前言：本站為你精心整理了貨幣政策目標(biāo)范文，希望能為你的創(chuàng)作提供參考價值，我們的客服老師可以幫助你提供個性化的參考范文，歡迎咨詢。

摘要：文章圍繞貨幣政策中介目標(biāo)的可測性、可控性和相關(guān)性特征，系統(tǒng)地對貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)的有效性進行模型分析和數(shù)據(jù)檢驗。研究結(jié)果表明：貨幣供給的內(nèi)生性增強，貨幣供給的可控性降低；短期貨幣需求和貨幣流通速度不穩(wěn)定，貨幣供給的可測性較差。但是，貨幣供給量與GDP和物價之間的相關(guān)性較好。

關(guān)鍵詞：中介目標(biāo)；貨幣供應(yīng)量；貨幣需求；貨幣流通速度

一、引言

自中國人民銀行(中央銀行)獨立于商業(yè)銀行以來，我國貨幣政策研究進入了研究領(lǐng)域逐步細(xì)化、技術(shù)性日益增強的階段，其中貨幣政策中介目標(biāo)的選擇一直是改革開放以來我國宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域內(nèi)的熱點問題。

從時間上看，盛洪(1991)早期曾對中央銀行通過數(shù)量調(diào)節(jié)實施貨幣政策的有效性提出質(zhì)疑，并提出從數(shù)量調(diào)節(jié)到“參量調(diào)節(jié)”(利率調(diào)節(jié))的改革方向。在討論貨幣供應(yīng)量是否應(yīng)繼續(xù)成為貨幣政策的中間目標(biāo)的文獻中，最具代表性的文獻是夏斌和廖強(2001)一文，該文較全面地評價了貨幣供給量指標(biāo)，從傳導(dǎo)機制角度分析了貨幣供給量無效的深層原因，指出我國當(dāng)前已經(jīng)不適合以貨幣供給量作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)，并提出了通貨膨脹目標(biāo)制。秦宛順等(2002)從貨幣政策規(guī)則角度，考慮了以貨幣供給和利率作為中介目標(biāo)的福利損失，得出以貨幣供給和以利率作為我國貨幣政策中介目標(biāo)是無差異的，貨幣當(dāng)局可以靈活地選擇應(yīng)用。范從來(2004)指出貨幣當(dāng)局應(yīng)該創(chuàng)造出一種有利于貨幣供應(yīng)量發(fā)揮中介目標(biāo)的貨幣控制機制，而不僅僅是簡單地放棄貨幣供應(yīng)量目標(biāo)，張成思(2004)用因果關(guān)系模型和向量自回歸模型分析了我國中央銀行的貨幣政策指標(biāo)變量及其對宏觀經(jīng)濟的影響，分析發(fā)現(xiàn)我國廣義貨幣很好地代表了貨幣政策的指標(biāo)變量，其相關(guān)的變化對經(jīng)濟有長期影響。

20世紀(jì)90年代以后，國外對貨幣政策中介目標(biāo)的研究主要集中在貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹目標(biāo)上，在實證方法上主要采用由Sims開創(chuàng)的向量自回歸方法。MichaelDotsey和ChristopherOtrok(1994)采用向量自回歸對M2作為中介目標(biāo)進行了檢驗。Bernanke和Mihov(1997)的研究表明，很多國家中央銀行實際依據(jù)的中介目標(biāo)會有所不同，但在行為中卻表現(xiàn)出相似的行為模式。絕大多數(shù)國家在放棄貨幣供應(yīng)量中介目標(biāo)后基本上沒有再簡單地恢復(fù)到利率目標(biāo)，而是直接盯住通貨膨脹，同時將貨幣供應(yīng)量、利率等經(jīng)濟變量作為監(jiān)測指標(biāo)。歷史經(jīng)驗表明，貨幣政策中介目標(biāo)的選擇并沒有統(tǒng)一的模式，不同國家、不同經(jīng)濟體制以及同一國家在不同歷史時期和不同發(fā)展階段，其選擇中介目標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)和原則都會有所差別。

本文采用數(shù)理分析與實證檢驗相結(jié)合的方法，對貨幣供應(yīng)量作為我國當(dāng)前貨幣政策中介目標(biāo)的有效性問題和可供利用的價值進行系統(tǒng)的分析論證。

二、貨幣供給的可測性分析

本文從兩個方面驗證貨幣供給的可測性：一是貨幣需求的穩(wěn)定性，二是貨幣流通速度的穩(wěn)定性或規(guī)律性。

1.數(shù)據(jù)描述及說明。(1)數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國宏觀經(jīng)濟月度分析報告》、《中國金融年鑒》、《中國經(jīng)濟景氣月報》各期和中國人民銀行網(wǎng)站。(2)利率采用具有代表性的一年期定期存款利率，考慮到我國的利率在樣本數(shù)據(jù)所在的區(qū)間的多次調(diào)整，如果某些年度對存款利率進行了調(diào)整，則以實際執(zhí)行時間為權(quán)數(shù)進行加權(quán)平均而得到的數(shù)值為準(zhǔn)。(3)采用消費物價指數(shù)來反映通貨膨脹。同時為了讓整個樣本區(qū)間內(nèi)的物價具有可比性，本文采用消費物價定基比物價指數(shù)。由于數(shù)據(jù)不能直接得到，我們通過月度同比物價指數(shù)和月度環(huán)比物價指數(shù)得到月度定基比物價指數(shù)，進而得到季度定基比物價指數(shù)(以1992年12月為基期)。(4)采用上海股市季度內(nèi)平均收盤價來代表股票市場指標(biāo)，用SZ表示，數(shù)據(jù)來自于大智慧股票軟件。這里沒有選擇季度平均價格變化之差指標(biāo)，主要是考慮到兩者之間存在同向關(guān)系。(5)通貨膨脹率πt＝P-1t-1(Pt-Pt-1)×100，Pt為定基比消費物價指數(shù)。

為了避免季節(jié)因素的影響，采用X—11方法對某些數(shù)據(jù)進行季節(jié)性調(diào)整，以此生成新的數(shù)據(jù)樣本，并對所有數(shù)據(jù)(除通貨膨脹外)進行了對數(shù)處理。文中大部分?jǐn)?shù)據(jù)的時間段從1991年第1季度到2005年第2季度，在此期間經(jīng)歷了通貨膨脹和通貨緊縮，政府采用了擴張性、緊縮性和穩(wěn)健的貨幣政策。

2.我國貨幣需求的穩(wěn)定性分析。如果沒有穩(wěn)定的需求函數(shù)為基礎(chǔ)，貨幣當(dāng)局就無法準(zhǔn)確預(yù)測貨幣需求，進而無法通過控制貨幣供給量達到穩(wěn)定幣值和經(jīng)濟增長的最終目標(biāo)。一般來說，影響貨幣需求的變量包括規(guī)模變量(如財富、收入)、機會成本變量、價格變量和其他因素變量。這里借鑒弗里德曼的貨幣需求函數(shù)，同時考慮到我國股票市場的發(fā)展情況，將我國的實際貨幣需求模型設(shè)定為：lnM／P＝lnα+β1lnY／P+β2lnR+β3lnSZ+β4πe+ε。其中M是貨幣需求量，由于貨幣需求數(shù)據(jù)無法獲得，在實證分析中用貨幣供給代替。我國的財富概念比較模糊，在統(tǒng)計上存在困難，而且收入和財富的相互替代性比較強，因此用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP代替，記為Y。R和πe分別代表機會變量的一年期存款利率和通貨膨脹預(yù)期，根據(jù)我國實際，通貨膨脹預(yù)期采用靜態(tài)預(yù)期，即πe＝πt-1，SZ為反映股市的指標(biāo)變量，ε是隨機項。

為了避免非平穩(wěn)序列回歸產(chǎn)生謬誤，對模型中各個變量進行單位根檢驗，結(jié)果顯示，水平序列都接受單位根的原假設(shè)，差分序列拒絕原假設(shè)，即該模型涉及的變量都是一階差分平穩(wěn)。同時用Johansen方法對M2和相關(guān)變量進行協(xié)整檢驗，協(xié)整結(jié)果顯示存在零個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)被拒絕，而接受至多一個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。由于只存在一個協(xié)整關(guān)系，我們嘗試用E-G兩步法進行協(xié)整估計。由于各變量間存在協(xié)整關(guān)系，表明存在長期的貨幣需求函數(shù)，進一步可得到短期貨幣需求函數(shù)。

協(xié)整方程估計結(jié)果顯示方程中各變量系數(shù)很顯著，擬合優(yōu)度為98.5%，DW值為1.9，一階序列相關(guān)不存在，而且殘差拒絕有單位根的原假設(shè)，可以判斷為平穩(wěn)序列，表明上述各個變量間確實存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程為：M2＝-1.898t1.34GDP-0.189R+0.1SZt0.02πe。由Granger定理知道，任何一個協(xié)整方程都可以轉(zhuǎn)化為一個誤差修正模型，使本期的變化通過上一期的誤差進行調(diào)整。逐漸去掉不顯著的變量，得到短期的貨幣需求函數(shù)：△M2＝0.032t0.12△Mz(-1)+0.52△GDP-0.055△R+0.037△SZ一0.035△SZ(-1)+0.002△πe-0.132ecm(一1)。修正方程中的系數(shù)基本上都顯著，DW值為2.02，擬合優(yōu)度為0.42，誤差修正項ecm前的系數(shù)為負(fù)，符合負(fù)反饋機制原理，調(diào)整系數(shù)為0.132。Breusch—Godfrey序列相關(guān)檢驗的LM統(tǒng)計量為0.2，表明接受無序列相關(guān)假設(shè)。

通過遞歸最小二乘法對短期的貨幣需求函數(shù)進行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗，估計方程中的各系數(shù)基本上符合理論和我國的實際情況。長期貨幣需求的收入彈性都大于1，表明貨幣需求量的變動大于收入的變動，而且長期廣義貨幣需求的收入彈性大于長期狹義貨幣需求的收入彈性。利率彈性都很小且為負(fù)，并對貨幣需求有顯著影響，表明我國并沒有進人流動性陷阱，利率的作用應(yīng)該會隨著利率市場化的不斷推進而越來越明顯。無論短期還是長期狹義貨幣的利率彈性都要比廣義貨幣的利率彈性大，這是由于兩者所涵蓋的范圍不同，M2更為廣泛，利率彈性較多地反映了定期存款、儲蓄存款和現(xiàn)金、單位活期存款等現(xiàn)實購買力總和之間的轉(zhuǎn)換關(guān)系。當(dāng)活期存款利率與準(zhǔn)貨幣利率存在差額時，狹義貨幣與準(zhǔn)貨幣之間存在資產(chǎn)選擇行為，當(dāng)準(zhǔn)貨幣的利率上升擴大準(zhǔn)貨幣與狹義貨幣的利差時，居民必然把狹義貨幣轉(zhuǎn)換成準(zhǔn)貨幣，加大狹義貨幣的利率彈性，而存款利率只能影響M2的組成結(jié)構(gòu)，對其絕對量影響很小。因此，M1體現(xiàn)出更高的利率彈性，符合理論要求。

隨著我國股票市場的不斷發(fā)展，股票市場對我國貨幣需求已經(jīng)產(chǎn)生正的效應(yīng)，不過彈性并不大，股市價格變動對貨幣需求的影響由財富效應(yīng)、交易效應(yīng)和替代效應(yīng)三者共同決定，其中財富效應(yīng)和交易效應(yīng)增加貨幣需求，替代效應(yīng)減少貨幣需求。預(yù)期通貨膨脹對我國貨幣需求有正的影響，這與理論分析有些不同，但可能與我國的實際存在密切聯(lián)系。自從我國1998年后出現(xiàn)了通貨緊縮，通貨膨脹率預(yù)期出現(xiàn)負(fù)值，而貨幣需求也因投資萎縮而減少，從而促使貨幣需求和預(yù)期通貨膨脹出現(xiàn)正向關(guān)系。20世紀(jì)90年代以來，我國社會福利制度的改革使人們的消費觀念逐漸開始轉(zhuǎn)換，對教育、住房和養(yǎng)老等預(yù)期，增加了人們的長期貨幣需求，儲蓄存款不斷上升，致使貨幣需求增長速度快于收入增長速度。同時，在我國漸進式金融改革的背景下，由于實行管制利率，導(dǎo)致利率并不能通過市場供求來決定，而且金融資產(chǎn)的結(jié)構(gòu)也比較單一，因此，長期的貨幣需求函數(shù)表現(xiàn)出高收入彈性和低利率彈性。

對誤差修正模型(短期的貨幣需求函數(shù))進行遞歸檢驗，結(jié)果顯示，對M2的短期貨幣需求函數(shù)，殘差波動較大，甚至有些年份超出兩倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍之外，一步預(yù)測出現(xiàn)了多個斷點，表明M2的短期貨幣需求函數(shù)存在一定程度的不穩(wěn)定性。比較而言，M1的短期貨幣需求函數(shù)表現(xiàn)出更加不穩(wěn)定的特性，CuSumofsquares曲線超出了5%置信度下的兩倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍，一步預(yù)測出現(xiàn)多個斷點，殘差波動也比較明顯。這些癥狀表明，我國短期貨幣需求函數(shù)具有不穩(wěn)定性。我國短期貨幣需求的不穩(wěn)定性，在一定程度上給我國央行對貨幣需求準(zhǔn)確預(yù)測帶來難度，容易發(fā)生貨幣供給和貨幣需求相背離的情形，使得貨幣政策的中介目標(biāo)難以發(fā)揮作用。

3.我國貨幣流通速度的穩(wěn)定性分析。貨幣流通速度的不穩(wěn)定表現(xiàn)為貨幣流通速度突然增加或者突然減少。在相同貨幣供應(yīng)量的條件下，貨幣流通速度的下降會降低擴張性貨幣政策的效果。要使貨幣供應(yīng)量發(fā)揮中介目標(biāo)的作用，就需要有一個穩(wěn)定的貨幣流通速度，或者是呈現(xiàn)明顯的規(guī)則性變化。

(1)貨幣流通速度的穩(wěn)定性對貨幣供給量目標(biāo)的影響分析。如果貨幣當(dāng)局沒有意識到貨幣流通速度的變化，為實現(xiàn)產(chǎn)出增長率為y%的目標(biāo)，則根據(jù)費雪方程有：Mt+1Vt＝Pt+1Yt(1+y%)，貨幣當(dāng)局為了達到上述產(chǎn)出目標(biāo)，必須將貨幣供應(yīng)量目標(biāo)定為Pt+1Yt(1+y%)／Vt，但是實際上貨幣流通速度在短期內(nèi)并不是恒定不變的，而且有可能呈現(xiàn)很大的波動性。從我國的情況來看，自改革開放以來幾乎每年貨幣流通速度都在下降，而且在下降的過程中呈現(xiàn)不規(guī)則波動。這里不防假設(shè)它比上期減慢了v%，即Vt+1＝(1-v%)Vt，如果貨幣當(dāng)局繼續(xù)將貨幣供應(yīng)量目標(biāo)定為Pt+1Yt(1+y%)／Vt，則相應(yīng)的產(chǎn)出為(1+y%)(1-v%)Yt，△Yt+1＝-v%Yt+1，這表明當(dāng)貨幣流通速度降低時，實際產(chǎn)出與產(chǎn)出目標(biāo)Yt(1+y%)之間存在著差距v%Yt(1+y%)，而且這個差距的大小與貨幣流通速度變化的幅度成正比。

由于貨幣流通速度的不穩(wěn)定性，貨幣當(dāng)局可能做出錯誤的判斷。比如，在貨幣流通速度t+2時期繼續(xù)下降(v%)情況下，貨幣供應(yīng)量目標(biāo)應(yīng)該為Mt+2但是，如果實際上在t+2時期流通速度已經(jīng)恒定不變或者轉(zhuǎn)而上升(Vt+2≥Vt)，繼續(xù)按原先的貨幣供給目標(biāo)進行貨幣擴張的話，將會導(dǎo)致物價上漲，引發(fā)通貨膨脹。

由于貨幣流通速度變化不定而產(chǎn)生通貨膨脹，可能的原因是由于上期在流通環(huán)節(jié)中沉淀下來的一些無效貨幣，在本期又重新恢復(fù)其流通職能，再次進入流通領(lǐng)域，使得貨幣流通速度加快，實際發(fā)揮作用的貨幣供給量變大。貨幣流通速度的不穩(wěn)定性，將會削弱以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)的效果。

(2)貨幣流通速度的實證分析。我們用Vi＝GDP／Mi(i＝1，2)來衡量貨幣流通速度，其中GDP代表名義產(chǎn)出。在分析我國貨幣流通速度波動性時，采用固定樣本時間長度的滾動時窗方法。使用固定樣本長度的滾動標(biāo)準(zhǔn)差來度量波動性，比一般的標(biāo)準(zhǔn)差更能體現(xiàn)變量的波動性，是一個動態(tài)的變化過程。

根據(jù)年度和季度的樣本數(shù)據(jù)，其中年度數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1978～2004年，季度數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1991年1季度至2005年2季度。考慮到樣本量等因素，我們在計算滾動標(biāo)準(zhǔn)差時，其中年度值選取的滾動時窗長度為4年，季度值選取的滾動時窗長度為8個季度。通過數(shù)據(jù)處理，我們分別得到M1和M2的貨幣流通速度變化軌跡和滾動標(biāo)準(zhǔn)差軌跡。結(jié)果顯示，狹義貨幣M1和廣義貨幣M2流通速度的年度變化軌跡和季度變化軌跡都有一個很明顯的特征，無論年度還是季度，廣義貨幣的流通速度都比狹義貨幣的流通速度穩(wěn)定，通過H-P濾波可以得到兩者都呈下降的趨勢。改革開放至今，無論是狹義貨幣還是廣義貨幣，貨幣流通速度的下降在減慢，但是仍存在著一定程度的波動。還有一個明顯的特征就是，貨幣流通速度呈現(xiàn)一定的順周期性，在經(jīng)濟處于收縮時期下降幅度要明顯大于經(jīng)濟處于上升時期的下降幅度。

利用滾動標(biāo)準(zhǔn)差衡量貨幣流通速度序列軌跡的波動性表明，在20世紀(jì)90年代以前，年度的廣義貨幣流通速度的波動大體與狹義貨幣相當(dāng)，都呈下降趨勢；90年代以后波動又突然上升，然后在上升和下降之間波浪式前進，整個軌跡出現(xiàn)了波動程度降低的跡象，但是也存在短期內(nèi)波動再次上升的可能。季度的貨幣流通速度波動也表現(xiàn)出同樣的特征，90年代以來廣義貨幣流通速度波動曲線一直位于狹義貨幣流通速度下方，并且各自的波動都處于不斷變化當(dāng)中，而且狹義貨幣流通速度波動性變化幅度大，說明90年代以來廣義貨幣流通速度相對比狹義貨幣流通速度穩(wěn)定，但兩者都處于非穩(wěn)定狀態(tài)。

由此可知，我國的貨幣流通速度表現(xiàn)出以下特征：一是貨幣流通速度逐漸下降，下降過程中又出現(xiàn)突然上升的情況，下降趨勢逐漸趨緩。二是廣義貨幣流通速度要比狹義貨幣流通速度穩(wěn)定，年度內(nèi)貨幣流通速度比季度貨幣流通速度穩(wěn)定。三是貨幣流通速度的波動性變化不定，總的趨勢是波動性減小，但短期內(nèi)仍然存在波動性繼續(xù)提高的可能，即貨幣流通速度仍然存在一定程度的不穩(wěn)定性。隨著我國教育、醫(yī)療、住房、養(yǎng)老等體制的改革，我國經(jīng)濟主體的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化，具體表現(xiàn)為經(jīng)濟主體的儲蓄占收入比不斷上升，消費占收入比下降，導(dǎo)致很多貨幣退出了流通領(lǐng)域，造成收入增加而貨幣流通速度減慢，在數(shù)量上表現(xiàn)為貨幣流通速度的收入彈性小于零。同時，廣義貨幣與狹義貨幣兩個層次的組成結(jié)構(gòu)不同，前者包括了儲蓄存款，決定了兩者貨幣流通速度的收入彈性存在差別。

以上分析表明我國的貨幣流通速度并不是穩(wěn)定的，尤其在短期內(nèi)波動比較劇烈，波動幅度時大時小，規(guī)律性并不明顯。不穩(wěn)定的貨幣流通速度必然影響到目前我國貨幣政策中介目標(biāo)的適宜性。經(jīng)濟,金融,貨幣-[飛諾網(wǎng)]

三、我國貨幣供給的可控性分析

從貨幣理論的角度看，貨幣供給量的可控性問題實質(zhì)上是貨幣的內(nèi)生性問題，貨幣供給的內(nèi)生性和可控性存在著此消彼長的關(guān)系。從貨幣供給的影響因素來看，一定時期的貨幣供應(yīng)量應(yīng)是基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)相互作用的結(jié)果。因此，在進行貨幣供給量可控性分析時，對基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)進行分析是必不可少的。

1.貨幣供給內(nèi)生性的理論分析。一定時期的貨幣供給是由基礎(chǔ)貨幣與貨幣乘數(shù)共同決定的，即M＝Mb·m。在決定貨幣供給的兩大因素之中，通常認(rèn)為基礎(chǔ)貨幣Mb可以被貨幣當(dāng)局控制，而貨幣乘數(shù)m是由通貨與存款比例(h)、法定準(zhǔn)備金率(r)、超額準(zhǔn)備金率(e)等因素決定的，這些因素中只有法定準(zhǔn)備金率由貨幣當(dāng)局控制，另外兩項則與經(jīng)濟的內(nèi)在因素有關(guān)聯(lián)。因此，從貨幣基數(shù)來說，通常認(rèn)為貨幣供給是外生的；而從貨幣乘數(shù)來說，在很大程度上貨幣供給又是內(nèi)生的。

設(shè)M1，M2為狹義貨幣與廣義貨幣供應(yīng)量，Mb為基礎(chǔ)貨幣，C為流通中的現(xiàn)金，R為存款準(zhǔn)備總額(包括法定準(zhǔn)備金和超額準(zhǔn)備金)，D為活期存款，T為準(zhǔn)貨幣M2-M1，m1和m2為貨幣乘數(shù)，r為法定存款準(zhǔn)備率，e為超額存款準(zhǔn)備率，h為現(xiàn)金與活期存款之比，t為準(zhǔn)貨幣與活期存款之比，從而得到：C＝hD，T＝tD，Mb＝C+R，M1＝C+D，M2＝C+D+T，R＝(r+e)(T+D)，

從公式中可看出，廣義貨幣乘數(shù)大于狹義貨幣乘數(shù)，狹義貨幣乘數(shù)m1的變動與r，e，h，t成反比，而廣義貨幣乘數(shù)m2的變動與r，e，h成反比，與t成正比。為了比較各個參數(shù)的影響，我們只需要比較其絕對值的大小即可。由于一般情況下r，e都比較小，兩者之和不超過1。觀察上述各式，其分母都為

從上面的分析可知，r，e的變動引起m1和m2的變動幅度比其他因素都大。參數(shù)e取決于商業(yè)銀行的成本收益的權(quán)衡，受到盈利性、流動性和安全性等因素的制約，與經(jīng)濟活動存在密切聯(lián)系，并且在一定程度上可以抵消r的變動。因此，e對m1和m2的作用應(yīng)該最大，正是由于e并不能被貨幣當(dāng)局所控制，從而表明我國的貨幣供給具有內(nèi)生性。h和t分別為現(xiàn)金和準(zhǔn)貨幣與活期存款的比率，主要由居民和企業(yè)的資產(chǎn)偏好所決定，并不受中央銀行所支配，而且對貨幣乘數(shù)的影響不大。居民收入、市場利率、金融資產(chǎn)多元化程度以及對未來的預(yù)期等因素會影響持有金融資產(chǎn)的行為，導(dǎo)致h發(fā)生變化，而居民的可支配收入水平以及存款利率的高低等會影響t的變化，這些具有內(nèi)生性的因素波動致使貨幣供給難以控制。

2.我國貨幣供給的實證分析。首先，從整體上考察我國貨幣供給的內(nèi)生性。由于M1，M2，GDP都為I(1)過程，則GDP變化和貨幣供給變化都為平穩(wěn)過程，符合Granger因果關(guān)系檢驗的條件。Granger因果關(guān)系檢驗表明，貨幣供給的變動與產(chǎn)出變動存在雙向因果關(guān)系，兩者在統(tǒng)計上存在著因果關(guān)系。GDP的變化在某種程度上是引起貨幣供給變化的原因，也就是說GDP的變化能刺激貨幣供給發(fā)生變化，體現(xiàn)出我國貨幣供給的內(nèi)生性。從檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，廣義貨幣M2比狹義貨幣M1更強烈地拒絕了各自的原假設(shè)，這在一定程度上說明M2的內(nèi)生性要比MI的內(nèi)生性強，而且與經(jīng)濟增長的關(guān)系更加密切。

其次，在貨幣供給的影響因素中，貨幣當(dāng)局應(yīng)該可以對基礎(chǔ)貨幣進行控制，然而我國的實際情況則并非如此。我國的基礎(chǔ)貨幣投放忽快忽慢，很不穩(wěn)定，1997年基礎(chǔ)貨幣比上年增長14%，而1998年增長率就急劇下降為2.3%，1999年又躍升至7.3%，90年代以來這一現(xiàn)象很大程度上是由于我國的匯率制度導(dǎo)致的。我國名義上實施有管理的浮動匯率制度，但實質(zhì)上可以看作是一種釘住美元的固定匯率制度。如果一國實行的是固定匯率制或爬行匯率等有管理的匯率制度，不論其名義上的貨幣政策中介目標(biāo)是什么，都首先要保證匯率目標(biāo)得以實現(xiàn)，這給我國貨幣供應(yīng)量目標(biāo)的實現(xiàn)造成了很大困難，因為它直接影響到基礎(chǔ)貨幣的投放。

再次，貨幣乘數(shù)也是影響貨幣供給的重要因素。法定準(zhǔn)備金率是影響貨幣乘數(shù)各因素中惟一可以由中央銀行控制的變量，是決定貨幣乘數(shù)諸因素中外生性最強的變量。超額準(zhǔn)備率和現(xiàn)金存款比率、準(zhǔn)貨幣與活期存款比率是具有較強內(nèi)生性的變量，并不是中央銀行所能決定的。貨幣乘數(shù)體現(xiàn)出來的內(nèi)生性或外生性要看這些因素對貨幣乘數(shù)影響力的大小，我們借助預(yù)測方差分解方法來分析貨幣乘數(shù)。

方差分解實際上是系統(tǒng)的預(yù)測均方誤差，分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所做的貢獻。經(jīng)過ADF檢驗，表明m1，m2，r，e，t，h都服從單位根過程。經(jīng)過JJ協(xié)整檢驗，表明m1與h，e，h，t之間和m2與r，e，h，t之間都存在協(xié)整關(guān)系。將貨幣乘數(shù)和其影響因素組成VAR模型，在設(shè)定VAR模型時，由于變量間存在協(xié)整關(guān)系，選擇向量誤差修正形式(vecm)，向量定義為Y＝(mi，r，e，h，t)''''，i=1或2，滯后階數(shù)的選擇根據(jù)Akaike信息準(zhǔn)則和Schwartz準(zhǔn)則。對模型回歸得到的預(yù)測方差進行分解，分析各因素對貨幣乘數(shù)的影響程度，預(yù)測期數(shù)為10，得到貨幣乘數(shù)預(yù)測誤差方差的百分比，即貨幣乘數(shù)本身及其影響因素在對應(yīng)的預(yù)測步長下對貨幣乘數(shù)的貢獻。

結(jié)果表明，對于狹義貨幣乘數(shù)m1，超額準(zhǔn)備率能夠解釋其方差的15%左右，而法定準(zhǔn)備率僅能夠解釋方差的2%左右，貨幣乘數(shù)m1的預(yù)測方差主要來自其自身的變化，在影響因素中，超額準(zhǔn)備金率e對貨幣乘數(shù)m1的作用最大，而法定準(zhǔn)備金率r的作用較小，這表明m1的影響主要來自超額準(zhǔn)備金率的變化。貨幣乘數(shù)m2的方差分解得到m2的影響(除自身以外)主要來自超額準(zhǔn)備金率e的變化，其中17%左右可以由超額準(zhǔn)備率來解釋，而且對比m1和m2的方差分解結(jié)果，發(fā)現(xiàn)r，e，h，t四個因素對貨幣乘數(shù)m2的影響都比對貨幣乘數(shù)m1的影響大，這與我們前面的理論推導(dǎo)一致。因為超額準(zhǔn)備金率并不是由中央銀行所能決定的，它取決于金融機構(gòu)的經(jīng)濟行為和經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r。我國超額準(zhǔn)備金率的大幅度變動導(dǎo)致貨幣乘數(shù)對貨幣供給形成了沖擊，進而弱化了央行對貨幣供給的控制能力。貨幣乘數(shù)具有較強的內(nèi)生性，在一定程度上決定了我國貨幣供給的內(nèi)生性。

實際上，貨幣供給的內(nèi)生性取決于經(jīng)濟發(fā)展和市場化的程度，西方一些經(jīng)濟學(xué)家普遍認(rèn)為，貨幣供給具有內(nèi)生性是金融體系發(fā)展的結(jié)果，因此，隨著我國經(jīng)濟市場化的深入，貨幣供給的內(nèi)生性增強是完全可以理解的。

四、我國貨幣供應(yīng)量與物價和經(jīng)濟增長的相關(guān)性分析

如果貨幣供應(yīng)量可以充當(dāng)貨幣政策中介目標(biāo)，其與貨幣政策最終目標(biāo)必須是高度相關(guān)的。如果中介目標(biāo)與最終目標(biāo)是相關(guān)的，中介目標(biāo)所包含的有關(guān)信息與最終目標(biāo)的相關(guān)信息也是相關(guān)的，貨幣當(dāng)局才有可能通過掌握中介目標(biāo)信息和控制中介目標(biāo)來實現(xiàn)最終目標(biāo)。

1.貨幣供給與經(jīng)濟增長和物價的理論關(guān)系。在實證分析之前先理清貨幣供給與經(jīng)濟之間的理論關(guān)系，交易方程MV＝PY體現(xiàn)了貨幣量與物價以及經(jīng)濟產(chǎn)出之間的一個量的關(guān)系，方程兩邊求對數(shù)并對時間求導(dǎo)得：

這是一個關(guān)于各變量增長率的關(guān)系式，貨幣供給增長率與貨幣流通速度增長率之和等于通貨膨脹率與國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率之和。用μ表示貨幣供給量的增長率，y是國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率，π為通貨膨脹率。假定貨幣流通速度為不變常數(shù)，我們可以得到貨幣量、產(chǎn)出水平和價格水平三者之間的一個重要關(guān)系式：μ＝π+y，即在一定條件下，產(chǎn)出水平、通貨膨脹都分別與貨幣供給存在正向變化關(guān)系。貨幣供給的增長不僅部分作用于經(jīng)濟增長而且也部分作用于通貨膨脹，通貨膨脹對經(jīng)濟增長有一定的制約作用，因為由于通貨膨脹的存在致使需要一部分貨幣供給來抵消通貨膨脹的存在。

當(dāng)社會資源已經(jīng)充分利用，此時經(jīng)濟增長已達到最優(yōu)的增長途徑，貨幣供給量的增加已經(jīng)不會促使經(jīng)濟增長反而導(dǎo)致物價上漲，用上述公式來解釋就是當(dāng)Y已經(jīng)達到最大，即增長率y已經(jīng)保持恒定不變，μ的增加將僅僅導(dǎo)致π的增加。說明貨幣供給只能在由產(chǎn)出水平增加而引起的實際貨幣需求增加的范圍內(nèi)適度地增長，增加的有效需求適當(dāng)?shù)赜稍黾拥呢泿殴┙o量來滿足，如果貨幣供給的速度大于經(jīng)濟產(chǎn)出的速度時，將會導(dǎo)致通貨膨脹。

2.相關(guān)性的實證分析。對中介目標(biāo)(貨幣供應(yīng)量)與最終目標(biāo)的相關(guān)性實證分析，其指標(biāo)應(yīng)采用指標(biāo)的名義值。我們主要考察狹義貨幣M1、廣義貨幣M2和準(zhǔn)貨幣M-M1對經(jīng)濟增長和物價的影響，包括滯后影響。

由于各個變量都服從單位根過程，我們先檢驗變量的平穩(wěn)性，發(fā)現(xiàn)名義貨幣供給量M1和M2，名義GDP都為I(1)過程，而物價P為I(2)過程。為了促使各變量具有一致的單整階數(shù)，我們把物價P進行一階差分，從而促使DP為I(1)過程，代表通貨膨脹變量。繼續(xù)對貨幣供給M1，M2和準(zhǔn)貨幣M2-M1與通貨膨脹代表變量DP進行因果檢驗，從因果關(guān)系檢驗中得到，在一定滯后階數(shù)下，狹義貨幣、廣義貨幣和準(zhǔn)貨幣都對通貨膨脹產(chǎn)生影響，幾乎都能在95%的概率下接受貨幣供給的變動是通貨膨脹的原因，表明貨幣供給對通貨膨脹具有一定的影響力，通貨膨脹是一種貨幣現(xiàn)象。也就是說，貨幣當(dāng)局能夠通過控制貨幣供給量來控制通貨膨脹，但是前提是貨幣當(dāng)局必須能夠控制貨幣供給量。國外實證研究表明：通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量變化具有非常強的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)在0.92～0.96之間，并且長期看來貨幣供應(yīng)量的增加將最終導(dǎo)致相同程度的通貨膨脹上升。從結(jié)果中可以看出，各層次貨幣對通貨膨脹的影響都存在滯后，這要求貨幣當(dāng)局在控制通貨膨脹時應(yīng)具有一定的前瞻性。而且，狹義貨幣與廣義貨幣、準(zhǔn)貨幣相比，其對通貨膨脹的影響滯后期短，廣義貨幣與準(zhǔn)貨幣的變化對通貨膨脹產(chǎn)生作用并不是瞬時的，都在滯后兩期以后才對通貨膨脹產(chǎn)生影響，并持續(xù)一段時間。由于廣義貨幣、準(zhǔn)貨幣與狹義貨幣的組成結(jié)構(gòu)不同，特別是準(zhǔn)貨幣，基本上是由定期存款組成，主要對通貨膨脹產(chǎn)生潛在的影響，因為貨幣不進入流通領(lǐng)域，不能發(fā)揮作用。

從對貨幣供給變動與GDP變動之間的因果關(guān)系檢驗中發(fā)現(xiàn)，貨幣量變動對經(jīng)濟增長有顯著影響，而且廣義貨幣比狹義貨幣對經(jīng)濟增長的作用更大。

上述分析表明，我國的貨幣供給是非中性的，其對經(jīng)濟增長是有影響的，尤其是對通貨膨脹，影響比較顯著。因此，貨幣供給量作為貨幣政策中介目標(biāo)對穩(wěn)定物價有積極作用。

五、結(jié)論及其建議

本文采用數(shù)理分析和實證分析相結(jié)合，在邏輯推理的基礎(chǔ)上，用我國的實際數(shù)據(jù)進行了論證。而且，本文所選取的數(shù)據(jù)樣本具有較好的代表性，樣本區(qū)間(1991—2005)經(jīng)歷了通貨膨脹、通貨緊縮以及通脹和通縮并存等經(jīng)濟過程。總的來說，我國以貨幣供給量作為中介目標(biāo)的有效性在不斷降低。具體表現(xiàn)在：(1)雖然我國貨幣需求存在長期的貨幣需求函數(shù)，但短期貨幣需求并不是穩(wěn)定的，預(yù)測能力較低。(2)貨幣流通速度呈下降趨勢的同時呈現(xiàn)出不穩(wěn)定性，波動比較明顯，特別是狹義貨幣供給，貨幣當(dāng)局很難對其進行準(zhǔn)確預(yù)測。(3)隨著金融創(chuàng)新等工具的不斷出現(xiàn)，我國貨幣供給的內(nèi)生性在不斷增強，貨幣供給的可控性降低。但另一方面，貨幣供給量與經(jīng)濟增長和通貨膨脹之間都存在相關(guān)關(guān)系，尤其是減少貨幣供應(yīng)量對控制通貨膨脹的效果是顯著的。因此，貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)有其可取之處。我們認(rèn)為當(dāng)前在將貨幣供給量作為中介目標(biāo)的同時，貨幣當(dāng)局應(yīng)該盡可能地處理好如下幾個問題：一是完善匯率形成機制，降低現(xiàn)行匯率制度對貨幣政策獨立性的負(fù)面影響。二是完善債券市場，允許金融機構(gòu)發(fā)行金融債券，增強“對沖”外匯儲備大幅增多的有效性。三是關(guān)注貨幣流通速度的變化趨勢，針對金融創(chuàng)新、資本市場發(fā)展對M2增長的影響，及時改進貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計方法。四是更加關(guān)注利率、匯率和資產(chǎn)價格等輔助指標(biāo)的變化。五是隨著利率市場化的推進，中介目標(biāo)應(yīng)逐步由單一貨幣供應(yīng)量向包括利率在內(nèi)的指標(biāo)轉(zhuǎn)化，因為中介目標(biāo)的選擇本身就是一個動態(tài)的過程。