導(dǎo)語：我國貨幣政策中介評價論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一個有效的貨幣政策操作框架，其中介目標(biāo)的選擇是個重要的環(huán)節(jié)。從理論和實(shí)踐上看，這一目標(biāo)選擇主要是在利率和貨幣供應(yīng)量之間展開。普勒基本分析證明了在目標(biāo)產(chǎn)出方差最小化的前提下，確定貨幣政策中介目標(biāo)的一般決策規(guī)則，即：利率和貨幣供應(yīng)量哪個更適合作為中介目標(biāo)取決于一國經(jīng)濟(jì)波動的特定結(jié)構(gòu)。倘若經(jīng)濟(jì)波動主要來源于貨幣需求方面，應(yīng)采用利率這一指標(biāo)；反之，如果貨幣需求穩(wěn)定，面臨的經(jīng)濟(jì)沖擊主要是能源危機(jī)、投資消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化等實(shí)質(zhì)性沖擊，此時應(yīng)更多的采用貨幣供應(yīng)量指標(biāo)。

一、普勒基本分析理論介紹

一般說來，能夠作為貨幣政策中介目標(biāo)的有貨幣供給量和利率。但是，在信息不完全條件下，貨幣政策當(dāng)局通常不能準(zhǔn)確觀察并預(yù)期引起貨幣量或利率變化的隨機(jī)沖擊的來源。在這種情況下，貨幣政策當(dāng)局將面臨著是選擇貨幣供給量還是選擇利率作為中介目標(biāo)的難題。普勒(Poole，1970)的經(jīng)典分析(普勒基本分析)給出了貨幣政策當(dāng)局在這種隨機(jī)狀態(tài)下進(jìn)行決策的一般規(guī)則(普勒規(guī)則)。下面給出普勒基本分析：

令對數(shù)形式的基本模型的簡化形式為：

yt=-αit+μt

mt=-β1it+β2yt+νt

其中yt為總產(chǎn)出，it為利率，mt為貨幣需求，μt和νt分別為實(shí)物部門與貨幣部門的隨機(jī)沖擊(支出沖擊與資產(chǎn)沖擊)。出于簡化，假定μt和νt是服從均值為零且彼此不相關(guān)的連續(xù)過程(實(shí)際上，通過后面的數(shù)據(jù)分析我們也可以看到μt和νt，二者的均值和它們之間的協(xié)方差是極其微小的，近乎為零)。yt=-αit+μt是簡化的IS曲線，貨幣需求方程是簡化的LM曲線。貨幣政策當(dāng)局的最優(yōu)決策規(guī)則是選擇能夠使產(chǎn)出方差最小的變量作為貨幣政策中介目標(biāo)，即：貨幣政策當(dāng)局遵循最小化方差準(zhǔn)則。

如果貨幣政策當(dāng)局以貨幣供給量為操作目標(biāo)，由簡化的IS—LM基本模型可知，均衡產(chǎn)出為：

yt=（αm+βμ-αν）/（β1+αβ2）

設(shè)定貨幣供給量m,使E\[y\]=0，則均衡產(chǎn)出為：yt=（β1μ-αν）/（β1+αβ2）

目標(biāo)函數(shù)值為：Em［yt］2=（β21σ2μ+α2σ2v-2αβ1σμ,ν）/（β1+αβ2）2

如果貨幣政策當(dāng)局以利率為操作目標(biāo)，則總產(chǎn)出主要受隨機(jī)變量μ(支出沖擊)的影響。設(shè)定利率i，使E［y］=0，則：Ei［yt］2=σ2μ

根據(jù)最優(yōu)決策規(guī)則，貨幣政策當(dāng)局是選擇貨幣供給量還是利率作為貨幣政策中介目標(biāo)，取決于兩種選擇的方差期望值的大小。因此，

若Ei［yt］2＜Em［yt］2即：σ2μ＜（β21σ2μ+α2σ2ν-2αβ1σμν）/（β1+αβ2）2

則利率操作程序優(yōu)于貨幣供給量操作程序，因而貨幣政策當(dāng)局應(yīng)當(dāng)選擇利率作為中介目標(biāo)。相反，若Ei［yt］2＞Em［yt］2即：σ2μ＞（β21σ2μ+α2σ2ν-2αβ1σμν）/（β1+αβ2）2

則貨幣供給量操作程序優(yōu)于利率操作程序，因而貨幣政策當(dāng)局應(yīng)當(dāng)選擇貨幣供給量作為中介目標(biāo)。

也就是說，從隨機(jī)沖擊角度看，如果隨機(jī)沖擊主要來自貨幣市場，即貨幣需求沖擊的方差（σ2ν）較大，則應(yīng)當(dāng)選擇利率作為貨幣政策中介目標(biāo)；如果隨機(jī)沖擊主要來自商品市場(實(shí)物部門)，即總需求沖擊的方差（σ2μ）較大，則應(yīng)當(dāng)選擇貨幣供給量作為貨幣政策中介目標(biāo)。

上面所述普勒基本分析是在嚴(yán)格假定F下展開的，忽略了通貨膨脹、預(yù)期、總供給沖擊等因素的作用，但是，薩金特和華萊士(1975)、布蘭查德和費(fèi)希爾(1989)對普勒基本分析的拓展證明，即使考慮到這些因素的作用，普勒基本分析得出的決策規(guī)則也是成立的，并且在許多不同場合下都是非常有用的(弗里德曼、哈恩，2002)。

二、對我國貨幣政策中介目標(biāo)進(jìn)行兩階段實(shí)證分析

中國人民銀行從1994年開始監(jiān)控并向社會公布貨幣供應(yīng)量，從1996年起正式采用貨幣供應(yīng)量與貸款量一起作為中介目標(biāo)。1998年取消貸款規(guī)模，使貨幣供給量成為唯一的貨幣政策中介目標(biāo)。但是，有些人認(rèn)為，我國的貨幣供給具有內(nèi)生性，以貨幣供給量作為貨幣政策中介目標(biāo)是無效的，因此主張放棄貨幣供給量作為貨幣政策中介目標(biāo)，而代之以利率作為貨幣政策中介目標(biāo)，或者直接釘住通貨膨脹。

但是，根據(jù)普勒基本分析，改變貨幣政策中介目標(biāo)的基本實(shí)證依據(jù)，應(yīng)當(dāng)是基礎(chǔ)性沖擊的根本改變。因此，如果以利率作為貨幣政策中介目標(biāo)，其基本前提應(yīng)當(dāng)是貨幣市場的沖擊方差大于商品市場的沖擊方差，即貨幣市場的失衡超過商品市場的失衡。貨幣市場的失衡是否超過商品市場的失衡，需要根據(jù)普勒基本分析進(jìn)行判斷。

如前所述，普勒基本分析給出的是在目標(biāo)產(chǎn)出方差最小化的前提下，確定貨幣政策中介目標(biāo)的一般決策規(guī)則。這一規(guī)則與我國尋求保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長的貨幣政策中介目標(biāo)的努力，在原則上是一致的。因此，可以運(yùn)用普勒基本分析來判斷我國貨幣政策中介目標(biāo)的選擇是否有效。

（一）樣本區(qū)間、變量以及資料來源說明

1.樣本區(qū)間的劃分：把1994年第1季度—2005年第4季度分為兩個明顯的階段。第一個階段是1994—1997年，我國貨幣政策中介目標(biāo)在這段時期是處于由信貸規(guī)模向貨幣總量過渡的階段。第二個階段從1998—2005年，自1998年起，央行取消對國有商業(yè)銀行貸款規(guī)模的限額控制。在形式上，貨幣供應(yīng)量正式成為我國貨幣政策唯一的中介目標(biāo)，貨幣供應(yīng)量成為央行調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)的主要控制變量。

我們以政策調(diào)整的時間(1998年)為界分為兩個階段進(jìn)行研究，目的是為了更加清晰地對比貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)的有效性問題。

2.變量選擇：

(1)貨幣政策中介目標(biāo)：代表變量為M2。1996年我國正式將貨幣供應(yīng)量M1作為貨幣政策中介目標(biāo)，同時將M0、M2作為觀察目標(biāo)，但隨著金融創(chuàng)新的不斷發(fā)展，M1越來越多的表現(xiàn)出可控性不足的缺點(diǎn)，而M2的可控性相對較強(qiáng)，更多的觀點(diǎn)傾向于用M2代替M1作為貨幣政策中介目標(biāo)，讓M1成為觀測目標(biāo)。因此本文選擇M2作為中介目標(biāo)的代表進(jìn)行分析。

(2)貨幣政策最終目標(biāo)：代表變量為GDP(單位為億元)。貨幣政策的最終目標(biāo)可歸結(jié)為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。GDP的增加最能反映一國經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行態(tài)勢，因此將GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)。因?yàn)镚DP指標(biāo)是按當(dāng)期價格計(jì)算的名義值，而產(chǎn)出應(yīng)該用實(shí)際值(用RGDP表示)。所以，要把名義值換算成實(shí)際值。這里用名義值除以消費(fèi)價格的季度定基比指數(shù)得到。由于我國沒有公布定基比指數(shù)，這里首先用我國公布的消費(fèi)物價月環(huán)比指數(shù)構(gòu)造月定基比指數(shù)(以1993年12月為基期，因?yàn)闃颖緮?shù)據(jù)從1994年開始)，再把每季度三個月的消費(fèi)價格月定基比指數(shù)用幾何平均的方法計(jì)算出定基比季度指數(shù)。GDP名義數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(3)利率代表變量：我們采用一年期定期存款利率(非市場化)、銀行間七日同業(yè)拆借利率(市場化)分別進(jìn)行計(jì)算。用CR表示一年期定期存款利率、CJR表示銀行間七日同業(yè)拆借利率(利率單位為％)。數(shù)據(jù)來自《中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》以及中國人民銀行網(wǎng)相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算。計(jì)算隨機(jī)沖擊Ut、Vt數(shù)據(jù)時采用的利率是CR，Utc、Vtc采用的利率是CJR。

3.數(shù)據(jù)處理：

(1)季節(jié)影響的調(diào)整。由于本文采用的是季度數(shù)據(jù)，因此，在進(jìn)行分析之前先采用移動平均季節(jié)乘法(Ratiotomovingaverage-Multiplicative)分離出季節(jié)影響(利率除外)。該法的核心思想是高階移動平均，通過多次迭代，最終分離出原序列的趨勢成分、季節(jié)成分和不規(guī)則成分，得到剔除季節(jié)成分調(diào)整后的序列。本文在分析中所使用的數(shù)據(jù)都是經(jīng)過此方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)。

(2)對季節(jié)調(diào)整后的序列以及利率序列再進(jìn)行對數(shù)調(diào)整，得到分析時所用的數(shù)據(jù)序列。

(二)運(yùn)用普爾規(guī)則對我國中介目標(biāo)的選擇進(jìn)行實(shí)證分析

首先在簡化的IS-LM基本模型下，運(yùn)用普勒基本分析來判斷我國的基礎(chǔ)性沖擊，然后對比前后兩個階段的產(chǎn)出方差變化情況。

下表是進(jìn)行第一階段(94.1-97.4)實(shí)證分析時所用的原始數(shù)據(jù)以及通過回歸得到的隨機(jī)沖擊變量數(shù)值

[1]當(dāng)采用的利率為一年期定期存款利率時，基本模型的各參數(shù)符號以α、β1、β2、σuν（Ut、Vt的協(xié)方差)表示。

[2]當(dāng)采用的利率為銀行間七天同業(yè)拆借利率時，基本模型的各參數(shù)符號以αc、β1c、β2c、σuc,νc(Utc、Vtc的協(xié)方差)表示。

［3］Em［yt］2：表示以貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)時總產(chǎn)出的方差。

［4］σ2u、σ2uc分別表示：以一年期定期存款利率作為中介目標(biāo)時產(chǎn)出的方差、以銀行間七天同業(yè)拆借利率作為中介目標(biāo)時產(chǎn)出的方差。

下表數(shù)據(jù)給出的是通過回歸分析得到的第一階段的普勒基本分析的參數(shù)估計(jì)值。

根據(jù)表2給出的數(shù)值結(jié)果，計(jì)算Em［yt］2=（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σu,ν）/（β1+αβ2）2，并將計(jì)算結(jié)果與σ2u（σ2u=0.012313；σ2uc=0.016676)進(jìn)行比較，若存在σ2u＞（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σuν）/（β1+αβ2）2，則貨幣供給量作為貨幣政策中介目標(biāo)有效，否則利率作為貨幣政策中介目標(biāo)有效。計(jì)算結(jié)果如下：

（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σuν）/（β1+αβ2）2=0.007276

（β21cσ2uc+α2cσ2νc-2αcβ1cσμucνc）/（β1c+αcβ2c）2=0.0075

由計(jì)算結(jié)果可知，顯然存在：

σ2μ＞（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σμν）/（β1+αβ2）2

σ2μc＞（β21cσ2uc+α2cσ2νc-2αcβ1cσucνc）/（β1c+αcβ2c）2

同理，對第二階段(從1998第1季度—2005年第4季度)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

下表是進(jìn)行第二階段(98.1-05.4)實(shí)證分析時所用的原始數(shù)據(jù)以及通過回歸得到的隨機(jī)沖擊變量數(shù)值。

通過回歸分析得到的結(jié)果見下表：

根據(jù)表2給出的參數(shù)數(shù)值，同理計(jì)算Em［yt］2=（β21σ2u+α2σ2v-2αβ1σu,ν）/（β1+αβ2）2代入數(shù)值得：

（β21σ2u+α2σ2v-2αβ1σuν）/（β1+αβ2）2=0.09477

（β21cσ2uc+α2cσ2νc-2αcβ1cσucνc）/（β1c+αcβ2c）2=0.0785

計(jì)算結(jié)果與第一階段(1994—1997)相同

σ2u=0.18647＞0.09477；σ2uc=0.12831＞0.0785

這就證明，在樣本期兩個階段的基礎(chǔ)性沖擊(隨機(jī)沖擊)都主要來自商品市場(實(shí)物部門)。根據(jù)普勒基本分析所確定的決策規(guī)則，在這種情況下，貨幣政策當(dāng)局(中央銀行)應(yīng)當(dāng)選擇貨幣供給量作為貨幣政策中介目標(biāo)，即采用貨幣供給量操作程序而不是利率操作程序。

下面我們對前后兩個階段我國總產(chǎn)出的方差波動大小進(jìn)行一下對比。對比分析所用的數(shù)據(jù)包括名義產(chǎn)出(用NGDP表示)、無季節(jié)調(diào)整的真實(shí)產(chǎn)出(用RGDP表示)、進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整后的真實(shí)產(chǎn)出(用RGDPSA表示)三個變量，分別計(jì)算它們的標(biāo)準(zhǔn)差(用B表示)、均值(用J表示)、相對波動系數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)差／均值，用X表示)大小，例如BNGDP表示名義產(chǎn)出的標(biāo)準(zhǔn)差；JNGDP表示名義產(chǎn)出的均值，其他類同，其計(jì)算結(jié)果如下(見表5)

由上表可知，整個樣本期間(1994.1-2005.4)的三個變量的相對波動系數(shù)最大，1994.1-1997.4(第一階段)的產(chǎn)出波動無論從絕對值還是相對值來看都是最小的。第二階段(1998.1-2005.4)的產(chǎn)出波動(相對波動系數(shù))要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于第一階段(1994.1-1997.4)的產(chǎn)出波動。這就表明，雖然我國的基礎(chǔ)性沖擊沒有發(fā)生變化，仍然主要來源于商品市場。但是，貨幣供應(yīng)量作為我國目前的貨幣政策中介目標(biāo)的有效性在逐步的降低，在發(fā)揮其作為中介目標(biāo)的作用性方面已經(jīng)大打折扣。

三、實(shí)證結(jié)果與原因分析

以上通過簡化的IS-LM模型下的普勒基本分析表明，我國以貨幣供給量作為貨幣政策中介目標(biāo)的選擇在1994-1997年是非常理想的，通過對第二階段(1998年-2005年)的實(shí)證分析，表明我國的基礎(chǔ)性沖擊仍然來自于商品市場，按照普勒基本分析，貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)仍然具有理論上的合理有效性。其中一個重要的原因是與當(dāng)前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境有關(guān)。由于目前我國的金融市場沒有完全放開，金融機(jī)構(gòu)的規(guī)模和效率并不高，金融工具以及可供投資的金融品種相對比較單一，居民和企業(yè)的金融資產(chǎn)仍以銀行存款為主，這種簡單的金融市場結(jié)構(gòu)使貨幣供應(yīng)量具有一定的可控性和可測性，貨幣供應(yīng)量與最終目標(biāo)之間具有長期的穩(wěn)定關(guān)系，將其作為貨幣政策中介目標(biāo)具有合理性。

但是，通過對比前后兩個階段的產(chǎn)出波動，可以看出貨幣供應(yīng)量作為我國的中介目標(biāo)其有效性在逐步的降低。根據(jù)普勒基本分析，如果必須以貨幣供給量作為貨幣政策中介目標(biāo)，則應(yīng)當(dāng)使利率能夠內(nèi)生地自行調(diào)整，以降低來自產(chǎn)出方面的不利沖擊。但是，我國到目前為止利率沒有實(shí)現(xiàn)完全的市場化，成為貨幣政策傳導(dǎo)渠道中的一大障礙。同時，公眾預(yù)期變化也會導(dǎo)致貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制失靈。并且由于我國消費(fèi)體制與收入體制改革不同步、社會保障制度不完善等未來不確定性原因，公眾的消費(fèi)和投資行為相對謹(jǐn)慎，這就增加了預(yù)防性動機(jī)的貨幣需求，使得儲蓄增長和貸款投放速度減慢。因而，央行增加的貨幣供應(yīng)，多數(shù)會被銀行體系被動的吸收，這樣的結(jié)果必然導(dǎo)致銀行存貸差額的增加和貨幣流通速度的下降，這就是貨幣“滲漏”到銀行體系的情形，相應(yīng)的貨幣供應(yīng)量的可控性以及與最終目標(biāo)的相關(guān)性都會有一定程度的下降，從而使得最近幾年中介目標(biāo)的效力在大打折扣。

參考文獻(xiàn)：

［1］巴曙松.中國貨幣政策有效性的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析.經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2000

［2］卡爾·E·瓦什.貨幣理論與政策［M］.北京：中國人民大學(xué)出版社，2001

［3］本杰明·M·弗里德曼，弗蘭克·H·哈恩.貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)手冊［M］.北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2002

[4]MeltzerAH.TheTransmissionProcessInDeutscheBundesbank.TheMonetaryTransmissionProcess：RecentDevelopmentsandLessonforEurope.Palgrave，London，2001

[5]NelsonE.DirectEffectofBaseMoneyonAggregateDemand：TheoryandEvidence．JoumalofMonetaryEconomics，2002，(49)