选择性二级控制，V3=补偿性一级控制，V4=补偿性二级控制;内生潜在变量的观测变量：V5=生活满意度，V6=正性自尊，V7=自我不喜欢，V8=自我胜任感差;E1E8，观测变量误差;D3、D4，内生潜在变量误差

图2 选择性控制策略、补偿性控制策略与

自尊、生活满意度结构模型

2.2 选择性控制策略、补偿性控制策略与自尊、生活满意度相互关系的结构模型 为探讨成功老龄化毕生控制理论中，选择性控制策略和补偿性控制策略与生活满意度及自尊的关系根据成功老龄化毕生发展控制理论建立结构方程建模，如图2。对测得的选择性控制策略、补偿性控制策略、生活满意度及自尊的数据进行拟合测试，选择性控制策略、补偿性控制策略与自尊、生活满意度相互关系的结构模型，EQS分析结果表明该假设模型叠代不收敛，它不应被接受，参照EQS对该模型修正指数，假设补偿性的控制策略对生活满意度没有影响，对原先模型进行修正，将外生潜在变量补偿性控制策略(F2)指向内生潜在变量生活满意度(F3)的路径删去。见表2，图3。表2 选择性控制策略与补偿性控制策略、自尊、生活满意度相互关系的结构模型的CFA拟合度指数

两个外生潜在变量：F1=选择性控制策略， F2=补偿性控制策略;两个内生潜在变量： F3=生活满意度， F4=自尊;外生潜在变量的观测变量有：V1=选择性一级控制，V2=选择性二级控制，V3=补偿性一级控制，V4=补偿性二级控制;内生潜在变量的观测变量：V5=生活满意度，V6=正性自尊，V7=自我不喜欢，V8=自我胜任感差;E1E8，观测变量误差;D3、D4，内生潜在变量误差

图3 选择性控制策略、补偿性控制策略与

自尊、生活满意度结构模型(修改后)

EQS分析结果表明修改后的新模型的拟合度指标大为改进，χ2/df=3.300.80，其余各拟合度指标也均高于0.80，说明修改后的新模型可以被接受。

3 讨 论

对控制策略、生活满意度及自尊的相互关系的结构方程建模的实证研究表明，控制策略对自尊和生活满意度有着不同程度的影响，显示成功老龄化毕生控制理论对于中国社会文化具有一定的适用性。

3.1 一级控制策略、二级控制策略与生活满意度、自尊的关系与理论一致 Gould质疑Schulz和Heckhausen的理论，认为在东方文化价值体系下，二级控制使用次数多于一级控制，二级控制具有首要性、优先权，比一级控制对个体成功老龄化的作用更为显著。从本研究的结果来看，一级控制策略、二级控制策略对生活满意度、自尊的影响与该理论中一级控制比二级控制具有优先作用的观点相符，在一定程度上证实了一级控制在个体成功老龄化中的首要性。结果显示：从一级控制策略指向生活满意度的路径系数(γLSPC=0.934) 大于二级控制策略的路径系数(γLSSC=0.332);从一级控制策略指向自尊的路径系数(γSEPC=0.600)也大于二级控制策略的路径系数(γSESC=0.405)，证明一级控制策略对生活满意度和自尊的影响大于二级控制策略对它们的影响。本研究结果并不说明在中国社会文化背景下，人们都优先使用一级控制策略，因为本研究抽取的样本来自50岁以上的受教育水平较高的知识分子群体，他们可能倾向于更多使用一级控制策略以获取或维护未来行为的动机资源。他们会努力学习新技能和新知识，试图去改变环境，满足自身需要与愿望。这些一级控制策略的使用使他们更能获得较高的生活满意度和自尊。而他们一般较少使用改变内部心理表征的二级控制策略，即使使用二级控制策略，则对于自尊的积极影响与生活满意感的获得也不如一级控制策略那样有效。这样的推测是否属实，尚需要进一步的实证研究。

3.2 选择性控制策略、补偿性控制策略与自尊、生活满意度的关系与理论存在着不一致 修改后的选择性控制策略、补偿性控制策略与自尊、生活满意度相互关系的假设模型获得了本研究的实证支持，在一定程度上证明了成功老龄化毕生控制理论在中国社会文化下的适用性。结果表明，在我国50岁以上受教育水平较高的知识分子中，选择性与补偿性的控制策略对自尊都有积极的作用。当个体通过选择性的控制策略达到目标、获得成功时，他会肯定自己的能力和积极品质，维持或提高自尊水平，从而增强个体完成下一个目标的动机资源。反之，当个体未完成目标、遭遇失败时，补偿性的控制策略可以减少自我概念所受到的威胁，使人不会对自己的能力或内在品质做出过多的负面评价，从而减缓由失败引起的未来行为动机资源的削弱趋势。选择性的控制策略可以维持或提高自尊水平，补偿性的控制策略可以阻止或减弱自尊水平降低的趋势，因此二者对自尊都有积极的影响。

本研究结果也表明，生活满意度只受选择性控制策略的影响，而不受补偿性控制策略的影响，其原因可能在于，本研究所测评的是被试在进行生活回顾时对自身整体生活状况的评价，它受诸多因素的影响，而且补偿性控制策略的作用可能具有双面性，一方面假如个体采用诸如社会比较等补偿性策略，则有可能对其生活满意度产生积极影响，但另一方面，个体通常是在目标受挫或遭遇失败的情况下采用补偿性策略，而该情景则对其生活满意度造成消极作用。由此推断，补偿性控制策略对生活满意度的影响具有不确定性。Oishi等人〔8〕的研究发现欧裔美国人对自己生活的态度比亚裔美国人更积极，整体生活满意度和自尊也高于亚裔美国人，但并未解释为何存在这样的差异。是不是由于亚裔更多地使用了补偿性的控制策略呢?补偿性的控制策略对自尊和生活满意度影响机制是今后进一步探索的方向。

参考文献

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5 Aidman EV.Measuring inpidual differences in implicit selfconcept：initial validation of the SelfApperception Test〔J〕.Pers Ind Dif，1999;27：21128.

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货币政策力度范文第5篇

近期，总理在国务院常务会议指出：“坚持实施稳健的财政政策和货币政策，财政政策要加大对结构调整的支持力度，货币政策要稳中适度从紧，促进经济平稳较快发展，为党的十七大召开创造良好的环境和条件。”自1998年以来，政府一直倡导“积极的财政政策”和“稳健的货币政策”。而此次政府一改人们熟悉了的将近十年的提法，明确提出货币政策要“稳中适度从紧”，这大概是近十年来的“第一次”。自然地，政府对货币政策措辞的改变，引起了市场和媒体的极大关注。就笔者所接触的信息来看，很多方面都将这一转变，径直地理解为货币政策的风向标发生了根本性的变化。

而笔者认为，要更好地解读“稳中适度从紧的货币政策”，还是应当先从“稳健的货币政策”谈起。

稳健是货币政策的基本原则

当初，政府在提出实行“稳健的货币政策”之后，不少经济学功力深厚的人对此不以为然，例如，有人就认为在标准的教科书中，货币政策只有“松”、“紧”之说，并无“稳健”之说。就笔者的理解而言，所谓“稳健的货币政策”，与其说是“松”或“紧”的调控方向，不如说是货币政策操作的一个基本原则。这与美联储强调的“谨慎有序地调整联邦基金利率”的货币政策操作手法有异曲同工之妙。“稳健”本身并不能明确地表明未来的货币是扩张还是收缩的，这完全要依经济环境的变化而定。在经济不振的时期，采取扩张性的货币政策，如果能够促进经济的复苏又不会带来物价水平的大幅上涨，这样的货币政策可以说是“稳健”的；相反，在经济快速增长的时期，如果出现了物价水平的过快上涨，采取“紧缩”性的货币政策在稳定人们对未来物价的预期的同时，又不会带来经济增长率的大幅度下降和失业的大量增加，那么，这样的货币政策同样是“稳健”的。我们清楚地看到，1998年以来，在“稳健的货币政策”调控思想指导下，中国的货币政策既经历了一个扩大货币供应量与信贷、多次降低利率的“扩张性货币”反通货紧缩周期，也正在经历多次提高法定存款准备金比率和存贷款利率具有“紧缩”倾向的调控阶段。因此，货币政策的“稳健性”，只是货币政策操作应当遵循“谨慎”而不是“鲁莽”的原则，它体现了政府在制定和执行政策时对公众的一种责任和态度。

这次政府提出货币政策要“稳中适度从紧”是对过去数年中“稳健的货币政策”提法的扬弃。货币政策“稳健”性的原则依然得到了保留，又明确了未来的调控方向是“紧缩”而不是“扩张性”的，一次性的紧缩力度也并不会太大，即货币紧缩的力度要“适中”，不能“矫枉过正”。这也意味着，货币调控是完全可逆的，并应对经济形势的可能变化迅速地做出反应。有了这一层理解，那种认为中国应当大幅度提高利率的观点，显然不仅难以得到政策决策者的认同，而且也是与现代货币政策操作的谨慎原则相冲突的。

“适度从紧”的根源

其实，有了宏观经济学知识，有了对货币政策最终目标的理解，有了对制定和执行货币政策的政治、体制环境的了解，人们完全可以根据各项宏观经济指标的变化，来判断未来的货币政策走向是“松”还是“紧”。实际上，近年来，就有不少“先知先觉”者预计到了提高法定存款准备金比率和利率等货币政策动向。既然如此，政府为什么又要“明确”地提出“适度从紧”的货币政策取向呢？

笔者认为，主要有几个方面的原因：

首先，从直观来理解，它反映了政府仍然担心宏观经济“从偏快”转为“过热”。一方面，近几个月来，中国的消费者价格指数（CPI）不断上升，受猪肉等农产品价格的大幅度上涨，五月份的CPI上升到了3.4%，今年以来已连续三个月（三月份CPI为3.3%，四月份为3%）超过政府年初设定的3%最大上涨容忍度。用人们的习惯性思维，中国又出现了所谓“负利率”的不正常现象。鉴于“吃”的产品价格的变动维系着千千万万低收入者的基本生理需求，因此，政府每次总是对与“吃”有关产品价格变动引起的CPI的上涨格外关心。另一方面，受工业企业利润增长的引诱，企业固定投资需求依然比较旺盛。今年以来的城镇固定资产投资增长率一直在25%左右的高位运行。政府一直担心，过剩的流动性导致银行信贷和货币供应量的较快增长，随时都可能造成固定投资的大幅度反弹，再一次造成交通、运输、能源供应的紧张，最终带动各类原材料价格的大幅上涨，和由此引起成本推动型的通货膨胀。

其次，“适度从紧”意味着货币政策要从主要进行冲销操作，加强流动性管理，转变到流动性管理与银根紧缩并举的阶段。在今年初，温总理指出，流动性过剩是中国宏观调控面临的一个主要矛盾。政府采取了多种手段来抑制流动性的过快增长，比如继续大量发行央行票据，前五个月每个月都提高了一次法定存款准备金比率。但是，针对流动性管理的货币政策措施并不一定会带来货币与信贷紧缩的效果。我们看到，近年来，尽管央行多次提高法定存款准备金比率和存贷款利率，央行票据的发行规模越来越大，但银行体系可用于贷放的超额准备金仍然较多，基础货币的增长依然较多。正因为如此，在给人们紧缩感觉的货币冲销操作之后，银行信贷和货币供应量的增长还是超出了政府、货币当局与公众的预期。有鉴于此，适度从紧的货币政策，可能意味着政府在继续加强流动性管理的同时，还要真正紧缩银根，切实控制货币与信贷的过快增长。要达到货币与信贷紧缩的效果，也就意味着，中央银行的货币政策操作应当更多的关注商业银行体系当中现实的与潜在的放贷能力，超额准备金及其动态变化趋势，就应当加以密切的关注。

第三，政府明确提出货币政策要“适度从紧”会对人们的预期产生较大的影响。一提到紧缩，人们总会想到政府会进一步提高利率、加强对货币供应和商业银行的信贷增长的控制。如果人们对未来是比较谨慎的，那么，进一步提高利率的预期会使企业和个人在借款安排时会变得相对谨慎。这就是说，一旦人们心里形成政府将要紧缩的预期，即便政府并不真正采取相应的紧缩性措施，也会达到实际紧缩的效果。当然，政策宣示所能达到的效果取决于政府承诺的可信性。可信性越强，在政府真正采取紧缩措施之前，企业和个人的借贷行为调整就会越明显，在这种情况下，实际要求的政策紧缩力度就会相应地减少。而真正的紧缩措施出台之后对市场的影响因借贷者事前的调整就会减弱许多。相反，如果政府承诺的可信性不强，人们预期政府的政策宣示只是口头上“说说”而已，那么，借贷者仍然会按照原来的金融条件安排支出和融资计划。一旦公众对政府的政策宣示有了这样的印象，政府再来实践其政策的承诺，就会对公众和市场产生极大的不利影响，例如，引起市场利率的剧烈波动。这就是前不久政府微小提高证券交易印花税引起市场过激反应的根本原因。从这个角度出发，既然政府宣布了货币政策要适度从紧，那么，为了树立政府宏观经济政策的可信性，至少还会根据宏观经济形势的需要，在适当的时候提高利率和法定存款准备金比率等。