論貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標的有效性

1、_論貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標的有效性 一、引言貨幣政策中介目標的選擇沒有統(tǒng)一的模式。20世紀80年代以后，金融創(chuàng)新使貨幣供應量的概念變得模糊，許多國家選擇利率作貨幣政策中介目標。1996年中國人民銀行把貨幣供應量作為我國貨幣政策的中介目標。以貨幣供應量作為貨幣政策中介目標，一是可測性強，二是可控性強，三是與最終目標的相關性高。自1996年中國人民銀行把貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標以來，貨幣供應量與宏觀經濟的總體關聯(lián)度在增強，我國經濟穩(wěn)定較快增長。但部分學者不這樣看，他們認為貨幣供應量已不適宜作為我國貨幣政策中介目標，而應以其他金融變量作為中介目標。其理由，一是認為基礎貨幣投放難

2、以控制和貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定，從而貨幣供應量的可控性較差并且下降。二是說我國貨幣流通速度下降，短期貨幣需求函數(shù)不穩(wěn)定，貨幣量與物價和產出的相關性被削弱，因而貨幣供應量已不適合作為貨幣政策的中介目標123。本文通過對1996年以來我國貨幣供應量的可控性與相關性進行分析，以期證明貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的有效性。 二、我國貨幣供應量與經濟增長之間的相關性分析(一)貨幣供應量相關性的理論分析貨幣政策有無真實效應(是否影響產量和就業(yè))，取決于總供給曲線的形狀。古典理論認為總供給曲線是垂直的，無論總需求怎樣變化， 產出水平都不會發(fā)生移動，因此貨幣是中性的。凱恩斯把總供給曲線看成是水平的，實行擴張性財政、

3、貨幣政策使就業(yè)和產量增加，但不影響價格水平。垂直的和水平的總供給曲線是兩種極端情形，正常的總供給曲線是一條向上傾斜的曲線。因改革開放帶來經濟持續(xù)高增長，到20世紀末我國商品供求狀況轉變成了買方市場；加上亞洲金融危機的影響，我國20世紀末出現(xiàn)了有效需求不足、物價持續(xù)下降、經濟增長減緩的局面。在金融方面，防范和化解金融風險成為頭等大事，商業(yè)銀行對信貸工作提出了貸款質量終身負責制和新增貸款不良比率為零的指標要求，貸款更謹慎了。這意味著總需求曲線向左平移，總供給曲線的斜率下降。從總供給方面來看，由于體制改革、技術進步導致企業(yè)效率提高、成本下降、產品價格水平下降。這意味著總供給曲線向右平移，總供給曲線的

4、斜率進一步下降。這樣就使我國經濟遠離充分就業(yè)水平(或潛在產出水平)，而接近凱恩斯總供給曲線的情形。在此種形勢下，擴張總需求(實行擴張性財政、貨幣政策)，會使產出增加而對物價水平影響不大。因此，在經濟總體供大于求、貨幣幣值相對穩(wěn)定的情況下，以貨幣供應量為中介目標的貨幣政策有能力實現(xiàn)促進經濟增長的目標。(二)貨幣供應量相關性的實證分析1.變量、數(shù)據(jù)來源和模型的說明本文的實證分析使用了四個季度時間序列：利用變量lcpi表示cpi定基比指數(shù)的對數(shù)時間序列；利用變量lgdp表示實際gdp的對數(shù)時間序列；利用變量lm1表示狹義貨幣供應量m,1的對數(shù)時間序列；利用變量lm2表示廣義貨幣供應量m,2的對數(shù)時間

5、序列。我國沒有公布cpi定基比指數(shù)，本文用我國公布的cpi月環(huán)比指數(shù)構造月定基比指數(shù)(以1995年12月為基期)，再把每季度三個月的消費物價月定基比指數(shù)用幾何平均的方法計算出cpi季度定基比指數(shù)。對季度gdp實際值，用gdp名義值除以cpi的季度定基比指數(shù)得到。對貨幣供應量m,1和m,2，使用公布的季末名義值。作計量分析時，各變量數(shù)據(jù)均經過x-11方法消除季節(jié)因素后再取常用對數(shù)值。本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國經濟景氣月報和中國人民銀行統(tǒng)計季報各期。數(shù)據(jù)范圍為1996年一季度到2005年三季度，總計39個樣本點。對貨幣供應量與物價、產出的相關關系，應從整體上考查，片面地研究這三者中的兩兩關系不能說明

6、三者關系的穩(wěn)定性問題。本文的實證研究采用協(xié)整檢驗(用var模型)、vec(向量誤差校正)模型和方差分解方法。var模型的滯后階數(shù)由aic準則和sc準則確定，用lr(最大似然比)檢驗進行取舍。建立var模型后，本文采用了方差分解方法來分析其動態(tài)特征。2.實證分析與結果(1)時間序列平穩(wěn)性檢驗。為避免誤回歸的發(fā)生，本文采用最為常用的adf檢驗。利用eviews軟件計算，得到各變量的單位根檢驗結果(見表1)。表1的單位根檢驗結果表明，除lm1外，其他變量的一階差分項都在1%的顯著性水平下通過單位根檢驗。檢驗表明lm1的平穩(wěn)性較差，不能與lcpi、lgdp一起建模。(2)協(xié)整關系檢驗和vec模型。要判

7、斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定關系，必須對變量之間的關系進行協(xié)整檢驗。利用軟件eviews3.1，在選擇滯后一階后可確定var模型，應用johansen的最大似然比(lr)法得到協(xié)整檢驗結果(見表2)。協(xié)整檢驗的結果表明，lm2與lcpi、lgdp之間存在唯一的協(xié)整關系，即它們之間存在穩(wěn)定的長期均衡關系。其協(xié)整方程為：該方程表明，在lm2與lcpi、lgdp的長期均衡關系中，lm2的乘數(shù)為0.492，而lgdp的乘數(shù)為0.921，也就是說lm2與lcpi負相關，而與lgdp正相關。獲得協(xié)整關系后，可以將var模型轉換為vec(向量誤差校正)模型：在vec模型中，協(xié)整關系對各變量的增長起到了反向修正

8、作用，即當它們增長超出均衡約束(即,t0)時，其誤差修正作用降低當前水平，使它們的增長具有一定的穩(wěn)定性。vec模型中變量的彈性系數(shù)各異，lcpi的彈性系數(shù)只有-0.006，lgdp的為-0.998，而lm2的則有-0.226。這反映了協(xié)整關系對各變量的影響程度不同，它對lm2影響較大而對lcpi的影響很小。再看上期lm2對本期各變量的影響，lcpi的彈性系數(shù)為-0.0275，而lgdp的則有0.442，這說明上期lm2對lcpi起反向修正作用(但很弱)，而對lgdp起著很大的促進作用。對lcpi影響最大的是上期的lcpi，說明lcpi變化有較強的傳遞性，表現(xiàn)出很強的適應性預期特征，同時上期的l

9、gdp對lcpi有比較明顯的正效應。上期的lgdp對本期lgdp和lm2的彈性系數(shù)都為負，分別為-0.691和-0.063，這表明一旦經濟開始有過熱的趨勢就存在一種力量使經濟降溫使貨幣供應量減少。(3)方差分解分析。方差分解方法用于研究var模型的動態(tài)特征，其主要思想是把系統(tǒng)中每個內生變量(共m個)的波動(k步預測均方誤差)按其成因分解為與各方程信息相關聯(lián)的m個組成部分，從而了解各信息對模型內生變量的相對重要性4(p143185)。本文分別對lcpi和lgdp的預測誤差依各種沖擊進行分解(在此設定方程順序仍為lm2，lgdp，lcpi)，分解結果見表3、表4。從表3可以看出，lgdp的波動主要

10、源自lgdp自身的沖擊，無論是短期還是長期，lgdp自身的沖擊解釋lgdp變動的70%左右；另外lgdp的波動也有相當大的部分由lm2變化來解釋(短期為15%左右，長期則有25左右)。再從表4來看，lcpi的波動主要來自lcpi和lgdp兩方面的沖擊，短期(一年內)而言lcpi本身沖擊解釋lcpi波動的大部分，但長期來說lcpi的變動更多地來自于lgdp的沖擊；而lm2的沖擊對其波動的解釋程度無論是長期還是短期都很小(幾乎可以忽略)。3.實證分析結果提供的啟示通過對廣義貨幣供應量m,2與物價、產出關系的分析，產生了令人迷惑的結果： m,2對物價只產生微弱影響且m,2與物價負相關；m,2與產出正

11、相關，對產出有很強的促進作用；上期的產出變動對本期的產出及m,2的變化有反向修正作用。為什么會出現(xiàn)這種情況呢？ 如果我們聯(lián)系1996年以來我國的宏觀調控實際，就可以發(fā)現(xiàn)其背后的理論依據(jù)和現(xiàn)實根源。(1)上文的協(xié)整方程、vec模型和方差分解分析都表明m,2與產出正相關，對產出有很強的促進作用。上期lm2對本期的lgdp的影響明顯，其彈性系數(shù)為0.44，這說明上期lm2對lgdp起著很大的促進作用。lgdp的波動有相當大的部分由lm2變化來解釋(短期為15%左右，長期則有25左右)。從m,2對產出具有很強的促進作用來看，貨幣供應量與最終目標之間存在著較強的相關性。因此，就相關性而言，貨幣供應量作為

12、我國貨幣政策的中介目標是有效的。(2)上文的協(xié)整方程和vec模型都表明m,2與物價微弱負相關。這與傳統(tǒng)理論似乎不一致。著名的費雪交易方程式假設貨幣流通速度v為常數(shù)并且貨幣量m對實際產出沒有效應，因此貨幣供應量的變化就體現(xiàn)在物價上而不影響產出。但是費雪方程式的這兩個假設在我國不成立。上文已論述我國m,2對產出有促進作用。我國貨幣流通速度也不是常數(shù)，而是下降的， 1978年是3.1，1996年是0.96，到2004年則只有0.54。有人認為流通速度v是價格指數(shù)和實際gdp等變量的函數(shù)5(p194208)。另外，m,2中的準貨幣不是用于消費和投資的，不形成對商品和勞務的需求，因而準貨幣與物價負相關。

13、如果m,2的增長主要由準貨幣的增長引起，物價與m,2就是負相關的。19962005年間，我國m,1占m,2的比重有下降的趨勢，1996年第一、二、三、四季度該比例分別為0.371、0.361、0.366、0.375，1999年各季度分別為0.351、0.349、0.364、0.382，2005年前三季度分別為0.358、0.358、0.351，這表明準貨幣比m,1增長得快。cpi的波動還值得繼續(xù)討論。上文的vec模型和方差分解分析表明，上期的lgdp對lcpi有比較明顯的正效應；lcpi的波動主要來自lcpi和lgdp兩方面的沖擊，短期(一年內)而言lcpi本身沖擊解釋lcpi波動的大部分，但

14、長期來說lcpi的變動更多地來自于lgdp的沖擊；而lm2沖擊對lcpi波動的解釋程度無論是長期還是短期都很小(幾乎可以忽略)。這就說明，廣義貨幣供應量m,2與cpi之間沒有明顯的直接關系。 再看看實際情況：1996年初m,2為60 750.5億元，到2005年一季度m,2達到264 588.9億元，是1996年初的4.4倍。以1995年底為基數(shù)的cpi定基比指數(shù)在2005年三季度為110.77，物價水平僅增長了10.77%。這也說明，m,2與cpi之間沒有明顯的直接關系。(3)在vec模型中，上期的產出變動對本期的產出及m,2有反向修正作用。上期的lgdp對本期的lgdp和lm2的彈性系數(shù)都

15、為負，分別為-0.691和-0.063。對于上期產出變動對本期產出變化的這種反向修正作用，只要我們回顧央行貨幣政策的風向和調控過程，就不難理解了。1996年我國經濟實現(xiàn)“軟著陸”以后，為了防止經濟增長速度過多下滑，央行連續(xù)8次降低利率，兩次下調法定存款準備金率，政府實行了積極的財政政策。而從2003年以來，為了抑制經濟過熱的勢頭，政府又加強了宏觀調控，人民銀行加大了金融宏觀調控和窗口指導力度，銀監(jiān)會加強了銀行機構信貸業(yè)務的監(jiān)管力度，國土資源部加強了土地管理等等。這些政策實踐告訴我們：我國政府對經濟增長的反向調節(jié)(反周期政策)力度是很強的。因同樣的原因，上期的物價對本期的產出也有反向修正作用。(

16、4)從方差分解分析中發(fā)現(xiàn)，中長期來說gdp的變動解釋cpi變化的大部分(當然，根據(jù)vec模型分析的結果，cpi本身也有較強的傳遞性)，上期產出與本期物價正相關， 經濟增長對物價有促進上漲作用。這啟示我們，貨幣供應量的增長可能通過經濟增長而導致物價水平的上漲。因此我國不能因為貨幣供應量對經濟增長有較強的正效應而持續(xù)大量增加貨幣供給，而應為了延長經濟增長周期而保持貨幣供應量的適當增長。利用上述var模型對我國經濟前景進行粗略預測，發(fā)現(xiàn)只要央行能穩(wěn)定m,2的增長，盡量使2005年底的m,2控制在29.8萬億元左右(實際數(shù)額為298 755.48億元)、2006年的m,2控制在34.5萬億元左右(兩年

17、平均增長16.5%左右)，就能使gdp增長8.8%9.3%，并使cpi控制在1.5%2%的范圍內，使國民經濟實現(xiàn)平穩(wěn)增長。如果讓貨幣過快地增長，則經濟增長和物價水平都會出現(xiàn)不適當?shù)纳蠞q。 三、我國貨幣供應量也有可控性(一)貨幣的內生性、外生性與可控性分析1.貨幣的內生性、外生性問題內生貨幣是指貨幣存量是由實際產出、利率、物價水平等經濟變量的變動決定的。外生貨幣是指貨幣存量是由經濟過程之外的某個機構(中央銀行)提供的。內生貨幣強調貨幣需求決定貨幣存量，外生貨幣強調貨幣當局控制貨幣存量。凱恩斯主義者認為貨幣是中央銀行可完全控制的外生變量，他們給出了一條垂直的貨幣供給曲線。溫特勞布(weintrau

18、b，s.)、卡爾多(kaldor，n.)、摩爾(moore，b.j.)等則認為貨幣是完全內生的，是不可控的內生變量，他們給出了一條水平的貨幣供給曲線，也就是說，貨幣存量完全由貨幣需求決定。上述兩種情況是兩種極端現(xiàn)象，正如結構主義者所說，正常的貨幣供給曲線是一條向上傾斜的曲線。貨幣供給曲線，從左至右，開始比較平坦，然后逐漸變得陡峭起來，最后幾乎變成垂直線。左邊平坦的那一段表示整個銀行體系的準備非常充分，中央銀行也愿意隨時為銀行體系提供更多的準備支持，在這時，只要有貸款需求銀行體系就會提供足夠的貸款，從而貨幣也就增加了，并不需要利率水平的提高。正斜率的那一段表示，隨著銀行資產業(yè)務的擴張(同時伴隨貨

19、幣供應量增加)，銀行體系的準備越來越吃緊，貨幣市場短期利率上升，中央銀行提供流動性所要求的利率也升高或者其態(tài)勢趨向于緊縮。此時，只有利率的上升才能刺激起銀行體系擴張貸款等資產業(yè)務的欲望。垂直的那一段表示，銀行體系的準備已被充分利用，中央銀行持堅定的緊縮態(tài)度，在不增加基礎貨幣投放的情況下，銀行體系能創(chuàng)造的貨幣供應量達到極限，不管利率怎樣提高，貨幣量也增加不了。因此總的來說，貨幣存量既具有內生性也具有外生性。當貨幣需求曲線向右移動時，貨幣存量的可控性越來越強而內生性越來越弱；當貨幣需求曲線向左移動時，貨幣存量的可控性逐漸減弱而內生性逐漸增強。2.我國貨幣的內生性與可控性分析我國學術界對貨幣供給理論

20、的一個爭論是我國貨幣供給到底是內生變量還是外生變量。外生論學者提出了如下理由：一是經濟體系中的全部貨幣，從根源上說都是由中央銀行資產負債業(yè)務決定的；二是中國人民銀行不是沒有控制貨幣供給增長的有效手段，而是沒有利用好這個手段。內生論者在不同的時間舉出了不同的例證：1994年以前，我國商業(yè)銀行同時承擔著商業(yè)性貸款和政策性貸款的業(yè)務，商業(yè)銀行傾向于擴大商業(yè)性貸款的數(shù)量，將中國人民銀行用于支持政策性貸款的資金挪作他用，而將資金的“硬缺口”留給了中國人民銀行，迫使中國人民銀行以再貸款的形式向商業(yè)銀行補充資金從而形成貨幣供給的“倒逼”。這就是被稱為“倒逼機制”的貨幣供給內生論。從經濟體制上來看，我國企業(yè)的

21、市場主體地位還在形成過程中，經濟利益機制還不健全，控制我國信貸供給近八成的國有獨資商業(yè)銀行的股份制改造開始的時間還不久;我國還存在較為嚴格的利率控制，市場利率尚未形成。這樣，利率與貨幣供應量的相關度就較弱。從理論上看，我國貨幣供給曲線處于利率彈性較低、曲線斜率較大的相對垂直的位置，接近于凱恩斯主義者所主張的純外生貨幣、貨幣供給曲線比較陡峭的情形。因此，我國貨幣供給的可控性是較強的。當然，我國貨幣供給的可控性不是完全的。處在逐漸形成中的各種市場主體，由于利益的驅動會盡可能地逃避中央銀行的監(jiān)測與控制，從而也可能出現(xiàn)貨幣供給的內生性問題。(二)我國基礎貨幣的可控性基礎貨幣的公式為：基礎貨幣(b)=儲

22、備貨幣流通中的現(xiàn)金(m0)+存款貨幣銀行的總準備金(r)，即：央行通過對資產項和負債項的調整來改變基礎貨幣量，進而影響貨幣供給。由于我國長期實行強制結售匯制度，導致中國人民銀行資產增加，從而使基礎貨幣被動增加。我國加入wto后，外匯儲備快速增長，到2005年底外匯儲備總額達到約8 190億美元，貨幣當局的外匯占款總額達62 140億人民幣(約合7 767.5億美元)。2005年外匯占款為2002年底的300%，外匯占款在總資產中的占比從2002年的45.48%增長到2005年的61.09%。如果沒有對沖措施，我國的基礎貨幣確實會失控。但實際上，貨幣當局的儲備貨幣保持著相對平穩(wěn)的增長，從2002

23、年底的45 138億元增長到2005年底的64 343億元，僅僅增長了42.5%；按年環(huán)比來說，2003年為17%，2004年為11.4%，2005年為9.3%，增長率呈逐年下降趨勢。這就有力地說明，我國基礎貨幣完全在貨幣當局的控制之下?？傊?，在我國現(xiàn)階段，中國人民銀行有能力調節(jié)基礎貨幣，從而使貨幣供給保持相對穩(wěn)定?；A貨幣基本上是可控的。(三)貨幣乘數(shù)可控性的理論分析1.貨幣乘數(shù)的可控性不確定貨幣供應量是由基礎貨幣與貨幣乘數(shù)兩因素所決定的。其公式為：從公式(7)可知影響貨幣乘數(shù)的因素有法定存款準備金率、超額存款準備金率、現(xiàn)金存款比率。這三個比率都與貨幣乘數(shù)呈反向變動關系。除了法定存款準備金率

24、直接由中國人民銀行控制外，其他兩個比率都不是貨幣當局所能控制的(它們的變動是商業(yè)銀行和公眾的行為所致)。中國人民銀行可通過調整利率、超額存款準備金利率及央行的再貸款利率(或再貼現(xiàn)率)對超額存款準備金率施以影響；而對現(xiàn)金存款比率的影響就很弱了。因此，貨幣乘數(shù)的可控性較弱。但貨幣乘數(shù)比較穩(wěn)定，具有較好的可預測性。下面就對我國貨幣乘數(shù)的可預測性進行實證分析。2.貨幣乘數(shù)可預測性的實證分析(1)變量、數(shù)據(jù)來源及模型選擇。根據(jù)上文可知，貨幣乘數(shù)m,2=廣義貨幣供應量m,2/基礎貨幣b。本節(jié)的實證分析嚴格按照上述公式，用中國人民銀行統(tǒng)計季報的貨幣當局的資產負債表中的儲備貨幣代替基礎貨幣，廣義貨幣供應量來自

25、于中國人民銀行統(tǒng)計季報各期。數(shù)據(jù)范圍為1994年一季度到2005年四季度，總計48個樣本點。根據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計，我們發(fā)現(xiàn)貨幣乘數(shù)m,2具有明顯的時間趨勢和季節(jié)波動。如果利用最小二乘法擬合m,2與時間向量t會得到一條擬合優(yōu)度較高的一次線性曲線。但為了提高隨機時間序列m,2的預測精度，本文采用arma(自回歸移動平均)模型進行統(tǒng)計分析與預測。(2)實證分析與結果。為了消除時間趨勢同時減少序列的季節(jié)波動，需對m,2先后進行逐期差分和季節(jié)差分。經過多次檢驗，我們發(fā)現(xiàn)對序列m,2進行一階逐期差分和一階季節(jié)差分能使自相關和偏自相關分析圖達到最優(yōu)。這樣就可得到序列sim,2。對序列sim,2進行0均值檢驗，得到該序列樣本平均數(shù)是0.00466，均值標準誤為0.0139，序列均值與0無顯著差異，表明序列可以直接建立arma模型。因為經過一階逐期差分，序列時間趨勢基本消除，故d=1；經過一階季節(jié)差分，季節(jié)性也基本消除，故d=1。所以選用arima(p，d，q)(p，d，