貨幣政策力度
前言：想要寫出一篇令人眼前一亮的文章嗎？我們特意為您整理了5篇貨幣政策力度范文，相信會為您的寫作帶來幫助，發(fā)現(xiàn)更多的寫作思路和靈感。
貨幣政策力度范文第1篇
央行目前已經(jīng)實行緊縮的貨幣政策，意在回籠市場上過多的貨幣。不過，正如光指出的，由于寬松的信貸政策并沒有實質(zhì)性的改變，貨幣總量依舊寬松。
同時由于信貸寬松，造成了經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)性失衡：一是從信貸發(fā)放者方面看，中小銀行受貨幣政策影響大，而大型國有銀行受沖擊小；二是從信貸接收方角度看，民營中小企業(yè)在與國有大型企業(yè)競爭貸款過程中，也完全落于下風，造成中小銀行和民營中小企業(yè)被擠出，形成不健康的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。
那么，何以央行不緊縮信貸規(guī)模呢？有不少指責是針對央行官員的專業(yè)性。實際上，央行官員的水平相較于其他部門而言，在專業(yè)性上并無明顯問題。央行顯然清楚貨幣政策可能會影響經(jīng)濟結(jié)構(gòu)平衡，尤其是通脹對富人和窮人、國有企業(yè)和民營企業(yè)效應不同。
央行也明白貨幣政策有時滯效應，政策出臺到真正發(fā)揮作用會有一段時間，而這段時間內(nèi)的不確定因素，會影響政策發(fā)揮作用的效力。央行也顯然知道通脹目標制和相機抉擇的不同，多數(shù)條件下，兩種方法會被權(quán)衡加以使用。
但這其實與央行官員的專業(yè)知識并不太相關(guān)，而是與貨幣政策的獨立性緊密關(guān)聯(lián)。從宏觀經(jīng)濟趨勢看，中國的資本投入因其價格低廉，所以被廣泛接受，形成了投資驅(qū)動型的經(jīng)濟增長。而經(jīng)濟增長與穩(wěn)定之間的復雜關(guān)系，阻礙了決策層打破舊有結(jié)構(gòu)的努力。
在穩(wěn)定壓倒一切的考慮中，維持增長、保持就業(yè)，才是和諧社會之根本。這也是何以單一的貨幣政策目標并不存在，總是夾雜了眾多其他的政治、經(jīng)濟和社會目標，影響了貨幣政策的效力。
如果貨幣政策是獨立的，央行的調(diào)控政策的效力可能會大幅度提高，而不是成為替罪羊。尤其是發(fā)改委對大型食品類企業(yè)的“約談”議價，干擾了真實的市場價格信息。更重要的是，發(fā)改委這種分類價格管制著眼于局部均衡，不利于貨幣政策著眼于整體經(jīng)濟的考慮。
貨幣政策力度范文第2篇
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(shù)據(jù)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(jīng)濟學院博士生，南京財經(jīng)大學經(jīng)濟學院講師，研究方向為宏觀經(jīng)濟理論、勞動經(jīng)濟學。
蘇華山
（北京大學，北京100871）
摘要：使用月度數(shù)據(jù)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(fā)現(xiàn)：以短期存款利率代表官方利率，以同業(yè)拆借利率代表市場利率，分析兩種國內(nèi)利率對于世界利率的敏感程度，結(jié)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(nèi)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(jié)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(guān)系，可發(fā)現(xiàn)沖銷操作仍發(fā)揮重要作用。
關(guān)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(guī)定人民幣對美元的匯率每日波幅為±03%，允許匯率浮動的區(qū)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(jù)每日匯率波動數(shù)據(jù)，波幅明顯增大，時常能夠達到03%的區(qū)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(jù)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(lián)系。
來源：根據(jù)IMF的國際金融統(tǒng)計數(shù)據(jù)繪制
圖11994年1月―2011年10月人民幣匯率變動情況根據(jù)“不可能三角”理論，資本自由流動、匯率穩(wěn)定和獨立的貨幣政策三者不能共存，最多只能實現(xiàn)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(jù)“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(qū)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(tài)不能共存，但對于各種中間狀態(tài)，無法準確判斷。我國資本處于部分管制狀態(tài)，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(jù)Frankel(1999)提出的“半獨立、半穩(wěn)定”的可能性，我國貨幣政策應該處于部分獨立的狀態(tài)，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(jié)論最適用于小國。我國作為全球第二大經(jīng)濟體，總產(chǎn)出、國際貿(mào)易、外匯儲備規(guī)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(jié)論。本文使用1994年―2011年的月度數(shù)據(jù)，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(jù)傳統(tǒng)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(wěn)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(diào)節(jié)國內(nèi)利率，調(diào)控國內(nèi)的需求和就業(yè)。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(jīng)實現(xiàn)了資本自由化，所以，很難實現(xiàn)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(nèi)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(jié)果與三元悖論不一致。例如，F(xiàn)rankel (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(jié)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(xiàn)得更差。Hausmann（1999）的研究結(jié)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，F(xiàn)rankel(2002)使用PSS方法研究了90年代20個發(fā)展中國家和工業(yè)化國家，探討對國外利率沖擊的反應的調(diào)整速度是否一致，結(jié)果表明在長期內(nèi)，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(nèi)，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(chǔ)上，采取協(xié)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(jié)果表明，匯率制度與貨幣政策獨立性之間，并無穩(wěn)健一致的結(jié)論。但是，這些研究成果卻表明了，發(fā)展中國家（尤其是新興市場）具有一些不同于發(fā)達國家的特征，對于這些國家而言，照搬“三元悖論”等傳統(tǒng)觀點，結(jié)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(tǒng)的研究，接下來對國內(nèi)有關(guān)研究的情況進行概括。
龔剛和高堅（2007）構(gòu)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(chǎn)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(jié)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(shù)據(jù)，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(tǒng)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(jù)利率平價條件，分析國內(nèi)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(fā)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(chuàng)新層出不窮的情況下，貨幣供給量的統(tǒng)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(nèi)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(nèi)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(jù)上述原理，為了檢驗國內(nèi)利率對國際利率的敏感性，可以構(gòu)造如下計量方程式：
it=α+βi*t+εt（2）
根據(jù)（2）估計出的參數(shù)β越大，則說明國內(nèi)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(nèi)外資產(chǎn)的風險狀況相同，那么資本的跨國套利行為將使國內(nèi)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(nèi)利率對于國外利率沖擊的反應，沒有考慮利率對于國內(nèi)經(jīng)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(jù)國內(nèi)的產(chǎn)出、失業(yè)和通貨膨脹等情況的變化，調(diào)整貨幣政策。鑒于此，在（2）式的基礎(chǔ)上，用產(chǎn)出缺口代表國內(nèi)的經(jīng)濟狀況，將其也列為解釋變量，可得（3）式。其中，yt表示實際產(chǎn)出，y*表示潛在產(chǎn)出，yt－y*表示產(chǎn)出缺口。
it=α+β i*t+φ (yt－y*)+εt（3）
根據(jù)奧肯定律，產(chǎn)出缺口和失業(yè)率同向變動，因此，也可以用失業(yè)率代替產(chǎn)出缺口。此外，根據(jù)菲利普斯曲線，通貨膨脹率與失業(yè)率反向變動，所以，又可以用通貨膨脹率代替產(chǎn)出缺口，模型變?yōu)椋?）式，πt表示通貨膨脹率。由于我國產(chǎn)出的月度數(shù)據(jù)難以獲取，失業(yè)率的數(shù)據(jù)質(zhì)量不高。而通貨膨脹率的月度數(shù)據(jù)完整，質(zhì)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(xiàn)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(zhí)行，經(jīng)常滯后于貨幣政策走勢，可能偏離貨幣的真實供求關(guān)系，甚至出現(xiàn)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(jié)果是不準確的。例如，當國際利率上升時，為了維持匯率穩(wěn)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(jīng)常出現(xiàn)。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(yè)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(nèi)金融市場，另一部分資金流到國外，但規(guī)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(nèi)市場利率的變化，仍可以維持匯率穩(wěn)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(yè)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(xiàn)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(shù)mt代替（4）式中的國內(nèi)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(chǎn)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(shù)據(jù)來源與描述
本文采用月度數(shù)據(jù)進行實證研究。月度數(shù)據(jù)具有兩方面的優(yōu)點：一方面，與年度或季度數(shù)據(jù)相比，數(shù)據(jù)頻率較高，樣本容量較大，能夠提高計量分析的質(zhì)量。另一方面，和日數(shù)據(jù)相比，能夠排除短期噪音的干擾。其中，國內(nèi)利率、貨幣供給量、外匯儲備數(shù)據(jù)來自于北京大學CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫，其他的數(shù)據(jù)來自于國際貨幣基金組織的IFS數(shù)據(jù)庫。以3月期活期存款利率i1和7日銀行間同業(yè)拆解利率i2代表國內(nèi)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(yè)拆借利率的樣本區(qū)間為1996年1月至2011年9月。其余變量的樣本區(qū)間均為1994年1月―2011年9月。
（二）變量的平穩(wěn)性檢驗
為了避免偽回歸和統(tǒng)計檢驗的失效，在對時間序列數(shù)據(jù)進行估計之前，需要檢驗各變量的平穩(wěn)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(shù)， res表示外匯儲備的自然對數(shù)。下面使用ADF和KPSS兩種方法檢驗各變量是否平穩(wěn)，如兩種檢驗結(jié)果至少有一種是平穩(wěn)的，則將該變量作為平穩(wěn)變量處理。如果兩種檢驗結(jié)果都不平穩(wěn)，則認定該變量不平穩(wěn)，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(jù)Schwert的建議，最大滯后階數(shù)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(jù)AIC、SBIC和HQIC等信息準則，在1~14階之中綜合確定最優(yōu)滯后階數(shù)。檢驗結(jié)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(wěn)序列。
表1變量的平穩(wěn)性檢驗
變量檢驗形式（c, t, p）ADF單位根檢驗KPSS平穩(wěn)性檢驗是否平穩(wěn)i1（c, 0, 4）拒絕單位根假設(shè)*拒絕平穩(wěn)性假設(shè)***平穩(wěn)#Δi1（0, 0, 3）拒絕單位根假設(shè)***不拒絕平穩(wěn)性假設(shè)平穩(wěn)i2（c, 0, 8）拒絕單位根假設(shè)*拒絕平穩(wěn)性假設(shè)***平穩(wěn)#Δi2(0, 0, 6)拒絕單位根假設(shè)**不拒絕平穩(wěn)性假設(shè)平穩(wěn)i*(c, t, 8)拒絕單位根假設(shè)**不拒絕平穩(wěn)性假設(shè)平穩(wěn)Δi*（0, 0, 3）拒絕單位根假設(shè)***不拒絕平穩(wěn)性假設(shè)平穩(wěn)π(c, 0, 13)拒絕單位根假設(shè)***不拒絕平穩(wěn)性假設(shè)平穩(wěn)m（c, t, 12）拒絕單位根假設(shè)**不拒絕平穩(wěn)性假設(shè)平穩(wěn)Δm（c, 0, 14）拒絕單位根假設(shè)**不拒絕平穩(wěn)性假設(shè)平穩(wěn)res(c, t, 3)不拒絕單位根假設(shè)拒絕平穩(wěn)性假設(shè)***不平穩(wěn)Δres（c, 0, 3）拒絕單位根假設(shè)***不拒絕平穩(wěn)性假設(shè)平穩(wěn)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(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)。***表示在1%水平拒絕原假設(shè)，**表示在5%水平拒絕原假設(shè)，*表示在10%水平拒絕原假設(shè)。如最后一列標上#，表示只有一種檢驗認定該變量平穩(wěn)。
（三）國內(nèi)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(nèi)經(jīng)濟變動更敏感。因為模型中所有變量都是平穩(wěn)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(guān)系數(shù)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(nèi)生性問題。從理論上講，因為中國和美國存在緊密的經(jīng)濟貿(mào)易聯(lián)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(guān)。如果存在內(nèi)生性問題，則估計的結(jié)果是不一致的。為了解決內(nèi)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(guān)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(guān)系數(shù)都為 -077，相關(guān)性很高。同時，使用Durbin-Wu-Hausman檢驗，在1%水平拒絕原假設(shè)，表明i*確實存在內(nèi)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(tǒng)計量的p值為068，以i2作因變量時，Hansen J統(tǒng)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(shè)。綜上所述，工具變量的選取是恰當?shù)摹?/p>
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(jù)圖1，謹慎起見，將改革前子樣本的區(qū)間定為1997年1月―2005年7月，改革后子樣本的區(qū)間為2005年8月―2011年9月。估計結(jié)果如表2所示：
表2利率獨立性的GMM估計的結(jié)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(shù)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(yōu)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(shù)不顯著，且估計出數(shù)值接近于0，Wald檢驗不能拒絕系數(shù)β=0的原假設(shè)。其余所有參數(shù)在1%水平下均顯著。
2估計結(jié)果分析
首先，從總樣本的估計結(jié)果來看，使用官方利率和銀行間同業(yè)拆借利率，估計結(jié)果存在明顯的差異。以官方利率i1作因變量時，i*的系數(shù)為032，數(shù)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(shù)為018，這表明官方利率對國內(nèi)經(jīng)濟波動做出積極的反應。然而，以同業(yè)拆借利率i2作因變量時，i*的系數(shù)高達145，同時，π的系數(shù)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(nèi)經(jīng)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(yè)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(diào)控國內(nèi)經(jīng)濟。
其次，根據(jù)匯率制度改革前的子樣本的估計結(jié)果，兩種國內(nèi)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(shù)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(nèi)經(jīng)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(diào)節(jié)國內(nèi)經(jīng)濟波動。而銀行同業(yè)拆借利率對國內(nèi)經(jīng)濟波動較為敏感，表明貨幣政策仍能夠用于調(diào)控國內(nèi)經(jīng)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(jù)匯率制度改革前的子樣本的估計結(jié)果，在以i1和i2作因變量的估計中，i*的系數(shù)很小，統(tǒng)計上不顯著，且不能拒絕等于0的假設(shè)。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(nèi)利率對國內(nèi)經(jīng)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(jié)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(shù)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(chǔ)上，由于貨幣供給量與通脹率之間存在反向因果關(guān)系，所以，通脹率可能與誤差項相關(guān)。將通脹率的1-5階滯后項也作為工具，根據(jù)經(jīng)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(guān)系數(shù)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(guān)。估計結(jié)果如表3所示：
表3m獨立性的GMM估計的結(jié)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(shù)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(shù)統(tǒng)計上均顯著，國外利率和通脹率的參數(shù)為負，符合理論預期，即國外利率上升時，表示貨幣緊縮，國內(nèi)也隨之減少貨幣供給量。通脹率上升，經(jīng)濟過熱，也應該緊縮貨幣。然而，從參數(shù)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(jù)費雪方程式和貨幣數(shù)量方程，假設(shè)實際利率、總產(chǎn)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(nèi)利率提高049%，貨幣獨立性低于上文使用官方利率的估計結(jié)果，但高于使用銀行間拆借利率的估計結(jié)果。但是，貨幣供給量對于國內(nèi)經(jīng)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(jié)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(nèi)經(jīng)濟的調(diào)節(jié)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(shù)無法直接判斷獨立性大小。使用費雪方程式和數(shù)量方程式進行轉(zhuǎn)換，需要借助一系列嚴格的假設(shè)，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(guān)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(jié)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(jié)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(nèi)宏觀經(jīng)濟狀況無關(guān)，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(guān)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(gòu)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(shù)。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(shè)，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(guān)系數(shù)為-04，Durbin-Wu-Hausman在1%水平下拒絕了CPI外生的假設(shè)，表明通脹率與擾動項相關(guān)。過度識別檢驗的p值為03，表明工具變量與誤差項不相關(guān)，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(jié)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(shù)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(shù)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(jié)果與有限信息極大似然估計法（LIML）的結(jié)果比較，參數(shù)估計結(jié)果相差極小。因LIML方法對弱工具變量仍然穩(wěn)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(wěn)，其他變量均平穩(wěn)，對估計結(jié)果的殘差進行ADF檢驗，在1%水平拒絕單位根假設(shè)，表明殘差為水平平穩(wěn)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(fā)現(xiàn)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(shù)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(guān)。使用GMM估計的結(jié)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(shù)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(jié)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(shù)，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(jù)8 RMB/USD的平均匯率，則基礎(chǔ)貨幣應增加8元，M1應增加328元。將估計結(jié)果與無沖銷結(jié)果相比，發(fā)現(xiàn)我國沖銷操作發(fā)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(jù)兩個子樣本回歸結(jié)果，改革前后的參數(shù)估計結(jié)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(jié)
鑒于我國利率市場化程度低的特點，官方利率經(jīng)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(yè)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(yōu)勢，通過比較，可以得出較為準確的結(jié)論。根據(jù)總樣本的估計結(jié)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(yè)拆借利率的獨立性極差。同業(yè)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(yè)拆借市場仍處于發(fā)展完善之中，規(guī)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(jié)果驗證了這個猜想。
此外，比較貨幣政策改革前后的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，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(yè)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(jié)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(guān)。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(guān)系，表明我國沖銷操作仍發(fā)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(fā)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(xù)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(xù)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。
參考文獻：
［1］ 鄧永亮，李薇.匯率波動、貨幣政策傳導渠道及有效性――兼論“不可能三角”在我國的適用性［J］.財經(jīng)科學,2010(4):1-9.
［2］ 龔剛,高堅.固定匯率制下的獨立貨幣貨幣政策――未來中國貨幣政策管理機制探討［J］.金融研究,2007(12):35-54.
［3］ 孫華妤.傳統(tǒng)釘住匯率制度下中國貨幣政策的獨立性和自主性：1998―2005［J］.世界經(jīng)濟,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.
貨幣政策力度范文第3篇
摘要：近年來，隨著中國綜合國力不斷增強，由最近的人民幣匯率可以看到，我國的匯率波動幅度在逐漸增強，由不可能三角理論可知，固定匯率制度、資本自由流動和貨幣政策三者不能完全實現(xiàn)，必有一個角隨著其他兩個角的成立而垮塌，而本文就對中國貨幣政策獨立性是否受到更靈活的匯率機制影響而增強這一問題作實證檢驗。本文參考Obstfeld等人（2004）和Shambaugh（2004）的檢驗框架，以貨幣市場利率代表貨幣政策，運用統(tǒng)計分析軟件SPSS分析了2001年1月～2007年12月匯率制度的變化對中國貨幣政策的獨立性的影響，并得出了人民幣匯率制度改革后，匯率變動的靈活性增強并未使中國貨幣政策的獨立性增強的結(jié)論。
關(guān)鍵詞：匯率；貨幣政策；獨立性；貨幣市場利率
引 言
2005年7月，隨著人民幣匯率制度改革，人民幣匯率不再釘住單一美元，而改為參考一籃子貨幣，這也就意味著人民幣兌美元匯率波動將逐步加大。隨著本幣匯率變動靈活性的增強，對于本國貨幣政策的獨立性是否會得到增強各家各執(zhí)一詞，，這也使從數(shù)據(jù)中得到解釋成為必要。本文的第一部分介紹檢驗貨幣政策獨立性的模型及分析方法；第二部分討論本文所選用的貨幣市場利率指標和數(shù)據(jù)，及其時間序列特征；第三部分是本文的分析結(jié)果；最后是結(jié)論。
一、文獻綜述
許多學者對不同的匯率制度對貨幣政策的影響作了實證分析，他們的研究無論在時期上和國家上都涵蓋特別廣泛，但是結(jié)論并不一致。Frankel等人（2002）利用水平數(shù)據(jù)檢驗了1970～1999年在數(shù)十個國家釘住匯率制和非釘住匯率制對貨幣政策的獨立性的影響，認為釘住匯率制并不一定導致貨幣政策獨立性的削弱。但是，Shambaugh（2004）指出，水平數(shù)據(jù)會導致謬誤回歸（spurious regression），從而使結(jié)論出現(xiàn)誤差。本文參考Obstfeld等人（2004）和Shambaugh（2004）的檢驗框架，以貨幣市場利率代表貨幣政策，分析了2001年1月～2007年12月匯率制度的變化對中國貨幣政策的獨立性的影響。
二、模型構(gòu)建
由《國際貨幣與金融》可知，在固定匯率制度和資本自由流動的情況下，由于存在套利現(xiàn)象，本國利率與外國（base country）利率必然相等，否則資本會處于從利率水平較低的國家流入利率水平較高的國家的動態(tài)過程，直到兩國的利率相等而穩(wěn)定為止。總體來看，固定匯率意味著貨幣政策的獨立性無法全面發(fā)揮。所以貨幣政策的獨立性增強可能需要通過匯率的變動增強來換取。要驗證這一分析，需要分析本國利率和外國利率的關(guān)系。假設(shè)下列等式成立：
R=aRf+b+c（1）
其中，R是本國名義利率，Rf是外國利率。在固定匯率制及資本自由流動的情況下，a只能為1，也就是說本國名義利率隨外國名義利率變動而變動，主要由于利差的出現(xiàn)，會發(fā)生大量的資本流動使利差減小為零。但現(xiàn)實中，我們可以由三角悖論推出資本完全自由流動或者固定匯率制并不能同時完全實行，因此，如果資本完全流動，而無法達到固定匯率制的話，a不一定等于1。根據(jù)理論推斷，實行固定匯率制國家的a值應該比浮動匯率制國家的a值更接近于1。
三、數(shù)據(jù)選取
（一）選取合適的利率指標
在作者選取數(shù)據(jù)檢驗其貨幣政策獨立性與匯率波動幅度關(guān)系的問題時，碰到一些困難，最后經(jīng)過不斷修正作者選擇美元作為外國貨幣，原因是：
1、貿(mào)易量占比：美國是中國的第一大貿(mào)易伙伴，美元計價的貿(mào)易量所占比重較高。
2、美元經(jīng)濟上的霸主地位：美元利率變動對中國經(jīng)濟乃至世界經(jīng)濟影響重大，有人稱東南亞金融危機之后包括中國在內(nèi)的東亞的匯率制度為美元本位制（McKinnon，2005）。
（二）時間序列性質(zhì)
對2001年1月～2007年12月期限為3個月的人民幣質(zhì)押式回購利率（以下簡稱人民幣利率）和期限為3個月的美元倫敦同業(yè)拆借利率（以下簡稱美元利率）水平數(shù)據(jù)作單位根檢驗（ADF檢驗），發(fā)現(xiàn)在5%的臨界條件下不能拒絕人民幣利率和美元利率時間序列有單位根的假設(shè)，而這兩個時間序列的一階差分都在5%的臨界條件下拒絕了有單位根的假設(shè)，說明人民幣利率和美元利率一階差分序列都是平穩(wěn)的。
既然人民幣利率和美元利率一階差分序列都是平穩(wěn)的（I（1）），下面通過Johansen Cointegration Test檢驗兩者是否具有協(xié)整關(guān)系。檢驗發(fā)現(xiàn)，在的水平下不能拒絕假設(shè)，因此這兩個序列存在協(xié)整。協(xié)整關(guān)系如下：
=R-0.663Rf（2）
四、分析結(jié)果
把2001年2月～2006年12月人民幣利率和美元利率代入等式（1）作回歸，結(jié)果如下：R=-0.046Rf+2.160 （3） T=-1.629R2=0.031 d=0.107
從上面的分析數(shù)據(jù)求得的R2為0.031，很低，說明外國利率變動幾乎不能解釋本國利率變動。 或者說，中國的貨幣政策從總體上看不受美國的貨幣政策的影響。D-W統(tǒng)計量顯示存在自相關(guān)問題，但是前面的時間序列分析發(fā)現(xiàn)在這段時間內(nèi)人民幣利率和美元利率存在協(xié)整關(guān)系，因此可避免謬誤回歸的可能。回歸結(jié)果顯示β值較低，低于Obstfeld等人（2004）文章中的釘住制國家的水平，說明外國利率變動后本國利率僅作出較小幅度的變化，這也說明貨幣政策的獨立性較強。下面分情況討論中國實行釘住匯率制度和非釘住匯率制度下的利率變動與美國利率變動的關(guān)系。2001～2006年，人民幣匯率制度可以分為兩個時期：匯改前和匯改后，2005年7月的人民幣匯率制度改革是一個重要的轉(zhuǎn)折點，從該月起，人民幣匯率由釘住單一美元轉(zhuǎn)變?yōu)閰⒖家换@子貨幣。本文將人民幣匯率制度劃分為2001年1月～2005年6月的釘住制和2005年7月～2007年12月的非釘住制。
五、最終結(jié)論
本文通過對人民幣質(zhì)押式債券回購利率與美國相應利率在2005年7月人民幣匯率制度改革前后的時間序列相關(guān)性分析，探究了中國貨幣政策的獨立程度隨匯率波動程度（即匯率穩(wěn)定性）的變化。根據(jù)前面的數(shù)據(jù)分析，可以得出以下結(jié)論：
（一）中國貨幣政策獨立：
R2值無論是固定還是非固定匯率制度，都非常小（0.00001，0.088），人民幣利率的變動基本不隨美國利率變動而變動，中國的貨幣政策總的來說是獨立于美國的貨幣政策的。
（二）匯率變動增大并未使中國貨幣政策獨立性增強，反而下降：
美聯(lián)儲自2007年9月開始減息之后，央行仍然多次加息，從這個角度看，中國的貨幣政策具有較強的獨立性。但是，對債券回購利率的分析得出了不同的結(jié)論。央行加息和美聯(lián)儲減息所產(chǎn)生的中美利差誘使資本通過各個渠道流入境內(nèi)，引發(fā)國內(nèi)流動性過剩，從而使債券回購利率在低位運行。債券回購利率沒有隨著央行加息而上升，央行貨幣政策的有效性受到削弱。
貨幣政策力度范文第4篇
【關(guān)鍵詞】 成功老齡化畢生控制理論;控制策略;自尊;生活滿意度
畢生發(fā)展心理學強調(diào)，成功老齡化是個體對環(huán)境的適應，是個體在一生發(fā)展過程中得與失的平衡〔1，2〕。Schulz和Heckhausen所提出的成功老齡化畢生控制理論是在選擇和補償?shù)淖顑?yōu)化理論模型(the model of selective optimization with compensation)的基礎(chǔ)上，整合了一級和二級控制的動機理論而發(fā)展形成的新理論，該理論闡述了個體如何通過控制以達成成功老齡化。選擇是個體在可能帶來成功的目標和領(lǐng)域中投入動機資源。補償是努力失敗后對動機資源的彌補。一級控制是指向個體外部的行為動機，具有首要性和優(yōu)先權(quán)的特點。二級控制是指向個體內(nèi)部的行為動機，它對一級控制產(chǎn)生輔助和補充的作用。選擇和補償機制因個體需要獲得一級控制而被激發(fā)。成功老齡化的標準是獲得長期一級控制的潛能的境況，這種潛能可以維持、促進個體的動機資源(自尊、生活滿意度等)去完成下一個目標，達到一生的適應〔3〕。但人對環(huán)境的適應具有文化色彩，不同文化背景下其適應性有著相異的表現(xiàn)。Gould對一級控制的首要性提出質(zhì)疑，認為在東方文化價值體系下二級控制具有首要性、優(yōu)先權(quán)，可能比一級控制對個體成功老齡化的作用更為顯著。但此問題還未經(jīng)實證研究證明〔4〕。本研究旨在從實證的角度探討該理論的跨文化一致性。具體化為以下問題:在中國文化背景下，二級控制在成功老齡化過程是否具有首要性?選擇性控制與補償性控制是否存在著與西方文化背景下的差異?即這四種控制策略與成功老齡化的兩個指標(自尊和生活滿意度)的相互關(guān)系是怎樣的?
1 對象與方法
1.1 被試 來自上海和寧夏兩地，共計161名，其年齡50～75(平均58.52±7.85)歲，均具有大學本科以上學歷，其中上海被試81名，男性41名，女性40名，平均57.52歲;寧夏被試80名，男、女性均為40名，平均59.36歲。
1.2 方法 使用的測量工具有：①中文版的《控制策略量表》(Control Strategies Scale ，CSS)。依據(jù)Heckhausen和Schulz的成功老齡化畢生控制理論中關(guān)于控制策略的論述以及相關(guān)評價工具(OPS量表)編制控制策略量表(CSS)，有10個題項，五點記分;②中文版自尊量表(SLCSR)，本研究選擇Tafarodi和 Swann編制〔5〕的自我喜歡和自我勝任力的自尊量表的修訂版(The SelfLiking/SelfCompetence Scale Revised Version，簡稱SLCSR)作為自尊的測量工具，有13個題項，四點記分;③中文版生活滿意度量表(SWLS)，本研究測評生活滿意度的工具是Diener的生活滿意度量表(The Satisfaction with Life Scale，SWLS)〔6，7〕，有五個題項，采用4點評分。
1.3 統(tǒng)計學處理 采用SPSS10.0和EQS5.7軟件進行數(shù)據(jù)分析，并使用EQS5.7進行結(jié)構(gòu)方程建模分析。
2 結(jié) 果
2.1 一級控制策略、二級控制策略與自尊、生活滿意度相互關(guān)系的結(jié)構(gòu)模型 為探討成功老齡化畢生控制理論中一級控制策略、二級控制策略與自尊、生活滿意度相互關(guān)系，根據(jù)成功老齡化畢生發(fā)展控制理論建立結(jié)構(gòu)模型，見圖1。
兩個外生潛在變量：F1=一級控制策略， F2=二級控制策略;兩個內(nèi)生潛在變量： F3=生活滿意度， F4=自尊;外生潛在變量的觀測變量有：V1=選擇性一級控制，V2=選擇性二級控制，V3=補償性一級控制，V4=補償性二級控制;內(nèi)生潛在變量的觀測變量：V5=生活滿意度，V6=正性自尊，V7=自我不喜歡，V8=自我勝任感差;E1E8，觀測變量誤差;D3、D4，內(nèi)生潛在變量誤差
圖1 一級控制策略、二級控制策略與
自尊、生活滿意度結(jié)構(gòu)模型
對測得的一級控制、二級控制策略、生活滿意度及自尊的數(shù)據(jù)進行擬合測試。一級控制策略、二級控制策略與自尊、生活滿意度相互關(guān)系的結(jié)構(gòu)模型(PSLSSE)，模型的擬合指數(shù)均高于0.80，RMR=0.080
兩個外生潛在變量：F1=選擇性控制策略， F2=補償性控制策略;兩個內(nèi)生潛在變量： F3=生活滿意度， F4=自尊;外生潛在變量的觀測變量有：V1=選擇性一級控制，V2=選擇性二級控制，V3=補償性一級控制，V4=補償性二級控制;內(nèi)生潛在變量的觀測變量：V5=生活滿意度，V6=正性自尊，V7=自我不喜歡，V8=自我勝任感差;E1E8，觀測變量誤差;D3、D4，內(nèi)生潛在變量誤差
圖2 選擇性控制策略、補償性控制策略與
自尊、生活滿意度結(jié)構(gòu)模型
2.2 選擇性控制策略、補償性控制策略與自尊、生活滿意度相互關(guān)系的結(jié)構(gòu)模型 為探討成功老齡化畢生控制理論中，選擇性控制策略和補償性控制策略與生活滿意度及自尊的關(guān)系根據(jù)成功老齡化畢生發(fā)展控制理論建立結(jié)構(gòu)方程建模，如圖2。對測得的選擇性控制策略、補償性控制策略、生活滿意度及自尊的數(shù)據(jù)進行擬合測試，選擇性控制策略、補償性控制策略與自尊、生活滿意度相互關(guān)系的結(jié)構(gòu)模型，EQS分析結(jié)果表明該假設(shè)模型疊代不收斂，它不應被接受，參照EQS對該模型修正指數(shù)，假設(shè)補償性的控制策略對生活滿意度沒有影響，對原先模型進行修正，將外生潛在變量補償性控制策略(F2)指向內(nèi)生潛在變量生活滿意度(F3)的路徑刪去。見表2，圖3。表2 選擇性控制策略與補償性控制策略、自尊、生活滿意度相互關(guān)系的結(jié)構(gòu)模型的CFA擬合度指數(shù)
兩個外生潛在變量：F1=選擇性控制策略， F2=補償性控制策略;兩個內(nèi)生潛在變量： F3=生活滿意度， F4=自尊;外生潛在變量的觀測變量有：V1=選擇性一級控制，V2=選擇性二級控制，V3=補償性一級控制，V4=補償性二級控制;內(nèi)生潛在變量的觀測變量：V5=生活滿意度，V6=正性自尊，V7=自我不喜歡，V8=自我勝任感差;E1E8，觀測變量誤差;D3、D4，內(nèi)生潛在變量誤差
圖3 選擇性控制策略、補償性控制策略與
自尊、生活滿意度結(jié)構(gòu)模型(修改后)
EQS分析結(jié)果表明修改后的新模型的擬合度指標大為改進，χ2/df=3.300.80，其余各擬合度指標也均高于0.80，說明修改后的新模型可以被接受。
3 討 論
對控制策略、生活滿意度及自尊的相互關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程建模的實證研究表明，控制策略對自尊和生活滿意度有著不同程度的影響，顯示成功老齡化畢生控制理論對于中國社會文化具有一定的適用性。
3.1 一級控制策略、二級控制策略與生活滿意度、自尊的關(guān)系與理論一致 Gould質(zhì)疑Schulz和Heckhausen的理論，認為在東方文化價值體系下，二級控制使用次數(shù)多于一級控制，二級控制具有首要性、優(yōu)先權(quán)，比一級控制對個體成功老齡化的作用更為顯著。從本研究的結(jié)果來看，一級控制策略、二級控制策略對生活滿意度、自尊的影響與該理論中一級控制比二級控制具有優(yōu)先作用的觀點相符，在一定程度上證實了一級控制在個體成功老齡化中的首要性。結(jié)果顯示：從一級控制策略指向生活滿意度的路徑系數(shù)(γLSPC=0.934) 大于二級控制策略的路徑系數(shù)(γLSSC=0.332);從一級控制策略指向自尊的路徑系數(shù)(γSEPC=0.600)也大于二級控制策略的路徑系數(shù)(γSESC=0.405)，證明一級控制策略對生活滿意度和自尊的影響大于二級控制策略對它們的影響。本研究結(jié)果并不說明在中國社會文化背景下，人們都優(yōu)先使用一級控制策略，因為本研究抽取的樣本來自50歲以上的受教育水平較高的知識分子群體，他們可能傾向于更多使用一級控制策略以獲取或維護未來行為的動機資源。他們會努力學習新技能和新知識，試圖去改變環(huán)境，滿足自身需要與愿望。這些一級控制策略的使用使他們更能獲得較高的生活滿意度和自尊。而他們一般較少使用改變內(nèi)部心理表征的二級控制策略，即使使用二級控制策略，則對于自尊的積極影響與生活滿意感的獲得也不如一級控制策略那樣有效。這樣的推測是否屬實，尚需要進一步的實證研究。
3.2 選擇性控制策略、補償性控制策略與自尊、生活滿意度的關(guān)系與理論存在著不一致 修改后的選擇性控制策略、補償性控制策略與自尊、生活滿意度相互關(guān)系的假設(shè)模型獲得了本研究的實證支持，在一定程度上證明了成功老齡化畢生控制理論在中國社會文化下的適用性。結(jié)果表明，在我國50歲以上受教育水平較高的知識分子中，選擇性與補償性的控制策略對自尊都有積極的作用。當個體通過選擇性的控制策略達到目標、獲得成功時，他會肯定自己的能力和積極品質(zhì)，維持或提高自尊水平，從而增強個體完成下一個目標的動機資源。反之，當個體未完成目標、遭遇失敗時，補償性的控制策略可以減少自我概念所受到的威脅，使人不會對自己的能力或內(nèi)在品質(zhì)做出過多的負面評價，從而減緩由失敗引起的未來行為動機資源的削弱趨勢。選擇性的控制策略可以維持或提高自尊水平，補償性的控制策略可以阻止或減弱自尊水平降低的趨勢，因此二者對自尊都有積極的影響。
本研究結(jié)果也表明，生活滿意度只受選擇性控制策略的影響，而不受補償性控制策略的影響，其原因可能在于，本研究所測評的是被試在進行生活回顧時對自身整體生活狀況的評價，它受諸多因素的影響，而且補償性控制策略的作用可能具有雙面性，一方面假如個體采用諸如社會比較等補償性策略，則有可能對其生活滿意度產(chǎn)生積極影響，但另一方面，個體通常是在目標受挫或遭遇失敗的情況下采用補償性策略，而該情景則對其生活滿意度造成消極作用。由此推斷，補償性控制策略對生活滿意度的影響具有不確定性。Oishi等人〔8〕的研究發(fā)現(xiàn)歐裔美國人對自己生活的態(tài)度比亞裔美國人更積極，整體生活滿意度和自尊也高于亞裔美國人，但并未解釋為何存在這樣的差異。是不是由于亞裔更多地使用了補償性的控制策略呢?補償性的控制策略對自尊和生活滿意度影響機制是今后進一步探索的方向。
參考文獻
1 Balts P，Balts M.Psychological perspectives on successful aging：The model of optimization with compensation.In Baltes & Baltes，Successful aging：Perspectives from the Behavioral Sciences〔M〕.New York：Cambridge University Press，1990:134.
2 Schulz R，Heckhausen J.A life span model of successful aging〔J〕.Am Psychol，1996;51(7):70214.
3 Heckhausen J.Evolutionary perspectives on human motivation〔J〕.Am Behav Scientist，2000;43(6):101529.
4 Gould SJ.A critique of Heckhausen and Schulz′s (1995) lifespan theory of control from a crosscultural perspective〔J〕.Psychol Rev，1999;106：597604.
5 Aidman EV.Measuring inpidual differences in implicit selfconcept：initial validation of the SelfApperception Test〔J〕.Pers Ind Dif，1999;27：21128.
6 Diener E，Diener M.Crosscultural correlates of life satisfaction and selfesteem〔J〕.J Pers Soc Psychol，1995;68(4):65363.
貨幣政策力度范文第5篇
近期，總理在國務院常務會議指出：“堅持實施穩(wěn)健的財政政策和貨幣政策，財政政策要加大對結(jié)構(gòu)調(diào)整的支持力度，貨幣政策要穩(wěn)中適度從緊，促進經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展，為黨的十七大召開創(chuàng)造良好的環(huán)境和條件。”自1998年以來，政府一直倡導“積極的財政政策”和“穩(wěn)健的貨幣政策”。而此次政府一改人們熟悉了的將近十年的提法，明確提出貨幣政策要“穩(wěn)中適度從緊”，這大概是近十年來的“第一次”。自然地，政府對貨幣政策措辭的改變，引起了市場和媒體的極大關(guān)注。就筆者所接觸的信息來看，很多方面都將這一轉(zhuǎn)變，徑直地理解為貨幣政策的風向標發(fā)生了根本性的變化。
而筆者認為，要更好地解讀“穩(wěn)中適度從緊的貨幣政策”，還是應當先從“穩(wěn)健的貨幣政策”談起。
穩(wěn)健是貨幣政策的基本原則
當初，政府在提出實行“穩(wěn)健的貨幣政策”之后，不少經(jīng)濟學功力深厚的人對此不以為然，例如，有人就認為在標準的教科書中，貨幣政策只有“松”、“緊”之說，并無“穩(wěn)健”之說。就筆者的理解而言，所謂“穩(wěn)健的貨幣政策”，與其說是“松”或“緊”的調(diào)控方向，不如說是貨幣政策操作的一個基本原則。這與美聯(lián)儲強調(diào)的“謹慎有序地調(diào)整聯(lián)邦基金利率”的貨幣政策操作手法有異曲同工之妙。“穩(wěn)健”本身并不能明確地表明未來的貨幣是擴張還是收縮的，這完全要依經(jīng)濟環(huán)境的變化而定。在經(jīng)濟不振的時期，采取擴張性的貨幣政策，如果能夠促進經(jīng)濟的復蘇又不會帶來物價水平的大幅上漲，這樣的貨幣政策可以說是“穩(wěn)健”的；相反，在經(jīng)濟快速增長的時期，如果出現(xiàn)了物價水平的過快上漲，采取“緊縮”性的貨幣政策在穩(wěn)定人們對未來物價的預期的同時，又不會帶來經(jīng)濟增長率的大幅度下降和失業(yè)的大量增加，那么，這樣的貨幣政策同樣是“穩(wěn)健”的。我們清楚地看到，1998年以來，在“穩(wěn)健的貨幣政策”調(diào)控思想指導下，中國的貨幣政策既經(jīng)歷了一個擴大貨幣供應量與信貸、多次降低利率的“擴張性貨幣”反通貨緊縮周期，也正在經(jīng)歷多次提高法定存款準備金比率和存貸款利率具有“緊縮”傾向的調(diào)控階段。因此，貨幣政策的“穩(wěn)健性”，只是貨幣政策操作應當遵循“謹慎”而不是“魯莽”的原則，它體現(xiàn)了政府在制定和執(zhí)行政策時對公眾的一種責任和態(tài)度。
這次政府提出貨幣政策要“穩(wěn)中適度從緊”是對過去數(shù)年中“穩(wěn)健的貨幣政策”提法的揚棄。貨幣政策“穩(wěn)健”性的原則依然得到了保留，又明確了未來的調(diào)控方向是“緊縮”而不是“擴張性”的，一次性的緊縮力度也并不會太大，即貨幣緊縮的力度要“適中”，不能“矯枉過正”。這也意味著，貨幣調(diào)控是完全可逆的，并應對經(jīng)濟形勢的可能變化迅速地做出反應。有了這一層理解，那種認為中國應當大幅度提高利率的觀點，顯然不僅難以得到政策決策者的認同，而且也是與現(xiàn)代貨幣政策操作的謹慎原則相沖突的。
“適度從緊”的根源
其實，有了宏觀經(jīng)濟學知識，有了對貨幣政策最終目標的理解，有了對制定和執(zhí)行貨幣政策的政治、體制環(huán)境的了解，人們完全可以根據(jù)各項宏觀經(jīng)濟指標的變化，來判斷未來的貨幣政策走向是“松”還是“緊”。實際上，近年來，就有不少“先知先覺”者預計到了提高法定存款準備金比率和利率等貨幣政策動向。既然如此，政府為什么又要“明確”地提出“適度從緊”的貨幣政策取向呢？
筆者認為，主要有幾個方面的原因：
首先，從直觀來理解，它反映了政府仍然擔心宏觀經(jīng)濟“從偏快”轉(zhuǎn)為“過熱”。一方面，近幾個月來，中國的消費者價格指數(shù)（CPI）不斷上升，受豬肉等農(nóng)產(chǎn)品價格的大幅度上漲，五月份的CPI上升到了3.4%，今年以來已連續(xù)三個月（三月份CPI為3.3%，四月份為3%）超過政府年初設(shè)定的3%最大上漲容忍度。用人們的習慣性思維，中國又出現(xiàn)了所謂“負利率”的不正常現(xiàn)象。鑒于“吃”的產(chǎn)品價格的變動維系著千千萬萬低收入者的基本生理需求，因此，政府每次總是對與“吃”有關(guān)產(chǎn)品價格變動引起的CPI的上漲格外關(guān)心。另一方面，受工業(yè)企業(yè)利潤增長的引誘，企業(yè)固定投資需求依然比較旺盛。今年以來的城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資增長率一直在25%左右的高位運行。政府一直擔心，過剩的流動性導致銀行信貸和貨幣供應量的較快增長，隨時都可能造成固定投資的大幅度反彈，再一次造成交通、運輸、能源供應的緊張，最終帶動各類原材料價格的大幅上漲，和由此引起成本推動型的通貨膨脹。
其次，“適度從緊”意味著貨幣政策要從主要進行沖銷操作，加強流動性管理，轉(zhuǎn)變到流動性管理與銀根緊縮并舉的階段。在今年初，溫總理指出，流動性過剩是中國宏觀調(diào)控面臨的一個主要矛盾。政府采取了多種手段來抑制流動性的過快增長，比如繼續(xù)大量發(fā)行央行票據(jù)，前五個月每個月都提高了一次法定存款準備金比率。但是，針對流動性管理的貨幣政策措施并不一定會帶來貨幣與信貸緊縮的效果。我們看到，近年來，盡管央行多次提高法定存款準備金比率和存貸款利率，央行票據(jù)的發(fā)行規(guī)模越來越大，但銀行體系可用于貸放的超額準備金仍然較多，基礎(chǔ)貨幣的增長依然較多。正因為如此，在給人們緊縮感覺的貨幣沖銷操作之后，銀行信貸和貨幣供應量的增長還是超出了政府、貨幣當局與公眾的預期。有鑒于此，適度從緊的貨幣政策，可能意味著政府在繼續(xù)加強流動性管理的同時，還要真正緊縮銀根，切實控制貨幣與信貸的過快增長。要達到貨幣與信貸緊縮的效果，也就意味著，中央銀行的貨幣政策操作應當更多的關(guān)注商業(yè)銀行體系當中現(xiàn)實的與潛在的放貸能力，超額準備金及其動態(tài)變化趨勢，就應當加以密切的關(guān)注。
第三，政府明確提出貨幣政策要“適度從緊”會對人們的預期產(chǎn)生較大的影響。一提到緊縮，人們總會想到政府會進一步提高利率、加強對貨幣供應和商業(yè)銀行的信貸增長的控制。如果人們對未來是比較謹慎的，那么，進一步提高利率的預期會使企業(yè)和個人在借款安排時會變得相對謹慎。這就是說，一旦人們心里形成政府將要緊縮的預期，即便政府并不真正采取相應的緊縮性措施，也會達到實際緊縮的效果。當然，政策宣示所能達到的效果取決于政府承諾的可信性。可信性越強，在政府真正采取緊縮措施之前，企業(yè)和個人的借貸行為調(diào)整就會越明顯，在這種情況下，實際要求的政策緊縮力度就會相應地減少。而真正的緊縮措施出臺之后對市場的影響因借貸者事前的調(diào)整就會減弱許多。相反，如果政府承諾的可信性不強，人們預期政府的政策宣示只是口頭上“說說”而已，那么，借貸者仍然會按照原來的金融條件安排支出和融資計劃。一旦公眾對政府的政策宣示有了這樣的印象，政府再來實踐其政策的承諾，就會對公眾和市場產(chǎn)生極大的不利影響，例如，引起市場利率的劇烈波動。這就是前不久政府微小提高證券交易印花稅引起市場過激反應的根本原因。從這個角度出發(fā)，既然政府宣布了貨幣政策要適度從緊，那么，為了樹立政府宏觀經(jīng)濟政策的可信性，至少還會根據(jù)宏觀經(jīng)濟形勢的需要，在適當?shù)臅r候提高利率和法定存款準備金比率等。
