中国货币状况指数的构建及对货币政策效果的验证

来源:用户上传      作者: 陈建斌　龙翠红

　　摘 要：货币状况指数是利率和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。考虑到银行信用对中国货币政策实施的特殊作用，本文基于VAR模型对权重的估计，计算了中国货币状况指数；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。结果表明，货币状况指数变化是中国货币环境“松紧”的一个良好指示器，是经济增长波动的葛兰杰原因；中央银行有必要估算并公布中国货币状况指数，以作为政府适时有效地实施宏观调控的一个参考指标，减少货币政策决策的失误。
　　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发布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)也发布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，本文做了一个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
　　
　　本文在利用VAR模型估算各变量在计算货币状况指数时的权重基础上，得出了1990年以来中国扩展的货币状况指数。中国的货币状况指数变化与经济增长率的波动具有很高的联动性，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。这表明，货币状况指数变化是中国货币环境“松紧”的一个良好指示器。通过对货币状况指数与经济增长进行因果检验，证实了货币环境的“松紧”是影响中国经济增长的一个原因。对中国货币状况指数的分解，可以看出利率与银行信用是中国货币环境变化的主导因素；汇率在人民币事实上的固定汇率制度下，对货币环境的影响很小。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，货币状况指数的变化轨迹揭示出货币政策执行效果并不十分理想，存在明显的操作不当与失效，加剧了经济的波动。
　　本文认为，中国货币状况指数的变化有助于正确判断整体的货币环境，中央银行有必要估算并公布中国的货币状况指数，以作为正府适时有效地实施宏观调控的一个参考指标，减少货币政策决策的失误。在人民币汇率向着更有弹性的制度改革和利率市场化进程稳步推进的背景下，货币政策将面临着更多来自于利率和汇合考虑利率、汇率和银行信用对货币环境的影响，采取恰当措施抵消外部性因素引起的汇率波动对国内经济冲击将是必要的。

转载注明来源:https://www.xzbu.com/3/view-1398935.htm