货币政策和利率的关系
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货币政策和利率的关系范文第1篇
一、引言
自1978年实行改革开放以后，中国经济取得了快速的增长，与此同时增长并不平稳，出现了较大的经济波动，然而，中国经济波动的大起大落现象在1997年以后基本上没有出现，取而代之的是中国经济在此以后实现了平稳快速的增长，也就是说中国宏观经济波动出现了缓和化的趋势。那么，在这一过程中，货币政策作为重要的宏观经济政策手段，对于稳定经济和降低经济波动是否产生了重要影响，是否降低了中国经济波动，这是一个值得分析和考察的问题。
20世纪60年代兴起的货币主义将货币因素看作是经济波动的核心因素，而圣路易斯方程的提出更是为此观点提供了经验支持，从此货币政策与宏观经济稳定之间的关系引起了广泛的研究。20世纪90年代以来美国经济出现了高增长和低通胀的现象，经济学家将这良好的经济表现与美联储正确的政策联系在一起，从而对美国经济稳定与货币政策之间的关系进行了广泛而深入的探讨。例如，Cladda，Cdi，andCerder(2叩0)根据类似泰勒(1993)提出的美联储的利率规则——泰勒规则——为基础，估计了美国不同时期的货币政策规则，指出1979年以前美国经济不稳定的原因是因为此前美国的货币政策是适应性的而不是采用反通货膨胀的货币政策规则，而此后则采用了反通货膨胀的货币政策规则。
中国货币政策有自身的特殊性，不能简单的通过考察利率政策就能确定其操作方式，因为在中国利率还没有实行市场化，中国人民银行可以直接决定市场上最基本的利率，同时中央银行还通过调控货币供应量来实施货币政策，所以考察中国货币政策的变化与宏观经济波动之间的变化不能只考虑其中一个指标的变化与宏观经济波动之间的关系，而应该结合中国货币政策传导机制，充分考虑利率与货币对中国经济主体行为的不同影响方式，从而建立一个反映这些因素的货币政策指标，并在此基础上考察其变化与宏观经济波动的关系。正是基于中国人民银行这种对利率和货币量的双重控制的现实，本文提出了反映这一现实的货币政策指标，并根据这一指标分析了货币政策与中国宏观经济波动的关系。通过分析发现：中国的货币政策虽然具有反周期的操作取向，但是货币政策本身却是造成经济波动的重要原因；中国自1997年以来宏观经济波动明显缓和化，其原因既包括基础因素冲击降低，也包括货币政策冲击的降低；中国货币政策在1997年以后有了很大的改善，主要是货币政策自身的波动减少了，货币政策更加稳健，不再像1997年以前那样在短期内出现巨大的变化。
本文以下部分的结构安排如下：第二部分讨论行为基础；第三部分探讨在利率管制下产出波动与货币政策的关系，讨论货币政策冲击与产出波动的定量关系；第四部分从经验角度考察中国货币政策与宏观经济的关系；最后，第五部分总结全文。
二、微观行为基础
中国目前的利率还没有实行市场化，中国人民银行可以直接决定市场上的最基本的利率，当然，现在中国人民银行开始逐渐放开利率的管制，但是最主要的存款利率以及贷款利率的基本利率及变化范围还是由央行决定。在控制利率的同时，中国人民银行并没有简单地以利率作为货币政策的操作工具，而是宣称以名义货币总量作为货币政策的操作工具。那么，在名义货币总量和利率均由货币当局控制的情况下，显然这二者都是影响经济波动的重要因素。中国人民银行可以通过调整这二者之间一个或两个变量来调控经济波动，下面结合中国货币政策这一特点来分析中国货币政策与宏观经济动态。
考察货币政策如何影响经济活动需要考察货币传导机制，而考察货币传导机制首先需要考察货币需求函数。货币需求函数形式可以表示如下：
(1)
其中lnMdt为t期名义货币量的对数，lnPt为t期价格水平的对数，lnYt为t期的真实产出对数，it为t期名义利率水平，即持币的机会成本，c，α，β为常数，并且α>0，β>0，这三个参数均为反映经济主体的偏好的结构参数。(1)式所表示的是货币需求函数，如果当名义货币供应量M由中央银行直接控制，并且货币市场是出清的，即货币需求Md等于货币供给M，那么，(1)可以表示为
(2)
通过对(2)式进行差分可以得到货币增长率m与产出缺口y、通货膨胀π以及潜在产出增长率g*的关系如下：
(3)
IS曲线反映的是在商品市场均衡条件下支出与真实利率之间的关系，一般而言，真实利率越高，投资成本也越高，消费的机会成本也越高，所以支出就会降低；反之则反之。产品市场出清要求支出与产出相等，因此在其他条件不变的情况下，以产出缺口与真实利率表示的IS曲线其形式可以表示为：
(4)
其中πet+1为本期对下期通货膨胀的预期，ut是自发的需求冲击，为白噪声过程，φ是结构参数，并且φ>0。由于消费受到消费习惯的影响，过去的消费会对本期的消费具有正的影响，而投资由于技术原因往往具有滞后效应，所以在IS曲线中应该考虑过去支出对当期支出的影响。因此，符合现实的IS曲线应该为如下形式：
(5)
其中λ为大于0小于1的常数，当然λ也是反映消费者偏好和生产技术状况的结构参数。
以上分析了需求方面，现在来讨论供给行为，即讨论物价与产出或者通货膨胀与产出缺口之间的关系。反映产出缺口与通货膨胀关系的曲线是著名的菲利普斯曲线。在考虑不完全竞争市场和预期这些比较现实的条件后，Calvo(1983)在结合生产者的最优价格调整的基础上，提出了如下的菲利普斯曲线：
(6)
其中k是大于0的结构参数。(6)式所代表的菲利普斯曲线是在微观主体的最优行为基础上推导而来，因此可以克服Lucas(1976)所提出的对凯恩斯主义经济理论的批判。
三、利率管制下的货币政策与经济波动的关系
以上简要地介绍了用于宏观经济分析的IS-LM-AS框架，虽然中国目前的利率没有市场化，但是中国微观经济主体的行为还是适合用这一框架来描述。首先，对于货币市场均衡而言，在利率市场化条件下，如果货币当局控制名义货币量，微观经济主体可以改变交易数量和价格以及改变货币需求量来影响均衡利率以实现货币市场均衡；而如果在利率非市场化条件下，货币当局控制名义货币量，微观经济主体可以改变交易数量和价格来实现货币市场均衡，这一关系仍然可以用(2)式和(3)式来表示；在这一情况下，如果Mt和it固定，那么Yt和Pt就必须调整，即如果产出上升，那么价格水平将下降。对于商品市场均衡而言，利率管制与否并不影响经济主体的优化行为，如果在预期通货膨胀没有变化的情况下，利率上升会导致真实利率的上升，从而降低支出；如果本期支出上升，而利率不变，那么预期通货膨胀将会调整，即预期通货膨胀上升；如果预期通货膨胀上升，那么当期支出会因为真实利率下降而上升；这与利率市场化情形下的情况没有区别，因此(5)式可以表示在利率管制条件下的商品市场均衡。菲利普斯曲线并不受利率是否由央行控制的影响，(6)式所代表的菲利普斯曲线能够反映中国生产者的最优地调整价格和产量的行为，而利率管制并不影响这一曲线的结构。
通过以上说明可以知道，虽然利率管制条件下，货币政策的传导机制与利率市场化情况下有一些区别，但是IS-LM-AS框架可以用来分析中国宏观经济波动。同时，根据郑超愚(2002)对中国需求管理导向的小型宏观经济模型的经验考察，IS-LM-AS框架是可以作为分析中国宏观经济的基本框架，这一框架与中国宏观经济动态是相吻合的。现在分析由(3)式、(5)式和(6)式组成的动态系统对货币政策的变化是如何反应的。由于该系统由三个行为方程组成，并且正好有三个内生变量，因此，可以实现三个市场均衡，并且这个均衡是惟一的，即中国经济在利率管制条件下存在惟一均衡。由于(5)式中包含预期变量，所以利用菲利普斯曲线(6)式将预期通货膨胀消去得到产出缺口、利率和通货膨胀的关系如下：
(7)
(7)式显示了产出缺口与利率和通货膨胀之间的关系，即产出缺口与名义利率负相关，与通货膨胀正相关，这看上去类似于IS曲线，正是因为这种关系，许多人错误地将(7)看成是IS曲线。在对中国经济的进行动态分析或经验研究时，很多研究者将形如的曲线认为是IS曲线，这显然是不对的。从理论分析角度来讲，μt不是简单的需求冲击；从经验分析的角度来说，利用这种设定而得到的参数估计并不能正确反映经济主体对利率的反应程度，因为所估计的参数并不是IS曲线本身的参数。所以利用形如的曲线当作IS曲线进行经验分析是不可能避免卢卡斯批判的，而建立在此基础上的理论结论与政策建议都是不可靠的。
利用(3)和(7)消去通货膨胀可以得到产出缺口与货币增长和利率的动态关系如下：
(8)
其中是供给冲击和需求冲击的组合，故也是为白噪声过程。
从(8)可以看出，产出缺口除了受到供给需求影响以外，货币政策——货币供应量的增长率、利率水平及其变化——是影响产出缺口的重要因素。由于中国目前实行利率管制，中国人民银行可以通过对利率和货币总量的调控来实现其稳定经济的目标，这与利率市场化的情况存在很大区别，因为货币供应量的变化不会导致利率水平的变化，除非货币当局改变利率水平。
当货币当局增加货币而利率不变时，由(8)知道，产出在短期内会上升，由于故产出缺口会逐渐减少，最终产出回到潜在产出水平。当利率减少而货币供应量不变时，产出或产出缺口的变化取决于货币需求的利率弹性β的大小，如果β大于1，那么产出不但不会上升反而会下降；如果β小于1，那么产出会上升；如果β等于1，那么产出没有变化。对于货币需求的利率弹性β的大小许多经济学家进行了研究，一般认为其小于1，所以，利率下降会导致短期内产出增加，然后逐渐回到潜在产出水平。
以上分析了中国利率管制下的货币政策与宏观经济的动态关系，现在分析货币政策与宏观经济波动之间的关系。在利率市场化条件下，某一时期利率上升或者货币供应量上升，我们可以认为实行了紧缩货币政策，但是在利率管制条件下则不能这样简单的判断，即不能简单地以货币供应量或名义利率水平作为货币政策的指标，因为在利率管制条件下，货币政策是利率变化与货币量变化的组合。从(8)式中可以看出，货币政策是通过mt-it+β(it-it-1)-αg*t这一复合变量影响产出的，因此任何导致mt-it+β(it-it-1)-αg*t变化的政策措施均可以理解为货币政策发生了变化。金融货币">经济,金融货币-[飞诺网]
令mpt=mt-it+β(it-it-1)-αg*t，故mp是利率管制条件下的货币政策指标，那么(8)式变为，
yt=ayt-1+bmpt+vt(9)
令σ2y为产出缺口y的方差，这一指标可以表示产出的波动性，令σ2mp为货币政策指标mp的方差，σ2v为随机冲击v的方差，ρ为上一期产出缺口yt-1与本期货币政策指标mpt的相关系数，由(9)可以知道产出缺口的方差为：
(10)
从(10)式可以看出产出缺口的方差取决于货币政策指标mp的标准差σmp，随机冲击的标准差σv以及上一期产出缺口yt-1与本期货币政策指标mpt的相关系数p。产出缺口的标准差σy是随机冲击的标准差σv和相关系数p的增函数，但是产出缺口的标准差和货币政策指标的标准差之间的关系则比较复杂。由(10)可知产出缺口的标准差和货币政策指标的标准差之间的单调关系取决于下式
（11）
一般而言，相关系数p小于0，的符号不能确定，所以的符号也不确定，也就是说货币政策指标的标准差减少也不一定会降低产出的波动。如果即如果货币政策稳定经济的取向不是很明确，那么，货币政策本身会加剧经济波动而不是稳定经济。如果那么即如果货币政策具有很强的稳定经济的取向，那么，货币政策的强烈变化是为了应对经济波动而产生的，货币政策的变化有助于经济稳定。
由于货币政策面临不确定性和不完全信息，货币政策不能对当期的需求和供给冲击做出反应，所以货币当局往往采用反馈的货币政策规则，反馈的货币政策规则要求对上一期的产出缺口采用逆周期的货币政策，也就是
(12)
其中0＜θ≤1，θ反映的是货币政策反经济周期操作的力度，wt为白噪声过程，是货币政策因为非独立性等其他原因而对货币政策反馈规则的偏离。在(12)这一货币政策规则下产出缺口为yt=a(1-θ)yt-1+bwt+vt，在此政策规则下，产出缺口的方差为：
(13)
显然，在0<θ≤1的条件下，即随着货币政策反经济周期操作力度增加，产出缺口的波动性下降；另外，货币政策中由其他因素引起的政策冲击wt是影响产出缺口波动性的另一个重要因素，当货币政策专注于稳定产出，而不受其他因素影响，那么产出缺口的波动性就会降低。
从(9)式可以看出，如果货币政策是中性的，即mt-it+β(it-it-1)-αg*t=0，在这一货币政策取向下，货币政策仅仅满足潜在产出的需要，而不对产出波动进行任何逆周期的操作，那么，在这一政策取向下，产出缺口的方差为如果货币政策对稳定经济有贡献，那么即产出波动小于由于基本因素(fundamentals)冲击引起的波动；反之，则即产出波动大于由于基本因素冲击引起的波动。如果一种货币政策mp''''比另一种货币政策mp″有所改善，那么一定有
(14)
其中σ2v''''和σ2v"分别反映的是在实施货币政策mp''''和mp"时经济面临的基本冲击。由于在现实经济中，经济学家不可能像物理学家一样进行可控试验，因此考察一种货币政策与另一种货币政策在稳定经济方面的表现时，需要考虑不同货币政策所处的经济状况，具体而言，就是当时所面临的供给和需求冲击。正因为如此，比较货币政策稳定经济的效果时不能简单比较[σy(mp’)]2和[σy(mp")]2，还应该将反映不同政策所面临的现实差别考虑在内。
如果货币决策当局采用反馈规则，那么评判货币政策是否改善就可以直接考察货币政策本身。例如，如果货币政策的独立性更强，货币决策当局更加严格地遵循货币政策规则，即σ2w越小，那么从(13)可以看出，由货币政策而造成的经济波动也就更小；如果货币政策的独立性没有改变，即σ2w不变，那么货币政策反周期的力度越大，经济波动越小；当然，如果这两者均改变，评判货币政策只能采用(14)所示的一般判定方法。
四、中国货币政策与宏观经济波动的经验考察
(一)参数估计
以上从理论角度考察了货币政策与经济波动之间的关系，现在需要结合中国的现实来考察1980年以来货币政策在稳定经济方面的效果及其是否有所改善。为了评价中国货币政策，首先需要对反映经济变量之间关系的参数进行估计。
本文分析所用的数据中名义GDP采用2006年《中国统计年鉴》中支出法核算的国内生产总值；货币供应量采用历年《中国统计年鉴》和IFS所提供的数据，并且采用以中央银行定义的M1代表货币总量；通货膨胀率是GDP缩减指数的变化率，GDP缩减指数通过计算得来，其计算方法为，t年的GDP缩减指数的计算公式为(t年的名义GDP/t年的真实GDP指数)／(1978年的名义GDP/1978年的真实GDP指数)，其中1978年的真实GDP指数为100；中国真实GDP缺口采用HP滤波得到，其计算方法为，由采用HP滤波(其参数λ=25)获得真实GDP对数的趋势值，真实GDP缺口就是真实GDP对数与其趋势值之差；利率采用税后的一年期银行存款利率，一年期银行存款利率rt是根据中国人民银行规定的居民一年期储蓄存款利率水平和执行时间加权平均而获得，计算公式为rt=∑(riΔti)／∑(Δti)，其中一年的时间度量按财务年度计算，即一年按360天计算，一月按30天计算。具体数据见附表。
现在对(2)、(5)和(6)式中的参数进行估计，估计结果如下：
LM曲线估计结果如下：
（15）
IS曲线和菲利普斯曲线包含预期变量，所以对其估计需要采用GMM估计，IS曲线估计结果如下：
(16)
其中工具变量集合包括：产出缺口及两期滞后，通货膨胀及两期滞后，利率三期滞后，名义货币及滞后。
菲利普斯曲线的估计结果如下：
(17)
其中工具变量集合包括：产出缺口及滞后，滞后通货膨胀，利率和名义货币及滞后。
根据估计结果可以得到a=0.78，b=0.17，vt=0.17st+0.57ut。显然，货币需求的利率弹性太大与理论不相符，因此按照一般的理论分析，将其设定为0.5比较合适。
(二)中国货币政策对宏观经济稳定作用的经验考察
根据以上估计我们可以得到反映中国利率管制条件下的货币政策指标mpt=mt-it+0.5(it-it-1)-1.32g*t，代入历年的货币增长率、通货膨胀率、利率变化和潜在增长可以得到历年货币政策操作的情况(见图1)。从图1可以看出货币政策变化状况，中国货币政策在历年中有较大的变动，最高年份和最低年份之间相差达到0.36，根据货币政策指标mp，是否大于0可以知道货币政策是否是扩张的或紧缩的，从图1中可以看出，20世纪90年代以前货币政策的扩张或紧缩力度都很大，以后就比较小了。
由(9)和(10)知道，经济波动由基础因素冲击和货币政策两种因素决定，通过对(5)式和(6)式的估计可以分别得到需求冲击和供给冲击，而供给冲击和需求冲击的组合就是导致经济波动的基础因素(基础因素冲击和产出缺口见图2)。从1980年到2004年基础因素冲击的方差σ2v为1.81×10-4，而产出缺口方σ2r为8.27×10-4，根据(10)式可以得到货币因素对产出缺口的方差的影响为由此可知显然，货币政策冲击并没有降低由基础因素造成的经济波动，反而因为自身的波动造成了宏观经济的波动。如果没有货币政策冲击，由基础因素造成的产出缺口的方差为,由此可知货币政策冲击对产出缺口方差的贡献为44%。
1997年来中国经济波动缓和化，那么，这是货币政策改善的结果，还是基础冲击减少的结果，或者是二者共同作用的结果，为此必须进行详细考察。为了能够做出正确的判断，这里需要采用(14)式所提出的方法进行比较(比较结果见表1)。从表1可以看出，货币政策冲击和基础因素冲击均大幅度降低，基础冲击的方差下降87%，而货币政策导致的产出缺口方差下降了89%，因此共同造成产出缺口方差下降88%。同时，货币政策导致的产出缺口方差占产出缺口方差的比例也从44%下降到39%。由此可见，中国货币政策在1997年以后在稳定经济方面有了很大改善，尽管其改善没有提高到降低基础因素冲击的程度。
下面分析中国货币政策反周期操作的反馈规则。根据(12)式，反馈规则是货币政策对过去产出缺口的函数，由于政策时滞，在经验考察时，货币政策可能并不只是对过去一期的产出缺口做出反应，所以本文采用滞后三期进行回归，然而滞后两期的产出缺口和滞后三期的产出缺口的系数均不显著，采用逐步剔除不显著变量后，回归的结果表明只有滞后一期的产出缺口系数显著。故对估计参数θ的估计结果如下：
(18)
由此可以得到货币政策规则值，以及对规则值的偏离情况(见图3)。从图中可以看出货币政策对其规则的偏离程度越来越小，具有明显的时间趋势。令zt=w2t，通过与时间趋势进行回归可以看出zt具有显著的时间趋势(见图4)。货币政策对其规则的偏离越来越小表明货币政策更加关注经济稳定。
通过以上分析说明，中国经济波动缓和化的主要原因之一是货币政策越来越稳定，货币政策对其规则的偏离程度越来越小，尽管货币政策的波动一直以来都是导致中国经济波动的重要因素。20世纪90年代后期以来，中国经济波动缓和的原因是中国经济所面临的基础因素冲击和货币政策冲击均减少了，货币政策冲击对产出缺口方差减少的贡献大约为45%。
五、结语
语本文根据中国利率非市场化的金融市场现实，结合中国微观经济主体的最优化行为，推导了中国宏观经济动态与货币政策的关系。中国的利率不是由市场决定的，中央银行可以通过调节利率和货币量中的任何一个或两个政策工具来实现其政策目标，所以中国的货币政策指标不能简单的采用其中一个来反映，而是一个包含这两者的复合指标。正是因为上述原因，本文根据利率和货币量对宏观经济波动的影响方式，提出了适合中国现实的货币政策指标——该指标包含货币量的变化，利率水平及其变化。
货币政策和利率的关系范文第2篇
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
货币政策和利率的关系范文第3篇
关键词：货币政策；中介目标；协整检验；格兰杰因果检验
中介目标是央行货币政策对宏观经济运行产生预期影响的连接点和传送点，不同的中介目标会使货币当局采取完全不同的行动来实现最终目标。货币政策的最终效果如何，也往往取决于中介目标的可行性和稳定性。我国货币政策中介目标的选择经历了从最初的以信贷总量、现金总量计划为代表的规模管理，到1996年将货币供应量M1、M2作为货币政策中介目标的组成部分，再到1998年正式取消贷款规模控制，货币供应量正式成为我国唯一的货币政策中介目标的转变过程。但是，近年来我国货币供应量作为中介目标遇到了很大困难，一些发达国家也先后放弃以货币供应量作为中介目标，而选择了利率，这在很大程度上影响了我国有关当局控制货币供应量的决心[1]。
一、样本数据及变量的选取
(一)样本区间：1998—2005年的季度数据
我国自1984年人民银行专门行使中央银行职能以来，货币政策的制定和实施可以划分为两个阶段：1984年到1997年为一个阶段，1998年到现在为一个阶段。因为1998年1月1日央行取消贷款规模限额的控制，货币供应量正式成为我国货币政策唯一的中介目标，货币供应量成为央行调节宏观经济的主要控制变量，因此，本文以1998年到现在央行公布的季度数据为样本进行分析。
(二)变量选择
货币政策中介目标：代表变量为M1、M2。1996年，我国正式将货币供应量M1作为货币政策中介目标，但随着金融创新的不断发展，M1越来越多的表现出可控性不足，而M2的可控性相对较强，本文将M1、M2分别作为中介目标的代表进行分析。
货币政策最终目标：代表变量GDP。货币政策的最终目标可归结为促进经济增长。GDP的增长最能反映一国经济的运行态势，因此，将GDP作为衡量经济增长的指标。
利率代表变量：银行间七日同业拆借利率。利率决定着金融资产的价格变化。在我国目前的利率体系中，同业市场拆借利率由于能够十分灵敏地反映市场上货币资金的供求状况，因而可成为货币市场的基准利率。因此，本文选取了成交量最大的七日拆借的加权平均利率为代表进行分析。
(三)数据处理
因为GDP、M1、M2的名义值包含了当期的物价因素，不能很好的反映真实经济运行状况，因此，我们用1998年1月为基期的CPI季度定基比指数对数据的名义值进行调整，将得到的实际值作为考查指标。
同时，由于本文采用的是季度数据，因此，在进行分析之前先采用移动平均季节乘法分离出季节影响。本文在分析中所使用的数据都是经过季节调整后的数据。
在对利率和GDP的关系进行分析时，分别对利率和GDP进行了对数调整来增加其可比性。
二、实证分析结果
(一)单位根检验
检验序列平稳性的标准方法是单位根检验。本文采用PP检验法进行单位根检验。结果如表1所示，在5%的显著性水平下，每个分析变量都无法拒绝有一个单位根的原假设，都是非平稳的，但是，它们经过一阶差分后在5%的显著性水平下均能拒绝原假设，都是平稳的，因此都是一阶单整序列。
(二)协整检验
协整是变量之间长期均衡关系的统计表示。本文采用的是Engle和Granger(1987)提出的协整检验方法。由于RGDP、RM1、RM2、LnRGDP、LnR都是单位根过程，因此，可以对其进行协整检验。Engle-Granger协整检验结果如下：
RM1与RGDP回归的OLS估计为：
RGDP=5776.187+0.335498RM1+ζ1
(3.818613)(14.94971)
R-squared0.881654
RM2与RGDP回归的OLS估计为：
RGDP=5938.722+0.123013RM2+ζ2
(4.818430)(18.25647)
R-squared0.917423
LnR与LnRGDP回归的OLS估计为：
LnRGDP=10.73381-0.573347LnR+ζ3
(147.1241)(-8.046663)
R-squared0.763373
分别对残差ζ1、ζ2、ζ3进行ADF单位根检验，结果见表2。
因为所得的残差ζ1、ζ2在5%的临界值水平下都是平稳的，所以，可以认为RM1和RGDP以及RM2和RGDP之间存在协整关系，即存在长期均衡关系。而残差ζ3在5%的临界值水平下是非平稳的，也就是说LnR和LnRGDP之间并不存在协整关系，它们之间并无长期均衡关系，同业拆借利率与货币供应量之间并不具有稳定的相关性。中央银行可以通过变动货币供应量进而实现对经济的长期稳定调控。这就对货币供应量作为货币政策中介目标的合理性进行了验证。
三、结论及政策建议
第一，通过以上实证分析可知，目前我国货币供应量作为货币政策中介目标与货币政策的最终目标GDP之间仍存在着长期稳定的均衡关系，中介目标的变动能显著地影响到最终目标。同时，我国金融市场的结构还比较简单，这使货币供应量具有一定的可控性和可测性。因此，当前我国以货币供应量作为货币政策中介目标是合理的并应该继续坚持。
第二，目前，我国低下的同业拆借利率市场化程度造成了我国银行间同业拆借利率对宏观经济变量的影响并不显著，同业拆借利率与货币政策最终目标之间并不存在长期稳定的均衡关系，因而目前并不具备选择利率作为中介目标的条件。
货币政策和利率的关系范文第4篇
关键词:Shibor,基准利率;货币政策;传导机制
Abstract:This article used multi-econometric analysis methods to research the Shibor’s benchmark rate status,especially into the conditions after the world-financial-crisis. Further more it discussed the influence to the conduction efficiency of China’s monetary policies. As a conclusion,it gave some suggestions of how to improve the Shibor’s authority in the rate system of our country.
Key Words:Shibor,benchmark rate,monetary policy,conduction mechanism
中图分类号:F822 文献标识码:A文章编号:1674-2265(2009)08-0003-05
2007年1月4日,上海银行间同业拆放利率(Shanghai Interbank Offered Rate,简称Shibor)正式运行,它是在参照Libor形成机制的基础上,由16家高信用等级银行自主报价,剔除最高和最低各两家行报价后的同业拆出利率的算术平均值,是单利、无担保、批发性利率。Shibor的发展目标是成为我国的基准利率,因此其运行状况倍受关注,诸多专家学者从多方面对Shibor进行了研究:一是研究如何提高Shibor的基准性。如韩松、徐蓓(2008)认为应进一步促进报价行报价水平的提高,鼓励以Shibor为基准的金融创新;杨晓胜(2007)认为应在Shibor的交易技术和市场环境层面加以改进。二是从实证角度分析Shibor与货币市场利率的关系。如汪波(2008)通过建模研究了货币市场其他利率对Shibor的影响;方先明、花(2009)结合相关数据分析了作为市场利率风向标的Shibor与市场利率的联动关系。三是对Shibor与金融产品定价关系的研究。如易寿生等(2008)指出影响Shibor作为定价基准的制约因素;徐宁(2008)研究了以Shibor为基准的市场化定价形成机制,以及如何通过内部定价机制将市场信号传导至金融机构的业务端等。
上述研究中,对如何改进Shibor形成机制、提高Shibor基准性等方面提出了很多建议。但是,对Shibor运行后特别是金融危机以来基准地位确立情况以及对我国货币政策传导效率影响方面的分析不多,本文将对此进行探讨。
一、Shibor基准地位的确立情况
本文将货币市场利率分为三类,即工具利率(目前我国的价格型货币政策操作工具,以存贷款利率和央票利率为代表)、Shibor(推动中的基准利率)和市场利率(以货币市场上交投活跃的同业拆借和回购利率为代表)。在当前的货币政策调控机制下,通过考察Shibor对工具利率、市场利率的敏感性程度,可反映出当前Shibor基准地位的确立情况。
(一)Shibor对工具利率变动的敏感性
通过观察2007年1月4日-2009年5月31日期间①各品种Shibor运行趋势(图1、图2),可以发现以下特征:Shibor对工具利率变动敏感,如存贷款利率调整②时Shibor曲线会呈现明显拐点(箭头所示);短端(1M以内)Shibor较中长端(3M以上)Shibor对工具利率的敏感性更强,表现为曲线变动更陡峭。
计算各品种Shibor与同期限工具利率相关系数(表1),并进行格兰杰因果关系检验③,可知:(1)Shibor与同期限工具利率间相关系数均大于0.9。(2)在的显著性水平下,3M存款利率是同期限Shibor变动的原因;在的显著性水平下,6M和1Y存款利率是同期限Shibor变动的原因,且都是单向格兰杰因果关系;其它各指标与同期限Shibor都具有双向格兰杰因果关系。
(二)市场利率对Shibor变动的敏感性
以2W和3M Shibor利率作为短端和中长端Shibor的代表,分别与同期限的市场利率进行趋势分析(图3、图4)。可以发现以下特征:Shibor与市场利率的变动趋势高度一致、联动性高;短端市场利率与短端Shibor运行趋势一致性更高;与回购利率相比,拆借利率对同期限Shibor的敏感性更高(偏离度更小)。
计算市场利率与同期限Shibor相关系数(表2),并进行格兰杰因果关系检验④,可知:(1)市场利率与同期限Shibor间相关系数均大于0.9。(2)短端市场利率与Shibor的相关性较中长端更高。(3)在
的显著性水平下,1W、1M、3M、6M Shibor是同期限拆借利率变动的单向格兰杰原因;2W、1M、3M、6M、1Y Shibor是同期限回购利率变动的单向格兰杰原因。
(三)基本结论
在当前货币政策传导路径中:(1)Shibor对工具利率冲击反应敏感,并能很好地将工具利率变动传导给市场利率。(2)短端Shibor对工具利率变动更敏感、对市场利率的引导更有效。(3)在“工具利率―Shibor―市场利率”传导路径中,表现为较强的单向格兰杰因果关系。可以断定,目前Shibor已具有很高的基准地位,尤其是短端Shibor在货币市场的基准地位已经基本确立。
二、货币政策转向对Shibor基准地位的影响
为缓解本轮金融危机对我国经济的负面影响,自2008年9月16日起央行开始多次下调人民币存贷款基准利率和存款准备金率,放缓了央行票据发行节奏、取消了商业银行信贷规模控制。2008年11月5日国务院常务会议正式提出“当前要实行适度宽松的货币政策”,我国货币政策由“从紧”转向“适度宽松”的态势得以确立。以下以2008年9月16日为政策转向突变点,来考察货币政策转向对Shibor基准地位的影响。
(一)货币政策转向以来Shibor基准地位的变动情况
根据货币政策转向后各品种Shibor与同期限工具利率和市场利率相关系数的总体变化情况(提高或降低程度),可以研判Shibor基准性地位是否得以提高(表3)。
可见:(1)货币政策转向以来Shibor与3M和6M存款利率相关性明显提高,与1年期存贷款利率相关性略有减弱。这种现象进一步表明当前短端Shibor基准地位在不断增强,中长端Shibor形成机制仍需完善。(2)Shibor与同期限拆借和回购利率的相关性均不同程度提高,表明Shibor对市场利率的引导性在逐步增强。(3)总体而言,货币政策转向以来Shibor基准地位继续保持着“不断增强”的发展态势。
(二)货币政策转向本身对Shibor基准地位的影响
下面以2008年9月16日为货币政策转向突变点,采用多元回归分析方法考察货币政策转向本身对Shibor基准地位的影响。这里引入虚拟变量D来表示货币政策转向因素:
其中:, 为2008年9月16日。以2007年1月4日-2009年5月31日期间数据作为样本⑤,建立四个多元回归模型:(1)1W Shibor与同期拆借、回购利率及政策因素间的多元回归模型;(2)3M Shibor与同期拆借、回购、存款利率及政策因素间的多元回归模型;(3)6M Shibor与同期拆借、回购利率、存贷款利率及政策因素间的多元回归模型;(4)1Y Shibor与同期回购、存贷款利率及政策因素间的多元回归模型。
模型(1)、(2)分析结果表明:在 显著性水平下,虚拟变量的回归系数不显著,即货币政策转向本身对1W 和3M Shibor的基准地位影响不显著(图5、图6)。模型(3)、(4)分析结果表明:在其它因素不发生变动时,货币政策变动本身对6M 和1Y Shibor 产生一定的正向影响,货币政策转向导致6M 和1Y Shibor 分别同向变动0.264和0.389个单位(图7、图8)。
(三)基本结论
货币政策转向以来Shibor基准地位有较大程度的提高,特别是短端Shibor基准地位提高更大。但这种提高并非缘于货币政策转向本身,而是得益于我国金融市场不断完善、央行大力推动等因素。因为货币政策转向本身只能影响Shibor的绝对水平,而不可能改变Shibor与其他利率的内在联系、不能直接优化Shibor的形成机制。引入货币政策转向虚拟变量分析表明,至少对于短端Shibor,这种判断是正确的。
三、Shibor基准地位确立对我国货币政策传导效率的影响
Shibor基准地位的确立,为我国建立市场化货币政策传导机制(即:通过调控基准价格影响市场利率、资产价格、企业和居民行为,最终影响到总供给和总需求)奠定了基础。这种市场化的、单一的目标利率调控体系将极大促进我国货币政策传导效率的提高。
(一)有助于解决基准利率分歧,明确央行货币政策目标利率
基准利率处于整个利率体系的核心,其调整会对固定收益市场利率产生直接影响,进而影响浮动收益市场利率,从而对整个利率体系起到引导作用。在Shibor推出前,理论界倾向于将回购、同业拆借或国债利率等发展为基准利率,但是客观分析,将上述任何一种利率作为基准利率都存在一些问题(如表4)。
Shibor结合我国实际并借鉴了Libor的建设经验,较好地适应了我国金融市场的发展现状。我国的目标是将Shibor建设为类似于联邦基金利率或Libor的基准利率,并成为央行的目标利率。央行通过定期公布Shibor目标值,并利用公开市场操作等工具推动Shibor加减点来实现这一目标值,从而引导市场利率调整。随着Shibor基准地位的不断加强和应用范畴的不断扩大,Shibor将逐渐成为货币市场、债券市场、衍生品市场的资产定价基准,并最终发展为货币政策调控的最适合的目标利率。
(二)有助于确定基准收益率曲线,统一货币政策调控基准
收益率曲线是收益率对时间的一维函数,是市场对于不同性质资金使用价格的度量,在金融产品特别是衍生品定价方面起着贴现因子的重要作用。基准收益率曲线是基准利率的期限结构曲线,不包含信用风险溢价。由于基准利率缺失,长期以来如何构造我国基准收益率曲线一直没有定论,这就导致各金融产品的无风险定价基准不一,不利于利率信号在金融产品间的传导,同时会造成同质金融产品间的套利机会。
Shibor涵盖了从隔夜到1年的几乎所有期限品种。随着Shibor基准地位、特别是中长端Shibor基准地位的不断提高,我国的短期(1年以内)基准收益率曲线就完全可以由Shibor曲线进行构造。在大力推动以Shibor为基准加点的中长期国债发行和交易的基础上,中长期(大于1年)可由二级国债市场收益率曲线来构造,由此形成的基准收益率曲线将更具有公信力。基准收益率曲线确定后,各金融子市场的收益率曲线就可在此基础上,由市场根据具体金融产品的信用风险情况进行加减点自行调整而形成。由此,整个金融市场的全部收益率曲线全部建立在统一的基准(Shibor)之上,央行货币政策调控的针对性和有效性将得到提高。
(三)有利于深化利率市场化改革、通畅货币政策传导路径
货币传导效率的提高很大程度上取决于利率的市场化程度。但迄今为止,我国利率市场化改革主要在货币市场展开,信贷领域仍实行管制利率,即存款管上限,贷款管下限。在当前利率体系中发挥核心作用的仍然是管制利率。这种二元利率管理机制割裂了利率的市场化传导路径,央行通过调控货币市场利率来引导社会资金运行的机制难以形成。因此,深化利率市场化改革是通畅利率市场化传导路径、提高货币政策传导效率的前提条件。但在基准利率缺失的情况下,盲目深化利率市场化改革,容易导致整个金融市场定价体系的混乱。Shibor基准地位的增强,可在我国全面放开利率管制后,为市场提供一个强有力的定价参照标准。
四、加强Shibor基准地位的建议
由于当前短端Shibor的基准地位已经基本确立,因此Shibor建设的关键就在于大力解决中长端Shibor基准性不强的问题。制约中长端Shibor基准性提高的主要因素有两个:一是我国货币市场与信贷市场间的利率传导机制被割裂。货币市场与信贷市场的利率形成机制的差异,必然导致中长端Shibor报价中包含着过多的非市场化信贷利率组分,从而造成短端与中长端Shibor基准性的差异。二是我国金融市场结构仍存在较大缺陷。与美国等发达国家相比,我国债券市场发展滞后,企业融资不得不高度依赖于信贷市场。而债券市场是连接货币市场与资本市场的重要平台,特别是短期债券(3月、6月、9月品种)与短期信贷(3月、6月、1年品种)在利率期限结构方面形成重叠,其利率曲线可互为参照、互相影响。债券市场发展滞后,使利率信号在由货币市场向信贷市场传导时失去一个重要桥梁,必然会影响到中长端Shibor的基准性。
鉴于上述分析,笔者认为增强Shibor(尤其是中长端Shibor)基准地位应从以下方面着手:
一是大力发展债券市场。发展债券市场(特别是增加3月以上期限品种)并推动其交投活跃,可为企业融资提供更多的选择,沟通货币市场与资本市场(主要是信贷市场)的利率传导路径,为中长端Shibor报价提供更多的参照利率。
二是继续探索利率市场化改革。要逐步放开信贷市场利率管制,不断增强金融机构定价的自,沟通货币市场利率与信贷市场利率传导路径,从而统一各期限品种Shibor的形成机制。
三是进一步提高短端Shibor报价质量。短端Shibor是中长端Shibor的形成基础。在一条完整的Shibor收益率曲线上,随着短端Shibor基准性的不断提高,通过曲线的平滑、引导作用,可以有效促进中长端Shibor曲线质量的改进。
四是不断优化Shibor的形成机制。包括加强报价行资格审核和报价质量考核、定期调整报价行名单、吸纳外资金融机构参与报价、建立Shibor强制交易制度等,从根本上提高Shibor的代表性。
此外,还应积极推动以Shibor为基准的金融创新和资产定价,鼓励金融机构以Shibor为基准构建FTP机制,进一步发展和健全各种金融市场,为Shibor运行创造有利的外部环境。
注:
①下文涉及的分析中,数据区间均为2007年1月4日-2009年5月31日。
②2007-2008年间,央行连续调整存贷款利率12次,这里选择有代表性的6次:2007年8月22日、9月15日、12月21日央行3次上调金融机构人民币存、贷款基准利率;2008年9月16日、11月27日、12月23日下调金融机构人民币存、贷款基准利率。
③对Shibor、存贷款利率及央票利率进行单位根检验,结果表明3个时间序列皆是一阶单整,可以考虑进行格兰杰因果关系检验。
④对各不同期限Shibor与对应期限拆借利率和回购利率进行单位根检验(ADF检验或PP检验),结果表明各时序皆为一阶单整序列,可以进行格兰杰因果关系检验。
⑤存款利率只有3个月、6个月、1年的数据,贷款利率只有6个月、1年的数据;以CKR表示存款利率、DKR表示贷款利率、HGR表示回购利率、CJR表示拆借利率。
参考文献:
[1]胡小芳.对Shibor运行效应的实证分析及未来展望[J].理论研讨,2008,(3).
[2]李海涛等.基于偏t分布的Shibor隔夜拆借利率影响因素分析[J].系统工程,2008,(9).
[3]彭秀丹、肖雯.基于Shibor的我国利率模型参数估计[J].当代经济,2008,(11).
货币政策和利率的关系范文第5篇
利率（本文所指的是银行利率，下同）也称利息率，是借款人需向其所借金钱所支付的代价，亦是放款人延迟其消费，借给借款人所获得的回报。由于其与货币政策的天然联系和具有相关性联系紧密、可控性优异、抗干扰能力强的特点，应当取代货币供应量成为中国货币政策的中间目标。
一、相关性方面
利率同货币政策具有自变量与因变量的函数关系，货币政策的变化必将引起利率的变化。如2009年中国货币政策为应对国际金融危机带来的压力和挑战，实施了名为适度宽松实为扩张的货币政策，使得货币供应量和银行信贷出现了跳跃式增长，银行存款利率活期为0.36%；整存整取三个月：1.71%；半年：1.98%；一年：2.25%；二年：2.79%；三年：3.33%；五年：3.6%。2011年中国实施积极的财政政策和稳健的货币政策，货币政策由此前的“适度宽松”调整为“稳健”，银行存款利率调整为活期为0.50%；整存整取三个月：3.1%；半年：3.33%；一年：3.5%；二年：4.4%；三年：5.0%；五年：5.5%。2015年中国货币政策的基本格调为稳健的货币政策要松紧适度，加快资金周转，优化信贷结构，提高直接融资比重，降低社会融资成本，让更多的金融活水流向实体经济。同时银行存款利率下调为活期：0.35%；整存整取三个月：2.6%；半年：2.8%；一年：3%；二年：3.5%；三年：4%；五年：4.25%。由此可见货币政策的变化必将引起利率的变化。
二、可测性方面
利率是可测的，马克思的利率决定论建立在对利息的来源和本质准确把握的基础上。马克思揭示，利息是贷出资本的资本家从借入资本的资本家那里分割出来的一部分剩余价值，而利润是剩余价值的转化形式。利息的这种质的规定性决定了它的量的规定性，利息量的多少取决于利润总额，利息率取决平均利润率。马克思进一步指出，在平均利润率与零之间，利息率的高低取决于两个因素：一是利润率；二是总利润在贷款人和借款人之间进行分配的比例。这一比例的确定主要取决于借贷双方的供求关系及其竞争，一般来说，供大于求时利率下降；供不应求时利率上升。此外，法律、习惯等也有较大作用。马克思的理论对于说明社会化大生产条件下的利率决定问题具有指导意义。目前中国现阶段利率的因素主要有利润率的平均水平、资金的供求状况、物价变动的幅度、国际经济的环境、政策性因素。这也就决定了利率的可测性。
三、可控性方面
利率具有相当高的可控性。在中国人民银行作为金融业的管理机构，制定并公布基准利率作为的商业银行存款、贷款、贴现等业务的指导性利率，存款利率暂时不能上、下浮动，贷款利率可以在基准利率基础上下浮10%至上浮70%。可见利率具有极强的可控性，国家可以控制利率，调整利率，进而调控货币政策。而货币供给量由两个因素决定，即货币乘数和基础货币。一般来说，基础货币基本上可以由中央银行控制；这样货币供给量的可控性在很大程度上取决于货币乘数是否稳定可测。货币乘数变动的因素又有：居民的经济行为；企业的经济行为；金融机构的经济行为；政府的经济行为。一般情况下，政府的经济行为可以控制，金融机构的经济行为可以限定。但企业和居民的经济行为只能进行引导，具有一定的不可控性。也导致了货币供给量的可控性与利率相比不高。
四、抗干扰性方面
由于中国利率是由中国人民银行制定基准利率。所以中国利率具有极强的抗干扰性。不会受到外力的干涉。也不会因为个人行为或者其他种种因素自行改变。而货币供给量随着中国金融市场的不断发展，特别是互联网经济和第三方支付平台的迅猛发展更是使得货币供给量的抗干扰性不断降低。
