我國貨幣政策對對外貿(mào)易的影響分析講解

1、我國貨幣政策對對外貿(mào)易的影響分析1 引言1.1 選題的依據(jù)與意義近年來，隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，對外貿(mào)易事務(wù)越來越來頻繁，進出口數(shù)額保持在年均20%以上的增長，但值得我們深思的是隨著貿(mào)易的猛增，在創(chuàng)造巨大經(jīng)濟利益的同時帶來的是越來越多的貿(mào)易摩擦，與美日、歐盟、北美、東南亞等貿(mào)易大區(qū)域都有著不同程度的貿(mào)易糾紛。特別是在現(xiàn)今國際金融風(fēng)暴肆虐之際，國家間的貿(mào)易保護主義在不斷抬頭。面對如此多事之秋的國際形勢，我們除了積極應(yīng)付國際糾紛事務(wù)外，還應(yīng)深思我們自己的貿(mào)易事務(wù)里的不足：包括進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、貿(mào)易形式、以及貿(mào)易方法，更應(yīng)該深入的探析國內(nèi)存在哪些因素會影響到我國對外貿(mào)易的總體形式，不可否認(rèn)的是，貨幣政

2、策這一宏觀調(diào)控的重錘對我國對外貿(mào)易的影響，包括對其影響程度、貨幣政策存在的不足、以及改進方案的分析有著重要的意義。知己方能百戰(zhàn)、知彼才能百勝。1.2 國內(nèi)外研究概況觀當(dāng)今世界，貨幣政策的科學(xué)制定已成為發(fā)展國家經(jīng)濟、繁榮金融市場開創(chuàng)對外貿(mào)易的良好局面關(guān)鍵因素之一。在全球經(jīng)濟貿(mào)易體中尤其是貿(mào)易大國，其制定的貨幣政策對全球貿(mào)易影響巨大。從國內(nèi)外的文獻(xiàn)來看，對貨幣政策對外貿(mào)的影響研究已經(jīng)經(jīng)過幾個世紀(jì)發(fā)展，隨著全球經(jīng)濟貿(mào)易的發(fā)展，關(guān)于這方面的研究尤為顯得迫切。1.2.1國外研究現(xiàn)狀在國外，很長的一段時間，主流的歐美資本主義國家倡導(dǎo)自由資本主義貿(mào)易，沒有過多地利用貨幣政策這一宏觀調(diào)控政策。貨幣政策思想最早

3、來自于英國，先后出現(xiàn)了著名經(jīng)濟學(xué)家和其永傳后世的貨幣理論。配地提出的適度貨幣數(shù)量理論為古典學(xué)派貨幣政策思想的形成奠定了堅實的基礎(chǔ)；魁奈提出的貨幣中性理論，指出了貨幣在交換過程中發(fā)揮作用；奧地利學(xué)派在貨幣政策理論研究方面取得了重大進展；凱恩斯主義需求管理理論使得新古典學(xué)派貨幣政策理論得到進一步發(fā)展。這些歐美古代經(jīng)濟學(xué)家最后都提到了貨幣政策貨幣供應(yīng)變化引起利率變化由此引起總需求的變化?，F(xiàn)代貨幣主義在費雪交易方程基礎(chǔ)上，擴充了貨幣數(shù)量決定因素。20世紀(jì)80年代后以來新的學(xué)派理論強調(diào)貨幣政策的調(diào)節(jié)作用，通過調(diào)節(jié)國內(nèi)的貨幣流動量來達(dá)到控制國內(nèi)經(jīng)濟的目的，之后的研究發(fā)展指出通過流通中的貨幣量的多少可以很好

4、的調(diào)節(jié)人民的投資、消費、支出習(xí)慣。而貨幣政策對外貿(mào)的影響主要是通過貨幣政策影響一國居民的進出口消費和匯率，并影響一國貿(mào)易與他國貿(mào)易環(huán)境。1.2.2國內(nèi)研究現(xiàn)狀在國內(nèi)，總的來說國內(nèi)學(xué)者專家對貨幣政策對對外貿(mào)易的影響研究還處于起步階段，國內(nèi)的一些學(xué)者主要從以下幾個方面對貨幣和貿(mào)易理論進行了研究。經(jīng)濟學(xué)家封思賢指出貨幣供應(yīng)量的增減直接的影響到國內(nèi)的物價水平、利率高低，進而聯(lián)動匯率水平，最終影響一國的對外貿(mào)易額；鄭道平5指出我國的外貿(mào)環(huán)境受制于傳統(tǒng)的國際貨幣體系，要想打破這一慣性，提高人民幣的國際地位，必須有針對性的完善我國的貨幣政策；毛澤盛、卞志村17指出當(dāng)前我國的貨幣政策傳導(dǎo)機制的模式變化很大，由

5、直接調(diào)控轉(zhuǎn)向間接調(diào)控，貨幣政策的傳導(dǎo)改變了單純的直接信貸傳導(dǎo)，貨幣政策的效果也有了整體上的復(fù)合化，其中匯率與對外貿(mào)易在衡量貨幣政策的效果方面日顯重要，而在早些年也有國內(nèi)的經(jīng)濟學(xué)者從不同的層面進行了大量的研究，在這就不一一列舉。目前我國面臨著人民幣升值和發(fā)展經(jīng)濟的重大壓力，加上全球金融危機仍在肆虐。許多經(jīng)濟專家紛紛獻(xiàn)計獻(xiàn)策，對貨幣政策與對外貿(mào)易的關(guān)系研究出現(xiàn)了前所未有的境況，但針對我國國情和國外復(fù)雜的環(huán)境，關(guān)于這方面的研究還任重道遠(yuǎn)。1.3 本文的主要內(nèi)容與研究思路一、本文一共分為5部分。第1部分為引言，介紹本文研究的依據(jù)與意義、國內(nèi)外研究概況，以及文章的主要內(nèi)容與研究思路、總體技術(shù)路線和研究方

6、法。第2部分為貨幣政策與對外貿(mào)易的關(guān)系原理與現(xiàn)狀。第3部分是計量數(shù)據(jù)檢驗，運用單位根、相關(guān)性以及格蘭杰關(guān)系檢驗等計量檢驗方法，針對2005年1月-2008年12月的月度數(shù)據(jù)對我國貨幣政策與對外貿(mào)易相關(guān)的影響因素進行傳導(dǎo)機制分析，以明確我國貨幣政策供應(yīng)量（M1）與3個月銀行間同業(yè)拆借利率(r)、月平均匯率(e)、凈出口(NX)、工業(yè)增加值(GVI)之間的因果關(guān)系，并結(jié)合計量檢驗結(jié)果對我國貨幣政策與外貿(mào)有關(guān)的影響因素進行分析，探討我國貨幣政策對對外貿(mào)易發(fā)揮作用的途徑和過程以及不足。第4部分，在以上基礎(chǔ)上，對我國目前的貨幣政策提出對策建議。第5部分為結(jié)束語。二、本文的總體技術(shù)路線如圖1.1所示，19

7、98年以來，我國的貨幣政策得到較大的改革和發(fā)展，貨幣政策遵循“貨幣政策工具中間目標(biāo)最終目標(biāo)”的傳導(dǎo)過程，因此本文的研究思路也以對這一過程的分析為主線。從主線上得出研究貨幣政策與外貿(mào)關(guān)系的研究方法，進而得出在我國貨幣政策上有影響外貿(mào)的相關(guān)問題，通過計量檢驗分析貨幣政策對其他因素的顯著性影響，據(jù)此來考察對外貿(mào)的過程中貨幣渠道中各個環(huán)節(jié)是否暢通以及存在的問題。第二條主線是通過計量檢驗各個相關(guān)統(tǒng)計量的相關(guān)程度，用來測定其影響重要程度；最后針對我國貨幣政策存在的現(xiàn)實問題，分別從幾個方面提出完善我國貨幣政策調(diào)控效果的對策意見。 貨幣供應(yīng)3月利率實際經(jīng)濟引言貨幣渠道分析計量檢驗結(jié)果分析對策建議貨幣供應(yīng)量月均

8、匯率凈出口出口渠道分析圖1.1 中國貨幣政策對對外貿(mào)易的影響研究總體技術(shù)線路三、本文在實證研究中主要采用了如下的計量方法：（1）單位根檢驗（unit root test）,用來檢驗時間序列的平穩(wěn)性，即是判斷所有相關(guān)運用數(shù)據(jù)是否有一致的變化趨勢，進而判斷簡單回歸是否可行。（2）格蘭杰因果關(guān)系檢驗（Granger causality test），在避開貨幣內(nèi)生性和外生性問題的情況下，從一個比較直接的角度揭示在時間上存在先導(dǎo)-滯后關(guān)系的兩個變量紙漿的引起與被引起的關(guān)系，可信度很高。 （3）相關(guān)性檢驗（correlations）用來檢驗兩變量間的相關(guān)程度。 2 理論提出與現(xiàn)狀2.1 關(guān)系原理貨幣政策主

9、要是通過貨幣政策工具進行調(diào)控，而貨幣政策目標(biāo)的實現(xiàn)需要通過一些中介目標(biāo)。自從加入WTO以后，我國外貿(mào)飛速發(fā)展，對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟的貢獻(xiàn)越來越大，我國對對外貿(mào)易的依存度已經(jīng)超過70%,匯率機制作為中介目標(biāo)的作用也越來越明顯。而貨幣政策與對外貿(mào)易存在著這樣的一種傳導(dǎo)關(guān)系：貨幣政策匯率進出口。2.2 現(xiàn)狀從我國貨幣政策的實踐經(jīng)歷來看：2000年至2009年間，我國GDP增長年均增長率9.87%，貨幣供應(yīng)總量年均增長率為15.33%，比GDP增長高出5.46個百分點，對外貿(mào)易進出口額年增長率為21.41%，三者數(shù)據(jù)顯示表明貨幣供應(yīng)量沒有達(dá)到預(yù)期的調(diào)控效果，傳導(dǎo)出現(xiàn)阻塞。特別是我國為了應(yīng)對金融危機，保障

10、經(jīng)濟發(fā)展，我國在2008年下半年開始下調(diào)存貸款利率，但作用不大，在余下的半年多時間里，我國外貿(mào)總額月增長率出現(xiàn)負(fù)增長，在2009年我國隨著經(jīng)濟的好轉(zhuǎn)，陸續(xù)上調(diào)了存貸款利率，但這一過程中，我國的對外貿(mào)易仍出現(xiàn)下降趨勢，直至2010年3月份，我國出現(xiàn)多年來首次逆差。我國貨幣政策調(diào)控這一利器在外貿(mào)環(huán)境惡劣的情況下顯得蒼白無力，而究竟問題出現(xiàn)在哪呢？該如何去解決？在余下的文章里將進行分析。3 實證分析3.1 變量選擇和樣本數(shù)據(jù)說明 鑒于我國的貨幣市場和金融市場的變化性，本文選取我國從2005年1月致2008年12月的相關(guān)月度數(shù)據(jù)（由于月度數(shù)據(jù)可獲得性較高，且不會受到一些不必要的因素影響）進行實證分析。

11、其中，以貨幣供應(yīng)量（M1）、3個月銀行間同業(yè)拆借利率(r)、月平均匯率(e)、凈出口(NX)、工業(yè)增加值(GVI)等變量為代表值，為了符合實際情況，對變量貨幣供應(yīng)量（M1）、工業(yè)增加值(GVI)作自然對數(shù)變換，數(shù)據(jù)見附錄。本文的數(shù)據(jù)在沒有特別說明的情況下均來自中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、中國人民銀行網(wǎng)站、中國月度監(jiān)測數(shù)據(jù)網(wǎng)站，以及相關(guān)各期中國金融年鑒、中國人民銀行統(tǒng)計月報。3.2 計量統(tǒng)計檢驗本章將運用單位根檢驗、格蘭杰因果檢驗和相關(guān)性等方法，運用五個時間序列變量，進行檢驗分析。3.2.1單位根檢驗 在對時間序列數(shù)據(jù)進行Granger因果檢驗時，有一個基本假定：數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。否則，基于t,f,X2檢驗

12、的假設(shè)檢驗程序都將是不準(zhǔn)確的。一般而言，宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)表現(xiàn)出非平穩(wěn)性，需要通過差分?jǐn)?shù)據(jù)變換成平穩(wěn)序列再使用。因此可以用方法ADF來檢驗時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢菏?（2.1）式（2.1）中Yt為待測變量樣本的觀測值，Yt-1為變量的一階滯后值， Yt為變量的一階差分，i為Yt的滯后階數(shù)，m為Yt的最大之后階數(shù)，i為Yt各滯后項的系數(shù)，為Yt-1的系數(shù)，是一階差分運算因子，t是時間或趨勢變量即代表了時間序列的變化某種趨勢，為常數(shù)項，為趨勢項即時間變量的系數(shù)，此時的零假設(shè)變?yōu)椋篐0： =0。注意到如果不能拒絕H0，則Yt = t 是一個平穩(wěn)序列，即 Yt 一階差分后是一個平穩(wěn)

13、序列，此時我們稱一階單整過程（integrated of order 1）序列，記為I (1)。 下面建立零假設(shè)：=1或=0，即存在一單位根。采用ADF臨界值進行判斷。在ADF臨界值檢驗的過程中，有兩個問題值得注意的是：第一是檢測類型的確定，第二是序列滯后階數(shù)的確定。本文在確定檢測類型時，先做了序列圖形，對序列的數(shù)據(jù)軌跡進行觀察，然后確定序列的常數(shù)項、趨勢項存在的問題。M1,r,e,NX,GVI 的單位根檢測如下：表 1 時間序列M1,r,e,NX,GVI 的單位根檢變量ADF檢驗臨界值結(jié)論1%5%10%原始變量LN(M1)0.2551（C,T,0）D.W=1.8488-3.5777-2.92

14、52-2.6007有單位根r-1.7926（C,0,1）D.W=1.9315-3.5811-2.9266-2.6014有單位根e-0.2218（C,T,2）D.W=1.9908-3.5847-2.9281-2.6022有單位根NX-1.7612（C,T,0）D.W=2.4179-3.5777-2.9252-2.6007有單位根LN(GVI)-2.2696（C,T,0）D.W=2.3982-3.5777-2.9252-2.6007有單位根注：在上表中，（C,T,n）分別表示在進行單位跟檢驗時的常數(shù)項、趨勢項、回歸殘差不存在自相關(guān)的階數(shù)。C=0表示不含常數(shù)項，T=0不含趨勢項。由表中可以看出各序列

15、在ADF檢驗的水平下，ADF值均大于臨界值，所以可以判斷各序列均存在單位根。下面對序列M1,r,e,NX,GVI進行一階差分，得出結(jié)果如下表：表 2 時間序列M1,r,e,NX,GVI進行一階差分變量ADF檢驗臨界值結(jié)論1%5%10%原始變量DLN(M1)-7.6556(C,0,0)D.W=1.8435-3.5812-2.9266-2.6014無單位根Dr-7.9636(C,0,0)D.W=1.9564-3.5812-2.9266-2.6014無單位根De-2.7670(C,T,1)D.W=1.9812-3.5847-2.9281-2.602210%無單位根DNX-9.4423(C,0,0)D

16、.W=1.9696-3.5812-2.9266-2.6014無單位根DLN(GVI)-9.1934(C,0,0)D.W=1.7639-3.5812-2.9266-2.6014無單位根由上表2可以看出序列M1,r,NX,GVI的ADF檢驗值均小于臨界值，不存在單位根，為I (1)序列，而序列e只有在10%的置信水平上沒有單位根，其余在1%、5%的置信度上都存在單位根，因此下面對序列e進行二階差分，得出ADF檢驗結(jié)果如下表：表 3 對序列e的二階差分檢驗變量ADF檢驗臨界值結(jié)論1%5%10%原始變量DDe-10.2311(C,0,0)D.W=2.1235-3.5847-2.9281-2.6022無

17、單位根由上表可以得出序列e已不存在單位根。經(jīng)過以上二階差分法的ADF檢驗后，序列M1,r,e,NX,GVI在1%，5%，10%的置信度水平下ADF檢驗值均小于臨界值，且D.W值接近2，都為I (1)序列。3.2.2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗格蘭杰因果關(guān)系檢驗從另一個角度揭示了兩個變量之間的關(guān)系，即當(dāng)兩個變量在時間上有先導(dǎo)-滯后的關(guān)系時，從統(tǒng)計上考察這種關(guān)系是單向的還是雙向的，也就是說，是一個變量過去的行為在影響一個變量的當(dāng)前行為。還是雙方的過去行為在相互影響著對方的當(dāng)前行為。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果對滯后長度的敏感性程度很注：赤池信息量準(zhǔn)則是衡量統(tǒng)計模型擬合優(yōu)良性的一種標(biāo)準(zhǔn)。大，所以運用該方法的

18、關(guān)鍵是滯后長度的選取，本文考慮到建立模型的序列相關(guān)性以及赤池信息量準(zhǔn)則，確定滯后長度為2.格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果見下表：表 4 對序列序列M1,r,e,NX,GVI的Granger因果關(guān)系檢驗變量及過程原假設(shè)H0滯后階數(shù)樣本數(shù)F值F的P值M1與rLN(M1)不是r的格蘭杰原因r不是LN(M1)的格蘭杰原因2482.16240.93470.12790.4009M1與eLN(M1)不是e的格蘭杰原因e不是LN(M1)的格蘭杰原因2484.48830.20690.01720.8139M1與NXLN(M1)不是NX的格蘭杰原因NX不是LN(M1)的格蘭杰原因2480.89447.01010.4166

19、0.0024M與GVILN(M1)不是LN(GVI)的格蘭杰原因LN(GVI)不是LN(M1)的格蘭杰原因2486054215.56310.00340.0072r與er不是e的格蘭杰原因e不是r的格蘭杰原因2485.04834.89650.01090.0123r與NXr不是NX的格蘭杰原因NX不是r的格蘭杰原因2480.12940.22130.87890.8023r與GVIr不是LN(GVI)的格蘭杰原因LN(GVI)不是r的格蘭杰原因2481.31031.17770.28070.3181e與NXe不是NX的格蘭杰原因NX不是e的格蘭杰原因2485.10320.07780.01040.9252

20、e與GVIe不是LN(GVI)的格蘭杰原因LN(GVI)不是e的格蘭杰原因2482.86680.63060.06830.5373NX與 GVINX不是LN(GVI)的格蘭杰原因LN(GVI)不是NX的格蘭杰原因2482.17337.57710.12670.00153.2.3 相關(guān)性檢驗 對各個序列M1,r,e,NX,GVI之間的相關(guān)性進行檢測可以得出如下表格：表 5 序列M1,r,e,NX,GVI之間的相關(guān)性檢驗序列M1RENXGVIM1 1.000000 0.685894-0.965722 0.740837 0.877971R 0.685894 1.000000-0.696978 0.356

21、779 0.600769E-0.965722-0.696978 1.000000-0.676582-0.868033NX 0.740837 0.356779-0.676582 1.000000 0.738523GVI 0.877971 0.600769-0.868033 0.738523 1.000000注:相關(guān)性的目的是檢驗出各個序列的相關(guān)程度，進而得出各序列相互之間的重要程度。在表5中，可以看出序列M1與序列r,e,NX,GVI的相關(guān)系數(shù)都很高，證明變量的選擇是可行的。 3.3 結(jié)論與啟示由以上數(shù)據(jù)的分析，可以得出如下結(jié)論：(1) 在M1對r傳導(dǎo)過程中,LN(M1)是r的原因的置信度在n=

22、2時已達(dá)到88.21%，而M1與R的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.68580.5，相關(guān)度較高，傳導(dǎo)效果明顯，充分表明貨幣供應(yīng)量絕對是利率變動的原因（由于本文的利率指標(biāo)采用市場化程度較高的銀行間同業(yè)拆借利率，檢驗結(jié)果可信）。這說明我國貨幣政策的中間目標(biāo)從貨幣供應(yīng)量過渡到利率是有可能的。（2）在M1與凈出口NX的關(guān)系上，在F=0.8944時，拒絕原假設(shè)，證明傳導(dǎo)效果不明顯，說明：貨幣供應(yīng)量的變化不是凈出口變化的原因。而通過相關(guān)性檢測表格可知，貨幣供應(yīng)量與凈出口總額高度相關(guān)為0.7408，出現(xiàn)非常明顯的矛盾，而這種矛盾得顯然是由于中間傳導(dǎo)過程造成的。用傳導(dǎo)方式解釋為：由于M1對r傳導(dǎo)效果好，因而在r對e，e對NX

23、傳導(dǎo)過程中必有其一傳導(dǎo)是低效的，也就是說中間的傳導(dǎo)環(huán)節(jié)出現(xiàn)阻塞。（3） 在r對e傳導(dǎo)過程中，原假設(shè)的F值較大，P值分別為0. 0.0109和0.0123，而r與e的負(fù)相關(guān)性明顯，證明兩個序列雖然存在很高的互動性，但是相互抵制情況明顯，就是人們常說的：人民幣“雙率”的聯(lián)動性較弱，原因是以前的研究大多只是選擇人民幣存貸款利率作為考察對象，又由于存貸款利率受到嚴(yán)格的管制，其市場化程度遠(yuǎn)滯后于匯率市場化程度，因此兩者的關(guān)聯(lián)性不強，而后傳導(dǎo)效率低下。對于貨幣當(dāng)局來說，必須注意到利率在整個傳導(dǎo)過程中角色重要性程度的加強，利率的考察對象也不能單一的制定，盡量達(dá)到根據(jù)實際性的需要以適時調(diào)整貨幣政策。（4)在e

24、對NX傳導(dǎo)過程中，匯率是凈出口變動原因的置信度在n=2,時為99.96%，但是兩者之間的相關(guān)性不是很高，說明匯率對進出口的調(diào)節(jié)作用不大。沒有達(dá)到有效性的目標(biāo)，這可能是由于我國長期選擇了單一的人民幣/美元的匯率機制，波動不大。自2005年以來，我國對匯率機制進行了改革，又原來的單一的匯率機制轉(zhuǎn)變?yōu)橛泄芾淼?、參考一籃子貨幣的浮動匯率之際，這樣出現(xiàn)了一期的人民幣升值過快，人民幣/美元已經(jīng)突破7元的大關(guān)；但另一方面，我國的出口量每日劇增，外貿(mào)依存度更是迅速上升，這與我國的外貿(mào)政策等其它變量有重要的關(guān)系。這造成了匯率的小幅波動不足以解釋出口的快速增長；反過來，凈出口對匯率的作用也不足以改變匯率的變動趨勢

25、，因而大大降低了整個傳導(dǎo)過程的效率，造成了目前匯率機制傳導(dǎo)貨幣政策作用的有限性。但隨著金融開放步伐的加快，匯率決定的市場化和彈性化是不爭的事實，這一傳導(dǎo)過程的效率必將逐步提高。(5) 在NX對GVI傳導(dǎo)過程中，NX與LN(GVI)的因果關(guān)系在n=2時，F(xiàn)值較大，而又有P=87.33%，說明凈出口是總產(chǎn)出變動的絕對原因，對總產(chǎn)出的影響很大，反過來總產(chǎn)出時凈出口地變動的絕對原因時，P=99.85%，相關(guān)性為0.7385，可以充分的說明經(jīng)濟的增長是促凈出口增長的主要原因。（6) 在M1與總產(chǎn)出的關(guān)系上LN(M1)是LN(GVI)的原因的置信度在n=2時達(dá)99.66%，說明貨幣供應(yīng)量對總產(chǎn)出的影響作用

26、大，證明貨幣不具備中性，同時也在一定程度上說明了從1998年開始我國貨幣政策的效果總體趨于顯著，說明總產(chǎn)出在較大程度上是引起貨幣供應(yīng)量變化的原因， 驗證了貨幣本身具有內(nèi)生性的特點。4 政策建議針對以上分析得出的問題，可以采用以下政策建議來完善我國的貨幣政策，改善目前的外貿(mào)環(huán)境。4.1 重新審視貨幣政策的中間目標(biāo)貨幣政策中間目標(biāo)的定義：是指為實現(xiàn)貨幣政策的最終目標(biāo)而選定的便于調(diào)控、具有傳導(dǎo)性的金融變量。目前，中央銀行通過政策工具只能夠直接控制銀行的準(zhǔn)備金，從銀行的準(zhǔn)備金的變動到最終目標(biāo)的實現(xiàn)，要經(jīng)歷一系列存在多種變量過程，中央銀行為了最終目標(biāo)的完全實現(xiàn)，還必須選擇一個與最終經(jīng)濟目標(biāo)關(guān)系密切的經(jīng)濟

27、變量作為中間目標(biāo)加以控制。而這樣的中間目標(biāo)一定要具有可控性、可測性和相關(guān)性的特點。目前，我國最多的是以貨幣供應(yīng)量為中間目標(biāo)。討論比較激烈的是否使用利率作為我國貨幣政策的中間目標(biāo)。所以，也就提出了利率市場化的議題。對于資源合理配置等方面來說，利率市場化有利于減少經(jīng)濟體內(nèi)的摩擦，增進效率。但是僅就貨幣政策制定而言，若把利率視為貨幣政策的調(diào)控手段之一的話，就沒有必要一定把利率作為中間目標(biāo)。當(dāng)然，這里假設(shè)的前提是：央行對經(jīng)濟的預(yù)期判斷準(zhǔn)確，能夠合理利用利率工具來調(diào)控經(jīng)濟、保持物價穩(wěn)定以及促進經(jīng)濟增長，而不是扭曲經(jīng)濟的發(fā)展軌跡。因此，對于把匯率作為貨幣政策的中間目標(biāo)，有一定討論的價值。因為在理論上，貨幣

28、政策匯率傳導(dǎo)途徑對物價水平有著快速而直接的作用渠道。且匯率，作為一種資產(chǎn)的價格，是一個具有前瞻性的變量，這也正使得貨幣政策具有前瞻性且能夠體現(xiàn)出預(yù)期的作用。在經(jīng)濟開放的今天，國外的干擾因素也會通過匯率的波動進而影響到本國經(jīng)濟，這些干擾包括國外通貨膨脹、國外利率以及國際投資者的匯率風(fēng)險溢價的改變等。因此，把匯率作為貨幣政策的中間變量，在合理預(yù)期的前提下，可以適當(dāng)?shù)亟档蛠碜杂趪獾慕?jīng)濟干擾。再有另一種考慮是通貨膨脹目標(biāo)制，自20世紀(jì)90年代后期以來，該制度已經(jīng)被越來越多的區(qū)域、國家所采用。通脹目標(biāo)制把貨幣政策的最終目標(biāo)之一的物價水平直接作為盯住的一個目標(biāo)，這樣的制度，具有較高的透明度和可信度。貨幣

29、政策匯率傳導(dǎo)途徑根據(jù)具體的通貨膨脹目標(biāo)制的不同而不同。另有一種彈性目標(biāo)制度，也被許多國家所采用，但不是很主要的方法，因為彈性目標(biāo)制度實現(xiàn)時期更長，因此真實匯率的波動不會十分劇烈。還有一些實施通貨膨脹目標(biāo)制的中央銀行把短期注：貨幣狀況指數(shù)(MCI)：控制短期利率和實際匯率變化的線性組合方式獲得一個全面反映貨幣政策程度的松緊定量指標(biāo)。利率和匯率放在了一個指數(shù)中，即貨幣狀況指數(shù)(MCI)，用來度量貨幣政策對總需求、通貨膨脹或者兩者兼而有之的影響度。這樣的制度，比較重視貨幣政策利率及匯率傳導(dǎo)途徑，是值得考究的制度之一。4.2 提升人民幣的國際地位從美國的歷史過程可以看出，一國的貨幣的國際影響力的高低對

30、一國的經(jīng)濟發(fā)展有著非凡的關(guān)聯(lián)，人民幣走向自由兌換是遲早的事情，走向國際化也是必不可少的步劃。有關(guān)人民幣自由兌換的國際化道路改革利弊有大量相關(guān)文章在研究，在此，本人不再述說?？梢韵胂螅?dāng)人民幣成為國際儲備貨幣之一時，那么相對于仍在國際貨幣體系里占有霸權(quán)地位的美元，以及國際儲備貨幣里的其他備受青睞的他國貨幣，人民幣就也擁有了同樣的地位。因此，在實現(xiàn)產(chǎn)出增長方面，我們就可以不用僅僅局限于匯率通過對國際貿(mào)易的影響作用于產(chǎn)出，而且還可以從人民幣的直接收益、人民幣匯率貶值所帶來的外債的直接減少、人民幣升值所帶來的外商直接投資的溢出效應(yīng)等方面，來實現(xiàn)我國經(jīng)濟增長的目標(biāo)。4.3 完善人民幣匯率形成機制就暢通貨

31、幣政策匯率傳導(dǎo)機制方面而言，我國以往傳統(tǒng)的固定的匯率制度存在諸多缺陷。主要表現(xiàn)在：第一， 阻塞了貨幣供應(yīng)的渠道，限制了貨幣政策的實施效果。我國的強制結(jié)售匯制度在很大程度上限制了貨幣政策的獨立性使得貨幣政策不能達(dá)到預(yù)期的目標(biāo)、效果。在前文的實證分析里的表格中，已經(jīng)能夠反映出各個環(huán)節(jié)的反饋效應(yīng)，這是很重要的，如在一般性的通貨膨脹時，緊縮的貨幣政策將使得匯率升值的機率很高。然而，由于匯率形成機制彈性不強，又由于現(xiàn)在國際上對人民幣升值的壓力帶來的對人民幣需求增加的壓力，最后在強制結(jié)售匯制度下，轉(zhuǎn)換成了外匯占款的基礎(chǔ)貨幣投入。這樣的反饋作用對我們的緊縮性貨幣政策是存在矛盾的，因此它會減弱貨幣政策的目標(biāo)效

32、率。這樣的反饋效應(yīng)使得貨幣供應(yīng)量的內(nèi)生性不斷增強，中央銀行對貨幣供應(yīng)量的控制能力越來越弱。且外匯儲備內(nèi)生于國際收支，外匯儲備的內(nèi)生性加大了貨幣政策實現(xiàn)目標(biāo)的難度。中央銀行必須對外匯儲備的變動進行預(yù)測，并盡可能準(zhǔn)確的預(yù)測，避免外匯儲備波動沖擊基礎(chǔ)貨幣的投放，而出項經(jīng)濟體的不穩(wěn)定。如2008年凈出口總額比2007年增長3.3339%，而外匯儲備比上年也增長很多，這與當(dāng)時適度從緊的貨幣政策的目標(biāo)相反。第二，貨幣政策匯率對對外貿(mào)易的影響中的核心因素是匯率，若匯率的波動幅度不大的話，則意味著這一影響途徑的效率十分小。匯率作為這一過程的中間變量，雖然我們不強調(diào)匯率的形成機制一定要完全的市場化，但它應(yīng)該有足

33、夠的彈性來滿足市場的變化，否側(cè)這一因素就不會被重視。無論是把匯率作為是貨幣政策的中間目標(biāo)變量，還是直接把匯率視為貨幣政策的主要手段之一，在進行直接調(diào)控，有彈性的匯率機制中才能保證發(fā)揮其應(yīng)有的作用。同時，匯率等經(jīng)濟杠桿在資源配置中的基礎(chǔ)性作用不斷增強，外匯供求關(guān)系進一步改善，國際收支調(diào)節(jié)機制逐漸完善，這些均可以看作是為完善人民幣匯率機制的形成奠定的堅實經(jīng)濟基礎(chǔ)。在完善匯率機制方面盡量逐步放寬匯率浮動的區(qū)間，減少對外匯方面不必要的管制，進一步擴大資本市場對外開放程度，在此基礎(chǔ)上還應(yīng)大力發(fā)展短期貨幣市場等新的貨幣形式方面來完善人民幣匯率形成機制。完善匯率機制應(yīng)充分考慮到中國社會經(jīng)濟的實際承受能力，加

34、強對資本流動尤其是對變動幅度較大的資本流動的管制，保證中國經(jīng)濟持續(xù)健康的發(fā)展。4.4 注意協(xié)調(diào)利率與匯率的關(guān)系在通常的情況下，當(dāng)某國的產(chǎn)出增長率、國內(nèi)消費額偏離其目標(biāo)值時，該國央行就會利用利率工具進行調(diào)整，以低利率增加消費，以實現(xiàn)其貨幣政策目標(biāo)。而匯率水平的波動可以通過以下兩個渠道影響一國的實體經(jīng)濟：一是通過匯率變動影響在GDP中列示的進出口的實值，二是通過實際匯率的變動影響到國內(nèi)總需求。兩者之間存在一個聯(lián)動的機制，共同對實體經(jīng)濟產(chǎn)生影響。如果其中一方變動機制不夠迅速，將會導(dǎo)致貨幣政策與匯率政策的出現(xiàn)聯(lián)動沖突。因此，不斷致力于實現(xiàn)利率市場化和匯率形成機制的市場化的改革，是我國通過貨幣政策解決對

35、外貿(mào)易的不利因素的不要措施。另外，在利率與匯率的協(xié)調(diào)過程中，還可以借鑒一些發(fā)達(dá)國家的做法，將匯率因素納入的貨幣政策中，在進行其統(tǒng)籌考慮時采用的貨幣狀況指數(shù)(MCI)。在賦以利率與匯率在貨幣政策目標(biāo)中的一個外在權(quán)重后，根據(jù)貨幣政策的松緊程度，對利率水平與匯率水平進行適時的調(diào)整。4.5 改善貨幣政策與匯率政策的關(guān)系在這可以采取以下政策進一步協(xié)調(diào)好改善貨幣政策與匯率政策的關(guān)系，第一，逐步擴大匯率波動期間，保持有彈性的波動，維護貨幣政策自主性在開放經(jīng)濟條件下，穩(wěn)定國內(nèi)物價的能力，提高匯率政策吸收外部沖擊的能力，是協(xié)調(diào)兩者關(guān)系的有效組合。因此，擴大匯率的波動彈性，有利于化解因國際金融危機對我國經(jīng)濟體的沖擊壓力。其突出特點在于通過名義匯率的變化而不是通過通貨膨脹率的變化來影響經(jīng)濟運行。第二，創(chuàng)新協(xié)調(diào)工具在當(dāng)前我國面臨國際收支持續(xù)失衡、匯率升值預(yù)期持續(xù)高企、資本流入不斷增加、外匯市場供大于求，外匯占款增長進一步加快、國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展不平橫的