货币政策和汇率的关系
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货币政策和汇率的关系范文第1篇
[关键词]汇率波动;货币政策;传导渠道;有效性
目前西方经济学界认为货币政策的传导途径是多样的,从金融机构的资产负债角度看,一般 认为货币政策传导主要有货币渠道和信贷渠道两个途径,但在理论研究和实证分析上对于不 同渠道的货币政策传导效果还存在较大分歧。
Bernanke和Blinder(1992)[1](901-921)利用VAR模型实证检验发现,除了通过“ 货币” (即银行储蓄)这一渠道外,货币政策至少部分地是通过“信贷”(即银行贷款)起作用的 。Kashyap和Stein(2000)[2](407-428)发现对于具有较少流动性(即债券对资产 的比例 较低)的商业银行,货币政策对信贷的影响较强,货币传导机制是通过信贷渠道这一途径。 Hubbard(1994)[3]认为从理论和实证分析货币传导是通过货币渠道还是信贷渠道是 不好界定的。王振山等(2000)[4](60-63)实证研究发现,上世纪无论是80年代还 是90年代,信用渠道都是我国货币政策的主要传导途径,而货币渠道的传导途径则不明显。李斌(2001)[5](10-17)运用交互 影响的多元反馈时间序列模型研究发现,货币供应量和信贷总量都是比较切合我国 现实需要的中间目标,二者与货币政策的最终目标都具有很高的相关性,但信贷总量的相关 性更大一些。但是,陈飞等(2002)[6](25-30)认为,货币政策是通过货币渠道而 不是信贷渠道对实体经济产生影响的。
上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴意义,但这些研究只着 眼于国内金融,汇率问题在这些研究中则基本未被关注。因此,本文尝试把人民币汇率波动 纳入货币政策中介目标监控体系,采用向量自回归(VAR)模型对我国货币政策传导机制进 行系统的研究。
一、研究思路
为了削弱国际资本涌入我国的动力,目前学术界提出了扩大人民币汇率波动区间的建议,以 增加国际游资的风险溢价。但是,关于扩大人民币汇率波动区间是否真的能阻止国际投机资 本流入我国,只是一种理论假设,目前鲜有文献进行实证,没有事实的支持,本文尝试填补 该项空白。
扩大人民币汇率波动区间,是为了削弱国际投机资本流入我国的动力。如果扩大人民币 汇率波动区间确实能在一定程度上阻碍国际投机资本流入我国,那么,在我国现行的结售汇 制和汇率机制下应当可以减少货币供应量。因此有:
推论之一:扩大人民币汇率波动区间能在一定程度上减少货币供应量检验扩大人民币汇率波动区间能否阻止国际投机资本流入我国,可以通过检验人民币汇率波 动区间的扩大是否能在一定程度上减少货币供应量,如果能,无疑将在一定程度上提高我国 货币政策的独立性,同时,在我国对国际资本跨境流动事实上已经越来越难以控制的情况下 ,则意味着克鲁格曼的“不可能三角”在我国是成立的。
进一步地假设我国货币政策的传导途径是通过货币渠道,由上文知,如果人民币汇率波动确 实能影响货币供应量,那么,人民币汇率波动将通过影响货币供应量进而影响货币政策最终 目标。因此有:
推论之二:人民币汇率波动将通过影响货币供应量进而影响货币政策最终目标,也即是对货 币政策的有效性会产生影响
如果推论二成立,则应当把人民币汇率波动和货币供应量一起作为货币政策中介目标监控体 系,如果这个中介目标监控体系与货币政策最终目标存在稳定关系,那么人民币汇率波动与 货币政策有效性就存在密切关系,货币当局将人民币汇率波动纳入货币政策中介目标监控体 系,将有助于提高货币政策的有效性。本文的研究思路如图1。
图1 汇率波动、货币传导渠道与货币政策有效性研究思路图
二、实证分析
(一)变量的选取与数据处理
基于以上分析,本文采用实际统计数据,对货币政策传导渠道和货币政策有效性进行 实证分析。以狭义货币供应量(M1)和广义货币供应量(M2)作为我国货币政策传导的 货币渠道代表变量;以国内信贷余额(CR)作为我国货币政策传导的信贷渠道代表变量 ;以国内生产总值(GDP)作为检验我国货币政策有效性的代表变量,并经消费者价格指数 (CPI)调整以求得实际值。因此,选择的变量包括:经济增长(GDP)、狭义货币供应量( M1)、广义货币供应量(M2)、国内信贷余额(CR)、人民币实际有效汇率指数 (REER)和 人民币汇率波动(VARI)。除经济增长数据来源于中国经济信息网外,其余的数据均来自EIUcountry data。样本区间为1996年1季度至2008年2季度,以季度为单一样本,共50个。因 为样本数据的自然对数变换有利于消除时间序列中存在的异方差现象,因此,本文除了人民 币实际有效汇率指数和由人民币实际有效汇率指数求得的方差(作为人民币汇率波动的代表 变量)不取对数外,①其余变量均取对数,分别记为经济增长(LnGDP)、狭义货币供应 量(LnM1)、广义货币供应量(LnM2)和国内信贷余额(LnCR)。本文采用的计量软件是EViews60。
(二)人民币实际有效汇率波动指标的求取
1991年Nelson[7](347-370)提出了指数广义自回归条件异方差(EGARCH)模型(E xponential GARCH)。其条件方差方程为:
ln(σ2t)=ω+βln(σ2t-1)+αust-1σt-1-2π+γut-1σt-1(1)
本文采用EGARCH(1,1)模型分别对条件方差的滞后值(σ2t-1)和扰动项平方的 滞后值(u2t-1) 进行估测,并以由此求得的方差作为人民币汇率波动的量度。对REER进行ADF单位根检验发 现,原序列REER具有单位根,非平稳,但一阶差分是平稳的,因此 用ΔREER建立ΔEGARCH模型。如方程(2)、(3)。
均值方程:ΔREERt=0288ΔREERt-1+ui(常数项α不显著,剔除)(2)
(341)
方差方程:ln(σ2t)=1336+0641ln(σ2t-1)-1079ut-1σt-1(3)
(191) (233) (-194)
(003)
R2=008 AIC=423 SC=448
方程(2)、(3)下的括号内数字是对应系数z的统计量。ut-1σt-1 项的系数没有显著性,说明模型没有明显的杠杆效应。通过上述模型计算出来的方差作为人 民币汇率的季度波动量度,记为VARI。
(三)变量的平稳性检验、协整检验与脉冲响应函数
本文采用ADF单位根检验方法来检验变量的平稳 性。结果表明,变量序列在10%显著性水平下都存在单位根,都不是平稳序列,而它们 的一阶差分均在1%的显著性水平下拒绝单位根假设。这说明各变量的一阶差分具有平稳性, 均为I(1)序列。在单整性基础上再对变量之间作Johansen协整检验,检验变量之间是否具有 协整关系,即变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。
1货币供应量与人民币汇率波动的协整检验和Granger因果关系检验
(1)首先检验狭义货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)各自与人民币汇率浮 动(VARI)的协整关系。检验结果分别如表(1)、(2)。
表1变量(LnM1 VARI)的协整检验结果假设的协整关系数特征值迹统计量 临界值(5%的显著性水平) 概率没有
0338956
1878233
1549471
00154 至多1个
0003444
0155252
3841466
06936 注:(1)以上检验含常数项,含趋势项(以下相关协整检验相同,不再说明);(2)*为 5%显著性水平上拒绝零假设(以下相关协整检验相同,不再说明)。
由表1可知, LnM1和VARI在5%的显著性水平上存在一个协整向量。对协整向量正规化得到 :1=(1,048),对应的协整关系为:
lnM1=-048VARI+1068(4)
(270)
由表2②可知, LnM2和VARI在5%的显著性水平上存在一个协整向量。正规化得到:66VARI+1233(5)
(291)
方程(4)、(5)中括号内的数字为t统计量,显然,人民币汇率波动系数的t统计量是显著 的,人民币汇率浮动(VARI)每增加1个百分点,狭义 货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)分别减少062(e048-1=062 )个百分点和093(e066-1=093)个百分点。这说明扩大人民币汇率波动区间确实 能够减少货币供应量,从而证实了推论一是成立的。在我国现行的结售汇制和汇率机制所导 致的我国 货币供给内生性逐渐增强的情况下,人民币汇率波动扩大所产生的货币供应量减少的效应则 意味着我国货币政策的独立性得到一定程度的提高。同时,在我国对国际资本跨境流动事实 上已经越来越难以控制的情况下,则意味着克鲁格曼的“不可能三角”在我国是成立的。
(2)变量间的Granger因果关系。为了更好地研究货币供应量(狭义和广义)与人民币汇率 波动的关系,这里采用Granger因果检验方法进行判断。结果显示,从Granger因果关系的意 义上看,在10%的显著性水平上,人民币汇率波动均是狭义货币供应量和广义货币供应量的G ranger原因,而反之则不成立。结合上文协整方程可知,扩大汇率波动确实能够减少货币供 应量。Granger因果关系检验再次证明了推论一是成立的。
2经济增长、货币供应量与国内贷款余额的协整检验
接下来作经济增长、狭义货币供应量和国内信贷余额一组和经济增长、广义货币供应量和国 内信贷余额另一组,共两组协整检验,以确定我国货币政策的传导渠道。检验结果表明,(LnGDP LnM1 LnCR)和(LnGDP LnM2 LnCR)在5%的显著性水平上各存在一个协整向量 ,对协整向量正规化后分别为:3=(1,-066,-009)和=066lnM1+009lnCR+203(6)
(-316)(-045)
lnGDP=127lnM2+056lnCR+182(7)
(-2701) (1150)
仔细观察方程(6)、(7)可知,对于国内信贷余额(LnCR)的系数在方程(6)中t统 计量不具有显著性(t=-045);在方程(7)中尽管t统计量具有显著性(t=1150),但 是其系数为-056,这意味着国内信贷余额每增加1个百分点,经济增长将下降056个百分 点,不符合经济学常理。而对于狭义货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)而 言,一是二者的系数所对应的t统计量都具有显著性(LnM1的t=-316、LnM2的t=-27 01);二是对应的系数都符合经济学常理(LnM1的系数为066、LnM2的系数为127) ,即狭义货币供应量每增长1个百分点,经济将增长066个百分点,广义货币供应量每增长 1个百分点,经济将增长127个百分点。因此,可以断定我国货币政策是通过货币渠道这一 途径来影响实际经济总量的。
3经济增长、货币供应量和人民币汇率波动三变量协整检验
上文已经实证检验出我国货币政策是通过货币渠道这一途径来影响实际经济总量的,以及人 民币汇率波动会对货币供应量产生影响。因此,接下来考察货币供应量对经济增长的 影响,然后再加入人民币汇率波动这一变量,观察供币供应量对经济增长影响是否改变,以 考察货币政策有效性是否提高。协整检验结果表明,(LnGDP LnM1)和(LnGDP LnM2) 在5%的显著性水平上各存在一个协整向量,对协整向量正规化后分别得到:5=(1, -0751)和=0751lnM1+216(8)
(-4525)
lnGDP=0728lnM2+166(9)
(-8949)
由方程(8)、(9)可知,狭义货币供应量和广义货币供应量各自系数所对应的t统计量均 具有显著性。狭义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长0751个百分点;广义货币供 应量每增加1个百分点,经济将增长0728个百分点。
接下来,把人民币汇率波动加入,构造(LnGDP LnM1 VARI)和(LnGDP LnM2 VARI)两 组三 变量VAR模型。因此,对于方程(8)、(9)也可理解为人民币汇率波动为零(VARI=0)。 协整检验结果表明,(LnGDP LnM1 VARI)和(LnGDP LnM2 VARI)在5%的显著性水平上 各存在一个协整向量,对协整向量正规化后分别得到:=0760lnM1+0010VAR+205(10)
(-4845) (-244)
lnGDP=0731lnM2+0005VAR+161(11)
(-9461) (-249)
由方程(10)、(11)可知,狭义货币供应量、广义货币供应量以及人民币汇率波动各 自系数所对应的t统计量均具有显著性。狭义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长07 60个百分点;广义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长0731个百分点;人民币汇率 波动每增加1个百分点,经济将分别增长0010个百分点和0005个百分点。
对比方程(8)和(10)可知,加入人民币汇率波动后,狭义货币供应量的系数由0728增 加到0731,而且对应的t统计量均具有显著性;对比方程(9)和(11)可知,加入人民币 汇 率波动后,广义货币供应量的系数由0751增加到0760,而且对应的t统计量均具有显著 性。
因此,加入人民币汇率波动起到了两方面作用:一是增加货币供应量对经济增长的正向作用 ;二是人民币汇率波动自身对经济增长也有正向作用。证实了推论二是成立的:人民 币汇率波动能影响货币政策的有效性,且是正的有效性,即把人民币汇率波动纳入货币政策 中介目标监控体系能提高货币政策的有效性。
4对经济增长、货币供应量和人民币汇率波动的脉冲响应分析
协整分析只是提供变量间长期关系的信息,但是没有为一个变量作用于另一变量的动态特征 提供更多的信息,引入脉冲响应函数有助于解决这个问题。我们采用正交化方法和乔利 斯基分解技术,对经济增长、货币供应量和人民币汇率波动构成的VAR进行脉冲响应分析。 图2、图4和图6是由(LnGDP LnM1 VARI)构成的VAR的脉冲响应图;图3、图5和图7是由(Ln GDP LnM2 VARI)构成的VAR的脉冲响应图(篇幅所限,图略)。
由图2、图3可知,在初期受到人民币汇率波动一个标准差的正向冲击后,狭义货币供应量 和广义货币供应量没明显反应,然后呈逐渐加强的负向效应并最终趋于稳定。人民币汇率波 动对货币供应量的冲击具有一定持久的负向效应,这里再次证实了推论一的成立。
由图4可知,在受到狭义货币供应量一个标准差的正向冲击后,经济增长在前2个季度内出现 逐渐增强的收缩趋势,然后经济增长收缩趋势逐渐减弱并转为正向效应,在第7季度后,狭 义货币冲击的作用逐渐消失,这意味着货币供给冲击对实际产出波动的影响没有持续作用, 具有“货币政策长期中性”的特征。
由图5可知,在受到广义货币供应量一个标准差的正向冲击后,经济增长整体呈现出较弱的 扩张反应,随后广义货币的冲击作用逐渐消失,这也意味着货币供给冲击对实际产出波动的 影响没有持续作用,具有“货币政策长期中性”的特征。
图6和图7两个图较相似,在受到人民币汇率指数波动一个标准差的正向冲击后,经济增长在 经过几个振荡之后逐渐消失。由于人民币汇率波动会对货币供应量产生影响,而图4和图5的 脉冲响应图说明了“货币政策长期中性”的特征,因此,一个可能的假说是,人民币汇率波 动对经济增长的影响也具有“长期中性”的特征。
5模型的方差分解
方差分解表示的是当系统的某个变量进行了一个单位的创新冲击以后,以一个变量的预测误 差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用。结果见表10(a)和(b)。其中(a)表是由 (LnGDP LnM1 VARI)构成的VAR的经济增长方差分解;(b)表是由(LnGDPLnM2VARI) 构成的VAR的经济增长方差分解(篇幅所限,表略)。
根据表10的(a)表可知,由于在第1期经济增长的所有变动均来自于自身的新生标准误 差, 贡献度比例为100%,然后自身的贡献度逐渐下降,在第2期,狭义货币供应量对经济增长预 测误差的贡献度分别约为042%,人民币汇率波动对经济增长预测误差的贡献度约为263% ; 在第10期,狭义货币供应量对经济增长预测误差的贡献度分别约为182%,人民币汇率波动 对 经济增长预测误差的贡献度约为454%。(b)表与(a)表类似。(a)表和(b)表的共 同特征是经济增长从它自身以及模型以外的变量得到了绝大部分的解释力,以第10期为例 ,经济增长从它自身以及模型以外的变量得到了9364%(a)表和9520%(b)表的解释力。 同时,对比a、b两表可知,狭义货币供应量与经济增长的关联性比广义货币供应量与经济增 长的关联性更强,因此,选择狭义货币供应量作为货币政策的中介目标能够更为有效地实现 对实际产出目标的传导和调控。
三、结论与政策建议
本文利用VAR模型,通过协整分析、Granger因果检验、脉冲响应和方差分解分析后发现:( 1)我国货币政策是通过货币渠道这一途径来影响实际经济总量的;(2)在狭义货币供应量 和广义货币供应量中,选择狭义货币供应量作为货币政策的中介目标能够更为有效地实现对 实际产出目标的传导和调控;(3)人民币汇率波动对狭义货币供应量和广义货币供应量有 负面作用,即人民币汇率波动的增加将会减少狭义货币供应量和广义货币供应量;(4)“ 不可能三角”在我国是成立的;(5)将人民币汇率波动纳入货币政策中介目标监控体系能 提高货币政策的有效性。
基于上述经验检验,本文提出以下几点建议:
1货币当局应把人民币汇率波动这一变量纳入货币政策中介目标监控体系,以提高货币政 策的有效性。③
2继续完善人民币汇率形成机制,适当扩大人民币汇率的浮动区间,增大人民币汇率弹性 ,增加国际游资的风险溢价,缓解境内外对人民币升值一边倒的预期,削弱国际游资流入的 动力,以此来提高货币政策的独立性和有效性。
3目前我国的利率还未完全市场化,货币当局仍然规定着存贷款利率。在以货币供应量为 中介目标的情况下,为提高货币政策的有效性,应加快我国利率市场化步伐,进一步完善利 率与货币供给量之间的关联机制,增强变量之间的传导效率。
遗留的一个问题。早期的研究认为扩大汇率波动会阻碍经济增长。然而,新近的研究发现, 汇率波动扩大会导致产出增加。国内最新研究有,王自锋等(2009)[8](41-53) 认为,从 外商直接投资的角度看,扩大人民币汇率波动区间对外商直接投资的影响是十分积极的。金 融发展为进行国际贸易的厂商提供了一系列规避汇率风险的金融衍生工具,处于不完全竞争 出口市场的厂商不仅可以使用这些工具转移、降低或者冲销汇率风险,而且通过分散风险组 合,获得额外潜在利润。本文初步实证了人民币汇率波动的扩大会促进经济增长,但里面个 中机理如何,还不是很清楚,而这正是笔者接下来要研究的另一个新课题。显然,接下来的 这一新课题对于我国保持人民币渐近升值、扩大汇率波动区间这一汇率政策取向更具理论 和实际意义!
注 释:
①如果对人民币实际有效汇率指数取对数,由于取了对数之后,会消除异方 差,这将会影响到我们的目的――通过人民币实际有效汇率指数来求得它的方差,并以此作 为人民币汇率波动的代表变量。
②因篇幅所限,本协整检验以及上文单位根检验、Granger因果关系检验、下文的相关协整 检验、脉冲响应和方差分解的相关图表均未列出,有需要读者,可直接向作者联系索要。
③事实上,汇率政策从广义上讲就是货币政策的一部分,因此,结合本文的实证结论,货 币当局应当把货币政策、汇率政策二者综合考虑,把二者一体化,而不应隔离开。
主要参考文献:
[1]Bernanke,Ben S and Blinder, Alan S,1992,“The Federal Funds Rate a nd the Channels of Monetary Transmission”, The American Economic Review 82
[2]Kashyap,AnilK and Stein, Jeremy C,2000,“What do a Million Obser vations on Banks Say about the Transmission of Monetary Policy”, The American E conomic Review 90
[3]Hubbard,RGlenn,1994,“Is There a 'Credit Channel'for Monetary Poli cy ”,NBER Working Paper 4977
[4]王振山,王志强.我国货币政策传导途径的实证研究[J].财经问题研究,2000(12 ).
[5]李 斌.中国货币政策有效性的实证研究[J].金融研究,2001(7).
[6]陈 飞,赵昕东,高铁梅.我国货币政策工具变量效应的实证分析[J].金融研究 ,2002(10).
[7]Nelson, Daniel B,1991,“Conditional Heteroscedasticity in Asset Re turns: A New Approach”, Econometrica 59
[8]王自锋,邱立成.汇率水平与波动程度对我国外商直接投资的影响研究[J] .经济科学,2009(5).
货币政策和汇率的关系范文第2篇
关键词：货币政策;相机抉择货币政策;有效性;实证分析
随着经济的持续发展，世界经济全球化、一体化的趋势也逐渐增强，为了抓住机遇、迎接挑战，适当的调整货币政策才能促进我国经济的稳步增长。而事实也证明，我国采取相机抉择货币政策取得了一定的效果，相机抉择货币政策受到国际经济与其货币政策的影响，正在逐渐转变。本文将分析货币政策与相机抉择货币政策，同时探析相机抉择货币政策的有效性。
一、货币政策的概况
1.货币政策的涵义
货币政策是国家宏观调控的重要政策，是央行对货币管理的一种手段，通过货币的供应，让信贷数量与利率等方面符合国家特定的目标。央行通过不同的货币政策实现对经济的宏观调控，当央行实行放松的货币政策时，是为了刺激经济的持续发展;当央行实行紧缩的货币政策时，是为了维持经济的稳步发展。
2.货币政策的目标
货币政策的目标是为了实现经济的发展、保证币值的稳定、促进就业和维持国际收支平衡等，货币政策的目标与国家宏观调控的目标的一致的。在社会主义市场经济的环境中，国家通过货币政策实现宏观调控，其目标在逐渐实现，但由于货币政策目标具有一致性的同时还具有冲突性，所以，国家在实行货币政策时，要根据实际情况，兼顾各个目标，才能获得既定的效果。
3.货币政策的有效性
货币是非中性的，货币政策是有效的，分为短期效应与长期效应，在短期其效应较为显著，但在长期其效应相对微弱。货币政策是指央行通过对货币供应量的调节与控制，从而引起总需求与总收入水平的变化。作为国家宏观调控的重要手段，货币政策的有效性得到了认可，央行通过对货币供应量的调节与控制，最终实现经济目标。货币政策的有效性要通过对其货币政策的传导、中介目标的选择、货币政策效率、绩效及适应性等诸多方面的分析才能得以实现，同时由于货币政策的制定与实施存在问题，其制定的目标在理论方面与实际方面将存在差异，将影响货币政策的有效性。
二、相机抉择货币政策的概况
1.相机抉择货币政策的涵义
相机抉择货币政策是货币政策操作的一种模式，相机抉择货币政策是国家宏观调控的重要政策，根据国家宏观调控的目标，从而制定相应的货币政策目标;央行通过对货币的管理，采取适当的货币政策，相机抉择货币政策，根据经济发展的需求，或采用扩张性货币政策、或采用紧缩性货币政策。相机抉择货币政策在维护经济的持续发展方面发挥着积极的作用，此模式被众多国家所采用，相机抉择货币政策实现了我国宏观调控的目标，促进了我国经济的稳步发展。
2.相机抉择货币政策的特点
相机抉择货币政策的特点主要表现在以下几方面：其一，随意性，相机抉择货币政策最为注重的便是其最终目标的实现，其在货币调整过程中具有一定的随意性，而这会导致其政策的信誉未能引起相应的重视;其二，滞后性，相机抉择货币政策是根据经济发展需求进而采取适合的货币政策，致使相机抉择的货币政策具有滞后性;其三，单一性，相机抉择货币政策的形式主要有扩张型和紧缩型，其形式具有单一性。
3.相机抉择货币政策的效应
相机抉择货币政策效应是指单位货币政策通过相机抉择，从而对宏观经济变量产生的影响，主要是对产出、通货膨胀及汇率等宏观经济变量的影响，同时，它也体现了相机抉择的操作模式对经济的影响。相机抉择货币政策效应可以分为即时效应与滞后效应。即时效应主要是指相机抉择货币政策对宏观经济变量产生的当期影响，相机抉择货币政策在发生作用时，受到诸多因素的影响，致使对宏观经济变量的影响不能及时地发生，所以相机抉择货币政策的即时效应并不显著，它主要是在相机抉择货币政策采用后，在当月、当季或当年末产生的效应。滞后效应是相机抉择货币政策最为显著的效应，同时也是决策者最为关注的，它是相机抉择货币政策经过长期作用所产生的效应，效用的最大化、最小化及其收敛与发散都是决策者所关注的，进而才能根据相机抉择货币政策的效应，适时调整货币政策的方向与力度。
三、相机抉择货币政策有效性的实证分析
1.基于圣路易斯方程的相机抉择货币政策有效性的实证分析
相机抉择货币政策可以分为正向与负向的相机抉择，即扩张性与紧缩性政策，相机抉择政策要根据经济的发展需求才能进一步采取相应的对策。由于我国货币政策的目标具体多样化，相机抉择货币政策将对工业增加值增长率有所影响，对产出与通货膨胀也有一定的影响，通过适当的相机抉择货币政策，将对产出与通货膨胀进行有效地治理，进而促进我国经济的持续增长。同时，由于正向与负向的相机抉择货币政策对经济的影响存在着较大的差异，所以相机抉择货币政策具有不对称的效应。
相机抉择货币政策的不对称效应，使其对通货膨胀的影响也存在不对称效应，其中正向的相机抉择货币政策对通货膨胀的影响较弱，而负向的相机抉择货币政策对通货膨胀的影响十分明显，因此，相机抉择货币政策将影响物价，对其调控有着积极的作用。
基于圣路易斯方程的相机抉择货币政策影响当期的产出或物价水平，但由于相机抉择货币政策具有随意性、滞后性等特点，致使当期的相机抉择货币政策并不能影响当期的宏观调控目标，仅能对其有微弱的影响。工业增加值增长率与相机抉择货币政策的关系变化表现为正负相间的变化趋势，当经济增长率偏高时，央行采用相机的紧缩性货币政策，进而与当期的增长表现为负相关的关系;当经济增长率过慢时，央行采用相机的扩张性货币政策，进而与当期的增长表现为正相关的关系。相机抉择货币政策与经济增长率之间的关系变化比较频繁，且差距较大，这种关系表现出相机抉择货币政策具有非连续性与阶段性，当相机抉择货币政策获得一定的成效时，经济将出现较大的波动，从而影响经济的稳定性。相机抉择货币政策的滞后性对工业增加值增长率的影响表现为随着相机抉择货币政策滞后的逐渐增加，工业增加值增长率呈现出先升后降的趋势，这一趋势也证明了相机抉择货币政策具有滞后性，进而影响相机抉择货币政策的有效性。
2.相机抉择货币政策对我国经济的有效性分析
相机抉择货币政策对我国的产出、通货膨胀与汇率等方面都有着显著的影响，可以通过构建VAR模型，进一步分析相机抉择货币政策对我国经济的有效性影响。货币政策对产出缺口的影响是有限的，这种现象表示我国货币政策在长期具有中性的效应，其中相机抉择货币政策的影响是突出的，这种现象表示相机抉择货币政策是影响产出缺口的重要因素。产出缺口的存在说明经济发展存在不稳定性，经济系统不能实现持续性的发展。同时，产出缺口对相机抉择货币政策也有一定的影响。
相机抉择货币政策对宏观经济波动有一定的影响。工业增加值增长率的波动受诸多因素的影响，其中货币政策对其影响在逐渐增长，相机抉择货币政策对其影响也在逐渐增长。相机抉择货币政策对通货膨胀产出缺口的影响具有一定的持续性，相机抉择货币政策对物价水平的影响具有一定的长期效应，且影响程度较深。同时，由于相机抉择货币政策对通货膨胀的影响也具有长期性，表明相机抉择的货币政策将极易造成通货膨胀，具有随意性。总之，相机抉择货币政策是影响通货膨胀的主要原因。
相机抉择货币政策对汇率失调的影响在长期内是微弱的，但在短期内，相机抉择货币政策对汇率失调的影响较为显著，虽然相机抉择货币政策的变化频率较小，但其具有阶段性、滞后性与非持续性等特点;相机抉择货币政策的持续操作将使汇率趋于平衡，但增加了汇率在短期内的波动，不利于其稳定性;相机抉择货币政策在加大汇率波动幅度时，有着自动稳定器的作用。相机抉择货币政策是影响汇率波动的重要原因，对汇率失调进行宏观调控是必要的。
汇率的波动在长期内受货币政策的影响较小，主要是受其他因素的影响，所以利于我国货币政策目标的单一化;相机抉择货币政策对汇率波动的影响逐渐提升，最终将造成汇率的巨大波动，使其波动幅度不断上升。
总之，货币政策对产出、通货膨胀率及汇率有着不同的影响，其中对产出和通货膨胀率影响较大，对汇率的影响偏小;相机抉择货币政策作为我国货币政策的主要模式，是根据经济发展的需求而进行相机抉择货币政策的，对产出的影响相对较为明显，对通货膨胀的影响次之，对汇率的影响最为微弱，相机抉择货币政策是影响产出波动、物价波动与汇率波动的重要因素。
四、提高相机抉择货币政策有效性的建议
1.保证实际货币供应量的增长率
相机抉择货币政策有效性的提高，要保证实际货币供应量的增长率，使其具有规则性，在实际的货币供应量方面其增长率应维持在偏大或等于潜在实际产出增长率。虽然在一定时期内潜在产出增长率具有稳定性，但其也将逐渐发生变化，所以实际的货币供应量增长率要具有适当的调整方式。
2.健全汇率稳定机制
相机抉择货币政策有效性的提高要建立健全汇率稳定机制，人民币汇率稳定机制的改革要从以下几方面开展工作：人民币汇率要参考一篮子货币政策，根据市场的需求及时进行调整;人民币汇率要保持浮动，其浮动区间要科学、合理;同时，要对汇率的合理均衡水平进行测算，主要是根据我国贸易顺差程度与结构调整的需求。人民币汇率稳定机制的形成要坚持主动性、可控性与渐进性等原则，才能逐渐形成稳定的人民币汇率机制。健全的汇率机制，首先，要根据市场的需求，参考一篮子货币政策进行调整，进而减少人民币汇率的波动;其次，要发挥汇率杠杆的作用，完善国际收支调节机制，从而促进经济的持续发展;再次，要积极发挥宏观调控的经济政策，为人民币汇率的稳定提供和谐的政策氛围;最后，要逐渐提高调控的水平，积极进行外汇管理，维持人民币汇率的稳定。
3.完善央行的独立性
相机抉择货币政策有效性的提高要完善央行的独立性，央行要实现对货币政策的制定与执行，就要保证其独立性，确定其地位与职责，才能积极发挥货币政策的作用，才能实现相机抉择货币政策的有效性，进而才能利于宏观调控的实行，实现其经济目标，最终促进经济的持续增长。完善央行的独立性要明确央行的地位、职能与行为方式等诸多方面，要对其进行具体的、明确的规定，才能促使其独立地运用权力。完善央行的独立性可以通过法律法规的形式进行规定，从而实现其政策的独立性、货币政策目标的单一性。
五、总结
综上所述，相机抉择货币政策是我国货币政策中较为主要的形式，其相机抉择要根据市场经济形势的变化，要满足市场的需求，进而采取扩张或收缩的货币政策，旨在促进经济的稳步增长。相机抉择货币政策不仅促进了经济的发展，还有效地治理了通货膨胀，稳定了人民币汇率，相机抉择货币政策发挥着积极的作用，具有一定的效应，利于我国经济把握机遇、迎接挑战，使之逐渐适应世界经济全球化、一体化的趋势，利于我国资本市场的完善，同时，利于我国汇率机制的合理化。
参考文献：
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[2]武霞.货币政策操作方式：规则与相机抉择[D].华南师范大学，2008.
[3]张静宜.我国货币政策有效性的实证分析[N].山西财政税务专科学院学报，2013，8（04）：13～15.
[4]董艳子，赵明阳.中国货币政策是规则还是相机抉择[N].中国农业银行武汉培训学院学报，2013，（05）：27～28.
货币政策和汇率的关系范文第3篇
关键词：汇率制度货币政策执行效果
中图分类号：F821.0 文献标识码：A
文章编号：1004-4914(2011)10-192-02
改革开放以来我国人民币汇率形成机制虽然不断进行调整，但外汇储备仍然快速增加，国际收支不平衡及中国同欧美等主要贸易国的经济贸易摩擦不断升温，人民币面临的升值压力越来越大。央行为冲销大量外汇占款，被动投放基础货币，形成目前流动性过剩的局面，对中国经济发展产生了不可忽视的影响，货币政策调控的有效性难以达到预期目的，货币政策独立性面临挑战。因此，研究人民币汇率政策对货币政策的影响，并使其有利于“稳定币值并以此促进经济增长”的货币政策目标，具有极其重要的意义。
一、我国人民币汇率体制调整历程
汇率制度的基本类型可分为固定汇率制度和浮动汇率制度，国际汇率制度变化，呈钟摆变动的情况，即在某一时期固定汇率制度占主流地位，而经过一段时间，浮动汇率制度又成为主导。上个世纪50年代我国实行固定汇率制度，60年代开始倾向走向浮动汇率制度，80年代又趋向固定汇率制度，90年代钟摆再次向浮动汇率制度摆动。
我国各个时期的汇率制度划分：1985-1993年，中国取消贸易外汇内部结算价，实行单一汇率，在官方汇率和调剂市场汇率并存的汇率制度下，调整存款准备金率能够对货币供应增长率、消费物价指数(CPI)、失业率等宏观经济变量起到比较显著的影响；1994-2005年7月，人民币官方汇率与市场汇率并轨，实行以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率锕，形成了人民币经常项目可兑换、资本项目严格管理的外汇管理体制；2005年7月21日以来，中国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，人民币汇率不再盯住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制，人民币汇率正式和美元脱钩。2010年6月19日，中国人民银行宣布进一步推进人民币汇率形成机制改革，增强人民币汇率弹性，加大了人民币升值幅度。
二、固定汇率对货币政策执行效果的影响
从1994年我国外汇管理体制改革到这次汇率制度改革之间，人民币汇率虽然名义上是有管理的浮动汇率制度，但实际上却是一种盯住美元的固定汇率。由于我国国民经济连续多年的快速增长和美元的持续走低，使得人民币币值被低估，严重制约了货币政策的实施效果。
1 货币政策独立性降低。在经济全球化中，存在国际资本自由流动、汇率稳定和货币政策独立性这三个目标不可能同时实现的矛盾。此次汇率制度改革之前，我国虽实行的是有管理的浮动汇率制度，但实际上实行的是盯住美元的汇率制度，因此，汇率变动极小(基本固定)，始终保持在1美元兑换8.26人民币左右。同时，我国一直强调中央银行对宏观经济调控和货币政策的调整。可以说，在理论上选择了汇率稳定和货币政策独立，限制资本自由流动。在现实中，我国结售汇制度使资本流动呈现单向自由化，即人民银行外汇储备增长以人民币等值投放为代价。根据蒙代尔一弗莱明(Mundell Fleming)的模型，在资本流动和固定汇率下，一国的货币政策是失效的。随着我国经济发展和国际收支的“双顺差”扩大，实施这一政策组合的成本越来越大，外汇储备增长成为本币投放的主要闸门，货币政策的独立性严重削弱。也就是说，当时事实上被迫实行了汇率稳定和资本单向自由流动(流入)的政策组合。同时，随着经济和金融的全球化，特别是加入WTO之后，我国开放步伐加快，伴随着金融全球化、一体化程度的逐步提高，国内金融市场对外开放程度的逐渐加强，合法和违规的资本大量涌入。尤其是2000年以来，中国的外汇储备余额急剧增长，从2000年的1656亿美元，急剧增长到2005年的8189亿美元，中央银行被动吃进了很多外汇而投放了大量基础货币。而实际的基础货币需要量并不要那么多，因此外汇占款的增量和基础货币的增长对比差距的增长是很快的。如2000年的外汇占款的增量不足1000亿元人民币，当年基础货币的增量为2000亿元人民币。而到2005年时，外汇占款当年的增量为17500亿元人民币，当年基础货币的增量为5500亿元人民币。由于我们的外汇储备增加比较多，同时又要维持汇率的相对稳定，中央银行被动吃进了很多外汇而投放了大量基础货币，而实际的基础货币需要量并不要那么多，外汇占款增量大于基础货币增量的部分需要由中央银行对冲掉。在国际收支双顺差仍将维持一段时间的情况下，对冲过多的流动性是中国货币政策的重要任务。这意味着基础货币的投放量不能由中央银行主动控制，不得不放弃对货币政策的完全控制权，货币政策独立性几乎丧失。对通货膨胀的控制更多地依赖于行政手段，而不是货币政策。
2 汇率政策与利率政策之间的矛盾日益突出。在实行资本自由流动和浮动汇率制度的国家，利率和汇率有着极为密切的联系。通常，当一国利率水平高于别国时，会吸引外国资本包括热钱流入，使外汇供过于求，本币升值；反之，则使本币贬值，因而其利率政策与汇率政策之问没有冲突。虽然我国在1994年之前实行固定汇率制度，但是由于经常项目和资本项目都受到严格管制，所以我国的利率政策和汇率政策也是可以相对独立实施的。我国放松对经常项目的管理后，为境外热钱进入中国境内提供了更大便利。境外热钱引起利率政策与汇率政策的冲突表现如下：
在固定汇率制度下，当我国上调(下调)利率进行紧缩(扩张)调控时。会影响资本项目的顺差(逆差)。为了稳定汇率，央行在外汇市场上买人(卖出)外汇，同时，由于利率上升(下降)，国内利润空间扩大(缩小)，境外资金进入(流出)我国资本市场，从而增加(减少)了外汇储备，进一步影响到基础货币的投放，在一定程度上抵消了利率政策的效果。
由于人民币升值预期的存在，如果大幅提高利率会吸引更多的境外资金流入国内，增加外汇储备，从而进一步增大升值压力。正是由于利率无法较大提高，且国内物价水平较高，致使我国实际利率水平较低甚至出现负利率现象。如：2003年我国的名义存款利率为1.98％，实际利率为0.77％；2004年我国的名义存款利率为2％，实际利率为-1.83％；在国内金融投资品种比较少的情况下，各路资金追逐投资，尤其是房地产领域，全国房屋平均售价从1998年的2063元，平方米上涨到2005年的3168元／平方米，7年上涨了53.6％；而且从2005年开始呈现快速上涨态势，使得固定资产投资增幅长期处于高位运行。
对于我国贸易顺差快速上升，在正常的经济环境下，我国可以通过降低利率水平促使国内资金和国外短期资金外流，达到解决国际收支失衡的目的。但是，由于大量热钱进入我国境内追逐人民币升值，致使我国经济过热，存在通货膨胀压力。而降低利率会进一步促进消费，增大通货
膨胀压力，有悖于宏观调控的方向，使汇率政策与利率政策的施行产生冲突。
3 固定汇率下国际短期资本的大量涌人对我国货币政策的有效性造成影响。由于这次汇率改革前，我国实行的是相对固定的汇率制度，2003年以来，我国经济发展势头强劲，出现较大的国际收支顺差，外汇储备也大幅增长。我国GDP同比增长率连续多年高速增长，远远高于国际平均的经济增长率。我国外汇储备也处于上升趋势，市场上人民币严重供不应求，使得人民币被严重低估，造成国际短期资本大量跨境流人我国，对我国货币政策的有效性造成冲击。
削弱货币政策实施效果，不利于宏观调控目标实现。货币政策的最终目标是稳定币值和促进经济发展。但是，从理论上看，国际短期资本与货币政策方向和目标往往不一致。当我国经济过热时，央行将采取提高利率，减少基础货币投放的紧缩性货币政策抑制通货膨胀。但利率上升将吸引境外国际短期资本流入，从而推动资本市场的资产价格上涨，使得公众对前景持乐观态度，刺激消费和投资支出进一步增加，货币流动速度加快，反过来进一步加大通货膨胀压力。另一方面，国际短期资本流入增加了外汇储备，为了缓解外汇储备增长而带来的通货膨胀压力，央行不得不加大力度进行冲销操作来阻止货币供给的增加，但这又会造成信贷收缩，增大人民币利率上升的压力。反过来又促使国际短期资本流人，造成流动性过剩，央行被迫增加货币供给，最终起到“火上加油”的反面效果。
4 增大央行实施货币政策成本，加大宏观调控难度。在固定汇率制度下，人民币的真实价值仍然没有体现出来，人民币存在严重低估。为套利而进人中国的短期资本大量流入，造成国内货币供应量起伏不定，增大央行对货币政策的调控成本，同时加大宏观调控难度。
三、人民币汇率形成机制与货币政策有效性之间的传导机制
目前汇率制度可以分为以下三种：(1)固定汇率制。即锁定一种以上货币之间的换算比例，通过改变货币供给来满足货币需求的变化。数量调整的最大特点就是当一国对外开放时，必须放弃货币政策独立性才能保证固定汇率制度的实现，即当外汇增加引致货币需求上升时。央行就得增加货币供给来平衡该货币供不应求的关系以保证汇率稳定，这种做法的后果就是有可能因为流动性过剩而导致通货膨胀或泡沫经济。(2)浮动汇率制。通过倾向升、贬值来满足市场上货币的供求关系。浮动汇率制度有利于一国货币政策的独立性，但汇率可能出现的上下波动不利于一国的出口，有可能降低外资对劳动密集型产业的投资意愿。(3)中间汇率制。此种汇率制度的优劣介于上述制度之间，我国目前采用以控制货币供给为主，汇率变动为辅的汇率形成机制。
汇率与货币政策的关系可以用以下的传导机制表示：汇率制度国际收支外汇储备外汇占款基础货币流动性货币政策。
人民币汇率形成机制改革后，改变了汇率过于固定的状况，形成以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，这种汇率制度使得人民币汇率更具灵活性，增强了我国货币政策的有效性，对于提高我国货币政策的有效性以及今后货币政策工作实施的方向具有更重要意义。
1 在“三元悖论”中，此次汇率制度改革使我国的汇率波动区间变宽，意味着我国在资本自由流动程度逐渐提高的背景下，通过放弃汇率稳定的目标而增加货币政策的独立性。在参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度下，我国可以独立地行使自己的货币政策，通过汇率杠杆对国际收支进行自动调节，改变了在固定汇率制度下因受多种因素牵制而被动行使货币政策的局面。
2 汇率制度改革以后，人民币汇率可以根据市场供求状况，不断地进行微幅调整以平衡国际收支，使中央银行的外汇干预有一定的调控空间，摆脱了为稳定汇率而在外汇市场上买入(卖出)外汇，从而被动地增加(减少)基础货币投放的困境，提高了我国货币政策的主动性。目前，人民币的小幅升值，出口将会适度减少而进口增加，这样可以消化一定数量过剩的外汇储备，对于提高下一阶段我国货币政策的效力有很大帮助。
3 浮动汇率制度下，调解利率对国际收支产生的影响，可以通过汇率波动来进行反向平衡，从而增加利率政策的有效性。当我国采取紧缩的货币政策，上调利率虽然会造成资本项目的顺差而增加外汇储备，但同时可以通过人民币升值影响经常项目，抵消资本项目的顺差，从而平衡国际收支，提高了利率政策的有效性。
4 灵活的汇率可以增加国际投机资本的投机风险，减少了国外“热钱”的涌入，从而在一定程度上缓解了外汇储备过快增长的压力，降低了投机资本对我国经济的冲击。
四、目前汇率制度机制下我国货币政策工作的建议
1 进一步完善汇率形成的市场机制，培育相对均衡汇率。完善汇率形成机制是协调国际收支的根本措施，是缓解“双顺差”的市场解决途径，也是解决商业银行流动性过剩问题的基础。对于我国来说，短时期内汇率完全浮动不现实，但汇率浮动幅度能够更为灵活完全可以做到。通过汇率浮动区间的逐步扩大，利用市场机制调节外汇市场供求，人民银行可以在很大程度上摆脱为了维持汇率稳定而被动投放大量基础货币，从而收缩市场货币总量，有效解决商业银行(包括金融体系)流动性过剩的问题。同时，根据当前国际经济发展的多极化趋势，人民币汇率参考的一篮子货币中，美元成分可以适当减少，增加欧元、英镑、日元等货币比重，避免美元波动牵连我国货币大幅度波动风险，将未来以市场为基础的均衡汇率与世界多元化经济体联系在一起。
2 深化外汇管理体制改革，有序开放培育资本市场。现有外汇管理体制主要基于外汇紧缺时期，结售汇外汇管理体制对于外汇储备增加有积极作用，确保国家有效掌握外汇资源。随着企业出口创汇越来越多，贸易持续保持大额顺差，国际资本大量流人使投放的人民币大量增加。因此，积极推进外汇管理体制改革，放宽企业和个人用汇自由度，由国家集中储备外汇向“藏汇于民”转变，由吸引外资进入国内向有条件地对外投资转变，才能实现货币政策的独立性，彻底解决流动性过剩问题。近年来，人民银行、外汇管理局推出了调整外汇管理的多项政策(放宽企业开立外汇账户和账户余额的限制、放宽个人经常项目购汇的限额、放宽对企业境外投资用汇的限制、境内机构可自行保留经常项目外汇收入和资本项目的用汇限制等)，表明了外汇管理正在向市场化和资本账户的有序开放秩序渐进地迈进。
3 汇率制度改革要与其他政策配合协调。汇率制度改革需要有一个良好的环境，与其他政策的协调配合尤为重要。首先应加快利率市场化改革，为人民币远期交易、期货交易及企业规避汇率风险创造良好的金融市场交易平台，使人民币汇率和利率形成机制逐步融为一体。同时。调整贸易政策和引进外资政策。通过政策调整和引导逐步扩大内需，实现国内经济的稳定发展，避免国际经济特别是经济大国的政策突变造成的冲击，在实现国际收支相对平衡的基础上解决流动性过剩问题。
4 综合运用货币政策工具，调高短期利率，严格控制投资过热行业
的资金供给，对于资源能源消耗和高污染行业也要在信贷资金方面进行抑制，优化经济结构，达到稳定物价目的；对于有成长性、可持续发展性的行业给予充分的资金支持，重点是解决中小企业融资难问题，不仅符合我国经济结构改革的需要，而且可以降低优质企业对外债的依赖程度，从而减轻由于外汇储备增多所带来的基础货币被动投放的压力。
5 把握人民币升值节奏，在我国资本市场未完全开放的条件下让人民币汇率在总体上保持缓慢上升，小步前行的走势是可行的选择。人民币的升值路径不仅是渐进式的，而且是非线性的，这种升值策略带有相机的抉择性。人民币升值的程度和升值周期的长短主要取决于我国经济结构的调整进度、宏观调控的能力以及企业对汇率变化风险的应对能力，同时要结合国际经济金融形势，如次贷危机对我国经济的冲击。由此，政府各部门可以从维持我国今后2～3年内可接受的GDP增长率、就业率和CPI等宏观经济目标出发，测算出各行业在人民币升值不等情况下的反应，以经济模型计算结果为参考，确定人民币汇率的合理水平，以升值频率的时快时慢，升值幅度不均的方式，借助目前金融危机的情况打破人们对人民币的升值预期，加大对国际短期资本流人流出的控制，防止经济大起大落。
五、结论
人民币汇率形成机制改革对中国经济的影响意义深远，货币政策和汇率制度对国民经济的影响尤为重要。为缓解货币政策目标和汇率政策目标之间的冲突，充分发挥两者的功能，保持货币政策的独立性，中央银行应继续完善汇率形成机制，把握汇率变化节奏，灵活运用货币政策来平衡汇率波动和国际资本流动给我国经济造成的冲击，以促进我国经济又好又快地发展。
注释：
①马丹，人民币实际汇率的历史变迁及冲击来源分析，上海金融，2006(7)
②⑧曙霞人民币汇率制度对我国货币政策独立性的影响分析，新金融，2006(2)
③李天栋，人民币汇率变动的制约条件与政策搭配新金融，2006(5)
④张家平人民币汇率变动与房地产价格关系的实证研究南方金融，2008(4)
⑤唐震斌，人民币升值趋势对我国货币政策的影响分析，金融管理科学，2006(6)
⑥梁建华，人民币汇率形成机制改革对外汇形势的影响，国家外汇管理局优秀研究报告论文集，2007(12)
⑦刘新华，人民币实际汇率及其升值时机选择，金融管理科学，2006(6)
⑨关于当前人民币汇率调整策略的思考，中国金融，2007(15)
⑩周江银，人民币汇率：升值趋势中把握节奏，福建金融，2008(3)
货币政策和汇率的关系范文第4篇
关键词：货币状况指数；货币政策；银行信用；VAR模型
中图分类号：F822．0 文献标识码：A 文章编号：1005-0892(2006)05―0031-07
一、引言
自20世纪90年代以来，货币状况指数(MonetaryCondition lndex)引起了理论界和决策层的浓厚兴趣，并在世界范围内对中央银行货币政策实践发挥着越来越大的指导作用。加拿大银行、新西兰储备银行、挪威和瑞典的中央银行均计算并了各自的货币状况指数，且不同程度地运用在各自的货币政策实践中。其中，加拿大与新西兰明确把货币状况指数作为货币政策的操作目标，挪威和瑞典的中央银行则把货币状况指数作为货币政策立场的一个指示器。此外，IMF及OECD等国际组织、商业银行(如Deutsche Bank等)、非银行金融机构(如Goldman Sachs，J．P．Morgan，MerrillLynch等)也了各自计算的货币状况指数，并作为一个参考指标用来判断相关国家的总体货币环境。
货币状况指数概念的提出源于对货币政策操作的重新审视。传统的凯恩斯主义强调利率在货币政策传导中的作用。如中央银行通过调整货币供应量，可以有效地影响到利率水平；利率是投资和消费的价格，利率的上升(下降)会抑制(刺激)投资与消费，导致产出与价格水平的变化。在开放经济条件下，汇率也是货币政策的一个重要传导机制。本国利率的上升意味着本国资产收益率提高，会增强本国资产对外国投资者的吸引力，导致资本内流，本币对外升值；本币对外升值改变了国内与国外商品的相对价格，本国商品的出口价格上升，外国商品的进口价格下降，从而会起到抑制出口、鼓励进口的效果。另一方面，汇率通过进口商品(尤其是原材料)价格的变化会对本国的一般物价水平产生影响。货币政策信贷观则强调银行信贷在经济扩张(收缩)中的重要作用，中小企业获得信贷的能力与货币政策息息相关；中央银行扩大货币供应量将扩大银行的可贷资金规模，缓解中小企业的金融约束，投资及产出水平增加。货币政策还会间接地通过财富效应和资产负债表效应对经济产生影响。如货币政策会影响金融资产(如股票、房地产等)的价格，导致家庭财富水平发生变化，使家庭的消费决策作出改变；资产负债表效应源于金融市场的非对称信息导致的逆向选择和道德风险。扩张性的货币政策增加了家庭和企业的担保品价值，信贷约束弱化，有助于消费和投资的增加。货币政策传导机制的多重性意味着在货币政策实践中，仅仅关注利率的变化是不够的，利率与汇率、信用状况、金融资产价格等因素间相互作用，利率对经济的影响会被其它因素所加强或冲减，对货币环境的判断必须综合考虑货币政策传导的各种因素。基于此，国外理论界提出了构建货币状况指数作为货币环境的参考指标，或者是货币政策立场的指示器，甚至是作为货币政策的操作目标。
标准的货币状况指数是利率与汇率相对于基期变化的加权和，是一个纳入了利率和汇率对货币环境影响的综合指数；其权重反映了利率与汇率对货币政策长期目标(产出或者通货膨胀)的相对影响。FrPedman(1994、1995)认为，作为利率与汇率加权构成的一个综合指数，货币状况指数纳入了货币政策影响经济的两个主渠道，即利率和汇率；在小型开放经济中，作为货币政策的操作目标要优于仅以利率或者仅以汇率作为操作目标。例如，当提高本国基准利率时，若伴随本国货币对外的显著升值，将会加剧货币政策的紧缩效应，因此，货币当局为了达到既定的紧缩目标，在提高利率的同时必须考虑到利率提高导致的本币升值。Denni，(1997)研究结果表明，新西兰的宏观经济走势与货币状况指数变化相吻合。Batini和Tumbull(2000)考虑到经济变量的时滞，构建了英国的动态货币状况指数(Dvnamic Monetary Condition lndex)；而计量结果证实货币状况指数与产出和通货膨胀都有很强的相关关系，可以作为预测未来通货膨胀的一个先导指数。t41Kesriyeli和Kocaker(1999)计算了土耳其的货币状况指数，发现土耳其的货币状况指数上升伴随着较高的产出增长率和通货膨胀率；其原因并非是货币状况指数不能正确指示货币环境的“松紧”，而在于其他因素削弱了货币政策的效果。
近年来，资产价格波动对货币政策的影响引起了学界的关注。有学者将货币状况指数进一步扩展，把资产价格(如股票和房地产价格)考虑进来，构建了金融状况指数(Financial Condition lndex)。Goodhart和Hofmann(2001)计算了七个主要发达国家的金融状况指数，发现住房和股票价格拥有一个较大的权重，得出的金融状况指数能够提供未来通货膨胀压力的有用信息。Cauthier et a1(2004)构建了加拿大的金融状况指数，发现住房价格、证券价格和债券风险溢价对加拿大的产出具有显著的解释能力，金融状况指数在许多方面的表现要优于货币状况指数。rnLack(2002)计算了包含住房价格的瑞士金融状况指数。相比传统的货币状况指数，金融状况指数具有更强的预测通货膨胀的能力，能够很好地解释瑞土过去15年的通货膨胀记录。
但也有学者对货币(金融)状况指数的作用提出了质疑。Eika el al(1996)和Stevens(1998)指出，货币状况指数在货币政策中的使用存在诸多问题，比如参数非静态、模型依赖、动态性、变量遗漏等，依赖货币状况指数来执行货币政策是危险的。Freedman(2000)也认识到正确识别汇率冲击来源的困难，如果是投资者资产组合调整导致的汇率波动，则应该逆向调整利率来维持货币状况指数的稳定；而当汇率冲击源于实际因素(如贸易条件变化)的影响，此时就应该允许汇率的自主波动，因此货币状况指数在货币政策中的作用依赖于汇率冲击的决定因素。Guender和Matheson(2002)认为，货币状况指数的设计存在严重的缺陷，是一个不可靠的政策变量。Blot和Levieuge(2005)通过计量检验发现，货币状况指数对未来通货膨胀的预期效果很差，不是经济活动的一个良好指示器。
国内对这一问题的研究较少。卜永祥和周晴(2004)
纳入利率、汇率和货币供应量，运用单方程估计法估算了中国的实际和名义货币状况指数，并对实际货币状况指数与经济增长以及名义货币状况指数与通货膨胀间的关系进行了描述性分析。Wensheng Peng和Frank Leung(2005)纳入利率、汇率和银行贷款，同样运用单方程估计法估算了中国(大陆地区)的货币状况指数。”51以上研究有两个共同的不足之处：一是用于估算中国货币状况指数的方法虽简便，但有明显的缺陷；二是对货币状况指数与中国经济增长间的关系只停留在表面的描述性分析之上，有待于进一步的计量检验予以证实。我们在本文中考虑了利率、汇率和银行信用对中国货币环境的影响，运用VAR模型的脉冲响应函数来求得利率、汇率和银行信用在估算货币状况指数时的权重，并通过考察货币状况指数与经济增长间的关系，验证了1990年以来中国货币政策的执行效果。我们还对中国货币状况指数与经济增长间的相关关系和因果关系进行了计量检验，证实中国货币环境的松紧是影响经济增长波动的葛兰杰原因。这一结论对于中央银行正确判断整体的货币环境，适时有效地实施宏观调控具有重要的政策指导意义。
本文结构安排如下：第二部分介绍了构建货币状况指数的基本问题，包括货币状况指数的类型和权重的计算方法；第三部分利用1990第一季度到2005年第一季度的季度时间序列数据，构建了中国的货币状况指数，并通过考察货币状况指数与经济增长间的关系，对1990年以来中国货币政策的执行效果进行了验证；简要的结论在第四部分。
二、构建货币状况指数的基本问题
从构建的理论基础和内容来看，货币状况指数有几个吸引人的地方。首先，对于中央银行来说，货币状况指数扩充了货币政策的操作目标，考虑到了开放条件下货币政策的汇率传导机制。其次，货币状况指数提供了一个简单明了的数字，提高了中央银行货币政策的透明度，强化了中央银行与公众间的沟通，有利于货币政策有效性的提高。再次，对于国际组织和其他金融机构来说，货币状况指数所揭示的信息有助于正确理解与判断一国的整体货币金融环境。
货币状况指数的构建包含二个基本问题：解释变量的选择和各个变量在计算货币状况指数时权重的确定。根据计算货币状况指数时选择的解释变量的不同，可以把货币状况指数分为三种类型。
(一)标准的货币状况指数
标准的货币状况指数仅考虑开放条件下货币政策两个主要的传导机制，即利率与汇率。计算公式如下：
式中：r为实际利率，q为实际有效汇率(用单位本币等于多少外币来表示，q增大，表示本币对外币升值)；下标‘表示相应的变量值为当前值，下标。表示相应的变量值为基期值。wr和wo分别是计算货币状况指数时实际利率和实际有效汇率的权重，权重代表了产出对实际利率和实际有效汇率的弹性，权重间的比值wr/wo被称为货币状况指数比率。例如，加拿大中央银行将这一比率定为3：1，这就意味着利率变化一个百分点对需求的影响，相当于汇率变化三个百分点对需求的影响；或者说一个百分点的利率变化对经济的冲击，可以被反向的三个百分点汇率变化所冲销。实际利率和实际有效汇率水平越高，货币政策就越紧，因此，货币状况指数增大就意味着货币环境趋紧，货币状况指数下降则意味着货币环境趋松。货币状况指数的水平值并没有什么意义，货币状况的“宽松”或“紧缩”是一个相对的概念，货币状况指数的意义也仅在于短期内的各时点间的相对比较。
货币状况指数比率的大小决定于本国的经济规模与对外开放度。本国经济规模越大，开放度越小，则货币政策通过汇率对经济的影响就相对较小，利率在货币政策传导过程中就能发挥主导作用，货币状况指数比率就大；反之，对于开放程度较高的小型经济而言，汇率变动对产出与国内通货膨胀的影响就大，货币状况指数比率就较小。如根据世界银行(1996)的估计，法国、意大利和英国的货币状况指数比率为3：1，德国为4：1；日本和美国尽管涉外经济活动量很大，但由于国内经济规模庞大，实际上对外开放程度很低，货币状况指数比率为10：1。
(二)扩展的货币状况指数
货币政策传导渠道的相对重要性在国家间存在着明显的差异，除了短期利率和汇率以外，长期利率在一些国家(如法国)也很重要。此外，在直接金融市场不发达、银行主导金融系统的国家中，银行信用是货币政策传导的重要渠道。将这些因素纳入货币状况指数的计算，就得到扩展的货币状况指数：
其中：只代表长期利率，c代表银行信用，其它符号的含义保持不变。
(三)金融状况指数
货币状况指数没有把资产价格变化对总需求的影响纳入进来，而对于像美国、英国、日本和中国香港这样的国家与地区，金融资产和房地产价格变化带来的财富效应和资产负债表效应对居民消费和企业投资的影响巨大，把资产价格作为一个解释变量则是合理的。相应地，货币状况指数就被扩展成了金融状况指数(Pinancial Condition lndex)：
其中：z表示资产价格，其它符号的含义保持不变。
货币状况指数计算时的权重，实际上代表了各个变量对产出(或通货膨胀)的相对影响。权重的估算方法主要有三种。
(1)大规模的宏观经济计量模型方法。这种方法考虑到了一国经济的结构性特征和主要宏观经济变量间存在的相互作用机制，可靠性最高。但需要对经济的运行机制有透彻的理论了解和大量的经济数据，一般各国中央银行和国际性组织在计算货币状况指数时采用。
(2)VAR模型法。通过计算脉冲响应函数来模拟利率和汇率对产出(或通货膨胀)的影响。VAR模型具有乏理论性(atheoretic)的优点，同时又考虑到了各变量间的相互作用，秉承了结构性宏观经济计量模型的内在精神，具有很强的预测能力。
(3)单方程(reduced-form equation)估计法。通过构造IS曲线(或Phillips曲线)，计算利率和汇率对产出(或通货膨胀)的弹性。单方程估计法以特定的
政策传导机制为基础，遵循从解释变量到应变量的单向作用机制，估计较为简便，一般可直接使用OLS进行估计，当前运用较为广泛。这种方法是建立在各个解释变量都是外生的基础之上的，解释变量之间和各个解释变量与被解释变量之间不存在反馈作用机制。这一假定是经济运行过程的高度简化，可能会导致较大的估计偏差。比如，一国产出的变化会影响到进出口，从而汇率发生变化；汇率的变化反过来又会影响到国内的有效需求，引起产出的变化，二者之间是双向反馈的过程。
三、中国货币状况指数的构建及对货币政策效果的验证
(一)构建中国货币状况指数的基本问题
货币状况指数是利率与汇率变化的综合。这一概念的提出，最初是针对实行浮动汇率制度的小型开放经济，并首先在加拿大、新西兰、瑞典等国得到运用。这些国家有一些共同的特点：(1)都是小型开放经济，实行浮动汇率制度，本国经济受国际贸易的影响很大，进口型通货膨胀在决定国内通货膨胀水平时起着重要作用；(2)有着相似的货币政策框架，把控制通货膨胀率作为本国货币政策的首要目标，实行通货膨胀目标制；(3)国内金融市场都较为成熟，利率由市场决定，中央银行通过调控基准利率能够影响市场利率，货币政策的利率传导机制是有效的。
1994年中国外汇体制改革的重要内容之一是实行有管理的浮动汇率制度，但人民币波幅很小；1997年以后基本上没有波幅，事实上是钉住美元制度。在固定汇率制度下，人民币名义汇率并不受货币政策的影响。同时，中国的存贷款利率尚未实现市场化，利率仍由中央银行统一制定。尽管如此，构建中国的货币状况指数仍然具有很重要的参考价值。首先，人民币虽然保持与美元的事实钉住，但由于中国的贸易伙伴国货币与美元之间的汇率浮动，以及中国与美国及其它贸易伙伴国通货膨胀水平的差异，人民币实际有效汇率一直都在发生变化。其次，中国利率市场化进程近年来取得明显进展，目前利率虽然不能对货币政策作出灵敏的反应，但利率的价格杠杆作用在不断增强。再次，尽管中国是一个有着广阔国内市场的经济大国，但受国际贸易的影响日益扩大，出口作为经济增长的驱动力在不断增强。以进出口总额与GDP的比值为例，2004年高达70％。最后，中国的货币政策框架虽然不是通货膨胀目标制，但《中国人民银行法》明确规定“我国的货币政策目标是保持货币币值的稳定，并以此促进经济增长”，可见控制通货膨胀也是中国货币政策的一个重要目标。
构建中国的货币状况指数，首先必须决定纳入哪些解释变量和变量权重的估计方法。除了利率与汇率这两个渠道外，信用可得性是中国货币政策传导的一个重要渠道。虽然中国的金融市场自20世纪90年代以来发展很快，但发展的时间尚短，金融资产价格变化导致的财富效应和资产负债表效应仍然有限。以股票市场为例，中国的股票市场从无到有，自20世纪90年代初诞生以来发展很快，2000年达到最高峰，总市值占GDP的53％；但流通股所占比重很小，2000年达到最高时也只有GDP的18％。显然，中国股市所产生的财富效应是非常有限的。因此，本文忽略金融资产价格对货币政策的影响，同时把银行部门的实际国内信用(Domestic Credit)作为银行部门信用可得性的一个近似度量，与实际利率和实际有效汇率一起作为解释变量以计算中国的货币状况指数(MCl)。
式中：r为实际利率，q为实际有效汇率，c为实际国内信用增长率。q为对数值，相对于基期的变化用以表示汇率的升(贬)值程度；r为水平值，c为百分比增长率，w／代表相应变量的权重。实际信用增长率越高，意味着货币环境越宽松，因此在其前取负号。
基于对三种权重估计方法的比较，单方程估计法虽然操作简单，但缺点也很明显，故本文选择用VAR模型的脉冲响应函数来求实际利率、实际有效汇率和实际国内信用的权重。由于中国经济正处于向市场经济转轨过程中，制度变迁对生产力的影响巨大且难以评估和分离，因此中国的潜在实际产出水平很难估计，且运用常规的除趋势法得出的实际经济产出与潜在经济产出水平间的产出缺口准确性令人怀疑。本文的权重估计方程使用实际GDP增长率替代一般文献中常规运用的产出缺口，作为VAR模型中的一个变量。在VAR模型中，变量的先后顺序决定有时也很重要，改变变量顺序很可能会导致脉冲响应的很大不同。其原理在于，第一个变量对来自其它所有变量冲击的反应都存在一期滞后；第二个变量对来自第一个变量的冲击能够瞬时作出反应，对其它变量冲击的反应存在一期滞后；最后一个变量对所有变量的冲击都能够作出瞬时反应。本文在决定VAR模型中的变量顺序时，参考Goodhart&Hofmann(2001)的建议，将汇率置于利率之后；同时，考虑到样本期间中国利率市场化进程刚起步，信贷规模对利率变化并不敏感，决定将模型中变量出现的顺序确定为实际GDP、实际信用、实际利率和实际有效汇率。文估计的VAR模型如下：
式中，RGDP、c、r、q分别代表实际GDP、实际信用、实际利率和实际有效汇率，β为系数矩阵，p为滞后阶数。
(二)数据说明
本文用于计算货币状况指数及三个解释变量的权重数据是季度数据，样本范围为1990年第一季度-2005年第一季度，共61个季度的时间序列数据。
中国当前尚没有官方公布的实际GDP季度数据。本文的实际GDP季度数据通过以下方式计算得到：1990年第一季度-1997年第四季度根据实际国内生产总值(RGDP)与实际工业总产值(TGOVl)间的关系间接推出。
式中右边第二项得出的是年度实际GDP与工业总产值的比值。工业总产值的数据来自《中国统计》1989-1998年各期，GDP年度数据来自《中国统计年鉴2004》；1998年第一季度-2005年第一季度的GDP季度数据来自《中国经济景气月报》。实际GDP数据都是由CPl年度数据冲减得出，这样做忽略了同年各季度间的通货膨胀差异。
实际利率等于名义利率扣除预期通货膨胀率的净值。由于中国没有公布预期通货膨胀率的季度数据，本文以当期的消费物价指数(CPl)冲减当期的名义存款
利率得到实际利率。名义利率与CPI的季度数据都取自国际货币基金组织《国际金融统计》数据库。
实际有效汇率数据也来自国际货币基金组织的《国际金融统计》数据库。
银行部门的国内信用季度数据同样取自国际货币基金组织的《国际金融统计》数据库，并由年度消费物价指数进行冲减，这样做忽略了同年各季度间的通货膨胀差异。
(三)模型估计及对货币政策效果的验证
首先检验时间序列的平稳性。本文对数据进行了ADF和PP两种单位根检验。PP检验是针对序列可能存在高阶相关的情况，由Pillips和Perron于1988年提出的一种检验方法。检验结果见表1。实际GDP增长率、实际信用增长率和实际有效汇率序列的两种检验结果都表明是平稳的，而实际利率在两种检验方法下都表明是不平稳的，实际利率的一阶差分在两种检验方法下都表明是平稳的。因此，本文以实际GDP增长率、实际信用增长率、实际利率变化(即实际利率一阶差分)和实际有效汇率作为变量，进行VAR估计，并运用脉冲响应函数估计来自于信用、利率和汇率随机扰动项的一个标准差冲击分别对产出当前和未来取值的影响，从而得出各解释变量在计算货币状况指数中的权重。参考Blot和Levieuge(2005)运用VAR模型计算七个主要工业国家金融状况指数的做法，权重的计算公式为：
其中，Φxt为产出在时期，对来自变量z的一个标准差冲击的反应，c、r、吁的含义与前面一样。在VAR模型运用中，变量滞后阶数的选择非常重要。遵循从一般到特殊的策略，先选最大阶数为6，然后用AIC和SC信息准则进行判断，最终选择阶数为2。通过观察产出对来自于各个变量的冲击响应，发现在8个季度以后都趋向于零。因此，选取脉冲响应函数的滞后期为8。根据(7)式，得到实际信用、实际利率和实际有效汇率的权重分0．04，0．14、0．29和0．56，货币状况指数比率为1：2：4。因此，实际信用增长率上升4个百分点与实际利率提高2个百分点和人民币实际升直一个百分点对经济增长的影响是相似的。这个结果说明中国经济增长对出口非常依赖，同时货币政策的信用传导机制作用显著，银行信用可得性对经济增长影响很大。利率与汇率的货币状况指数比率小于1，与其它国家的货币状况指数具有明显的差异，说明经济对利率的反应不够敏感。其原因是从计划经济向市场经济转轨的过程中，利率并不能主导经济主体的行为。
选择2000年第一季度作为计算货币状况指数的基期，即选取2000年第一季度的货币状况指数值为100，计算(4)式得到中国的货币状况指数。为便于比较，把计算得到的货币状况指数与GDP增长率的负值时间序列绘制在一起，见图1。从图1可见，MCI与GDP增长态势大体上是联动的，货币状况指数上升伴随着经济增长率的下降；货币状况指数下降伴随着经济增长率的上升。但从维持国民经济以一个较高速度平稳增长的宏观调控目标来看，样本期内货币政策的执行有三次失误、一次失效。1991年第一季度至1993年第三季度，经济过热，货币状况指数持续下滑，货币环境过于宽松；1994年第二季度至1995年第三季度，在经济过热得到有效抑制时，货币状况指数仍然迅速上升，货币环境偏紧，其原因在于1993年下半年采取的紧缩性宏观经济政策仍在执行，政策灵活性不够；1997年第四季度至1999年第三季度，经济增长处于1990年以来的最低谷，货币环境偏紧，这一方面是亚洲金融危机和1998年夏季洪灾带来的负面影响，另一方面是“适度从紧”的宏观经济政策还在延续；2003年第四季度以来，货币状况指数上升，但经济却依然过热，货币政策明显失效，对此一个可能的解释是非正规金融扰乱了货币政策的意图，比如境外资金以不明渠道流人、民间金融增强等。
货币状况指数是信用、利率和汇率变化的综合结果，通过分解可以看出在样本期的不同期间，这三个组成部分对货币状况指数变化的贡献度。图2是分解等式(4)后得出的结果。可以看出，1990年第一季度至1992年第一季度，货币环境放松的原因是银行信用扩张；此后直到1993年第三季度，货币环境的进一步放松，这一方面来自于银行信用的扩张，另一方面由于高通货膨胀导致了极高的负实际利率；1994年和1995年货币环境趋于紧缩，这是由于1993年下半年宏观调控的结果，一方面银行信用急剧收缩，另一方面通货膨胀率的下降使实际利率升高；2003年以来，为抑制国民经济中出现的局部过热，货币环境趋紧，主导因素是银行信用收缩，但由于较高的通货膨胀的影响，实际利率下降反而对货币政策的实行起到了负面的作用。整个样本期间，汇率对货币环境的影响很小，这表明在人民币事实上的固定汇率制度下，汇率机制传导货币政策意图的作用极其有限。
通过简单的二元变量线性回归，可以看出货币状况指数与经济增长间的相关关系。
从(8)式可见，二者间相关系数为-0．84，即MCI上升1个单位，GDP增长速度下降0．84个百分点。为了进一步揭示二者是否存在因果联系，本了一个Granger因果检验。在做因果检验前，要对变量进行平稳性检验；如果变量是非平稳的，容易得出虚假因果关系。GDP增长率在表1中已给出了单位根检验结果，证明是平稳的。对MCI做不带趋势项的ADF和PP检验，证实在10％的水平上都拒绝单位根假设，也是平稳的(检验结果省略)。考虑到货币政策一年左右的时滞，取每个变量的4个季度的滞后，得到的检验结果如表2所示。
表中F(4，53)统计量中的4表示分子目由厦，此处为方程线性约束个数，即等于变量的滞后长度；53表示分母自由度，等于样本长度减去无约束回归中待估参数的个数。因此，有90％的置信度不能拒绝货币状况指数是经济增长的原因，同时拒绝经济增长是货币状况指数的原因。这一结果表明中国货币环境的松紧是影响经济增长波动的一个因素，与货币政策能够影响经济运行的理论信条是一致的。
四、简要结论
货币政策和汇率的关系范文第5篇
“不可能三角”公认的理论基础是蒙代尔-弗莱明（Mundell-Flemming）模型（以下简称M-F模型）。该模型在资本完全流动(fullcapitalmobility)的假定前提下，说明固定汇率下货币数量内生于经济系统，受到国际收支的制约，货币政策不能作为反经济周期的工具；而浮动汇率下货币数量恢复外生性，可以作为反经济周期的工具，但对外经济部门必将承担汇率的风险。这一结论被形式化为“不可能三角”（如图）。
三角形的三个角点分别表示自由的资本流动（freedomofcapitalmovement）、货币政策自主(monetarypolicyautonomy）、汇率稳定（exchangeratestabilty）这三个具有积极意义的宏观经济目标：如果实现了自由的资本流动，可以实现国际金融一体化，提高资本国际配置的效率；如果实现了货币政策自主，意味着货币政策独立于外部因素，可以有效地针对国内产出和价格水平的波动进行调节；如果实现了汇率稳定，可以有助于国内外价格的相对固定，有利于国际贸易和投资。三角形的三条边分别代表资本控制、浮动汇率和硬盯住固定汇率（hardpegfixedexchangerate）等制度安排。所谓“不可能三角”即是说，在货币独立、汇率稳定和完全的资本流动之间，一国不可能同时实现这三个目标，必须得放弃三个目标中的一个。
由于“不可能三角”这种直观的解释能力，它在汇率制度和相关政策分析中极受推崇，甚至被当作经济学家的基本信条。
在理论上，如果有本国资本和外国资本完全替代、自由的资本流动和可信赖的固定汇率制度，那么可视为无穷大的套利资金在开放的资本市场上的套利活动，将使得本国利率不可能脱离国外利率自主地调整，所以货币政策不可能独立于外部因素而针对国内经济状况自如收放。这是简单的非抛补利率平价的直接结论，也是“不可能三角”的基本逻辑。然而该逻辑只能排除“不可能三角”的三个角点同时成立，并不能保证“不可能三角”的两点一定能同时成立。
M-F模型与“不可能三角”的对比
在M-F模型中，不管是资本完全流动还是资本完全不流动和资本不完全流动，只要是固定汇率，货币政策就不独立。这说明只要一国经济开始了开放进程，并且实行固定汇率制度，货币数量就不完全由本国中央银行掌握，而变得具有内生性，受到国际储备变化的影响。目前人民币已经在资本项目下实现了部分可兑换，但在M-F模型和“不可能三角”等理论框架中，资本流动仅指受国内外利差诱导的短期金融资本流动。这种短期金融资本流动正是中国外汇管理的主要内容。在“不可能三角”命题中，完全控制了这种短期金融资本流动，就可以使固定汇率稳定和货币政策独立性同时存在；在M-F模型中，即使完全控制资本流动，固定汇率稳定性和货币政策独立性也不一定同时存在。我国的货币政策实践证明了M-F模型的这一结论（谢平、张晓朴，2002）。
按照“不可能三角”的左边所示，放弃了汇率稳定之后，货币政策可以独立。在M-F模型中，不论资本完全流动、资本不完全流动还是资本完全不流动，只要实行浮动利率，货币政策都会独立。“不可能三角”的左边解只是M-F模型中的一个特例。以资本完全流动为例，当中央银行为控制总需求而收紧货币提高利率时，吸引资本流入，本币升值，中央银行不干预外汇市场，没有官方外汇储备的变化；本币升值最终使得净出口下降，加之利率提高使得投资下降，总需求收缩，货币政策达到目的。这样看来，“不可能三角”的左边解是成立的。但是在经济研究中，Frankel等人发现世界上除最大的四五个国家外，其他国家的货币政策都不独立，不论这些国家实行固定汇率或者浮动汇率制度（Frankel，SchmuklerandServén,2002）；在某些样本分析中，甚至有浮动汇率国家货币政策独立性弱于固定汇率国家的结果（Hansmann,Gavin,Pages,andStein,1999）。为什么大多数浮动汇率国家都没有“享受”货币政策独立呢？
Dornbusch在M-F模型基础上依据理性预期和生产部门对价格变动反应滞后、货币部门对价格变动反应迅速等假设，得出货币政策的变动在浮动汇率制度下会带来汇率超调的结沦。汇率超调造成的不稳定性有可能造成国内外资源配置不当和外汇市场上的过度投机，这无疑会扰乱汇率变动影响总需求的机制，中央银行将不得不运用牺牲汇率稳定换得的独立货币政策去干预汇率的过度波动。
由于汇率稳定对国际贸易和国际投资有重要的积极作用，发展中国家和新兴市场国家即使明确宣称实行浮动汇率，在实践上也往往极尽管理之能事，表现为“害怕浮动”（CalvoandReinhalt，2002），货币政策不能专注于国内经济周期。所以说，浮动汇率制度不是货币政策独立的充分条件。在实现中，存在开放经济条件下货币政策不独立的普遍现象，这被称为开放经济两难。既然在开放经济条件下，货币政策不独立是不依固定汇率或浮动汇率而改变的必然结论，在选择汇率制度时就不能以货币政策独立与否作为取舍的依据。
