目標管理貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標的有效性分析

1、咱由（目標管理）貨幣供應量作 為我國貨幣政策中介目標的有效性分析20XX年XX月多年的企業(yè)咨詢豉問經(jīng)驗.經(jīng)過實戰(zhàn)驗證可以落地機行的卓越管理方案，值得您下載擁有貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標 的有效性分析摘要：通過運用向量自回歸（VAR）模型、脈沖響應函數(shù)（IRF）、方差分 解分析等經(jīng)濟計量方法，本文對我國現(xiàn)行貨幣政策中介目標進行了實 證分析且得出結論：貨幣供應量作為中介目標的有效性正不斷降低， 實際利率作為中介目標的實施效果好于貨幣供應量。本文認為，基礎 貨幣難以控制、貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定、貨幣流通速度不斷下降和貨幣政策 傳導機制不完善等因素是產生上述實證結論的重要原因。最后，本文 提出了關聯(lián)建

2、議。關鍵詞：貨幣政策；貨幣供應量；利率；實證分析壹、引言貨幣政策成功和否的關鍵很大程度上取決于中介目標的選擇。然而， 中介目標的選擇且沒有統(tǒng)壹模式。按照經(jīng)典的貨幣理論，貨幣政策的 中介目標主要是利率和貨幣供應量。凱恩斯等認為，利率是中介目標 變量的最佳選擇。以弗里德曼為代表的貨幣主義者卻認為，不能選擇 利率作為中介目標，而只能選擇貨幣供應量。美國經(jīng)濟學家普爾則又 是另壹種觀點：當實際領域不穩(wěn)定時，貨幣供應量是最適合的中介目 標；當貨幣領域不穩(wěn)定時，利率是最適合的中介目標。從各國實踐來見，常見的貨幣政策中介目標有通貨膨脹率、利率、貨 幣供應量和匯率。Bernanke等（1998）的實證研究認為，

3、通貨膨脹率 目標的采用能夠有效降低通貨膨脹率而不付出產出損失的成本（即隨 著預期的形成，產出于經(jīng)歷短期下降后會恢復到潛于水平)?？墒?，Ball 和Sheridan(2003)比較了 7個采用通貨膨脹目標的 OECD國家和13 個沒有采用通貨膨脹目標的國家，卻發(fā)現(xiàn)通貨膨脹目標沒有明顯改進 貨幣政策的執(zhí)行效果。Kim、Osborn和Sensier(2002)認為，利率作 為中介目標時，提高利率和降低利率對產出的影響效果顯著不壹樣。Lai和Chen等(2005)發(fā)現(xiàn)貨幣供應量作為中介目標能夠更好地實現(xiàn) 名義GDP增長。我國貨幣政策中介目標的選擇，經(jīng)歷了從流通中現(xiàn)金到貸款規(guī)模再到 貨幣供應量的轉變。對

4、于現(xiàn)行的貨幣供應量這壹中介目標，理論界存 于較大分歧：劉錫良(2003)等認為，面對轉型時期的中國經(jīng)濟時，建 立于完美市場假說上的貨幣政策傳導機制沒有解釋力，這使得以貨幣 供給量為中介目標的貨幣政策面臨挑戰(zhàn)。夏斌 (2001)認為貨幣供應量 已不宜作為我國貨幣政策的中介目標。然而，范從來 (2004)、韓平 (2005)等認為，不能否認貨幣供應量作為中間目標的重要性；當前， 貨幣供應量作為中介目標依然具有現(xiàn)實合理性。李國疆 (2002)建議將 通貨膨脹率作為中介目標。趙欣顏(2003)建議將中介目標調整為利 率。趙進文、閔杰(2005)則贊成宜同時采用貨幣供應量和利率作為中 介目標。針對上述分

5、歧，本文將對我國現(xiàn)行貨幣政策中介目標的實施效果進行 實證分析，且探討我國應如何選擇貨幣政策中介目標。二、貨幣供應量作為現(xiàn)行中介目標的效果：壹般評價現(xiàn)代貨幣理論認為，貨幣政策中介目標壹般應具備可測性、可控性及 關聯(lián)性等性質。然而，從我國的實踐來見，貨幣供應量作為中介目標 的上述性質正顯示出越來越多的不足。（壹）貨幣供應量的可測性分析下列統(tǒng)計因素導致了我國貨幣供應量的可測性存于缺陷：（1）盡管我國 貨幣供應量的統(tǒng)計口徑于1994年的基礎上進行了倆次修改，可是就 目前金融的發(fā)展速度而言，貨幣供應量統(tǒng)計中至少遺漏了三項內容： 壹是國內金融機構外匯存款；二是外資金融機構存款；三是資本市場 上的交易保證金

6、。（2）我國規(guī)定定期儲蓄存款能夠被存款人持有效證件 隨時支取，這使得Mi、M2的準確統(tǒng)計出現(xiàn)困難。（3）隨著借記卡等新 型支付手段得到廣泛運用，居民儲蓄存款向Mi、M o的轉移更加迅速， 因此更應將具體當下 M1的統(tǒng)計范圍內。上述三項遺漏使得貨幣供應 量的可測性值得懷疑。（二）貨幣供應量的可控性分析我國于1996年正式確定M1為貨幣政策中介目標，Mo和M2為觀 測目標。從實際運作結果來見，貨幣供應量的目標值從未實現(xiàn)過。目 標值和實際值的大幅度偏離使得貨幣供應量作為中介目標的可控性 難以體現(xiàn)（見表1）。（三）貨幣供應量的關聯(lián)性分析圖1是1994-2004年我國GDP增長率、零售物價指數(shù)增長率、名

7、義 M 2同比增長率、實際利率四個變量的增長趨勢圖。從圖 1中，我們能夠發(fā)現(xiàn):（1）名義M 2增長率變化趨勢和GDP增長率變化趨勢大致相同，但1998年2季度-1999年4季度和2003年2季度后的這倆段期間內,倆者的關聯(lián)程度不強甚至出現(xiàn)反復。而且，M2的增長率波動幅度遠比GDP增長率的波動幅度劇烈。（2）我國貨幣政策的最終目標要求保持物價穩(wěn)定， 因此貨幣政策中介目 標的選取應要求和物價有著密切的聯(lián)系，及時而準確地體現(xiàn)物價變動 的走勢。圖1顯示，1997年前，M2基本能反映物價的變動態(tài)勢，可 是，自1997年起，M2和零售物價的變動趨勢逐漸不同， 倆者的同比 增長率表現(xiàn)出截然不同的發(fā)展趨勢，其

8、關聯(lián)程度較前期也逐漸減弱。這意味著，即使實現(xiàn)了目標貨幣量，也很難實現(xiàn)物價穩(wěn)定的最終目標。（3）實際利率和GDP增長和物價指數(shù)均是呈反向變化的，這符合經(jīng)濟 理論，也是我國經(jīng)濟情況的實際體現(xiàn)。從上述壹般性分析中，我們能夠發(fā)現(xiàn)：貨幣供應量作為中介目標的可 測性、可控性、關聯(lián)性表現(xiàn)得差強人意，這使得貨幣供應量繼續(xù)作為 中介目標面臨挑戰(zhàn)。下面，本文將運用經(jīng)濟計量方法對貨幣供應量作 為中介目標的有效性作進壹步深入分析。三、貨幣供應量作為現(xiàn)行中介目標的有效性：實證分析本文采用的計量方法主要是：向量自回歸（VAR）模型、向量自回歸模 型的脈沖響應函數(shù)（IRF）、向量自回歸模型的預測誤差方差分解（貢獻 率分析）

9、等。（壹）模型說明1 .向量自回歸（VAR）模型VAR模型通常用于關聯(lián)時間序列系統(tǒng)的預測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響分析。使用VAR模型的好處于于不需要對模型中變量的內生性和外生性做出假定，而直接考慮作為時 間序列的各經(jīng)濟變量之間的關系。VAR模型的矩陣形式如下：其中，A0是截距的n XI矢量，Ai, ., Ap是聯(lián)系內生變量滯后值和 其當前值的nxn階系數(shù)矩陣，B。，Br是聯(lián)系外生變量當前值、滯 后值和內生變量當前值的nxm階系數(shù)矩陣，&是誤差項的n XI矢量。2 .向量自回歸模型的脈沖響應函數(shù)（IRF）VAR模型的壹個用途是探尋 系統(tǒng)對某壹變量的壹個新生（innovation）擾動的反應

10、，當模型中某壹 變量期的擾動項變動時，會通過 VAR模型變量之間的動態(tài)聯(lián)系，對t 期以后的各變量產生壹連串連鎖反應。脈沖響應函數(shù)將描述系統(tǒng)對新 生擾動的這種動態(tài)反應。脈沖響應函數(shù)是指于擾動項上加上壹個標準差大小的沖擊，對壹個變 量的沖擊直接影響這個變量，且且通過 VAR模型動態(tài)傳導給其他所 有的內生變量。由方程（1）得到的向量移動平均模型（VMA）為： 其中少P=（期）為系數(shù)矩陣，p=0 , 1, 2，則對Xj的脈沖引起的 Xi的響應函數(shù)為：少0, ij、少1, ij、少2, ij。3 .脈沖響應函數(shù)（IRF）的經(jīng)濟學描述和解釋-經(jīng)濟沖擊假設經(jīng)濟的系統(tǒng) 變量X中某個分量Xit受到來自因素at的

11、影響發(fā)生了變化，那么，我 們稱經(jīng)濟系統(tǒng)變量于t時受到了來自Xit的經(jīng)濟沖擊，沖擊發(fā)生后的系 統(tǒng)變量記為：其中at稱為沖擊源，Xit為沖擊目標，I*t是經(jīng)濟沖擊發(fā)生后變化了的經(jīng) 濟系統(tǒng)信息集。函數(shù)g(Xit, at/I *t)稱為經(jīng)濟沖擊于系統(tǒng)經(jīng)濟變量上的 響應函數(shù)。描述經(jīng)濟狀態(tài)的變量X=(Xlt, X2t, ., Xnt)稱為系統(tǒng)變量，表示某種 經(jīng)濟特征的變量Y=(Yit, Y2t,，Ynt)稱為特征變量，利用系統(tǒng)描述 特征變量的數(shù)學模型為將其稱為經(jīng)濟特征變量對經(jīng)濟沖擊的響應函 數(shù)。這里，假設經(jīng)濟沖擊沒有影響經(jīng)濟模型的基本結構。由于我們把 對某個經(jīng)濟變量的突發(fā)變化稱為經(jīng)濟沖擊，那么經(jīng)濟沖擊的來

12、源和作 用方式是比較復雜的，x中的每壹個變量變化均可產生壹種對經(jīng)濟特 征變量的沖擊，而且各個變量沖擊之間仍會產生交互影響。為了使分 析簡化，本文僅討論單壹系統(tǒng)變量的沖擊作用，這樣能夠分離具體變 量的沖擊效果且見出相應沖擊的傳導機制。4 .向量自回歸模型的預測誤差方差分解-貢獻率分析脈沖響應函數(shù)是 追蹤系統(tǒng)對壹個變量的沖擊效果，而方差分解則是將系統(tǒng)的均方誤差 分解成各變量沖擊所作的貢獻，即各個變量沖擊的貢獻占總貢獻的比 率。Sims于1980年提出了方差分解方法，它用來定量分析變量間的影響 關系。本文采用的方差分解模型為：其中，6q,ij是脈沖響應函數(shù)，Sij是白噪聲序列第i個分量的標準差， y

13、j是自回歸向量的第i個分量，RVCij(S)表示第j個分量對第i個分量 的方差貢獻率。本文使用的沖擊理論模型是向量自回歸（VAR）模型及基于VAR模型 的脈沖響應函數(shù)（IRF）。本文VAR模型建立如下：（二）變量選擇和數(shù)據(jù)說明于利率方面，我們考慮實際利率而不是名義利率。實際利率通過中國 人民銀行公布的基準利率減去通貨膨脹率所得。于匯率方面，盡管現(xiàn) 階段我國實行的是有管理的浮動匯率制度，可是，這且不排除于將來 某個時期貨幣政策中介目標轉向匯率的可能，因此，本文于模型中加 入了匯率（間接標價法）指標。于引入三個現(xiàn)實或是可能的中介指標后， 引入國內生產總值和消費者價格指數(shù)（u作為衡量經(jīng)濟情況的指標。

14、 由于經(jīng)濟結構本身不穩(wěn)定，用絕對數(shù)研究往往容易出現(xiàn)變量不平穩(wěn)等 問題，因此，除了實際利率（本身就是增長率）以外，本文將對其他原 始變量取對數(shù)進行研究。即本文使用 5個時間序列增長率指標建立模 型，這5個指標是：（1）國內生產總值的增長率LGDP-國內生產總值 GDP取對數(shù)；消費者價格指數(shù)增長率LC-消費者價格指數(shù)取對數(shù)； （3）廣義貨幣M2的增長率LM2-廣義貨幣M2取對數(shù)；（4）實際利率 RR（央行基準利率減去通貨膨脹率）；（5）匯率的增長率LH-匯率取對 數(shù)。本文選取1994年1季度到2004年4季度的每季度名義 M2增長率、 實際利率、名義GDP增長率、零售物價指數(shù)同比增長率進行分析。之

15、上數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行統(tǒng)計季報 1994年1月-2004年12 月、中國金融年鑒以及中國人民銀行網(wǎng)站 （）。（三）平穩(wěn)性檢驗建立VAR模型必須保證時間序列是平穩(wěn)過程。因此，本文將首先對 各時間序列變量作單位根(ADF)檢驗。LGDP、RR、LH采用的是含截 距項、不含趨勢項和滯后1階的ADF檢驗。LC采用的是含截距項、 不含趨勢項和滯后2階的ADF檢驗。由于LM2有明顯的趨勢，所以 選擇了含截距項、含趨勢項和滯后1階的ADF檢驗。檢驗結果見表2。 (四)GDP增長率和貨幣政策中介目標關系的實證分析1 .VAR模型的建立考察AIC和SC,擇其最小者，確定滯后壹階的 LGDP、LC、LM2、RR

16、、LH ,建立VAR模型，其中LGDP作為被解 釋變量，模型如下：其中，模型下括號內的數(shù)值為各系數(shù)的t值。結果表明：于10%的顯 著水平下，LGDP(-1)、LM2(-1)、RR(-1)系數(shù)的t檢驗均拒絕原假設， 即系數(shù)顯著不為零，這說明 LGDP(-1)、LM2(-1)、RR(-1)三變量對GDP增長率的影響是顯著的。LH(-1)系數(shù)的t值僅為0.07870 , t檢 驗接受原假設，即系數(shù)且不是顯著不為零的，這說明匯率變化對GDP 增長率的影響不顯著，原因可能于于我國匯率制度是嚴格管理的浮動 匯率，其浮動幅度非常小，對 GDP的直接影響不大。2 .脈沖響應函數(shù)分析下面分別給各變量(LM2、R

17、R、LH)壹個標準差大 小的沖擊，得到關于LGDP的脈沖響應函數(shù)。圖2至圖4分別表示給 廣義貨幣M2增長(LM2)、實際利率(RR)和匯率增長(LH)壹個外部沖 擊后引起的GDP增長變化的脈沖響應函數(shù)。其中，橫軸表示沖擊作 用滯后期間數(shù)(單位：季度)，縱軸表示LGDP脈沖響應值(單位：增長率）。實線是由脈沖響應值連成的曲線，代表了 GDP增長率對相應的貨幣政策變量沖擊的反應。分析圖2:產出于貨幣沖擊后各期的反應均大于零， 即GDP增長率和 貨幣供應量增長率之間具有正關聯(lián)關系。LM2受到?jīng)_擊后通過整個 VAR系統(tǒng)的傳導，將對GDP增長率產生壹個相同方向的沖擊，于第 二期達到最大值，到第4期之后各

18、期脈沖響應值比較穩(wěn)定。這說明： 貨幣供應量的沖擊能夠引起國內生產總值 GDP于壹定時期內呈波動 性增長。于第1期至第4期均呈波動性增長，但于4期后沖擊作用會 逐漸消失，經(jīng)濟達到新的均衡狀態(tài)。即給貨幣供應量以沖擊，其對經(jīng) 濟增長的影響于短期內效果比較明顯，但隨著時間推移，貨幣沖擊對 GDP的長期影響且不大。分析圖3:實際利率對GDP增長率的影響和貨幣供應量對 GDP增長 率的影響相似。GDP增長率和實際利率RR的變化之間具有正關聯(lián)關 系，即當RR受到?jīng)_擊時，通過整個 VAR系統(tǒng)的傳導，將對GDP增 長率產生壹個相同方向的沖擊；RR壹個標準差的新生擾動對 GDP增 長率的影響于第2期達到最大，第3

19、期下降，到第4期有所回升，之 后各期逐漸下降直至第10期消失。分析圖4:當于本期給匯率壹個沖擊后，GDP于第1期到第3期呈正 負上下波動，從第3期之后開始逐漸上升，自第6期開始匯率沖擊和 GDP增長呈正關聯(lián)，匯率沖擊促使 GDP穩(wěn)定增長。這說明，通過給 匯率沖擊，起初會使GDP上下波動，但波動幅度不大，6期（壹年半 后）之后會引起有壹定的GDP增長，但增長效果且不明顯。這是由我國匯率水平浮動幅度太小決定的。因此，選擇匯率作為貨幣政策中介 目標的做法于我國現(xiàn)階段且不適用。3 .方差分解分析貨幣供應量增長率 LM2、實際利率RR和匯率增長率 LH的新生，對由五變量組成的1階VAR模型中的九步GDP

20、增長率 預測誤差方差的貢獻值結果，見表 3至表5。不考慮自身貢獻率，結合表3至表5能夠見出：實際利率對GDP增 長的貢獻最大，匯率增長對 GDP增長的貢獻最小，貨幣供應量的貢 獻介于倆者之間。實際利率對GDP增長的貢獻總體上呈遞增趨勢， 貨幣供應量的貢獻也呈遞增趨勢，但遞增速度不如實際利率。這說明， 實際利率作為貨幣政策中介目標于執(zhí)行貨幣政策、實現(xiàn)最終目標方面 的效果比貨幣供應量更好。綜上所述，M2對實際產出的沖擊造成了實際產出的短期波動，從長 期見，這種沖擊逐漸回復到零均衡水平，這是由于于貨幣沖擊傳導機 制中存于著壹定的吸收機制，使得沖擊的長期放大效應不明顯。這也 印證了 20世紀90年代以

21、來我國貨幣政策效力較弱這壹事實。相反， 實際利率于執(zhí)行貨幣政策中的效果日漸明顯。(五)消費者價格指數(shù)增長率和貨幣政策中介目標關系的實證分析1.VAR方程的建立考察AIC和SC,擇其最小者，確定滯后壹階的 LGDP、LC、LM2、RR、LH ,建立VAR,其中LC作為被解釋變量于 系統(tǒng)中的模型如下：其中，模型下括號內的數(shù)值為各系數(shù)的t值。結果表明：于10%的顯 著水平下，LC(-1)、RR(-1)、LH(-1)系數(shù)的t檢驗均拒絕原假設，即 系數(shù)顯著不為零，說明LC、RR和LH三個變量對物價增長率的影響 是顯著的。LM2(-1)系數(shù)的t值僅為-0.41263 , t檢驗接受原假設，即 系數(shù)且不是顯

22、著不為零的，說明貨幣供應量變化對消費物價增長率的 影響不顯著，這就從另壹個角度進壹步說明：即使實現(xiàn)了目標貨幣量， 也很難實現(xiàn)物價穩(wěn)定的最終目標。所以，以貨幣供應量作為貨幣政策 中介目標有待商榷。這樣的實證結果和近幾年我國出現(xiàn)的貨幣供應量 和物價非正關聯(lián)的現(xiàn)象剛好吻合。外國學者將我國大量“超額”貨幣 供應和低物價水平且存的現(xiàn)象稱之為“中國之謎”。許多學者圍繞著“中國之謎”展開了研究。伍志文(2003)的“金融資產囤積學說”認 為，于商品市場、貨幣市場、證券市場三部門貨幣數(shù)量論模型下，貨 幣供應量和物價之間呈正比例關系只是壹個特例；不論長期仍是短 期，貨幣供應量和物價之間的關系均是不確定的，不確定

23、應是常態(tài)， 其中的主要原因是資本市場快速發(fā)展帶來了金融資產的大量囤積。2.脈沖響應函數(shù)分析下面分別給各貨幣政策變量 (LM2、RR、LH)壹個 標準差大小的沖擊，得到關于 LC的脈沖響應函數(shù)。圖5至圖7分別 表示給廣義貨幣M 2增長(LM2)、實際利率(RR)和匯率增長(LH)壹個外 部沖擊后引起價格增長變化的脈沖響應函數(shù)。其中，橫軸表示沖擊作 用滯后期間數(shù)(單位：季度)，縱軸分別表示LC(單位：增長率)，實線 表示脈沖響應值連成的曲線，代表了 LC對相應貨幣政策變量沖擊的 反應。分析圖5:當于本期給貨幣供應量壹個沖擊，沖擊會于之后的 4期內 對物價產生正的影響，可是影響力度較小且且逐漸減弱。

24、從第 5期開 始，貨幣沖擊和物價變動呈相反方向，這正是我國自20世紀90年代 起貨幣供應量不斷增加但物價卻持續(xù)下降的真實現(xiàn)象。如前文所解 釋：資本市場的發(fā)展對貨幣供應總量和貨幣結構產生了重要影響，從 而，資本市場的儲水池效應減緩了貨幣供應量變化對商品價格變動的 影響。隨著我國金融市場的不斷發(fā)展壯大，這壹問題將變得更加普遍。 對此，韓平（2005）認為，M2/GDP的上升且不意味著通脹壓力加大， 只有M2/GDP偏離動態(tài)增長路徑時，才會對物價水平產生影響。分析圖6:通過整個VAR系統(tǒng)的傳導，RR受到的沖擊將對消費物價 指數(shù)增長率產生壹個相反方向的沖擊；利率對物價的影響從當期就開 始，之后影響逐漸

25、增大，到10期以后影響才逐漸減弱。這是因為， 當利率增加時，人們預期未來收益會增加，所以會減少當期消費，結 果導致了消費物價指數(shù)降低分析圖7:于匯率受到?jīng)_擊后，物價各期的反應均大于零，即物價增 長率和匯率增長之間具有正關聯(lián)關系。當匯率受到?jīng)_擊時，通過整個 VAR系統(tǒng)的傳導，將對物價產生壹個相同方向的沖擊。匯率升高，人 民幣相對于美元貶值，國內商品相對于國外便宜，人們更愿意購買國 內商品，所以物價會有壹定程度的上升，之后隨著時間推移，匯率對 物價的影響呈減弱趨勢。這說明匯率對物價的影響是比較直接的。3.方差分解分析貨幣供應量增長率 LM2、實際利率RR、匯率增長率 LH的新生對由五變量組成的1階

26、VAR模型中的九步消費者價格指數(shù) 增長率預測誤差方差的貢獻值結果，見表 6至表8。根據(jù)表6至表8,我們能夠見出：實際利率對物價增長的貢獻最大， 貨幣供應量增長對物價增長的貢獻最小，匯率的貢獻介于倆者之間， 這說明了實際利率作為貨幣政策中介目標能較好地實現(xiàn)物價穩(wěn)定的 最終目標。能夠見出，方差分解分析和脈沖響應函數(shù)分析結論是壹致 的，即實際利率作為中介目標于實現(xiàn)貨幣政策最終目標方面作用比較 顯著，其效果好于貨幣供應量。（六）實證結論本文將GDP增長率、物價指數(shù)增長率、貨幣供應量 M2增長率、匯 率增長率、實際利率等作為變量，通過建立向量自回歸模型 （VAR）, 考察模型的脈沖響應函數(shù)、沖擊響應分析

27、、方差分解貢獻值等途徑， 研究得出：（1）貨幣政策沖擊（M2沖擊）造成了實際產出的短期波動， 但長期來見，貨幣總量沖擊不能有效地刺激實際產出。同時，貨幣供 應量M2和物價非正關聯(lián)。這表明，即使實現(xiàn)了貨幣量目標，也很難 實現(xiàn)物價穩(wěn)定的最終目標。這也印證了當前我國貨幣政策效力較弱這 壹事實。（2）實際利率沖擊對實際產出呈持續(xù)的正向放大效應，對物價 是持續(xù)的負向放大效應；于對實際產出和物價的方差分解中，實際利 率占有較大比例。（3）于對實際產出和物價的方差分解中， 實際利率均 占有較大比例。實際利率對物價的因果關系強于對實際產出的因果關 系，且實際利率于物價的方差分解中占的比例大于于實際產出中占的

28、比例。綜上所述，作為貨幣政策中介目標，實際利率的效果比貨幣供應量更 好。四、對實證結論的進壹步分析 前文結論表明，貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標的有效性正于 降低。其中的原因是什么呢？另外，利率能夠作為未來中介目標的政 策取向嗎？本文將對此作進壹步分析。（壹）實證結論產生原因的進壹步分析本文認為，造成貨幣供應量有效性減弱的原因是多方面的。首先，從 貨幣供給角度來見，外匯管理體制造成了基礎貨幣的投放長期不穩(wěn) 定。壹方面，固定匯率制迫使央行只能通過被動的外匯買賣來維持供 求總量的平衡；另壹方面，于現(xiàn)行結售匯制下，只要有外匯流入，央 行就得拿出人民幣收購且由此形成了基礎貨幣投放，結售匯行為的變

29、化就自然導致基礎貨幣投放的波動。其次，從貨幣需求角度來見，貨 幣流通速度下降導致貨幣供應量效果不佳（見表9）。再次，從貨幣政 策傳導機制來見，于我國貨幣政策傳導的過程中，大量貨幣“滲漏” 到股票市場“漏斗”和銀行體系“黑洞”，其效應就是構成了實現(xiàn)貨 幣政策目標的反制力量，使持續(xù)多年的積極貨幣政策未能有效擴大投 資，刺激消費，推動經(jīng)濟增長，甚至仍出現(xiàn)了物價低迷和總需求疲軟 的“通貨緊縮”跡象。正是由于“滲漏”效應的存于，使得我國的積 極貨幣政策于傳導過程中逐漸弱化，最終沒有起到預想的效果。從本 文的脈沖響應函數(shù)分析圖中也能夠見出，貨幣供應量的最佳作用效果 存于時滯（于第2期達到最大）。這說明貨幣

30、政策傳導到經(jīng)濟需要壹段 時間，如果央行的意圖受到傳導過程中的“滲漏”效應較大程度影 響，那么貨幣供應量的有效性將受到干擾。（二）利率作為中介目標的必要性和可行性分析從本文的實證結果來見，作為貨幣政策中介目標，實際利率的效果比 貨幣供應量好。那么，利率是否能夠作為中介目標的未來政策取向呢 ？ 本文認為，金融業(yè)開放程度的不斷提高將給我國貨幣政策的控制力帶 來深刻影響，從而影響中介目標的實施效果。特別是外資銀行的不斷 進入將會削弱中國貨幣政策的控制力。具體表當下：由于外資銀行的 資金來源主要來自國際金融市場，因而和國內金融機構相比較，它們 受到貨幣政策的影響和約束較小。如果國內貨幣政策從緊時，外資銀

31、 行可能從其他渠道回避管制。外資銀行帶來銀行電子貨幣等支付手段 的變革也必將降低M2的可測性。另外，從宏觀金融運行的角度見， 金融深化的推進，必然要求相應的貨幣政策及貨幣政策中介目標做出 調整，從而動態(tài)地和金融發(fā)展的進程保持協(xié)調。主要表當下：金融創(chuàng) 新出現(xiàn)以后，影響M1的因素將大大增加，如，貨幣的利率、貨幣替 代的收益率，以及它們之間相互轉換的成本等。金融深化將使得金融 資產之間替代性空前加大，按金融資產流動性劃分貨幣層次的困難也 將加大。這些均將干擾貨幣供應監(jiān)控目標的選擇和中央銀行對貨幣供 應量的控制能力。可見，用利率來改革現(xiàn)有貨幣供應量作為中介目標 的要求將越來越強烈。從我國實踐來見，雖然

32、我國目前實行的是管制利率，可是中央銀行已 經(jīng)開始啟用利率來調節(jié)經(jīng)濟，且取得了良好的效果。近幾年中央銀行 通過下調利率的方法，增強了金融機構的社會信用供給能力，增加了 社會的投資和消費的支出規(guī)模，于壹定程度上達到了拉動內需、抑制經(jīng)濟緊縮、促進經(jīng)濟增長的目的，貨幣政策已經(jīng)初步達到調整目標。利率作為貨幣政策中介目標達到了傳遞政策、反映經(jīng)濟動態(tài)的良好效果。因此，利率作為我國貨幣政策中介目標具有壹定的可操作性。五、關聯(lián)建議根據(jù)前文的分析，我們認為，作為貨幣政策中介目標，實際利率的效 果好于貨幣供應量。利率作為中介目標未來政策取向是可行的。 那么, 當下能夠取消貨幣供應量而選擇利率作為中介目標嗎 ？答案是

33、否定 的。因為，目前轉為利率的條件尚未具備，主要表現(xiàn)為：利率市場化 改革尚未完成。利率和貨幣供應量構成的組合作為貨幣中介目標可行 嗎？根據(jù)馮濤等的研究，貨幣供應量和利率之間存于著相互作用、相 互影響的內生關系。我國自1998年以來的嚴格利率管制破壞了這種 內生聯(lián)動效應：嚴格利率倒逼機制的存于使得央行沒有足夠的獨立性 將貨幣供應量有效控制于目標范圍之內；即使央行有效地控制了貨幣 供應量，嚴格的利率也將極大地干擾貨幣需求，從而削弱貨幣政策最 終目標的實際績效。這就是說，使用利率和貨幣供應量構成的組合作 為貨幣中介目標是不可行的。根據(jù)之上分析，本文認為，于我國現(xiàn)行的經(jīng)濟金融條件下，針對中介 目標選擇

34、的壹個可行思路是：近期宜于完善貨幣供應量可測性、可控 性和關聯(lián)性的基礎上，繼續(xù)使用貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目 標。同時，必須加快利率市場化進程和配套的金融改革，于時機成熟 的時候再由貨幣供應量轉為利率。為此，本文提出以下建議：第壹，調整貨幣供應量的統(tǒng)計口徑。隨著金融市場的不斷深化，必須 合理界定和調整貨幣供應量的層次和各自的統(tǒng)計范圍，以適應貨幣政 策調控的需要，增強貨幣供應量和貨幣政策最終目標的關聯(lián)性。第二，擴大貨幣供應量目標的浮動范圍。央行首先應該預測通貨膨脹 目標、產出增長率、貨幣流通速度的變化和外匯儲備的增長率，然后 根據(jù)這些預測值決定貨幣供應量目標的基數(shù)，且根據(jù)預測的準確程度 確定目標區(qū)間上下浮動的范圍。第三，提高對貨幣乘數(shù)變動的預測能力。不同的時期，貨幣乘