經(jīng)濟開放度\\匯率改革與貨幣政策有效性

摘 要：開放經(jīng)濟條件對貨幣政策的有效性產(chǎn)生了復雜的影響。通過修正的Karras模型，運用中國1995年第二季度—2010年第三季度的相關數(shù)據(jù)進行了實證研究，結果表明，經(jīng)濟開放度的提高將削弱我國貨幣政策的產(chǎn)出效應，但2005年的匯率改革對產(chǎn)出的影響并不顯著；貨幣政策對價格的影響將隨著經(jīng)濟開放度的提高而加強，但匯率改革卻在一定程度上削弱了貨幣政策的價格效應。

關鍵詞：經(jīng)濟開放度；匯率改革；貨幣政策；產(chǎn)出效應；價格效應

Openness， Exchange Rate Reform and Monetary Policy Efficiency

- Empirical Analysis Based on Chinese Data

XIE Hailin，LOU Fengdan，KUANG Jiankun

（School of Finance， Zhongnan University of Economics and Law， Wuhan， Hubei， 430073， China）

Abstract：Economic openness has complicated effects on the effectiveness of monetary policy. By modifying the output and price model proposed by Karras， this paper analyzes the effectiveness of China’s monetary policy by using quarterly data from1995∶2 to 2010∶3. The main conclusions are as follows: while the increasing openness will weaken the output effect of monetary policy， the exchange rate reform does not affect the output remarkably. Improvement of openness will strengthen the price effect of monetary policy but the exchange rate reform has a negative effect on it to a certain extent.

Key words：openness， exchange Rate Reform， monetary policy efficiency， output effect， price effect

一、問題的提出

自2001年加入WTO以來，我國的進出口總額出現(xiàn)了明顯增長，以外貿依存度為代表的經(jīng)濟開放度顯著提高，我國全方位、多層次的開放經(jīng)濟格局已基本形成，經(jīng)濟運行方式和貨幣政策的操作環(huán)境也因此而發(fā)生了較大變化。一方面，這種開放經(jīng)濟條件改變了中央銀行面對的產(chǎn)出—通貨膨脹曲線，這種變化將提高工資和價格彈性，并減少了給定通貨膨脹條件下擴張性貨幣政策帶來的產(chǎn)出增加；另一方面，伴隨著經(jīng)濟開放度的提高，通貨膨脹的外生性也將隨之增加，這也增大了中央銀行控制通貨膨脹的難度。因此，貨幣政策的產(chǎn)出效應和價格效應將在開放經(jīng)濟條件下受到影響，貨幣政策的有效性也將隨著操作環(huán)境的變遷而發(fā)生重要變化。另外，2005年7月21日我國實行了“以市場供求為基礎，參考一籃子貨幣的有管理浮動匯率制度”，這在一定程度上增強了人民幣的匯率彈性。但是，這種“有管理的浮動”仍然可能使得人民銀行的貨幣政策為匯率政策所把持。

二、文獻回顧

隨著金融全球化時代的到來，各國貨幣政策實施環(huán)境發(fā)生了變化，在日益開放的經(jīng)濟條件下貨幣政策的影響則更為復雜。從實踐來看，即使不改變相機抉擇的貨幣政策框架，日益開放的經(jīng)濟也會緩解貨幣當局的通貨膨脹傾向，使通貨膨脹水平降低［1］，這一現(xiàn)象引起了經(jīng)濟學家的關注。例如，Romer（1993）通過將經(jīng)濟開放因素納入巴羅—戈登模型，研究表明未預期到的貨幣擴張會導致實際匯率貶值，擴展性貨幣政策造成產(chǎn)出的增加將被惡化的貿易條件所抵消，貨幣當局采取擴張性貨幣政策的動機也會減弱。因此認為，經(jīng)濟開放程度越高，貨幣擴張對價格的影響越大而對產(chǎn)出的影響則較弱，相機抉擇的貨幣政策對通貨膨脹的作用越小［2］。

上述文獻是在巴羅—戈登模型的基礎上，來研究開放經(jīng)濟框架內未預期到的貨幣沖擊對匯率波動和貨幣當局行為的影響。Karras［3］［4］將開放因素加入IS-LM模型中，構建了開放經(jīng)濟條件下貨幣政策產(chǎn)出效應和價格效應的方程，并分析了不同國家的面板數(shù)據(jù)，他發(fā)現(xiàn)38個國家［3］的面板數(shù)據(jù)中有8個國家［4］的開放性和貨幣政策對產(chǎn)出增長呈負相關關系，開放性和貨幣政策對通脹的影響呈正相關關系。此后，多篇文獻[1][5][6][7]運用Karras提出的模型檢驗經(jīng)濟開放度與貨幣政策有效性之間的關系。其中，Berument and Dogan（2003）通過對土耳其1987年第一季度至2001年第一季度數(shù)據(jù)的實證分析認為，經(jīng)濟開放程度的提高減弱了貨幣政策的產(chǎn)出效應，但貨幣政策的價格效應在統(tǒng)計上并不顯著［5］。Berument et al.（2007）運用1957—2003年的季度數(shù)據(jù)，通過修正的Karras（1999）模型檢驗了29個國家的貨幣政策在影響產(chǎn)出增長率、通貨膨脹和貿易開放度之間的關系，實證結果表明，在所考察的29個國家中，貨幣政策有效性和開放度之間的關系體現(xiàn)出顯著的國別差異。這說明，不同的國家有著不同的貨幣傳導機制，使貨幣政策有效性和經(jīng)濟開放度之間的關系也不同［6］。由于我國國內油價還沒有完全與國際接軌，油價與實體經(jīng)濟之間的聯(lián)系不如石油進口大國那樣密切，因此，在中國Karras模型分析中均不考慮以石油價格為代表的供給沖擊。裴平等（2006）在剔除石油價格之后，利用1985—2004年的交叉數(shù)據(jù)對中國經(jīng)濟開放度與貨幣政策產(chǎn)出效應和價格效應的關系進行檢驗，結果表明經(jīng)濟開放度的提高，同時減弱了中國貨幣政策的產(chǎn)出效應和價格效應［7］。然而，黃武俊（2010）使用貿易開放度和金融開放度度量經(jīng)濟開放度，在剔除石油價格變量的同時，在產(chǎn)出方程和價格方程中分別增加了政府財政支出和匯率兩個變量，通過1992—2009年第二季度的相關數(shù)據(jù)進行檢驗，認為經(jīng)濟開放度的提高減弱了貨幣政策的產(chǎn)出效應但加強了價格效應，經(jīng)濟開放度的提高主要通過金融市場和影響工資—價格調整速度兩個渠道影響貨幣政策效果［1］。

在現(xiàn)有Karras模型的中國分析中，共同的結論是經(jīng)濟開放度的提高削弱了貨幣政策的產(chǎn)出效應，而對價格效應的觀點卻各執(zhí)一詞。2001年中國加入WTO后經(jīng)濟開放度大幅上升，貨幣政策的效果也將因此而發(fā)生變化；而2005年的匯改增大了匯率彈性，將對價格方程發(fā)生重要的影響。遺憾的是，針對這些變化，以上文獻并沒有進行深入研究。本文在裴平等（2006）［7］與黃武俊（2010）［1］的基礎之上，不僅考慮財政支出和匯率對產(chǎn)出和價格的作用，而且添加了兩個虛擬變量，旨在考察2001年入世及2005年匯率改革對貨幣政策效果的影響，力求有所突破。

三、經(jīng)驗分析

（一）模型建立

本文對經(jīng)濟開放度與貨幣政策有效性關系的研究是以標準開放經(jīng)濟條件下的AS-IS-LM模型①[注：①即總供給IS-LM模型，通過IS-LM模型可以得到總需求曲線AD，再結合總供給曲線AS，便可以得到均衡產(chǎn)出和均衡價格，這種方法簡稱為AS- IS-LM模型。為基礎的。Karras（1999）［3］在該模型基礎上建立了產(chǎn)出增長率和通貨膨脹模型：

Δyj，i=β0+∑Qi=1βyiΔyj，t－i+∑Ri=0βoiliΔOILj，t－i+∑Si=0βmi，j，tΔmj，t－i+uyj，t

（1）

Δpj，i=γ0+∑Qi=1γpiΔpj，t－i+∑Ri=0γoiliΔOILj，t－i+∑Si=0γmi，j，tΔmj，t－i+upj，t

（2）

其中，（1）式和（2）式分別表示Karras（1999）［3］的產(chǎn)出模型和價格模型。j代表第j個國家，t代表第t期，Δy是產(chǎn)出增長率，Δm是貨幣供給增長率，Δp是通貨膨脹率，ΔOIL是石油的實際價格增長率，表示供給沖擊，β、γ是待估計系數(shù)，uyj，t和upj，t分別表示第j個國家第t期產(chǎn)出沖擊和通貨膨脹沖擊，i、Q、R、S分別為各自的最大滯后期數(shù)。為了考察經(jīng)濟開放度對貨幣政策效果的影響，Karras（1999）［3］將（1）式和（2）式中的貨幣供給系數(shù)表示為：

βmi，j，t=θmi+θOPENiOPENj，t

（3）

γmi，j，t=φmi+φOPENiOPENj，t

（4）

其中，θ、為待估計參數(shù)，OPENj，t代表國家j在t時期的經(jīng)濟開放度；將（3）、（4）分別代入（1）、（2）中，可以得到（5）和（6）：

Δyj，i=β0+∑Qi=1βyiΔyj，t－i+∑Ri=0βoiliΔOILj，t－i+∑Si=0(θmiΔmj，t－i+θOPENiOPENj，tΔmj，t－i)+uyj，t

（5）

Δpj，i=γ0+∑Qi=1γpiΔpj，t－i+∑Ri=0γoiliΔOILj，t－i+∑Si=0(φmiΔmj，t－i+φOPENiOPENj，tΔmj，t－i)+upj，t

（6）

值得說明的是，模型中之所以用到石油價格因素表示供給沖擊，是因為石油在戰(zhàn)后工業(yè)化社會中起到的重要，尤其是20世紀70年代至80年代，世界經(jīng)歷了石油價格的劇烈動蕩，“石油沖擊”對宏觀經(jīng)濟波動產(chǎn)生了重要影響。但近20多年來，隨著能源消費結構多樣化和技術的進步，石油價格對宏觀經(jīng)濟的沖擊效應也在減弱。而且，根據(jù)相關變量的Granger檢驗表明，以石油、煤炭為代表的供給沖擊在中國經(jīng)濟統(tǒng)計分析上不顯著，因此，根據(jù)中國的實際情況，本文不考慮石油價格因素。另外，本文借鑒黃武俊（2010）［1］的做法，考慮財政政策在我國宏觀調控中的重要性，在產(chǎn)出模型中加入政府財政支出GOV的同比增量這一變量，并以產(chǎn)出總量GDP的季度同比增長率表示產(chǎn)出增長率Δy，同時以貨幣供應量M2的季度同比增長率代表ΔM，并且在價格模型中加入?yún)R率E（間接標價法）因素，物價水平增長率Δp以CPI衡量，貨幣供給增長率以ΔM表示。為了研究2001年我國加入WTO及2005年的匯改對貨幣政策效果的影響，我們引入虛擬變量D2001和D2005做模型的結構分析，經(jīng)過改進后的產(chǎn)出模型為：

ΔGDPt=β0+βD1D2001+βD2D2005+∑Qi=1βyiΔGDPt－i+∑Ri=0βgiΔGOVt－i+∑Si=0(θmiΔMt－i+θOPENiOPENt－iΔMt－i)+uyt

（7）

其中，D2001=0， 1995年至2001年

1， 2002年至2010年，D2005=0， 1995年至2004年

1， 2005年至2010年，GDP表示總產(chǎn)出的增長率，ΔGOV表示政府財政支出同比增長率，ΔM是以M2為代表的貨幣供給同比增長率，θ為待估參數(shù)，OPEN為貿易依存度，用以衡量我國經(jīng)濟的開放水平，ut表示模型外的隨機干擾因素。

Δpt=γ0+γD1D2001+γD2D2005+∑Qi=1γpiΔpt－i+∑Ri=0γeiΔEt－i+∑Si=0(φmiΔMt－i+φOPENiOPENt－iΔMt－i)+upt

（8）

其中，Δp衡為物價水平CPI同比增長率，ΔE為間接標價法下人民幣對美元匯率季度同比增長率，為待估參數(shù)ΔM，D2001、D2005、OPEN和ut含義同模型7。

（二）數(shù)據(jù)處理

經(jīng)濟開放度是衡量一國經(jīng)濟開放程度的綜合性指標，是一國經(jīng)濟沖破完全封閉的狀態(tài)，與世界進行經(jīng)濟交往的程度。在國際經(jīng)濟學中，對于經(jīng)濟開放度的測度有多種方法。由于就中國而言，雖已形成全方位、多層次的對外開放格局，但中國仍處于對外開放的初級階段，中國的資本項目仍實行較為嚴格的管制，國內外資本流動受到限制，國內外資產(chǎn)的替代性較差，并且從規(guī)模總量上看，對外貿易仍是中國現(xiàn)階段對外經(jīng)濟開放的主要形式與內容［7］。因此，本文以貿易依存度（即一國進出口貿易額與該國GDP的比值）來代表我國的經(jīng)濟開放度。

本文選取了1995年第二季度—2010年第三季度的相關季度數(shù)據(jù)。GDP季度數(shù)據(jù)、財政支出季度數(shù)據(jù)和匯率（E）的數(shù)據(jù)均來自中國經(jīng)濟信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，M2和CPI的相關數(shù)據(jù)來自巨靈金融數(shù)據(jù)庫。對數(shù)據(jù)處理的幾點說明如下：首先，由于經(jīng)濟指標的季度序列觀測值會帶有明顯的季度循環(huán)變動，這些季節(jié)性的變動掩蓋了經(jīng)濟發(fā)展的客觀規(guī)律，所以我們在利用季度時間序列進行計量分析之前，對這些時間序列數(shù)據(jù)用Census X-12法進行處理，剔除序列中的季節(jié)變動因素，剩下序列的趨勢循環(huán)分量，對于循環(huán)變動明顯的分量進一步用H-P濾波法分離長期趨勢。具體的處理如下：由于GDP、財政支出GOV、貿易開放度OPEN（OPEN為貿易依存度，即OPEN=（EX+IM）/GDP，其中進出口數(shù)據(jù)來自中國經(jīng)濟信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，由于進出口總額以億美元為單位，而GDP單位為億元人民幣，因此根據(jù)季末匯率將GDP換算成美元后再計算OPEN值。）和貨幣供給M2受季節(jié)因素影響顯著，我們采用Census X-12方法先剔除季節(jié)因素，進一步檢驗發(fā)現(xiàn)這些序列的循環(huán)變動較明顯，再進行H-P濾波處理。最后在此基礎上計算GDP、GOV和M2的同比增長率，分別記為ΔGDP、ΔGOV和ΔM。對于CPI和匯率E序列，因為沒有顯示出明顯的季節(jié)變動，所以暫時不做處理。

由于時間序列數(shù)據(jù)用于構建回歸模型容易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，所以在建模之前我們需要對各序列進行平穩(wěn)性檢驗。在此，我們選用ADF單位根檢驗方法對各序列的平穩(wěn)性進行檢驗。從表1 的檢驗結果可以看出各個增長率序列在10%的置信水平下均為平穩(wěn)序列，所以利用上述序列進行回歸分析能夠避免“偽回歸”問題。

注：△表示變量的同比增長率，（c，t，n）分別表示檢驗模型中包括的常數(shù)項、時間趨勢和滯后項階數(shù)，c、t為0表示不包括常數(shù)項、時間趨勢。

（三）模型擬合

在滯后階數(shù)的確定上，可以采用AIC赤池信息準則和SC施瓦茨準則聯(lián)合擬合優(yōu)度來判斷選擇。在選擇時，AIC值或SC值越小越好，但滯后階數(shù)過多可能導致?lián)p失過多的自由度進而影響模型擬合的效果。根據(jù)計算結果，兩個模型在之后期數(shù)為2、3、4階時擬合優(yōu)度均在90%以上且差異不大，因此，本文對產(chǎn)出和價格模型均選擇滯后階數(shù)為2階。

1．貨幣政策的產(chǎn)出效應

貨幣政策產(chǎn)出模型的回歸結果如表2所示，可以看到，調整后的擬合優(yōu)度R2在99%以上，模型擬合效果理想，根據(jù)DW值計算的DW-H值在無自相關區(qū)間，從而排除了模型的自相關問題。為了便于考察各變量對產(chǎn)出的聯(lián)合影響，需要對各變量當期和滯后期系數(shù)做聯(lián)合檢驗，聯(lián)合檢驗的P值顯示在表2的括號中。

首先，當期的財政支出對當期產(chǎn)出的影響顯著，且所產(chǎn)生的影響為負向。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的一種解釋是財政支出的“擠出效應”，由于政府當期支出的增加，將削弱私人部門的投資，進而對產(chǎn)出發(fā)生反向沖擊。財政支出的滯后一期對產(chǎn)出影響仍為負，但是效果不顯著，滯后二期的財政支出才對產(chǎn)出產(chǎn)生顯著的正向影響。

其次，由表2中貨幣供應量的系數(shù)我們可以看到，當期以及滯后一期的貨幣供給增長對當期的產(chǎn)出影響不顯著，滯后二期的貨幣供給對產(chǎn)出有正面影響，并且效果顯著，這種滯后性與我國貨幣政策的實際經(jīng)驗相吻合。

注：∑M、Δ GOV、ΔGDP和OPENΔM分別為對應個變量及其滯后期變量估計系數(shù)之和，*、**、***分別對應在10%、5%和1%顯著性水平下的顯著性，括號內為聯(lián)合檢驗的P值。

再次，在產(chǎn)出回歸方程中，貿易開放度與貨幣供給的交叉乘積項系數(shù)除了滯后兩期的外，其它的均不顯著，說明經(jīng)濟開放度對中國貨幣政策產(chǎn)出效應的影響在當季和滯后一季度都得不到經(jīng)驗支持，這可能與我國處于經(jīng)濟轉軌時期，政策傳導過程中利率、匯率等機制還沒有完全通暢有關。但是滯后兩期的貿易開放度和貨幣供給的交叉乘積項對產(chǎn)出水平影響顯著為負，說明我國經(jīng)濟的開放削弱了貨幣政策的產(chǎn)出效應。GDP（-1）和GDP（-2）的聯(lián)合系數(shù)顯著為正，說明前兩期的產(chǎn)出增長有助于提高以后的消費水平和投資水平，進而增加后期的產(chǎn)出水平。

最后，我們可以看到虛擬變量D2001通過了t檢驗，說明我國加入WTO確實對我國經(jīng)濟產(chǎn)生了重大影響。在加入世貿組織之前，我國的進出口總額占GDP比重基本趨于穩(wěn)定，但是在加入世貿組織后，貿易依存度呈現(xiàn)顯著的上升趨勢，在2006年達到峰值后有所下滑，這與模型中虛擬變量D2005未通過顯著性檢驗的結果相符，說明我國在2005年實施的匯率改革并沒有對經(jīng)濟產(chǎn)出產(chǎn)生重大影響。

2．貨幣政策的價格效應

貨幣政策的價格效應模型回歸結果如表3所示，調整的R2為0.91，根據(jù)DW推算的DW-H值在無自相關區(qū)間帶，說明模型擬合效果良好。

同產(chǎn)出方程一樣，我們進一步對價格方程中的各變量當期和滯后期的系數(shù)做Wald聯(lián)合系數(shù)檢驗，檢驗結果的P值顯示于聯(lián)合系數(shù)下的括號中。結合回歸結果和Wald檢驗結果我們可以得出以下結論：

第一，物價水平的前一期對本期影響顯著，但是上上個季度的物價水平對當季的影響并不明顯，這說明通貨膨脹具有一定的持續(xù)性，這與我國的實際經(jīng)驗相符。

第二，匯率水平的當期、滯后一期以及滯后二期對價格都有顯著的影響。匯率水平對價格的聯(lián)合影響為負，說明在間接標價法下，本幣升值（ΔE減小）反而使得國內物價水平上漲。這種現(xiàn)象表明了我國在后金融危機時期面臨的現(xiàn)狀：由于人民幣的升值預期，國際游資大規(guī)模涌入導致短期內產(chǎn)品需求大幅提升，市場無法自動消化過剩的流動性，最終致使國內物價水平上漲，從而陷入人民幣對外升值，對內貶值的境地。

第三，貨幣供給的當期以及滯后一季和滯后二季的貨幣供給對價格的影響均不夠顯著。仔細觀察，發(fā)現(xiàn)上期的貨幣供給增長和上一季度的貨幣供給與開放度的交叉乘積項對價格有微弱的影響，這與理論是吻合的。貨幣供應量的增加對物價水平的提高具有一定的推動作用，但是這種效果并不明顯，這可能與貨幣政策的時滯有關。

經(jīng)濟開放度和貨幣供給的交叉乘積項在當期對價格的影響較微弱，這種影響的系數(shù)為正，說明經(jīng)濟開放度的增加對國內物價水平的提高有一定的推動作用。但是聯(lián)合影響是顯著為正的，說明經(jīng)濟開放度的提高增強了貨幣政策的價格效應。另外，通過Wald統(tǒng)計量檢驗經(jīng)濟開放度與貨幣供給增長及其滯后項的乘積交叉項系數(shù)之和是否為零，結果（表3）發(fā)現(xiàn)，所有回歸方程中均拒絕了交叉項系數(shù)之和為零的原假設，系數(shù)之和均顯著為正值，這也表明貨幣政策的價格效應會隨著經(jīng)濟開放度的提高而增大。

注：∑Δ p、ΔE、ΔM和OPENΔM分別為對應個變量及其滯后期變量估計系數(shù)之和。*、**、***分別對應在10%、5%和1%顯著性水平下的顯著性，括號內為聯(lián)合檢驗的P值。

從兩個虛擬變量D2001 和D2005的檢驗中可以看到，加入WTO后對于貨幣政策的價格效應沒有產(chǎn)生顯著影響，但是匯率制度的改革對我國貨幣政策的價格效應產(chǎn)生了顯著的負面影響。當期貨幣供應量增加會造成今后幾期價格上漲的壓力，盡管經(jīng)濟開放度的提高加強了貨幣政策的價格效應，但匯率彈性的增強又在一定程度上削弱了價格效應。

四、結論及政策建議

本文以貿易依存度作為度量經(jīng)濟開放程度的指標，根據(jù)現(xiàn)實的經(jīng)濟意義和環(huán)境變化，將檢驗時期分為1995年第二季度—2001年和2002年—2010年第三季度兩個階段，同時考慮到2005年匯改的影響，通過修正后的Karras產(chǎn)出和價格模型，運用相關的季度數(shù)據(jù)檢驗了整個期間內不同階段經(jīng)濟開放度對中國貨幣政策的產(chǎn)出和價格的影響，得到了以下主要結論：

第一，當期以及滯后一期的貨幣供給增長對當期的產(chǎn)出影響不顯著，滯后二期的貨幣供給才對產(chǎn)出有正面的顯著影響，這說明我國貨幣政策正向地推動了產(chǎn)出增長，但這種影響將伴隨著經(jīng)濟開放度的提高而減弱，這一點在2001年入世以后體現(xiàn)得更為明顯。而2005年的匯改對產(chǎn)出的影響并不顯著。

第二，貨幣供應量的增加對物價水平的提高具有一定的推動作用，貨幣供應量和經(jīng)濟開放度的聯(lián)合影響加強了貨幣政策的價格效應，但2005年的匯改卻削弱了價格效應。

整體上看，開放經(jīng)濟條件對貨幣政策的效果將發(fā)生重大影響。開放經(jīng)濟條件下，貨幣政策的有效性和獨立性都將受到挑戰(zhàn)，同時，貨幣政策的國際傳導也日益重要。基于上述結論，本文對貨幣政策提出以下建議：第一，推進人民幣匯率形成的市場化，加大人民幣匯率彈性。經(jīng)濟開放度的提高是不可逆轉的趨勢，為了緩解貨幣政策價格效應的壓力，更好地實現(xiàn)穩(wěn)定物價的最終目標，必須進一步地完善人民幣匯率的市場化形成機制。第二，應確定穩(wěn)定物價的單一目標。貨幣政策的產(chǎn)出效應正逐漸隨著經(jīng)濟開放度的提高而減弱，因此，在開放經(jīng)濟條件下，中央銀行促進產(chǎn)出增加的最終目標的實現(xiàn)在將來可能受到影響，貨幣政策的最終目標應進一步明確為穩(wěn)定物價的單一目標。第三，加強貨幣政策制定的前瞻性和國際協(xié)調。本文的分析表明，貨幣供給要經(jīng)過半年的滯后期才能帶來產(chǎn)出增加，在最終目標不能迅速轉為穩(wěn)定物價的單一目標的情況下，應通過前瞻性的貨幣政策以促進產(chǎn)出增加。同時，開放經(jīng)濟條件下貨幣政策的“溢出效應”也要求在制定本國貨幣政策的同時更多地考慮國際協(xié)調，在執(zhí)行上更注重價格傳導機制的實現(xiàn)。

參考文獻：

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