外匯占款對(duì)我國貨幣政策獨(dú)立性的影響
——基于2000-2020的數(shù)據(jù)

楊東霖

（南京財(cái)經(jīng)大學(xué)， 江蘇 南京 210023）

一、文獻(xiàn)綜述

(一)關(guān)于貨幣政策獨(dú)立性的闡釋

由于在我國基礎(chǔ)貨幣投放體系中，外匯占款是一個(gè)非常重要的通道。在2015年，我國的外匯占款達(dá)到峰值，外匯占款在貨幣投放體系中幾乎成為了決定性因素。同時(shí)，央行往往會(huì)通過沖銷操作以此減弱貨幣供給的外生性，達(dá)到重新控制貨幣供給的作用。Bilimeier等人(2002)通過比較捷克斯洛伐克、羅馬尼亞、克羅地亞等實(shí)行有非浮動(dòng)匯率制度的國家,得出結(jié)論：在處于轉(zhuǎn)型期的小型開放經(jīng)濟(jì)體中,如果在M2供應(yīng)量中外匯占款所占的比重較高,則貨幣政策的獨(dú)立性較低，即央行對(duì)一國金融風(fēng)險(xiǎn)的控制能力較低，國家金融穩(wěn)定受到較大的威脅。王方靜(2014)認(rèn)為：貿(mào)易順差的不斷積累使得我國的經(jīng)常賬戶和資本賬戶形成雙順差局，使我國的外匯儲(chǔ)備規(guī)模急劇擴(kuò)大。在我國的匯率制度下，會(huì)導(dǎo)致外匯占款增加，進(jìn)而增強(qiáng)了貨幣供給的內(nèi)生性，對(duì)我國貨幣政策的實(shí)施和效果帶來不利影響，從而影響到了貨幣政策的獨(dú)立性。

同時(shí)，貨幣政策的獨(dú)立性也反應(yīng)在了一國貨幣政策的效果上。梁曉潔和陳玉梅(2008)基于1994年至2007年的數(shù)據(jù)研究了在國際資本流動(dòng)情況下我國貨幣政策的實(shí)施效果，結(jié)論認(rèn)為我國貨幣政策具有內(nèi)生性，外匯占款是我國投放基礎(chǔ)貨幣的主要渠道。

因此，本文作者認(rèn)為，定義中國貨幣政策的獨(dú)立性應(yīng)該從我國貨幣政策的外生性出發(fā)，即在開放經(jīng)濟(jì)條件下，如果央行的貨幣發(fā)行量能夠較好的與貨幣需求量相契合，則有較高的獨(dú)立性；如果外匯占款導(dǎo)致央行的貨幣發(fā)行量被迫升高，無法與需求量相契合，則貨幣政策的獨(dú)立性較低。

(二)關(guān)于外匯占款的相關(guān)研究

湯軒(2016)認(rèn)為，我國外匯儲(chǔ)備增長速度較快的原因主要由于國際收支雙順差結(jié)構(gòu)，即資本項(xiàng)目與經(jīng)常項(xiàng)目都呈現(xiàn)順差的情況，以及國際資本流等造成，從而導(dǎo)致我國出現(xiàn)了大量的外匯占款。認(rèn)為央行應(yīng)通過央行公開市場業(yè)務(wù)或發(fā)行票據(jù)等方式實(shí)現(xiàn)資金回收，從而提升我國金融的穩(wěn)定程度和抗風(fēng)險(xiǎn)能力，提高央行對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的掌控能力。

在今年來國際經(jīng)濟(jì)形式波動(dòng)的情況下，我國的外匯占款額開始出現(xiàn)小幅的下降趨勢，基于此，楊偉(2016)通過研究外匯占款渠道與再貸款渠道基礎(chǔ)貨幣投放的派生機(jī)制，得出結(jié)論：在我國現(xiàn)行外匯占款減少的情況下，央行應(yīng)該創(chuàng)新貨幣政策工具，增加基礎(chǔ)貨幣的投放渠道，以減小外匯占款對(duì)基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量的沖擊。

(三)關(guān)于國際貿(mào)易對(duì)貨幣政策沖擊的研究

丁劍平和吳洋(2021)通過空間計(jì)量模型分析，得到結(jié)果表明：貨幣政策的獨(dú)立性與本國貿(mào)易往來密切或地理位置接近的國家之間存在空間正相關(guān)，因此，要防范貿(mào)易往來渠道對(duì)貨幣政策獨(dú)立性造成的沖擊;我國現(xiàn)階段需要貨幣政策的高度獨(dú)立性，因此人民幣匯率和資本市場改革的進(jìn)程需要把握好節(jié)奏，尤其要控制好資本市場改革的速度，以減少其對(duì)貨幣政策獨(dú)立性的影響。

二、理論基礎(chǔ)

二戰(zhàn)后，隨著各國發(fā)展的需要，經(jīng)濟(jì)全球化與自由貿(mào)易成為了發(fā)展的主流。國家經(jīng)濟(jì)政策的獨(dú)立性與全球化之間的矛盾也更加明顯，這也為匯率制度與貨幣政策的理論發(fā)展提供了現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。有很多學(xué)者都對(duì)此提出了比較成熟的見解。研究貨幣政策獨(dú)立性(或者貨幣政策有效性)影響因素研究的最著名理論是由Fleming(1962)和Modell(1963)提出的，在20世紀(jì)60年代發(fā)展的Mundell-Fleming模型分析框架，克魯格曼對(duì)該模型框架進(jìn)行了進(jìn)一步的分析最終成為“不可能三角”理論。2001年，我國加入WTO。無論是從我國還是整個(gè)世界的角度來看，都是經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程中的一大步。本文的理論基礎(chǔ)是“不可能三角”理論，并用近20年來的數(shù)據(jù)對(duì)外匯占款對(duì)貨幣政策獨(dú)立性進(jìn)行分析。

(一)蒙代爾——弗萊明模型

此模型是以凱恩斯的IS-LM模型為基礎(chǔ)，經(jīng)過弗萊明等人補(bǔ)充完善，最終演化成為蒙代爾——弗萊明模型(Modell-Fleming Model)。M-F模型的主要內(nèi)涵是：在開放經(jīng)濟(jì)條件下，一國達(dá)到商品市場、貨幣市場、國際收支三者完全均衡的條件以及當(dāng)外生變量發(fā)生改變時(shí)對(duì)三種均衡的沖擊。其得出的結(jié)論是：在浮動(dòng)匯率制度下，一國的資本外流會(huì)導(dǎo)致本幣貶值，從而刺激出口使得匯率回到原有水平，貨幣政策是完全有效的；在固定匯率制度下，資本外流形成的本幣貶值壓力需要中央銀行拋出外匯吸收本幣以緩解，貨幣政策是完全無效的。

(二)克魯格曼“不可能三角”理論

“不可能三角”理論是保羅·克魯格曼(Krugman，1999)在M-F模型的基礎(chǔ)上提出的，其內(nèi)涵是：一國最多同時(shí)選擇貨幣政策獨(dú)立性、資本賬戶開放以及固定匯率制度這三個(gè)特征中的兩個(gè)，所以該結(jié)論也通常被稱為“三元悖論”。我國在不同的歷史時(shí)期側(cè)重點(diǎn)有所不同。在2008年金融危機(jī)之后至2015年以前，我國在加快利率市場化的改革，同時(shí)也在加大資本賬戶的開放力度，配合著對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的高速發(fā)展，我國積累了大量的外匯儲(chǔ)備，同時(shí)也形成了巨額的外匯占款，貨幣政策的獨(dú)立性、有效性受到了一定的沖擊。近年來全球經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定性增強(qiáng)，貿(mào)易保護(hù)主義抬頭，尤其是2020年新冠疫情的爆發(fā)對(duì)全球經(jīng)濟(jì)造成的毀滅性打擊，中國人民銀行又逐步加強(qiáng)了對(duì)貨幣政策的控制力度，貨幣政策的獨(dú)立性和有效性得到了提升。

三、外匯占款對(duì)我國貨幣政策獨(dú)立性分析的數(shù)據(jù)選擇

(一)主要研究指標(biāo)的選取

貨幣政策的獨(dú)立性受到了國際資本流動(dòng)的影響。當(dāng)國際資本加速流向一國時(shí)，該國的經(jīng)濟(jì)有可能陷入被動(dòng)境地，特別是對(duì)外資的管理和利用不當(dāng)會(huì)造成對(duì)外資的嚴(yán)重依賴。所以一國央行在制定貨幣政策時(shí)需要考慮到外資的流入水平。關(guān)于外國資本流入以及貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)選擇。通過分別對(duì)外匯儲(chǔ)備額、外匯占款額、資本與金融賬戶差額等指標(biāo)與廣義貨幣供應(yīng)量M2進(jìn)行一元線性回歸分析，得到其相關(guān)系數(shù)，并選擇相關(guān)系數(shù)最大的指標(biāo)值作為國際資本流入的代表性指標(biāo)。為了增強(qiáng)統(tǒng)計(jì)結(jié)果的可靠性，我們采用月度數(shù)據(jù)，共240組。利用Stata16進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)外匯占款與M2的相關(guān)系數(shù)最高，達(dá)到了0.8895，屬于較強(qiáng)相關(guān)。同時(shí)，在做了進(jìn)一步的分析后，我們發(fā)現(xiàn)：以2014年為分界，2001年至2014年的相關(guān)系系數(shù)達(dá)到了0.9729，2015以后的相關(guān)系開始出現(xiàn)波動(dòng)，其原因是2015年后，受到股市振蕩、人民幣進(jìn)入SDR籃子、匯率市場化改革等事件的影響，央行逐漸加強(qiáng)了對(duì)貨幣政策獨(dú)立性的管控，告別了此前犧牲貨幣政策獨(dú)立性以獲得匯率穩(wěn)定、資本開放的時(shí)代。從貨幣供給的角度來看，我們可以用外匯占款來代表外國資本的流入。

(二)其他研究指標(biāo)的選取

1.存款準(zhǔn)備金率。存款準(zhǔn)備金是央行最有力的貨幣政策。通過對(duì)存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整可以有效改變基礎(chǔ)貨幣的供應(yīng)量。我們選取了近20年來中國人民銀行的存款準(zhǔn)備金率數(shù)據(jù)，具體的處理方式是：若當(dāng)月央行未公布新的存款準(zhǔn)備金率，我們就使用央行上一階段公布的存款準(zhǔn)備金率；若該月公布新的法定存款準(zhǔn)備金率，則將用時(shí)間長短(每30天的長度假設(shè)為1單位)對(duì)存款準(zhǔn)備金率進(jìn)行加權(quán)計(jì)算，新的存款準(zhǔn)備金率從實(shí)施之日起開始計(jì)算。

2.黃金儲(chǔ)備。盡管金本位制度已經(jīng)退出歷史舞臺(tái)，但是黃金仍是一國央行最重要的資產(chǎn)之一。足夠量的黃金儲(chǔ)備可以有效提高一國抵御金融風(fēng)險(xiǎn)、經(jīng)濟(jì)危機(jī)的能力，也對(duì)一國貨幣匯率保持穩(wěn)定與提升國際地位有重要影響，所以央行在發(fā)行貨幣時(shí)會(huì)考慮到黃金儲(chǔ)備量。

3.中央銀行債權(quán)。央行通過發(fā)行債權(quán)等方式將貨幣注入到金融系統(tǒng)，央行債權(quán)是央行的資產(chǎn)之一。根據(jù)中國人民銀行的統(tǒng)計(jì)，央行債權(quán)分為：央行對(duì)政府債權(quán)、央行對(duì)其他存款性公司債權(quán)、央行對(duì)其他金融性公司債權(quán)以及央行對(duì)非金融機(jī)構(gòu)債權(quán)。由于央行對(duì)非金融機(jī)構(gòu)債權(quán)的總體占比很小，在下文不予考慮。其中，央行對(duì)政府債權(quán)的數(shù)據(jù)均為央行對(duì)中央政府的債權(quán)。

根據(jù)以上指標(biāo)的選取，通過計(jì)算可得到下列數(shù)據(jù)：

各變量名稱與簡寫對(duì)應(yīng)關(guān)系：

m2：廣義貨幣供給 fe：外匯占款

r：法定存款準(zhǔn)備金率

gr：央行黃金儲(chǔ)備 cg：央行對(duì)政府債權(quán)

cd：央行對(duì)其他存款性公司債權(quán)

cf：央行對(duì)其他金融性公司債權(quán)

表1 各項(xiàng)數(shù)據(jù)匯總整理

四、外匯占款對(duì)我國貨幣政策獨(dú)立性的理論分析

我國自加入WTO以來，對(duì)外貿(mào)易順差不斷擴(kuò)大。根據(jù)國家海關(guān)總署的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，我國在2001年的對(duì)外貿(mào)易順差達(dá)到了1865.26億人民幣，這一數(shù)據(jù)在2020年達(dá)到了37096.00億人民幣，增長幅度接近20倍。同時(shí)，我國的外匯占款也由2001年的17856.43億人民幣增加到了2020年的211308.1億人民幣，增幅達(dá)到了11.83倍，其中外匯占款在2015年達(dá)到峰值時(shí)，是2001年的16.47倍。由于我國施行結(jié)匯制，所以外國資本的流入會(huì)迫使央行投入大量的人民幣進(jìn)入市場。在我國要保證匯率基本穩(wěn)定的條件下，央行就需要通過貨幣政策來回流市場上的部分貨幣資金，這就影響到了貨幣政策的獨(dú)立性。貨幣政策的獨(dú)立性受到影響中央銀行的基礎(chǔ)貨幣投放通過再貸款、財(cái)政透支與借款、外匯占款三重渠道投放。在2015年以前，我國外匯占款已經(jīng)成為了基礎(chǔ)貨幣投放最重要的渠道。大量流入我國的外國資本對(duì)我國的基礎(chǔ)貨幣供給產(chǎn)生影響，影響了貨幣政策的傳導(dǎo)途徑。對(duì)金融監(jiān)管當(dāng)局也提出了更高的要求。

五、外匯占款對(duì)我國貨幣政策獨(dú)立性的實(shí)證分析

在我國現(xiàn)行的經(jīng)濟(jì)政策組合選擇中，我們選擇有管理的浮動(dòng)匯率制度，并且資本賬戶已經(jīng)有了一定程度的開放，所以我們其實(shí)已經(jīng)讓度了部分貨幣政策的獨(dú)立性。本文通過構(gòu)建m2與資本流入(外匯占款代替)、央行法定存款準(zhǔn)備金率、央行的各項(xiàng)債權(quán)的多元線性回歸模型來分析它們之間的關(guān)系驗(yàn)證我國不同階段貨幣政策的獨(dú)立性和有效性。本文利用2001-2020年相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建多元線性回歸模型，其基本回歸方程如下：

各變量名稱已在上文中說明。α，α，α，α，α，α，α均為需要檢驗(yàn)和驗(yàn)證的參數(shù)，將通過回歸進(jìn)行確定。我們首先將2001-2020年作為一個(gè)整體階段進(jìn)行考慮，將20年的數(shù)據(jù)導(dǎo)入至Stata16中做統(tǒng)一的回歸處理，得到以下的方程和數(shù)據(jù)：

相關(guān)系數(shù)=0.9974 R=0.9947 Adjusted R=0.9946 F=45220.2026

α反映了fe與m2之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，即在20年的時(shí)間維度下，每增加一單位外匯占款，相應(yīng)會(huì)增加5.3831 單位的 m2。α，α，α，α，α，α，α的 P 值檢驗(yàn)結(jié)果均 ＜0.01，α=0.083，呈現(xiàn)顯著性特征。

由于經(jīng)過檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)存在較為嚴(yán)重的多元共線性。因此我們對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了進(jìn)一步分析。由于數(shù)值較大，我們首先對(duì)統(tǒng)計(jì)量做取對(duì)數(shù)處理，再進(jìn)行計(jì)算。于是得到方程為：lnm2=α＋α×lnfe＋α×lnr＋α×lngr+α×lncg+α×lncd+α×lncf

將數(shù)據(jù)帶入后可以得到：

相關(guān)系數(shù)=0.9998 R=0.99969 Adjusted R=0.99968 F=123514.4190

但是多元共線性檢驗(yàn)不通過。

為此，我們進(jìn)行逐步回歸分析。我們發(fā)現(xiàn)，由于央行的法定存款準(zhǔn)備金率變動(dòng)幅度不大，且不常調(diào)整，所以不利于我們進(jìn)行分析，我們將其剔除；根據(jù)歷史數(shù)據(jù)，我國在21世紀(jì)初的幾年，為了處理國有四大行的不良資產(chǎn)，分別設(shè)立四家國有資產(chǎn)管理公司，這一系列動(dòng)作導(dǎo)致在2000年后的幾年，cf出現(xiàn)了大幅度的波動(dòng)，使之長期數(shù)據(jù)不具有一定的穩(wěn)定性。同時(shí)，cf在央行的總資產(chǎn)占比中呈現(xiàn)下降趨勢，在2020年12月的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)中，占比僅為1.14%，所以我們將此項(xiàng)數(shù)據(jù)去除。

整理過后得到調(diào)整后的m2方程為：

同時(shí)，由于時(shí)間跨度較長，政策存在波動(dòng)性，為了使得結(jié)果更加合理，具有更強(qiáng)的解釋力，我們采用分組回歸的方法，按照5年為一組將2001-2020年劃分了四段時(shí)間。即2001-2005為第一段時(shí)間并令其方程為 (1)式，2006-2010年為第二段時(shí)間，令其方程為 (2)式，2011-2015年為第三段時(shí)間并令其方程為 (3)式，將2016-2020年作為第四段時(shí)間，并令其方程為(4)式，我們可以得到四段時(shí)間的回歸方程和數(shù)據(jù)如下：

相關(guān)系數(shù)=0.9983 R=0.9967 Adjusted R=0.9964 F=4175.609

各項(xiàng)P值檢驗(yàn)均＜0.01,呈現(xiàn)顯著性，進(jìn)行多元共線性檢驗(yàn)后，各變量VIF值均小于10，通過多元線性回歸檢驗(yàn)。

圖1 2001-2005數(shù)據(jù)共線性檢驗(yàn)結(jié)果

相關(guān)系數(shù)=0.9950 R=0.9901 Adjusted R=0.9894 F=1386.167

各項(xiàng)P值檢驗(yàn)均＜0.01,呈現(xiàn)顯著性，進(jìn)行多元共線性檢驗(yàn)后，除外匯占款外，變量VIF值均小于10，通過多元線性回歸檢驗(yàn)?？紤]到數(shù)據(jù)使用為面板數(shù)據(jù)，可忽略多元共線性對(duì)模型結(jié)果造成的影響。

圖2 2006-2010數(shù)據(jù)共線性檢驗(yàn)結(jié)果

相關(guān)系數(shù)=0.9889 R=0.9780 Adjusted R=0.9764 F=612.7309

各項(xiàng)P值檢驗(yàn)均＜0.01,呈現(xiàn)顯著性，進(jìn)行多元共線性檢驗(yàn)后，各變量VIF值均小于10，通過多元線性回歸檢驗(yàn)。

圖3 2011-2015數(shù)據(jù)共線性檢驗(yàn)結(jié)果

相關(guān)系數(shù)=0.9639 R=0.9292 Adjusted R=0.9240 F=180.5736

各項(xiàng)P值檢驗(yàn)均＜0.01,呈現(xiàn)顯著性，進(jìn)行多元共線性檢驗(yàn)后，各變量VIF值均小于10，通過多元線性回歸檢驗(yàn)。

圖4 2016-2020數(shù)據(jù)共線性檢驗(yàn)結(jié)果

通過分組回歸后，各組數(shù)據(jù)基本滿足計(jì)量相關(guān)要求，可以有效作為我們進(jìn)行解釋的依據(jù)。

六、結(jié)果解釋

表2 各變量對(duì)lnm2的影響系數(shù)變動(dòng)

(一)外匯占款對(duì)m 2影響出現(xiàn)轉(zhuǎn)折

從上表中可以發(fā)現(xiàn)，貨幣占款對(duì)m2供應(yīng)量影響有明顯的轉(zhuǎn)折。在前三個(gè)時(shí)間段lnef對(duì)lnm2的影響系數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢，在2015年后出現(xiàn)快速下降。結(jié)合“不可能三角”理論和我國的實(shí)際情況進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)最近20年來，基于“不可能三角”理論，我國各時(shí)間段政策的側(cè)重點(diǎn)有所不同，以2015年為分界線，前期我國主要把中心放在開放資本賬戶以及保持匯率穩(wěn)定，后期提升了貨幣政策的獨(dú)立性。由于加入世貿(mào)組織的原因，我國自2001年起外貿(mào)總額與順差迅速擴(kuò)大，導(dǎo)致我國形成了大量的外匯占款，使得外匯占款一直是我國最主要的貨幣發(fā)行渠道。在保證外匯結(jié)匯穩(wěn)定的情況下，為了防止人民幣大幅度升值以及吸引外商來華投資，在一定程度上，央行吸收了大量的外匯占款，并最終通過發(fā)行人民幣的方式來吸收外匯緩解人民幣升值的壓力。從這一角度講，外資的流入已經(jīng)影響了我國貨幣政策的獨(dú)立性。

2015年后，由于人民幣出現(xiàn)貶值預(yù)期，同時(shí)疊加美聯(lián)儲(chǔ)加息的預(yù)期，導(dǎo)致國際資本外流，使我國的外匯儲(chǔ)備呈現(xiàn)減少的趨勢。同時(shí)，我國在2017年提出了高質(zhì)量發(fā)展，產(chǎn)能結(jié)構(gòu)進(jìn)行了調(diào)整，也促成了外資的外流，所以在2016-2020這個(gè)階段，外匯占款對(duì)我國m2的影響逐漸減小，也逐漸變?yōu)榉秦泿虐l(fā)行的主要渠道。

(二)黃金儲(chǔ)備對(duì)貨幣發(fā)行的影響在加強(qiáng)

隨著外匯占款在最后一個(gè)階段的減少，黃金儲(chǔ)備對(duì)央行貨幣發(fā)行量的影響顯著增強(qiáng)，這說明了央行的貨幣政策更加穩(wěn)健。這也從一個(gè)方面反應(yīng)了在世界經(jīng)濟(jì)遭受沖擊的背景下，我國更加注重貨幣政策的獨(dú)立性，提高了對(duì)防范金融風(fēng)險(xiǎn)的重要程度。由于黃金儲(chǔ)備的變動(dòng)幅度相較于外匯占款而言較小，所以可以推斷未來一段時(shí)間，我國將仍然實(shí)行穩(wěn)健的貨幣政策。

(三)其他貨幣政策工具有待發(fā)揮更大的作用

通過上表的分析，我們可以發(fā)現(xiàn)中央政府債權(quán)作為調(diào)控流動(dòng)性的手段，并未在我國m2的供給中發(fā)揮更為顯著的作用。在外匯占款減少的背景下，我國可以適當(dāng)對(duì)貨幣政策工具進(jìn)行創(chuàng)新，增加我國貨幣發(fā)行的渠道，這也可以向金融機(jī)構(gòu)、企業(yè)、居民、地方政府等提供融資支持和流動(dòng)性便利，提升貨幣政策效果。

七、政策建議

(一)貨幣政策工具有待創(chuàng)新

在外匯占款減少的情況下，需要保持貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟(jì)增長處在合理的范圍內(nèi)，我國需要更加依賴其他貨幣發(fā)行渠道。除了公開市場操作外，可以嘗試創(chuàng)新其他的貨幣發(fā)行工具。

(二)貨幣政策的獨(dú)立性需要得到保障

在貿(mào)易保護(hù)主義盛行的經(jīng)濟(jì)形勢下，新冠疫情明顯降低了各國抵御金融風(fēng)險(xiǎn)的能力，導(dǎo)致全球避險(xiǎn)情緒升溫。我國的幾個(gè)主要貿(mào)易大國，受新冠疫情的沖擊都較大，因此這些國家出臺(tái)的相關(guān)刺激經(jīng)濟(jì)計(jì)劃可能會(huì)影響到與我國的經(jīng)貿(mào)關(guān)系，由此引起的外匯占款變動(dòng)對(duì)我國的貨幣政策的效果、獨(dú)立性仍會(huì)有沖擊。因此，在外部不穩(wěn)定性增強(qiáng)的情況下，我國的貨幣政策獨(dú)立性需要得到高度的保障，才能抵御來自外部的金融風(fēng)險(xiǎn)，提高金融穩(wěn)定性。

(三)資本市場改革需要打牢基礎(chǔ)

基于M-F模型，我國目前需要提高貨幣政策的獨(dú)立性，因此人民幣匯率和資本市場改革的進(jìn)程應(yīng)該注意節(jié)奏，尤其要注意控制資本市場改革的速度，只有制定與中國的金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況相適應(yīng)的改革措施，才能減少其對(duì)貨幣政策獨(dú)立性的沖擊。因此仍需要對(duì)匯改和資本市場改革保持謹(jǐn)慎的態(tài)度。