刘元春、黄族胜：中国货币政策独立性研究.pdf

中国货币政策独立性研究 1 刘元春 黄族胜 内容摘要：本文在理论回顾的基础上，利用协整分析方法和 VAR 方法对中国货币政策 的独立性进行系统，得出了以下结论：1）在现有汇率制度框架内，虽然我国利率对美国利 率具有一定的敏感性，但是与采取浮动汇率制度的东亚其他国家相比，我国货币政策却具有 十分高的独立性。2）在资本流动性的约束下，对于我国货币政策独立性的分析不能简单套 用“可能性二元”，汇率制度并不是决定货币独立性的关键因素， “蒙代尔不可能三角”在实 证分析中存在着例外——在汇率制度没有发生质变的状况下，汇率自由浮动空间的增加对货 币政策独立性的影响不大，资本的流动性在货币政策的独立性中起着更为关键的作用。3） 以增加货币独立性为由而主张增加人民币汇率自由浮动的幅度的观点，并没有充分的实证基 础。我国未来资本项目管制的大幅度放松将使我国货币政策独立性大幅度降低，未来货币政 策的实施应当重视外部货币冲击的因素，同时改善本国货币政策的传导机制，以弥补本国由 于货币政策独立性的下降而导致的货币政策有效性的降低。 关键词：中国货币政策独立性、不可能三角、计量研究 货币政策独立性是开放宏观经济学研究核心内容之一。它不仅构成一国货币政策有效性 2 的基础，也是一国进行汇率制度选择和外汇管制政策选择的关键评价指标之一（Frankel， 2000，2000；Obstfeld和Rogoff，1995）。虽然，我国理论界长期忽略了对我国货币政策独立 性的研究，但近几年现实宏观经济政策面临的问题迫使理论界不得不让开始这方面的研究。 这集中体现在：一是对于中国货币政策有效性的争论，直接引发了对开放因素如何影响我国 货币供应和利率形成机制的研究（李斌，2001；刘斌，2001）；二是关于中国未来汇率制度 改革的争论，所引发的我们是否需要增加人民币汇率的自由浮动空间来提高本国货币政策的 独立性的争论（沈国兵，2003；张志超，2003；麦金农，2003）。但是，这些研究存在着以 下几个方面的缺陷：一是它们基本上都将“蒙代尔不可能三角”及其相关命题视为理论基础， 认为在资本流动性既定的前提下，汇率自由浮动的程度与货币政策的独立性呈正向变化关 系。但事实上，随着现代开放宏观经济学的发展，这些命题受到了广泛的质疑。二是这些研 究都没有为自身的理论分析提供中国货币政策独立性的实证计量支持，而是依据简单的理论 进行演绎性理论研究。如何弥补上述理论研究的缺陷是本文主要的写作目的。文章第一部分 将进行理论回顾，以说明现有的各种有关货币政策独立性的命题是否可以作为理论分析的直 接基础；第二、三部分将分别采取协整分析方法和VAR方法，对中国货币政策的独立性进行 计量研究，最后部分将根据计量结果提出相应的理论结论和政策建议。 一、理论回顾 1 本文获得 211 项目和全国优秀博士论文基金资助。 应当指出的是，货币政策的独立性并不等于货币政策的有效性。货币政策的独立性是指本国政府对货币政 策目标的可控程度，而货币政策的有效性则是在一定货币政策独立性的前提下达到既定货币政策目标的程 度，如通货膨胀目标、就业目标和经济增长目标等。 2 克鲁格曼等人从 Mundell-Fleming 模型中提炼出来的“蒙代尔不可能三角” (Mundell impossible trinity) （Krugman，1979；Frankel，1999）是研究开放体系下货币政策、汇率制 度以及资本管制政策的基准命题。该命题指出，“货币政策完全独立”，“汇率完全稳定”与 “资本完全流动”三大目标在一国中不可能同时实现的，政策当局只能三选二。在现代世界 经济体系中，由于国际金融的高度一体化和资本流动的高度自由化，该命题又被不同学者进 行了推广：一是 Fratzscher 等人（Fratzscher，2002）将其演变为 “可能性二元”（possible Duality），认为在资本高度流动条件下，富有弹性的汇率制度可以增加货币政策的独立性， 采取完全的固定汇率制度就必须放弃货币政策的独立性，采取自由的浮动汇率制度就可以获 得完全的货币政策的独立性；二是罗戈夫等人将其演变为“中间汇率制度消失论” （Vanishing intermediate Exchange Rate Regime）（Obstfeld 和 Rogoff，1995；Summers，2000；Fischer， 2001），认为为了获取“有效的货币锚”和“汇率调节的可证实性” ，国际金融的高度一体化， 迫使各国只能在“完全固定的汇率+货币的完全依附性”与“汇率完全的自由浮动+货币的 完全独立”两大角点解之间选择，以中间汇率为基础的各种“内点解”没有存在的合理性， 对于大国而言，应当选择完全自由的浮动汇率，而小国则应当采取诸如“货币局”或“美圆 化”等完全固定的汇率制度。 但是，上述的理论推广及其“不可能三角”都受到了广泛的质疑。其中的焦点就是，货 币政策的独立性是否受制于汇率制度的安排，汇率的浮动性是否可以增加货币政策的独立 性，货币政策独立性目标是否能够成为采取浮动汇率制度的核心理由之一。在理论模型方面， 克鲁格曼（1991）通过强调投机行为的作用而建立的货币目标区模型、Stockman 和 Ohanian （1993）通过强调弹性价格部门价格超调的作用而建立的两国最优模型、Hausmann 等人通 过强调强调汇率传递效应、平衡表效应（或资产负债表效应）以及信贷渠道效应对通货膨胀 和产出水平的影响而建立的 Hausmann－Punizza－Stein 模型（1999）、Svensson（1992）通 过强调预期和风险溢价的的作用而建立的窄幅波动模型，都得出了汇率波动与货币的独立性 之间不存在一一对应的正向因果关系的结论，认为即使在固定汇率制度下货币也具有一定的 独立性，由于受到本国资产负债结构、价格的调整模式、汇率传递的程度以及中央银行的目 标函数等因素的影响，浮动汇率并不能必定起到货币隔绝的作用。 在实证检验方面，Frankel，Schmukler和Servin（2000）采取了 100 多个样本国家，对 1970－1999 年进行了全面的分析，发现浮动汇率制度具有利率隔离、增加货币独立性的作 用的结论在 80 年代以前成立的，但是，对于 90 年代和发展中国家的样本却不成立； Borensztein等人（2001）对新兴市场经济的专门研究，发现虽然香港与新加坡案例对比而言， 支持传统观点，即汇率越固定，货币独立性就越差。但是，将阿根廷与墨西哥的案例进行对 比，却严重不支持传统观点，因为阿根廷虽采取联系汇率制度，墨西哥采取更为自由的浮动 汇率制度，但是，墨西哥的利率却与美国利率保持了高度一致性，其货币政策的独立性远低 于采取固定汇率制度的阿根廷。因此，货币政策的独立性与汇率制度之间的关系并非 “Mundell-Fleming模型”所预测的那样存在一一对应关系。Hausmann等人（1999）利用 1960 －1998 年期间 11 国的数据，发现不同的汇率制度下，各国对美元利率的反应灵敏性的差异 并不很大；Fratzscher（2002）对欧元区进行了实证分析，其实证结果表明，汇率制度由固 定汇率向浮动汇率变化并不足以保证提高货币政策的独立性，世界各国的货币政策正呈两级 化发展——“依附美圆”与“依附欧元”，国际金融的全球化和国际经济的高度依附性发展 导致了“不可能三角”演化为“不可能二元”（Impossible Duality）——即使在浮动汇率制 度下，各国越来越难以实施独立的货币政策，货币政策的独立性与汇率的稳定之间的替代关 系并不成立 1 。 上述对“不可能三角”及其相关命题的否定引起了很大的理论争论。在理论上最为突出 的是 Obstfeld 和 Rogoff 对一系列货币目标区模型的反驳（Obstfeld 和 Rogoff，1995） ，以及 Obstfeld 在 2004 利用全球数据对“蒙代尔不可能三角”的计量检验（Obstfeld，2004）。这 些研究成果都认为“不可能三角”基本是成立的，汇率的浮动性与货币的独立性之间存在着 正向因果关系。 所以，通过上述理论和实证检验的回顾，我们可以简单得出，主张中国应当提高汇率浮 动的区间或采取更自由的汇率浮动模式以提高我国货币政策的独立性的观点，并没有像一些 学者所认为的那样有十分确定的理论基础。因此，我们如何判断增加货币的独立性是否可以 成为要求增加人民币汇率的浮动性的主要原因，以及在中国“不可能三角”是否成立，需要 我们对中国货币政策的独立性进行实证计量研究。 二、中国货币独立性的协整计量分析 （一）、方法和数据的选择 货币政策的独立性一般是指，在一定的汇率制度和资本项目开放程度的条件下，一国货 币当局对货币政策目标的控制程度。由于货币政策目标及其控制的方法是并非单一的，因此， 现有对货币政策所进行的实证计量研究工具各自的计量模型采取了不同的指标体系和方法： 第一种方法是 Clarida,Gali 和 Gertler(2000) 以及 Ball(2000)采取的方法。他们将货币政策的 独立性定义为“本国货币政策是否直接盯住了本国的目标变量（如产出和通货膨胀）”，采取 货币政策反应方程来检验 OECD 国家的利率是否由本国的两个缺口所决定，还是受到外国 货币政策的影响。第二种方法是 Frankel(2002)、Obstfeld 和 Shambaugh (2004)等人采取的方 法。该方法是假设资本流动性很高，利用利率平价来直接分析本国利率对外国利率的敏感程 度，并利用动态方程测算本国利率对国际利率的缺口以及它的调整速度；第三种方法是 Stockman（1992）建议的方法。该方法将货币政策的独立性定义为“一国货币当局对本国货 币供应总量的控制和自主性调节的幅度，”因此，该方法主要考虑本国货币总量与外国货币 总量的变动关系以及外汇占款在货币供给总量中的比重。 在三种方法中，第一种方法虽然可以比较全面的反映货币当局的政策战略和目标，但它 却存在一些致命的缺点：一是包括产出和通货膨胀等宏观变量的数据一般只能获得月度数 据，而利率冲击往往是在几个小时、最多几天就能够通过市场发生作用，因此利用这些数据 进行的检验难以反映出货币的传递；二是宏观经济指标波动的原因很复杂，货币政策的变化 只是其中的原因之一，一般的货币政策反映方程难以分离其他同步变动的力量。第三种方法 虽然存在理论上的合理性，同时，还可以克服利用利率平价带来的对资本流动性问题的处理， 但是，货币政策一般采取利率目标导向（interest-rate targeting）而很少采取货币供给总量目 标 2 。另外，外汇占款比重也很难说明本国主动结汇和被动结汇的比例。所以本文主要采取 第二种方法，利用本国短期名义利率与外国相应利率的敏感程度来衡量货币政策的独立性。 不过，该方法在资本不完全流动时存在着一些问题，即利率平价只能在资本自由流动前提进 行运用，因此，我们将通过考虑克服“风险溢价”等因素来克服该问题。 1 虽然 Obstfeld 等人（2004）的研究给出了相反的实证结果，但是其计量方程的显著性很差，同时存在方 法上的问题，详细分析参见刘元春（2004）。 2 Goodhart, Charles A.E. 1989 The conduct of monetary policy Economic Journal Vol.99 no .396, pp293-346 依据第二种方法，我们首先根据无抛补利率平价条件建立实证分析模型： r (t ) = c + β r f (t ) + δ E [ e(t + 1) − e(t )] + ε (t ) 其中 r (t ) 表示本国利率， r (t ) 表示外国利率， e(t ) 为 t 期的汇率， E [ ] 表示预期，ε (t ) 表 f 示随机误差。为了测量本国利率对外国利率的长期传导程度和短期调整速度，可以将上述方 程在通过协整检验后转变为误差修正模型： p −1 Δr ( t ) = ∏ r ( t − 1) + ∑ Γ i Δr ( t − i ) + ε (t) i =1 上述利率数据主要采取 97 年以来的同业拆借利率。其原因在于，1996 年我国同业拆借 市场统一，并于同年 6 月取消了对同业拆借市场的利率上限管理。因此，97 年之后,货币政 策的工具里面包括了同业拆借市场利率的控制。而且对我们国家货币政策的泰勒规则检验, 也说明了我国的货币政策可以用同业拆借利率与通货膨胀率以及产出关系的式子来表示(谢 平 2002)。外国利率设定为美国同业拆借利率，因为人民币基本上是盯住美元的。 （二）计量 1：对中国同业拆借利率和美国同业拆借利率的协整检验。该检验分为二步： 第一步、对中国和美国的利率进行单位根检验 对中国同业拆借利率进行单位根检验的结果如下： 表一：序列 Ci 的原阶 ADF 检验（有趋势项和截距） ADF Test Statistic -1.187244 1% Critical Value* -4.0700 5% Critical Value -3.4632 10% Critical Value -3.1578 表二：序列 Ci 的一阶差分 ADF 检验（无趋势项有截距） ADF Test Statistic -3.747823 1% Critical Value* -3.5111 5% Critical Value -2.8967 10% Critical Value -2.5853 由此可以看出，中国的同业拆借利率的一阶差分符合一阶单整。 对美国的同业拆借利率的单位根检验结果如下： 表三：序列 US 的原阶检验（有趋势项和截距） ADF Test Statistic -1.965512 1% Critical Value* -4.0700 5% Critical Value -3.4632 10% Critical Value -3.1578 表四：序列 US 的一阶检验（无趋势项有截距） ADF Test Statistic -3.464028 1% Critical Value* -3.5101 5% Critical Value -2.8963 10% Critical Value -2.5851 由上可以看出，美国的同业拆借利率的一阶差分在 5%的置信水平下符合一阶单整。 由于中国和美国的同业拆借利率都符合一阶单整，所以可以对他们作协整检验。 第二步、协整检验：在单位根检验的基础上，对中国和美国同业拆借利率作协整检验，看二 者之间是否存在协整关系。采用的办法是假定原来的时间序列中没有确定性趋势的协整，结 果如下表： 表五 中国 IBR 时间范围 协整变量 假定协整方程个数 迹统计量 1997.01-2004.02 美国 IBR 无 18.55255** 至多一个 2.727805 注： 代表在 1%的置信水平下拒绝原假设 ** 所以，根据上面的结论，我们可以知道中国和美国的同业拆借利率存在着共同的趋势， 可以建立误差修正模型，判断美国联邦利率对中国的长期传导参数，以及我国利率的短期调 整参数。 2：误差修正模型 p −1 Δr ( t ) = ∏ r ( t − 1) + ∑ Γ i Δr ( t − i ) + ε (t ) i =1 该误差修正模型的参数 Π = α ′β β 表明存在写真关系的变量的各个系数（也即长期均 衡参数）；而向量 α 则衡量变量向长期均衡调整的速度。 长期均衡参数和短期均衡参数与货币政策独立性的关系为：如果 β 越大意味着美国利 率对中国的长期传导程度较大，即货币政策独立性较低，反之则较高；如果 α 较小，即绝 对值较大，则表示中国对美国利率的短期反应速度较大，即表示货币政策独立性较低，反之 则较高。使用上述误差修正模型对中国和美国利率进行分析的结果是： 表六 中国利率 时间段 1997：01-2004：02 短期调整参数 -0.04 长期调整参数 0.27 半衰期 16.98 R2 0.16 （三）对模型检验结果的解释和参照比较 如果仅仅只有中国的货币政策短期和长期的调整数据而没有参照系，并不能够说明我国 货币政策独立性的状况。为了进一步了解这些数值的含义和中国货币政策独立性大小，我们 按照上面的思路，把东南亚一些国家的利率水平进行单位根检验和协整分析。得到的结果均 是东南亚国家的利率水平都符合一阶协整，且和美国利率存在协整关系。相应也求出了他们 国家利率同美国利率的短期调整参数和长期调整参数，半衰期等数值。 表七、不考虑东南亚金融危机影响的货币政策独立性 时间段 中国利率 香港利率 泰国利率 新加坡利率 韩国利率 1997：01-2004：02 1997：01-2004：02 1997：01-2004：02 1997：01-2004：02 1997：01-2004：02 短期调整参 长期调整参数 半衰期 数 -0.04 0.27 16.98 -0.65 1.14 0.68 -0.07 1.22 9.55 -0.1 0.65 6.58 -0.05 1.06 14.72 R2 0.16 0.4 0.33 0.18 0.33 考虑到东南亚金融危机期间，其同业拆借利率不反映正常状况下的水平，而是反映了政 府的干预程度和国际资本市场的波动，因此应当改变数据的范围，消除东南亚金融危机对数 据的影响。我们可以得到表八。 表八、考虑东南亚金融危机影响的货币政策独立性 时间段 中国利率 香港利率 泰国利率 新加坡利率 韩国利率 1998：08-2004：02 1998：08-2004：02 1998：08-2004：02 1998：08-2004：02 1998：08-2004：02 短期调整参 长期调整参数 半衰期 数 -0.12 0.12 5.42 -0.37 1.08 1.5 -0.39 0.1 1.4 -0.73 0.36 0.52 -0.14 0.24 4.6 R2 0.2 0.28 0.56 0.56 0.46 将表七与表八进行比较就可以看出东南亚金融危机对同业拆借利率的影响很大。同时我 们可以得出以下结论： 第一、货币政策的独立性并非象传统理论所预测的那样，汇率的浮动性越强，货币的独 立性就越大。 利用表八的数据我们对资本项目放开的国家进行横向比较，我们发现，从短期调整参数 来看，采取浮动汇率的新加坡和泰国的货币独立性都低于采取完全固定汇率的香港（香港采 取货币局制度），而从长期调整参数来看新加坡和韩国的货币独立性高于泰国，而从半衰期 来看新加坡的货币独立性远远低于韩国 1 。 第二、在同样的钉住汇率制度安排下，资本项目的开放程度越大，货币政策的独立性越 小。 首先看东南亚金融危机之后的数据。从上面的数据中可以看出，中国的短期调整参数值 α 值最大，绝对值最小，这就意味着中国的短期反应速度很慢，货币政策的独立性最好。 同时也可以看到中国的长期传导参数为很小，也就意味着外国的货币政策对中国的长期传导 程度很小，货币政策的独立性比较高。而半衰期又告诉我们，中国利率对美国利率调整 50% 需要花最长的时间。所以在东南亚金融危机之后，中国的货币政策独立性最好。 由此，我们可以比较在东南亚金融危机之前，中国和其他东南亚国家的货币政策独立性。 因为中国的货币市场利率在 1997 年才真正的实现市场化，所以东南亚金融危机之前的数据 基本上得不到，或者即使得到了也不反映市场的状况。那么我们的比较就是基于表七的结论。 如果说在东南亚金融危机之后的一段时间内，中国的货币政策独立性都绝对的高于东南亚其 他国家，而东南亚国家在金融危机之后的政策独立性小于金融危机之前，那么也就可以说在 同样的钉住汇率制度安排下，资本项目的开放程度越大，货币政策的独立性越小。 第三、从回归方程的解释程度也可以看到中国货币政策的独立性很高 2 2 2 中国的 R 值与其他国家 R 值相比是最小的。这意味着什么呢？ R 值小说明了整个 回归方程的解释程度很小。导致回归方程解释程度很小的原因在于，中国实行了比较严格的 资本项目管制措施，资本的流动受到限制，所以中国的利率水平通过美国的利率水平来解释 的效果不好，这也就从另外一个侧面反映了中国的利率水平决定，受到美国的影响比较小， 1 但是，值得注意的是，唐国兴和徐剑刚（2003）利用同种方法对东南亚国家在金融危机前后的货币独立性 的研究却在纵向比较上得出了支持传统理论的结果——一国从固定汇率制度走向浮动汇率制度时，同时加 强对资本流动的管制，将增加本国货币政策的独立性。例如由于泰国和韩国在危机后都采取了更为自由的 汇率制度，泰国和韩国的货币政策独立性都在金融危机后大幅度增加低(泰国短期调整参数例外)。 中国的货币政策独立性比较高。而新加坡和泰国的解释程度高，也就说明了他们的货币市场 利率由美国利率解释的程度比较高，他们的货币政策独立性比较低。 通过上面的计量分析，我们可以看到中国利率对于美国利率的变动存在一定程度的敏感 性，但这种计量结果只说明两个变量间的表面关系，而没有说明中国与美国之间的利率传导 机制是什么。 中国和美国利率之间的传导，可以从下面两个方面来看： 1）、当中美之间出现利率差异，比如说美国的利率高于中国的利率时，也就意味着流入 美国的资本数量将会上升；美国资本流入量居世界第一的地位说明了此时流入发展中国家特 别是中国的资本数量将会下降。考虑到存在资本项目管制的因素，这里指的是非组合流动的 资本流动，比如说 FDI 等形式的资本流动。资本流入数量下降，甚至有轻微的资本流出时， 可以知道这个时候会伴随着信用的相对收缩，银行可获得的信用减少，货币市场上的同业拆 借利率会上升。 对于我国而言，虽然存在资本项目管制，但实际的资本流动性却并不低，远远高于名义 （或法规上的）的资本流动性（参见脚注的数据） 1 。因此，即使不通过正规渠道的资本流 动变化，以游资形式进行的大规模的资本外逃，同样会导致中美之间的利率差异的趋同。 2）、美国利率高于中国利率的时候，美元的汇率水平上升，中国的经常项目会改善，其 结果是会有外汇储备增加。因为中央银行并不愿意增加货币供应，所以会采取冲销政策，卖 出一定量的本币资产本币。资产价格下降导致银行的资产价值下降和变现能力的减少，这要 求银行增加储备，从而导致同业拆解市场利率的上升。另外一种途径是，中央银行在进行冲 销时，直接向商业银行出售本币资产，导致商业银行可贷出信用即时减少，货币市场的利率 因此上升。 所以，我们上述的计量结果存在着现实基础。 三、资本市场的不完全、风险升水与 VAR 计量 上述计量检验证明了中美利率存在着较低的传递性，并且这种传递存在着实在的传导途 径。但是，这并不能消灭模型对中国情况解释力不强的事实。Eduardo Borensztein 和 Jeromin Zettelmeyer（2001）指出，单单采用本国利率和外国利率进行回归分析，会存在统计上的偏 差，其统计结果难以说明三个变量之间的关系。要让模型更好的解释实际上利率水平的变化 状况，同时又可以把汇率制度的安排和资本项目开放程度考虑进去，就要在时间序列中加入 1 中国资本外逃的额度（单位：亿美圆）： 时间 资本外逃额 时间 资本外逃额 1990 142.83 1997 512.14 1991 98.74 1998 804.53 1992 245.87 1999 487.46 1993 237.09 2000 410.01 1994 182.56 2001 324.56 1995 291.61 2002 92.19 1996 235.63 2003 -14.70 所有的动态变量，包括了发展中国家的风险升水、汇率水平等等因素以及他们的滞后变量。 因为汇率水平的变动，是最能够反映出汇率制度安排的；而利用发展中国家的风险升水对本 国利率冲击的反应，可以很好地衡量资本项目的开放程度。因此，我们采用资本市场不完全 的利率平价模型作为检验的基础模型： ⎛ e′ ⎞ r = r* + E ⎜ ⎟ + ρ ⎝ e ⎠ ⎛ e′ ⎞ r * 在这里代表的是美国的利率水平， E ⎜ ⎟ 代表的是预期的汇率贬值程度， ρ 代表发 ⎝e⎠ ⎛ e′ ⎞ 展中国家的风险升水。在数据上， E ⎜ ⎟ 用的是中国实际有效水平的对数，而不是名义汇 ⎝e⎠ 率。因为钉住美元的汇率制度下，名义汇率并不能够很好的反应出中国汇率水平的实际状况， 人民币对美元的汇率没有很大变化，但是人民币对其他国家货币的汇率发生了变化。 ρ 代 表的风险升水包括了预期的汇率贬值和违约的风险，它们都没有可以观察的数据来表示。但 是，因为关心的只是风险升水的冲击，所以只要采用J.P. Morgan制定的发展中国家的债券指 数EMBI就可以 1 。根据这个模型，我们建立一个无约束的四个变量的VAR模型，选择两期滞 后变量，来说明各国的利率水平变化状况，得出表一和表二表示的反应方程。根据同样的办 法，我们可以分析出香港、韩国、泰国和新加坡的货币市场利率敏感性和反应方程（参见表 2 三）。从各国反应方程的 R ＝0.9 来看，该VAR模型比较好的描述了各国同业拆借利率变化， 可以用来分析各国货币政策的独立性。 表一 利率对一个标准差美国利率新息（innovation）的反应 Response of HK to One S.D. US Innovation Response of CI to One S.D. US Innovation 0.06 0.6 0.04 0.5 0.02 0.4 0.00 -0.02 0.3 -0.04 0.2 -0.06 0.1 -0.08 -0.10 0.0 2 1 4 6 8 10 12 14 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 指数可以从下面的网址http://www.nes.ru/~agoriaev/GET2003data.htm,转载，使用的类别是EMBIplus，并进 行了一些简单的处理。 Response of TH to One S.D. US Innovation Response of KR to One S.D. US Innovation 0.10 0.12 0.08 0.10 0.06 0.08 0.04 0.06 0.02 0.04 0.00 0.02 -0.02 0.00 -0.04 -0.02 -0.06 -0.04 2 4 6 8 10 12 14 2 4 6 8 10 12 14 Response of SI to One S.D. US Innovation 0.25 0.20 0.15 0.10 0.05 0.00 -0.05 2 4 表二 6 8 10 12 14 利率对一个标准差 EMBI 新息的反应 Response of HK to One S.D. EM BI Innovation Response of CI to One S.D. EMBI Innovation 0.4 0.10 0.3 0.05 0.2 0.1 0.00 0.0 -0.05 -0.1 -0.10 -0.2 2 4 6 8 10 12 14 1 Response of TH to One S.D. EMBI Innovation 0.15 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 Response of KR to One S.D. EMBI Innovation 0.08 0.04 0.10 0.00 0.05 -0.04 0.00 -0.08 -0.05 -0.12 2 4 6 8 10 12 14 2 4 6 8 10 12 14 Response of SI to One S.D. EMBI Innovation 0.15 0.10 0.05 0.00 -0.05 -0.10 2 4 表三 6 8 10 12 14 韩国、泰国汇率对一个标准差美国利率变化的反应方程 Response of KEX to One S.D. US Innovation 0.004 Response of TEX to One S.D. US Innovation 0.004 0.002 0.002 0.000 0.000 -0.002 -0.002 -0.004 -0.006 -0.004 2 4 6 8 10 12 14 2 4 6 8 10 12 14 根据上述反应方程，我们可以进行如下分析： （1）中国同业拆借利率对美国利率的反应最小。一个基点的冲击，对中国只有－0.02 个基点的传导，而且在第 8 期之后，其冲击影响趋近于零。说明在固定汇率制度且资本项目 不开放的中国，货币政策独立性是最高的。而对与香港来说，实行货币局制度和资本项目开 放，其独立性是最差的。一个美国利率的基点冲击，对香港有大约 0.3 个基点的传导。而实 行了浮动汇率制度的韩国和泰国，其货币政策独立性就要高于香港。一标准差美国利率冲击 对韩国和泰国的传导程度低的原因在于，在浮动汇率制度下，国际利率对这些国家的冲击就 部分的反应在两国的汇率水平变化上。另外，这两个国家的资本流动性远低于香港。 （2）中国同业拆借利率对 EMBI 冲击的反应也是最小的。一个基点 EMBI 冲击，对中国 的只有大约 0.02 点的传导。香港依然是最高的，其值大约是 0.1 点。泰国和新加坡的值也比 较高。中国利率对 EMBI 冲击反应最小的原因是中国在亚洲金融危机过程中所表现出来汇率 制度具有公信力，所以对发展中国家的风险升水冲击具有免疫力。 四、结论及其政策建议 从前面两个方面的计量研究，我们可以得到以下结论： 第一、在实质性的盯住汇率制度框架内，虽然我国利率对美国利率具有一定的敏感性， 但是与东亚其他国家相比，我国货币政策却具有十分高的独立性。在资本流动性的约束下， 我国对于货币政策独立性的分析不能简单套用“可能性二元”。 第二、在一定的资本流动性的状况下，汇率制度并不是决定货币独立性的关键因素。虽 然，从纵向角度来看，由固定汇率向浮动汇率制度的大幅度转变可以增加货币政策的独立性， 但是从横向比较而言，增加汇率自由浮动的空间，并不一定可以增加该国的货币政策的独立 性。在东亚各国中，虽然大部分案例都遵从“蒙代尔不可能三角”，但存在着例外。 第三、在汇率制度没有发生质变的状况下，汇率自由浮动空间的增加对货币政策独立性 的影响不大，资本的流动性在货币政策的独立性中起着更为关键的作用。因此，在我国，影 响未来货币政策的独立性的主要原因在于资本项目的大幅度开放。从这种角度来看，前面以 增加货币独立性为由而主张增加人民币汇率自由浮动的幅度的观点，并没有充分的实证基 础。从。 第四、从我国加入WTO的承诺，以及金融改革的日程，我国资本项目管制的大幅度放 松势在比行，我国货币政策独立性将大幅度降低。从我国近期资本外逃的状况和我国利率对 风险溢价冲击的反应状况，我们可以看到，我国资本项目的开放，将放大风险溢价的冲击作 用 1 以及资产组合投资对资本流动性的作用，从而导致本国货币政策独立性的大幅度降低， 进而引起货币政策有效性的下降。因此，未来货币政策的实施必须大幅度着眼于外部货币冲 击，同时着眼于本国货币政策传导机制的改善，以弥补本国由于货币政策独立性的下降而导 致的货币政策有效性的降低。 主要参考文献： 麦金农 《东南亚美元本位，浮动恐惧和原罪》转载于《经济社会体制比较》 2003 年 第3期 李斌，2001， “货币政策有效性的实证研究”，《金融研究》 第 7 期 刘斌，2001， “货币政策冲击的识别机卧果货币贮存有效性的实证分析”，《金融研究》 第7期 陆军，舒元，2002，“货币政策无效性命题在中国的实证研究”，《经济研究》第 3 期 沈国兵 《汇率制度的选择-兼论对人民币汇率制度的启示》,经济科学出版社 2003 年 8 月 唐国兴，徐剑刚 《现代汇率理论及模型研究》,中国金融出版社 2003 年 12 月 易刚,汤弦:《汇率制度“角点解解释”的一个理论基础》，《金融研究》,2001 年第 8 期 王迅，“对货币政策传导机制障碍的调查研究”， 《金融研究》 ，2001 年第 5 期 谢平 罗雄， 《泰勒规则及其在中国货币政策中的检验》，《经济研究》，2002 年第 3 期 中国人民银行上饶市支行课题组，“货币政策传导机制与政策效率研究：后 WTO 时期 的新现象”， 《金融研究》2003 年第 1 期 Borensztein, Eduardo,and Jeromin Zettelmeyer，Thomas Philippon，2001，“Monetary independence in emerging market: Do exchange rate regime make a difference, JEL classification number E50 F31 Clarida R., J. Gali, M. Gertler, 2000, “Monetary policy and Macroeconomic Stability: Evidence and some theory”, Quarterly Journal of Economics, 115(1), 147-180 Eduardo Borensztein ， Jeromin Zettelmeyer ， Thomas Philippon ， 2001 ，“ Monetary 1 根据 Calvo(2000)的研究,发展中国家普遍存在信息摩擦，那些不具备信息优势的投资者会过度反应, 从而引发与基础变量无关的价格波动，并引入新的系统性风险，强化利率传导机制。 independence in emerging market: Do exchange rate regime make a difference, JEL classification number E50 F31 Frankel, Jeffery, 1999, “No Single Currency Regime is Right for all Countries or at All Times” NBER working paper No.7338 Frankel, Jeffery, 2002, “Global Transmission of Interest Rates: Monetary Independence and Currency Regime” ,NBER Working Paper 8828 Fratzscher, Marcel, 2002, “The Euro bloc, the Dollar bloc and the Yen bloc: how much monetary policy independence can exchange rate flexibility buy in an interdependent world?” ECB working paper No. 154. Guillermo A. Calvo and Enrique G. Mendoza, 2000 “Capital-markert crisis and economic collapse in emerging markets: an informational-frictions approach”, AER Vol. 90, No 2 Hausmann, Panizz, and Stein, 2001, “Why do countries float the way they float,” Journal of Development Economics:66:2, PP387-414 Krugman, Paul,1991, “target zone and exchange rate dynamics,” quarterly Journal Of Economics CVI ６６９－６８２ Maurice Obstfeld and Jay C. Shambaugh , 2004,“The Trilemma in History:Tradeoffs among Exchange Rates, Monetary Policies, and Capital Mobility”NBER working paper No.10396 Stochman Alan C, and Lee E. Ohanian, 1993, “Short-run independence of monetary policy under pegged exchange rates and interest rates”, NBER working paper,No.4517. Svensson, L, E,1992, “Why exchange rate bands? Monetary independence in spite of fixed exchange rates,” NBER working paper No 4209. Summers, Lawrence,1999, “Building an international financial Architecture fof the 21st cencury,” Cato Journal,18,no,3,321-330. 附录、 数据来源 1：中国的同业拆借利率 1998.08-1999.12 年的数据来自《金融统计年鉴》各期数据， 2000.01-2004.02 来自中国人民银行，网址是http://www.pbc.gov.cn/baogaoyutongjishuju/。中 国的实际汇率水平来自国际金融统计http://ifs.apdi.net/imf。 2：美国，泰国，韩国，新加坡和香港的货币市场利率和后四个国家和地区的汇率水平 来自http://ifs.apdi.net/imf 3：EMBI 数据由 J.P. Morgan 计算，转载自 http://www.nes.ru/~agoriaev/GET2003data.htm， 并做了相应的处理。