貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標的有效性 9100字

貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標的有效性9100字一、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)新使貨幣供給量的概念變得含糊，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給量作為我國貨幣政策的中介目標。以貨幣供給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(guān)性高。自1996年中國人民銀行把貨幣供給量作為我國貨幣政策中介目標以來，貨幣供給量與宏觀經(jīng)濟的總體關(guān)聯(lián)度在增強，我國經(jīng)濟穩(wěn)定較快增長。

但局部學者不這樣看，他們認為貨幣供給量已不合適作為我國貨幣政策中介目標，而應(yīng)以其他金融變量作為中介目標。其理由，一是認為根底貨幣投放難以控制和貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定，從而貨幣供給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(chǎn)出的相關(guān)性被削弱，因而貨幣供給量已不適合作為貨幣政策的中介目標[1][2][3]。

本文通過對1996年以來我國貨幣供給量的可控性與相關(guān)性進行分析，以期證明貨幣供給量作為貨幣政策中介目標的有效性。

二、我國貨幣供給量與經(jīng)濟增長之間的相關(guān)性分析

(一)貨幣供給量相關(guān)性的理論分析《貨幣政策有無真實效應(yīng)(是否影響產(chǎn)量和就業(yè))，取決于總供應(yīng)曲線的形狀。古典理論認為總供應(yīng)曲線是垂直的，無論總需求怎樣變化，產(chǎn)出水平都不會發(fā)生移動，因此貨幣是中性的。凱恩斯把總供應(yīng)曲線看成是水平的，實行擴張性財政、貨幣政策使就業(yè)和產(chǎn)量增加，但不影響價格水平。垂直的和水平的總供應(yīng)曲線是兩種極端情形，正常的總供應(yīng)曲線是一條向上傾斜的曲線。因改革開放帶來經(jīng)濟持續(xù)高增長，到20世紀末我國商品供求狀況轉(zhuǎn)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)了有效需求缺乏、物價持續(xù)下降、經(jīng)濟增長減緩的局面。在金融方面，防備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(zhì)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，總供應(yīng)曲線的斜率下降。從總供應(yīng)方面來看，由于體制改革、技術(shù)進步導致企業(yè)效率提高、本錢下降、產(chǎn)品價格水平下降。這意味著總供應(yīng)曲線向右平移，總供應(yīng)曲線的斜率進一步下降。這樣就使我國經(jīng)濟遠離充沛就業(yè)水平(或潛在產(chǎn)出水平)，而接近凱恩斯總供應(yīng)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(chǎn)出增加而對物價水平影響不大。因此，在經(jīng)濟總體供大于求、貨幣幣值相對穩(wěn)定的情況下，以貨幣供給量為中介目標的貨幣政策有能力實現(xiàn)促進經(jīng)濟增長的目標。

(二)貨幣供給量相關(guān)性的實證分析

1.變量、數(shù)據(jù)來源和模型的表明

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表示狹義貨幣供給量M[,1]的對數(shù)時間序列;利用變量LM2表示廣義貨幣供給量M[,2]的對數(shù)時間序列。

我國沒有頒布CPI定基比指數(shù)，本文用我國頒布的CPI月環(huán)比指數(shù)構(gòu)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)用幾何平均的辦法計算出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。對貨幣供給量M[,1]和M[,2]，使用頒布的季末名義值。作計量分析時，各變量數(shù)據(jù)均經(jīng)過X-11辦法打消季節(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(jīng)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2022年三季度，總計39個樣本點。

對貨幣供給量與物價、產(chǎn)出的相關(guān)關(guān)系，應(yīng)從整體上考查，片面地研究這三者中的兩兩關(guān)系不能表明三者關(guān)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)模型和方差分解辦法。VAR模型的滯后階數(shù)由AIC準那么和SC準那么確定，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辦法來分析其動態(tài)特征。

2.實證分析與結(jié)果

(1)時間序列平穩(wěn)性檢驗。為防止誤回歸的發(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(jié)果(見表1)。

表1的單位根檢驗結(jié)果說明，除ΔLM1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。檢驗說明ΔLM1的平穩(wěn)性較差，不能與LCPI、LGDP一起建模。

(2)協(xié)整關(guān)系檢驗和VEC模型。要判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，必須對變量之間的關(guān)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(yīng)用Johansen的最大似然比(LR)法得到協(xié)整檢驗結(jié)果(見表2)。

協(xié)整檢驗的結(jié)果說明，LM2與LCPI、LGDP之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。其協(xié)整方程為：

該方程說明，在LM2與LCPI、LGDP的長期均衡關(guān)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(guān)，而與LGDP正相關(guān)。獲得協(xié)整關(guān)系后，可以將VAR模型轉(zhuǎn)換為VEC(向量誤差校正)模型：

在VEC模型中，協(xié)整關(guān)系對各變量的增長起到了反向修正作用，即當它們增長超出均衡約束(即ε[,t]>0)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，ΔLCPI的彈性系數(shù)只有-0.006，ΔLGDP的為-0.998，而ΔLM2的那么有-0.226。這反映了協(xié)整關(guān)系對各變量的影響程度不同，它對ΔLM2影響較大而對ΔLCPI的影響很小。再看上期ΔLM2對本期各變量的影響，ΔLCPI的彈性系數(shù)為-0.0275，而ΔLGDP的那么有0.442，這表明上期ΔLM2對ΔLCPI起反向修正作用(但很弱)，而對ΔLGDP起著很大的促進作用。對ΔLCPI影響最大的是上期的ΔLCPI，表明ΔLCPI變化有較強的傳遞性，表現(xiàn)出很強的適應(yīng)性預(yù)期特征，同時上期的ΔLGDP對ΔLCPI有比擬明顯的正效應(yīng)。上期的ΔLGDP對本期ΔLGDP和ΔLM2的彈性系數(shù)都為負，分別為-0.691和-0.063，這說明一旦經(jīng)濟開始有過熱的趨勢就存在一種力量使經(jīng)濟降溫使貨幣供給量減少。

(3)方差分解分析。方差分解辦法用于研究VAR模型的動態(tài)特征，其主要思想是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量(共m個)的波動(k步預(yù)測均方誤差)按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的m個組成局部，從而了解各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性[4](P143—185)。本文分別對LCPI和LGDP的預(yù)測誤差依各種沖擊進行分解(在此設(shè)定方程順序仍為LM2，LGDP，LCPI)，分解結(jié)果見表3、表4。

從表3可以看出，LGDP的波動主要源自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局部由LM2變化來解釋(短期為15%左右，長期那么有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(nèi))而言LCPI本身沖擊解釋LCPI波動的大局部，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(jié)果提供的啟示

通過對廣義貨幣供給量M[,2]與物價、產(chǎn)出關(guān)系的分析，產(chǎn)生了令人迷惑的結(jié)果：M[,2]對物價只產(chǎn)生微弱影響且M[,2]與物價負相關(guān);M[,2]與產(chǎn)出正相關(guān)，對產(chǎn)出有很強的促進作用;上期的產(chǎn)出變動對本期的產(chǎn)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(diào)控實際，就可以發(fā)現(xiàn)其背后的理論依據(jù)和現(xiàn)實本源。

(1)上文的協(xié)整方程、VEC模型和方差分解分析都說明M[,2]與產(chǎn)出正相關(guān)，對產(chǎn)出有很強的促進作用。上期ΔLM2對本期的ΔLGDP的影響明顯，其彈性系數(shù)為0.44，這表明上期ΔLM2對ΔLGDP起著很大的促進作用。LGDP的波動有相當大的局部由LM2變化來解釋(短期為15%左右，長期那么有25%左右)。從M[,2]對產(chǎn)出具有很強的促進作用來看，貨幣供給量與最終目標之間存在著較強的相關(guān)性。因此，就相關(guān)性而言，貨幣供給量作為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模型都說明M[,2]與物價微弱負相關(guān)。這與傳統(tǒng)理論似乎不一致。馳名的費雪交易方程式若貨幣流通速度V為常數(shù)并且貨幣量M對實際產(chǎn)出沒有效應(yīng)，因此貨幣供給量的變化就體現(xiàn)在物價上而不影響產(chǎn)出。但是費雪方程式的這兩個若在我國不成立。上文已論述我國M[,2]對產(chǎn)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2022年那么只有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](P194—208)。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(wù)的需求，因而準貨幣與物價負相關(guān)。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(guān)的。1996～2022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、0.382，2022年前三季度分別為0.358、0.358、0.351，這說明準貨幣比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說明，上期的LGDP對LCPI有比擬明顯的正效應(yīng);LCPI的波動主要來自LCPI和LGDP兩方面的沖擊，短期(一年內(nèi))而言LCPI本身沖擊解釋LCPI波動的大局部，但長期來說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)。這就表明，廣義貨幣供給量M[,2]與CPI之間沒有明顯的直接關(guān)系。

再看看實際情況：1996年初M[,2]為60750.5億元，到2022年一季度M[,2]到達264588.9億元，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2022年三季度為110.77，物價水平僅增長了10.77%。這也表明，M[,2]與CPI之間沒有明顯的直接關(guān)系。

(3)在VEC模型中，上期的產(chǎn)出變動對本期的產(chǎn)出及M[,2]有反向修正作用。上期的ΔLGDP對本期的ΔLGDP和ΔLM2的彈性系數(shù)都為負，分別為-0.691和-0.063。對于上期產(chǎn)出變動對本期產(chǎn)出變化的這種反向修正作用，只要我們回憶央行貨幣政策的風向和調(diào)控過程，就不難理解了。1996年我國經(jīng)濟實現(xiàn)“軟著陸〞以后，為了避免經(jīng)濟增長速度過多下滑，央行連續(xù)8次降低利率，兩次下調(diào)法定存款準備金率，政府實行了積極的財政政策。而從2022年以來，為了抑制經(jīng)濟過熱的勢頭，政府又加強了宏觀調(diào)控，人民銀行加大了金融宏觀調(diào)控和窗口指導力度，銀監(jiān)會加強了銀行機構(gòu)信貸業(yè)務(wù)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(jīng)濟增長的反向調(diào)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(chǎn)出也有反向修正作用。

(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變化的大局部(當然，根據(jù)VEC模型分析的結(jié)果，CPI本身也有較強的傳遞性)，上期產(chǎn)出與本期物價正相關(guān)，經(jīng)濟增長對物價有促進上漲作用。這啟示我們，貨幣供給量的增長可能通過經(jīng)濟增長而導致物價水平的上漲。因此我國不能因為貨幣供給量對經(jīng)濟增長有較強的正效應(yīng)而持續(xù)大量增加貨幣供應(yīng)，而應(yīng)為了延長經(jīng)濟增長周期而保持貨幣供給量的適當增長。利用上述VAR模型對我國經(jīng)濟前景進行粗略預(yù)測，發(fā)現(xiàn)只要央行能穩(wěn)定M[,2]的增長，盡量使2022年底的M[,2]控制在29.8萬億元左右(實際數(shù)額為298755.48億元)、2022年的M[,2]控制在34.5萬億元左右(兩年平均增長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(nèi)，使國民經(jīng)濟實現(xiàn)平穩(wěn)增長。如果讓貨幣過快地增長，那么經(jīng)濟增長和物價水平都會出現(xiàn)不適當?shù)纳蠞q。

三、我國貨幣供給量也有可控性

(一)貨幣的內(nèi)生性、外生性與可控性分析

1.貨幣的內(nèi)生性、外生性問題

內(nèi)生貨幣是指貨幣存量是由實際產(chǎn)出、利率、物價水平等經(jīng)濟變量的變動決定的。外生貨幣是指貨幣存量是由經(jīng)濟過程之外的某個機構(gòu)(中央銀行)提供的。內(nèi)生貨幣強調(diào)貨幣需求決定貨幣存量，外生貨幣強調(diào)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應(yīng)曲線。溫特勞布(Weintraub，S.)、卡爾多(Kaldor，N.)、摩爾(Moore，B.J.)等那么認為貨幣是完全內(nèi)生的，是不可控的內(nèi)生變量，他們給出了一條水平的貨幣供應(yīng)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(jié)構(gòu)主義者所說，正常的貨幣供應(yīng)曲線是一條向上傾斜的曲線。貨幣供應(yīng)曲線，從左至右，開始比擬平坦，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沛，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(chǎn)業(yè)務(wù)的擴張(同時伴隨貨幣供給量增加)，銀行體系的準備越來越吃緊，貨幣市場短期利率回升，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，只有利率的回升才能刺激起銀行體系擴張貸款等資產(chǎn)業(yè)務(wù)的欲望。垂直的那一段表示，銀行體系的準備已被充沛利用，中央銀行持堅決的緊縮態(tài)度，在不增加根底貨幣投放的情況下，銀行體系能發(fā)明的貨幣供給量到達極限，不論利率怎樣提高，貨幣量也增加不了。因此總的來說，貨幣存量既具有內(nèi)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(nèi)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(nèi)生性逐漸增強。

2.我國貨幣的內(nèi)生性與可控性分析

我國學術(shù)界對貨幣供應(yīng)理論的一個爭論是我國貨幣供應(yīng)到底是內(nèi)生變量還是外生變量。外生論學者提出了如下理由：一是經(jīng)濟體系中的全部貨幣，從本源上說都是由中央銀行資產(chǎn)負債業(yè)務(wù)決定的;二是中國人民銀行不是沒有控制貨幣供應(yīng)增長的有效伎倆，而是沒有利用好這個伎倆。內(nèi)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)銀行同時承當著商業(yè)性貸款和政策性貸款的業(yè)務(wù)，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應(yīng)的“倒逼〞。這就是被稱為“倒逼機制〞的貨幣供應(yīng)內(nèi)生論。

從經(jīng)濟體制上來看，我國企業(yè)的市場主體地位還在形成過程中，經(jīng)濟利益機制還不健全，控制我國信貸供應(yīng)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，利率與貨幣供給量的相關(guān)度就較弱。從理論上看，我國貨幣供應(yīng)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、貨幣供應(yīng)曲線比擬陡峭的情形。因此，我國貨幣供應(yīng)的可控性是較強的。

當然，我國貨幣供應(yīng)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(qū)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)貨幣供應(yīng)的內(nèi)生性問題。

(二)我國根底貨幣的可控性

根底貨幣的公式為：根底貨幣(B)=儲藏貨幣≈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(chǎn)項和負債項的調(diào)整來改變根底貨幣量，進而影響貨幣供應(yīng)。由于我國長期實行強制結(jié)售匯制度，導致中國人民銀行資產(chǎn)增加，從而使根底貨幣被動增加。我國參加WTO后，外匯儲藏快速增長，到2022年底外匯儲藏總額到達約8190億美元，貨幣當局的外匯占款總額達62140億人民幣(約合7767.5億美元)。2022年外匯占款為2022年底的300%，外匯占款在總資產(chǎn)中的占比從2022年的45.48%增長到2022年的61.09%。如果沒有對沖措施，我國的根底貨幣的確會失控。

但實際上，貨幣當局的儲藏貨幣保持著相對平穩(wěn)的增長，從2022年底的45138億元增長到2022年底的64343億元，僅僅增長了42.5%;按年環(huán)比來說，2022年為17%，2022年為11.4%，2022年為9.3%，增長率呈逐年下降趨勢。這就有力地表明，我國根底貨幣完全在貨幣當局的控制之下。

總之，在我國現(xiàn)階段，中國人民銀行有能力調(diào)節(jié)根底貨幣，從而使貨幣供應(yīng)保持相對穩(wěn)定。根底貨幣根本上是可控的。

(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

貨幣供給量是由根底貨幣與貨幣乘數(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(guān)系。除了法定存款準備金率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(diào)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)比擬穩(wěn)定，具有較好的可預(yù)測性。下面就對我國貨幣乘數(shù)的可預(yù)測性進行實證分析。

2.貨幣乘數(shù)可預(yù)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]=廣義貨幣供給量M[,2]/根底貨幣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(chǎn)負債表》中的儲藏貨幣代替根底貨幣，廣義貨幣供給量來自于?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2022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(yù)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(yù)測。

(2)實證分析與結(jié)果。為了打消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