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貨幣政策范文1

【關(guān)鍵詞】貨幣政策；利率政策；貨幣政策目標(biāo)

一、什么因素促使貨幣政策從緊？

要探尋2008年實(shí)施從緊貨幣政策的“抓手”，恐怕就需要深入分析哪些促使2008年貨幣政策從緊的因素。

（一）物價上漲

統(tǒng)計部門的物價數(shù)據(jù)告訴我們，此輪物價上漲，主要?dú)w因于食品價格的飆升，這便是當(dāng)局強(qiáng)調(diào)“結(jié)構(gòu)性物價上漲”的來由。熟悉宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)和金融學(xué)的人們都清楚：對于這種來自實(shí)體領(lǐng)域和供給面的沖擊，既不能在貨幣面上找到原因，也很難從貨幣政策方面找到對策。畢竟對于豬肉，貨幣供應(yīng)的增減、利率水平的高低，是很難影響到農(nóng)民的養(yǎng)豬意愿和豬疾病的。

（二）投資增長率持續(xù)高位

在歷史上，控制信貸和貨幣供應(yīng)，總是構(gòu)成宏觀調(diào)控諸措施中的最重要環(huán)節(jié)。然而，經(jīng)過30年改革，社會資金的分布格局已經(jīng)發(fā)生了翻天覆地的變化。研究顯示，就支持投資的儲蓄而言，居民儲蓄和企業(yè)儲蓄的占比已經(jīng)難以軒輊，而政府儲蓄則已提高到占總儲蓄四分之一的程度。企業(yè)和政府儲蓄的急劇增長，使得社會投資離開了銀行體系而獲得了長期且穩(wěn)定的支持。統(tǒng)計顯示，到2007年6月，全部固定資產(chǎn)投資中，來自企業(yè)自有資金的部分已經(jīng)占總投資的58%，而來自銀行貸款的比重已經(jīng)下降到18%。這種狀況顯示，欲通過管住“信貸閘門”來抑制高投資，已經(jīng)逐漸失去了得以實(shí)施的基礎(chǔ)。

（三）房地產(chǎn)價格的持續(xù)上漲

仔細(xì)分析我國房價變動的因素便不難看到，存在重大缺陷的土地轉(zhuǎn)讓制度、不合理的房地產(chǎn)開發(fā)制度、扭曲的房地產(chǎn)市場的微觀結(jié)構(gòu)等等，構(gòu)成推動房價上漲的主要因素。至于同樣產(chǎn)生重大影響的對房地產(chǎn)的巨大需求，那也是局部市場的實(shí)際需求，與同貨幣供應(yīng)相關(guān)的總需求還有著相當(dāng)大的距離。

（四）股市“泡沫”

股票市場一向就是以相當(dāng)夸張的漲跌運(yùn)動來支持國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的。如果人們以中國市場“不規(guī)范”為由來否定股票市場價格運(yùn)行的這一規(guī)律，那么不妨看一看美國的例證。在那里，從上個世紀(jì)末以來短短幾年里，就已經(jīng)發(fā)生了好幾次程度甚于我們的市場漲跌。若按照股價下瀉20%以上便構(gòu)成一次“股災(zāi)”來衡量，從2005年下半年才開始升溫的中國股市，在短短2年中便已經(jīng)有了兩次股災(zāi)。而廣大投資者平靜地接受了市場的波動，目前股市則依舊在波動中緩慢上升。

以上分析是想說明，當(dāng)前國民經(jīng)濟(jì)中出現(xiàn)的諸多問題，多數(shù)并不發(fā)端于貨幣領(lǐng)域。貨幣面的寬松，固然提供了各種不利現(xiàn)象得以施其技的條件，但它并非唯一更非決定性因素。據(jù)此，我們理解，實(shí)施從緊的貨幣政策的主要涵義，并不是要依靠它來“獨(dú)木撐天”，而是要通過對貨幣環(huán)境的適當(dāng)控制，為解決問題創(chuàng)造必要條件。

二、創(chuàng)造使貨幣政策充分發(fā)揮效力的條件

實(shí)行從緊的貨幣政策，首先需要研究其入手問題。在人們看來，“從緊”是政策，而“使貨幣政策充分發(fā)揮效力”則是機(jī)制；兩相比較，機(jī)制無疑具有更重要的地位。因此我們主張，2008年實(shí)施從緊的貨幣政策，固然包括在政策上至少保持2007年之態(tài)勢的涵義，更需要通過提高貨幣政策的有效性來體現(xiàn)；而要做到這一點(diǎn)，唯有全面、加速推進(jìn)金融改革一途。

可以從短期和長期兩個角度來探尋我國的金融改革之途。

就短期而言，需要做的是盡快清理貨幣政策操作的基礎(chǔ)條件。其內(nèi)容主要包括：

一是切實(shí)加強(qiáng)貨幣政策的獨(dú)立性，創(chuàng)造使得貨幣當(dāng)局能真正根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的態(tài)勢來決定貨幣政策的體制和機(jī)制。

二是根據(jù)變化了的情況，盡快研究并公布我國貨幣供應(yīng)統(tǒng)計的新口徑，最好是新增M3，并相應(yīng)調(diào)整M1和M2的口徑。

三是盡快改革存款準(zhǔn)備金制度，取消對法定存款準(zhǔn)備金和超額存款準(zhǔn)備金支付利息的做法，以使得存款準(zhǔn)備金制度真正發(fā)揮約束存款金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)運(yùn)作行為的作用。

四是加速利率市場化改革，完善利率政策發(fā)揮作用的環(huán)境。

五是促使統(tǒng)一互連的支付清算體系建設(shè)，建立貨幣當(dāng)局的信息優(yōu)勢，以求獲得新的、更為有效的調(diào)控基礎(chǔ)和調(diào)控手段。

就長期而論，我們需要探討如下三個問題并尋求在體制上和機(jī)制上得到解決。

第一，清醒地認(rèn)識貨幣政策的作用。貨幣政策是有用的，但是，貨幣政策的作用肯定是有限的，它并不能解決所有的宏觀經(jīng)濟(jì)問題。在這方面，黃達(dá)教授曾有過精辟的論述，他說：“給人的印象是，貨幣政策得心應(yīng)手，是極有利的工具。但實(shí)踐證明，過分高估其效能，不是實(shí)現(xiàn)不了設(shè)想的目標(biāo)，就是在強(qiáng)力貫徹實(shí)施中帶來很大的副作用。”事實(shí)正是這樣，諸如當(dāng)前的物價上漲、投資率高懸、房地產(chǎn)價格的持續(xù)上升、收入分配的不公平乃至國際收支長期順差問題，都不是貨幣政策能夠有效解決的。貨幣政策能夠做到的，就是保持貨幣金融環(huán)境的相對穩(wěn)定，借以穩(wěn)定全社會的預(yù)期，并為經(jīng)濟(jì)體制的進(jìn)一步改革和其他宏觀調(diào)控手段的實(shí)施贏得時間和創(chuàng)造適當(dāng)?shù)臈l件。第二，認(rèn)真研究貨幣政策范式的調(diào)整問題。調(diào)控貨幣供應(yīng)量和調(diào)控利率均發(fā)生了調(diào)控效力遞減的事實(shí)提醒我們，現(xiàn)在已經(jīng)到了認(rèn)真研究轉(zhuǎn)變我國貨幣政策范式并創(chuàng)造條件實(shí)行它的時候了。在我們看來，如果要尋求借鑒，通貨膨脹目標(biāo)制應(yīng)當(dāng)引起我們的關(guān)注。

第三，切實(shí)加強(qiáng)貨幣政策和財政政策的協(xié)調(diào)配合。當(dāng)前及今后一段時期中，兩大政策體系的協(xié)調(diào)配合問題主要應(yīng)集中于如下四個領(lǐng)域：在調(diào)控貨幣供應(yīng)量方面的協(xié)調(diào)；在發(fā)展金融市場特別是形成“核心金融市場”，從而形成基準(zhǔn)利率方面的協(xié)調(diào)；開放條件下內(nèi)部均衡和外部均衡的協(xié)調(diào)；在兼有社會效益和經(jīng)濟(jì)效益的各種項(xiàng)目上的協(xié)調(diào)。

三、如何落實(shí)“從緊”的貨幣政策目標(biāo)

（一）貨幣政策工具的選擇原則

實(shí)施“從緊”的貨幣政策，首先必須適當(dāng)加快人民幣的升值和匯率形成機(jī)制改革（包括浮動范圍的擴(kuò)大）。與此同時，匯率改革應(yīng)勇于成為結(jié)構(gòu)調(diào)整中矛盾的暴露者、推動者、而不能為結(jié)構(gòu)調(diào)整所困擾。由于匯率改革不能一步到位，要兼顧結(jié)構(gòu)的調(diào)整，因此，不要相信匯率的杠桿能自發(fā)產(chǎn)生出一個合適的貨幣供應(yīng)量。故央行仍需制定一個適合實(shí)體經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長的貨幣供應(yīng)和貸款規(guī)模的參照系，運(yùn)用多種政策工具予以對沖與調(diào)控。

在具體的實(shí)施中，政策工具無非是數(shù)量手段（存款準(zhǔn)備金率等）和價格手段(利率)。何時選擇哪一個工具，首先是基于近年央行對沖操作的累積基礎(chǔ)。比如，選擇何時加息，除了考慮存款準(zhǔn)備金等數(shù)量手段的采用頻率、力度和時滯因素外，既要考慮鼓勵發(fā)展直接融資、減少銀行風(fēng)險、防止熱線加快流入的因素，又要考慮人們對CP1的預(yù)期、投資增長速度等因素，即利率不能升得太快或太慢。

國內(nèi)外多種變量因素決定了央行在什么時點(diǎn)上選擇何種政策工具，在時間序列上如何進(jìn)行多種搭配與組合。這并不如一些預(yù)測人士所猜測的，存在一定的交替規(guī)律。

（二）貨幣政策調(diào)控的數(shù)量目標(biāo)分析

貨幣政策調(diào)控的數(shù)量目標(biāo)中，專家認(rèn)為，存款準(zhǔn)備金率是否需要提高，不能用簡單的歷史數(shù)據(jù)來分析，目前我國已經(jīng)超過了13%。為近20年來的歷史最高水平。但在當(dāng)前流動性過剩、商業(yè)銀行利率增長水平較高的背景下，法定存款準(zhǔn)備金率還有上調(diào)空間。當(dāng)前央行將法定存款準(zhǔn)備金提高至14.5%，旨在回收超過實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的貨幣供應(yīng)量，因此，與實(shí)體經(jīng)濟(jì)保持穩(wěn)定增長并不矛盾。這與1993年類似比例的存款準(zhǔn)備金率作用不同，當(dāng)時央行提高存款準(zhǔn)備金是為了促進(jìn)貸款，以貫徹產(chǎn)業(yè)政策進(jìn)行結(jié)構(gòu)調(diào)整。而2006年大多數(shù)銀行利潤增幅在30%以上，上調(diào)存款準(zhǔn)備金率對商業(yè)銀行的盈利影響有限。法定存款準(zhǔn)備金的利率是1.89個百分點(diǎn)，銀行吸收資金的成本約3個百分點(diǎn)，即存款準(zhǔn)備金的利息損失1個多點(diǎn)，這和整個銀行90%的資產(chǎn)都是利息收入相比，占比非常少。

從數(shù)量上看，除存款準(zhǔn)備金制度、央行票據(jù)外，特別國債與特種存款將是可供選擇的手段。數(shù)量手段中，特別是國債、央行票據(jù)和特種存款的對沖交易，近年來更多地是采用了體現(xiàn)市場資金供求的利率，可以部分抵消存款準(zhǔn)備金手段對銀行的負(fù)面效應(yīng)。所以，只要有必要，一系列數(shù)量手段仍有用武的空間。

需引起關(guān)注的是，大量經(jīng)過對沖后的央行票據(jù)、特別國債等，只要具有可流通性特征，商業(yè)銀行持有的將是具有與超額存款準(zhǔn)備金相近而非具有法定存款準(zhǔn)備金特征的資產(chǎn)。因?yàn)樯虡I(yè)銀行頭寸緊張時，通過交易仍具有增加社會信用的作用。如果交易量大，屆時的數(shù)量手段調(diào)控出現(xiàn)不可持續(xù)的問題，或此類交易活躍，降低了市場利率，對央行的對沖操作力度將產(chǎn)生抵消因素。因此，央行在今后數(shù)量手段品種的選擇上，適當(dāng)掌控好可流通的對沖工具比例非常重要。

（三）貨幣政策價格工具的適用

關(guān)于價格工具的運(yùn)用，尤其是利率政策，建議：

第一，中央銀行應(yīng)該充分關(guān)注貨幣市場對信用擴(kuò)張的杠桿效應(yīng)。2007年貨幣市場的成交量可能是2006年的一倍，這對我們的信用擴(kuò)張有一定的影響。

第二，堅(jiān)持正利率方向。中央銀行調(diào)控的各種變量要充分體現(xiàn)市場的供求，否則不利于資源的有效配置。

第三，選擇適當(dāng)?shù)臅r機(jī)，縮小銀行利差，這可能對股市有一點(diǎn)影響。

【參考文獻(xiàn)】

[1]夏斌.從緊的貨幣政策應(yīng)如何落實(shí).中國金融，2008（1）.

貨幣政策范文2

總結(jié)去年，規(guī)劃今年，是即將開幕的九屆人大五次會議的最主要的議題。世界經(jīng)濟(jì)強(qiáng)體一片衰退的沖擊波蕩漾全球，我國經(jīng)濟(jì)逆風(fēng)而上繼續(xù)在適度快速增長的平臺上前行。經(jīng)歷了抵御1997年亞洲金融危機(jī)之后，我國經(jīng)濟(jì)機(jī)體的免疫力、抵抗力進(jìn)一步增強(qiáng)了。然而，我們不僅面臨外患，同時還存在著內(nèi)憂，憂患意識不可無。

擴(kuò)張型財政政策流露長期化傾向

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1998年開始，我國政府財政政策由緊縮政策轉(zhuǎn)而實(shí)行擴(kuò)張政策。所謂積極財政政策，其基本特征是以增加赤字和增發(fā)國債為主要內(nèi)容，所以屬擴(kuò)張型財政。實(shí)行積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，刺激了投資和消費(fèi)的增長，經(jīng)濟(jì)保持了快速增長的態(tài)勢，政策效應(yīng)是明顯的。但是，現(xiàn)在本應(yīng)淡出和轉(zhuǎn)型的擴(kuò)張的財政政策卻出現(xiàn)了長期化的趨勢，經(jīng)濟(jì)快速增長染上了對擴(kuò)張政策的依賴癥，而潛伏的財政和金融風(fēng)險卻使擴(kuò)張政策難以為繼。這是當(dāng)前政策抉擇面臨的一道難題。

2001年,GDP增長7.3％，比上年下降了近一個百分點(diǎn)，且呈現(xiàn)逐季減緩趨勢，經(jīng)濟(jì)整體增幅下降的態(tài)勢表明擴(kuò)張政策的效應(yīng)在遞減；國有企業(yè)在基本實(shí)現(xiàn)三年脫困目標(biāo)之后，脫困的成本和代價尚未消化，又出現(xiàn)效益回落，利潤增幅持續(xù)下滑，部分企業(yè)脫困后又返困，虧損企業(yè)虧損額上升；國有單位的投資靠國債支持繼續(xù)上升與非國有單位投資乏力形成反差，表明除了政府國債投資之外，各類市場主體的自我積累機(jī)制依然乏力；物價由低速回升轉(zhuǎn)為全面回落，去年零售物價下降0.8％，工業(yè)生產(chǎn)資料出廠價下降1.2％，生活資料出廠價下降1.5％；失業(yè)率居高不下，就業(yè)難度加大，去年下崗未能再就業(yè)的職工近600萬人，城鎮(zhèn)實(shí)際失業(yè)率高于登記失業(yè)率2－3個百分點(diǎn)；擴(kuò)張的財政和貨幣政策對增加農(nóng)民消費(fèi)、啟動農(nóng)村市場乏力，制約農(nóng)民增收的諸多因素仍然存在；財政對債務(wù)的依存度居高不下，潛伏的財政危機(jī)不僅沒有緩解，反而進(jìn)一步加深。字串5

回顧2001年，瞻望2002年，對今年經(jīng)濟(jì)發(fā)展和對策，似應(yīng)作出以下幾點(diǎn)認(rèn)識：

連續(xù)4年實(shí)行擴(kuò)張的財政和貨幣政策，使經(jīng)濟(jì)增幅下滑的態(tài)勢得到遏制，并為今后經(jīng)濟(jì)增長和發(fā)展創(chuàng)造了較好的物質(zhì)條件。但是，放松銀根的政策只能治標(biāo)，不能治本，它好比一劑強(qiáng)心針，不可能帶來經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速穩(wěn)步增長，為經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展埋下隱患。巨額的財政赤字，沉重的債務(wù)負(fù)擔(dān)，貨幣超經(jīng)濟(jì)發(fā)行，最終勢必釀成嚴(yán)重的財政危機(jī)和金融危機(jī)，造成惡性通貨膨脹（如俄羅斯20世紀(jì)90年代），或者導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)滯脹（如20世紀(jì)70年代西方國家）。所以，任何一位明智的當(dāng)政者都不會長期推行擴(kuò)張性政策。

20世紀(jì)90年代初，我國一度財政敞開國庫花錢，銀行開足馬力印發(fā)鈔票，由此釀成的苦果至今還沒有消化完畢。財政長期入不敷出，赤字居高不下，社保基金缺口巨大，銀行不良資產(chǎn)比例過高，居民儲蓄超常增長等，這些因素都給經(jīng)濟(jì)投下了通貨膨脹的陰影。現(xiàn)在人們之所以沒有看到它的現(xiàn)實(shí)威脅，是由于出臺的改革措施強(qiáng)制地遏制了購買力的需求變現(xiàn)，把收入鎖進(jìn)銀行的保險柜；是由于貧困人口增加，導(dǎo)致生產(chǎn)相對過剩和購買力的需求不足的矛盾。財政和貨幣政策在不能兼顧推動經(jīng)濟(jì)增長和化解經(jīng)濟(jì)風(fēng)險時，應(yīng)當(dāng)適時地把重點(diǎn)轉(zhuǎn)向后者，決不能為保暫時增長而犧牲長遠(yuǎn)發(fā)展。

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當(dāng)前，擴(kuò)張型財政政策和貨幣政策已經(jīng)出現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減的勢頭，但經(jīng)濟(jì)增長對它的依賴性并未減弱，經(jīng)濟(jì)自身的增長機(jī)制依然乏力，因而，擴(kuò)張性財政政策和貨幣政策出現(xiàn)了長期化的危險傾向。國內(nèi)外的歷史教訓(xùn)表明，一旦把擴(kuò)張性政策長期化，后患無窮。防患于未然，一要防止和化解財政和金融危機(jī)，二要預(yù)防陷入“滯脹”泥潭的可能。

莫追隨發(fā)達(dá)國家進(jìn)入“消費(fèi)社會”

經(jīng)濟(jì)學(xué)常識告訴我們，生產(chǎn)決定消費(fèi)，但生產(chǎn)歸根到底是為了消費(fèi)、依賴消費(fèi)。近代工業(yè)革命飛速提高了社會生產(chǎn)力，導(dǎo)致消費(fèi)資料極大豐富。二戰(zhàn)后，西方發(fā)達(dá)國家興起了一種新的消費(fèi)模式和生活方式��以富裕者無節(jié)制的物欲滿足為宗旨，奉行

物質(zhì)消費(fèi)至上主義；超越生產(chǎn)和消費(fèi)的能力，以犧牲環(huán)境和浪費(fèi)資源為代價��“現(xiàn)代消費(fèi)社會”。“消費(fèi)社會”正像傳染病一樣向發(fā)展中國家蔓延和擴(kuò)，成為當(dāng)代世界的一大公害。

中國GDP總量突破萬億美元大關(guān)，居世界第6位，但僅占世界GDP總量的3.6％，美國占32.6％；中國人均GDP不到900美元，不到全球人均GDP的1/5。據(jù)世界經(jīng)濟(jì)論壇的報告，在世界75個國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長競爭力排名中，中國居第39名，美國居第2名。

中國進(jìn)出口總額達(dá)5098億美元，為世界第十大貿(mào)易國，但在世界貿(mào)易總額中出口占5.4％，進(jìn)口占3.2％。

貨幣政策范文3

關(guān)于經(jīng)濟(jì)刺激政策退出的必要性和時機(jī)一直是國內(nèi)外討論的重要問題。有人曾經(jīng)預(yù)言各國會維持寬松的財政政策而首先退出寬松的貨幣政策,我們需要考察一下這種判斷的科學(xué)性和可行性。

我們先來看各國維持寬松財政政策的可行性。最近幾個星期歐洲債務(wù)危機(jī)席卷國際金融市場,歐盟、IMF、歐央行和美聯(lián)儲紛紛采取配合的救助行動。其實(shí)歐美債務(wù)問題早已有之,希臘危機(jī)只是將問題突顯出來罷了。2005年美國著名財政學(xué)家Kotlikoff等人就指出,美國、歐盟和日本等西方發(fā)達(dá)國家的財政可能因人口老化問題,而走向破產(chǎn)。

人口結(jié)構(gòu)是影響經(jīng)濟(jì)形勢和財政狀況更為長期而基本的因素,Kotlikoff等人的研究預(yù)計,到2030年,日本65歲以上人口的比重將高達(dá)30%,歐盟將達(dá)到25%,美國也有20%。次貸危機(jī)中,各國政府為了挽救經(jīng)濟(jì),大舉施行積極的財政政策,這使得本已岌岌可危的歐美財政更加雪上加霜。所謂寬松的財政政策就是政府放棄量入為出的原則,一方面通過減稅減少財政收入,一方面增加財政支出刺激經(jīng)濟(jì)。這種財政政策在任何國家都不能持久。

應(yīng)該說,雖然各國都存在一定的財政和債務(wù)問題,但其嚴(yán)重程度和影響有很大差別。整體而言,全球經(jīng)濟(jì)將持續(xù)低增長,高失業(yè)率是主要的挑戰(zhàn),通貨膨脹問題將退居第二位。相對而言,歐洲的情況最為糟糕。希臘雖然獲得了1100億歐元的救助,但條件是縮減財政支出和增加稅收,這很像當(dāng)年亞洲金融危機(jī)后的一些亞洲國家所面臨的艱難時世。

歐洲五國的債務(wù)狀況與希臘有很大的相似性,歐洲經(jīng)濟(jì)恢復(fù)本就很弱,如果希臘問題蔓延到這些國家,歐洲經(jīng)濟(jì)很可能二次探底。

由于醫(yī)療改革、軍費(fèi)開支等因素,美國聯(lián)邦政府的債務(wù)水平仍將維持高位,但爆發(fā)類似歐洲債務(wù)危機(jī)的可能性不大。畢竟美國國債市場的融資能力遠(yuǎn)遠(yuǎn)好于歐洲,中國、日本和石油輸出國累計的大量外匯儲備是美國國債堅(jiān)定的持有者。其實(shí)中國購買美國國債并不像一些評論所言,一無是處。歐元匯率的下跌其實(shí)就是美元匯率的上升,在歐元貶值導(dǎo)致中國外匯儲備縮水的時候,實(shí)際上中國的外匯儲備是增值了,因?yàn)橹袊鈪R儲備中美元資產(chǎn)的比例大大高于歐元資產(chǎn)的比例。

美國居民和企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債表在改善,表明他們正在通過艱難的調(diào)整渡過困難的高失業(yè)時期。2009年美國總體債務(wù)增加了3.3%,其中地方政府債務(wù)增加4.8%,聯(lián)邦政府債務(wù)增加22.7%。因此美國寬松的財政政策也是難以為繼,必須退。

回到中國,中央財政狀況基本良好,財政赤字仍然控制在3%以下,地方融資平臺存在一些隱性債務(wù),主要表現(xiàn)為銀行的貸款資產(chǎn)。但商業(yè)銀行和政府可以通過撥備、匯金讓利、股權(quán)融資等手段,將地方融資平臺可能出現(xiàn)的部分債務(wù)問題通過商業(yè)銀行不良貸款資產(chǎn)的形式,在商業(yè)銀行中消化。未來商業(yè)銀行要消化2009年財政刺激所遺留的不良貸款資產(chǎn)問題,會有一個艱苦的調(diào)整過程。整體投資可能會維持在一個較低的增長水平,經(jīng)濟(jì)增長也會維持相對低的增速。中國雖然不會出現(xiàn)財政危機(jī),但是繼續(xù)放棄量入為出的原則也顯然不太可能。

貨幣政策范文4

由于在世界經(jīng)濟(jì)中各個國家在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)目標(biāo)、經(jīng)濟(jì)政策上的相互依存,而且外在性的政策溢出效應(yīng),使得通過國際貨幣政策協(xié)調(diào)達(dá)到帕累托效率成為必要。20世紀(jì)70年代以來,許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家運(yùn)用各種方法對各國間貨幣政策的沖突與協(xié)作進(jìn)行了分析,產(chǎn)生了運(yùn)用博弈分析的戰(zhàn)略決策方法,從而為貨幣政策的國際協(xié)調(diào)在分析方法上提供了有力手段。而Hamada(1976)、Rogoff(1985)都將兩國的目標(biāo)即福利函數(shù)設(shè)為相同形式,即各國關(guān)心的是相同的經(jīng)濟(jì)變量。事實(shí)上,各個國家間差異較大,根據(jù)不同的情況,貨幣政策的目標(biāo)可能不同。本文將從不同貨幣政策操作規(guī)則的角度,對此進(jìn)行探討。

二、貨幣政策操作規(guī)則的設(shè)定

為方便分析,我們考慮兩個國家之間的貨幣政策協(xié)調(diào),A國以麥卡勒姆規(guī)則進(jìn)行貨幣操作,B國則實(shí)行通貨膨脹定標(biāo)規(guī)則。

我們假設(shè)A國遵循開放經(jīng)濟(jì)條件下的麥卡勒姆規(guī)則,t期名義GDP為t-1期貨幣供給量,匯率,另一國家收入的反應(yīng)函數(shù)。

假設(shè)基礎(chǔ)貨幣對貨幣供應(yīng)量的影響具有一期的時滯,由于貨幣供應(yīng)量與基礎(chǔ)貨幣、貨幣流通速度之間存在穩(wěn)定關(guān)系,因而貨幣供應(yīng)量(M)、貨幣流通速度(v)、基礎(chǔ)貨幣(b)之間的關(guān)系可以表示為:■。

假設(shè)中央銀行的目標(biāo)是使預(yù)期的名義GDP的對數(shù)達(dá)到目標(biāo)水平■,其中q表示名義GDP的季度增長率。則有

■表示變量取對數(shù)的一階差分。

假設(shè)B國貨幣政策操作規(guī)則為通貨膨脹定標(biāo)規(guī)則,即央行以

■

作為操作規(guī)則,其中■為參數(shù)。

三、貨幣政策協(xié)調(diào)的博弈分析

根據(jù)上述分析,A國以(1)確定每期增加的基礎(chǔ)貨幣供給。B國以(2)確定每期的利率,將(1)、(2)聯(lián)立,得

(3)

在(3)中,我們假設(shè)B國在t期估計的A國名義GDP ■與實(shí)際上的■,即t+1期用于A國決策基礎(chǔ)貨幣供給增量■的■相同,而A國在t期估計的B國真實(shí)GDP增量 E(■)時,也與實(shí)際的B國情況一致。(3)式右邊■均為參數(shù),而兩國需要對■做出估計。

每個國家對自己國內(nèi)的狀況更加了解,具有信息優(yōu)勢,如果外國只能通過本國的報告作出估計,而兩國之間沒有進(jìn)行合作,則很有可能作出錯誤判斷并危害經(jīng)濟(jì)。對此,我們作如下分析。

當(dāng)B國對A國■的估計增大,大于實(shí)際值,由(2)式,則會增大對利率的提高,以防止通貨膨脹,但■it過大而xt小于估計值,會導(dǎo)致■減小,B國有通貨緊縮的可能。而如果A對本國和B國的指標(biāo)估計正常,A國基礎(chǔ)貨幣增量由(1)決定,并不會對B國誤判做出反應(yīng)。B國有通縮壓力,國民收入下降,會導(dǎo)致A國■減小,不利于A國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定。

而當(dāng)B國對A國■估計增小,由(2)式,則會減小對利率的提高,以防止通貨緊縮。■it過小而xt大于估計值,會導(dǎo)致■增大,B國有通貨膨脹的可能,并向A國輸出通貨膨脹。

同樣,A國也有可能出現(xiàn)同樣的錯誤并最終導(dǎo)致兩國的經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定。

當(dāng)兩國彼此合作,互相公布信息以制定貨幣政策,則兩國不會因?yàn)檎`判而釀成錯誤,引起經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定。由此可得得益矩陣。在t期,兩國選擇公布與不公布。根據(jù)得益矩陣,我們發(fā)現(xiàn)A、B兩國(公布,公布)與(不公布,不公布)為兩個納什均衡解,而(公布,公布)明顯比(不公布,不公布)帕累托有效,則我們得出結(jié)論,在A、B兩國間,應(yīng)采取互信機(jī)制,公布本國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù),為別國作出正確貨幣規(guī)則營造條件。

四、結(jié)論

貨幣政策范文5

關(guān)鍵宇：貨幣政策，經(jīng)濟(jì)波動，利率管制

一、引言

自1978年實(shí)行改革開放以后，中國經(jīng)濟(jì)取得了快速的增長，與此同時增長并不平穩(wěn)，出現(xiàn)了較大的經(jīng)濟(jì)波動，然而，中國經(jīng)濟(jì)波動的大起大落現(xiàn)象在1997年以后基本上沒有出現(xiàn)，取而代之的是中國經(jīng)濟(jì)在此以后實(shí)現(xiàn)了平穩(wěn)快速的增長，也就是說中國宏觀經(jīng)濟(jì)波動出現(xiàn)了緩和化的趨勢。那么，在這一過程中，貨幣政策作為重要的宏觀經(jīng)濟(jì)政策手段，對于穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)和降低經(jīng)濟(jì)波動是否產(chǎn)生了重要影響，是否降低了中國經(jīng)濟(jì)波動，這是一個值得分析和考察的問題。

20世紀(jì)60年代興起的貨幣主義將貨幣因素看作是經(jīng)濟(jì)波動的核心因素，而圣路易斯方程的提出更是為此觀點(diǎn)提供了經(jīng)驗(yàn)支持，從此貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定之間的關(guān)系引起了廣泛的研究。20世紀(jì)90年代以來美國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了高增長和低通脹的現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)學(xué)家將這良好的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)與美聯(lián)儲正確的政策聯(lián)系在一起，從而對美國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定與貨幣政策之間的關(guān)系進(jìn)行了廣泛而深入的探討。例如，Cladda，Cdi，andCerder(2叩0)根據(jù)類似泰勒(1993)提出的美聯(lián)儲的利率規(guī)則——泰勒規(guī)則——為基礎(chǔ)，估計了美國不同時期的貨幣政策規(guī)則，指出1979年以前美國經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定的原因是因?yàn)榇饲懊绹呢泿耪呤沁m應(yīng)性的而不是采用反通貨膨脹的貨幣政策規(guī)則，而此后則采用了反通貨膨脹的貨幣政策規(guī)則。

中國貨幣政策有自身的特殊性，不能簡單的通過考察利率政策就能確定其操作方式，因?yàn)樵谥袊蔬€沒有實(shí)行市場化，中國人民銀行可以直接決定市場上最基本的利率，同時中央銀行還通過調(diào)控貨幣供應(yīng)量來實(shí)施貨幣政策，所以考察中國貨幣政策的變化與宏觀經(jīng)濟(jì)波動之間的變化不能只考慮其中一個指標(biāo)的變化與宏觀經(jīng)濟(jì)波動之間的關(guān)系，而應(yīng)該結(jié)合中國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，充分考慮利率與貨幣對中國經(jīng)濟(jì)主體行為的不同影響方式，從而建立一個反映這些因素的貨幣政策指標(biāo)，并在此基礎(chǔ)上考察其變化與宏觀經(jīng)濟(jì)波動的關(guān)系。正是基于中國人民銀行這種對利率和貨幣量的雙重控制的現(xiàn)實(shí)，本文提出了反映這一現(xiàn)實(shí)的貨幣政策指標(biāo)，并根據(jù)這一指標(biāo)分析了貨幣政策與中國宏觀經(jīng)濟(jì)波動的關(guān)系。通過分析發(fā)現(xiàn)：中國的貨幣政策雖然具有反周期的操作取向，但是貨幣政策本身卻是造成經(jīng)濟(jì)波動的重要原因；中國自1997年以來宏觀經(jīng)濟(jì)波動明顯緩和化，其原因既包括基礎(chǔ)因素沖擊降低，也包括貨幣政策沖擊的降低；中國貨幣政策在1997年以后有了很大的改善，主要是貨幣政策自身的波動減少了，貨幣政策更加穩(wěn)健，不再像1997年以前那樣在短期內(nèi)出現(xiàn)巨大的變化。

本文以下部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分討論行為基礎(chǔ)；第三部分探討在利率管制下產(chǎn)出波動與貨幣政策的關(guān)系，討論貨幣政策沖擊與產(chǎn)出波動的定量關(guān)系；第四部分從經(jīng)驗(yàn)角度考察中國貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系；最后，第五部分總結(jié)全文。

二、微觀行為基礎(chǔ)

中國目前的利率還沒有實(shí)行市場化，中國人民銀行可以直接決定市場上的最基本的利率，當(dāng)然，現(xiàn)在中國人民銀行開始逐漸放開利率的管制，但是最主要的存款利率以及貸款利率的基本利率及變化范圍還是由央行決定。在控制利率的同時，中國人民銀行并沒有簡單地以利率作為貨幣政策的操作工具，而是宣稱以名義貨幣總量作為貨幣政策的操作工具。那么，在名義貨幣總量和利率均由貨幣當(dāng)局控制的情況下，顯然這二者都是影響經(jīng)濟(jì)波動的重要因素。中國人民銀行可以通過調(diào)整這二者之間一個或兩個變量來調(diào)控經(jīng)濟(jì)波動，下面結(jié)合中國貨幣政策這一特點(diǎn)來分析中國貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)動態(tài)。

考察貨幣政策如何影響經(jīng)濟(jì)活動需要考察貨幣傳導(dǎo)機(jī)制，而考察貨幣傳導(dǎo)機(jī)制首先需要考察貨幣需求函數(shù)。貨幣需求函數(shù)形式可以表示如下：

(1)

其中l(wèi)nMdt為t期名義貨幣量的對數(shù)，lnPt為t期價格水平的對數(shù)，lnYt為t期的真實(shí)產(chǎn)出對數(shù)，it為t期名義利率水平，即持幣的機(jī)會成本，c，α，β為常數(shù)，并且α>0，β>0，這三個參數(shù)均為反映經(jīng)濟(jì)主體的偏好的結(jié)構(gòu)參數(shù)。(1)式所表示的是貨幣需求函數(shù)，如果當(dāng)名義貨幣供應(yīng)量M由中央銀行直接控制，并且貨幣市場是出清的，即貨幣需求Md等于貨幣供給M，那么，(1)可以表示為

(2)

通過對(2)式進(jìn)行差分可以得到貨幣增長率m與產(chǎn)出缺口y、通貨膨脹π以及潛在產(chǎn)出增長率g*的關(guān)系如下：

(3)

IS曲線反映的是在商品市場均衡條件下支出與真實(shí)利率之間的關(guān)系，一般而言，真實(shí)利率越高，投資成本也越高，消費(fèi)的機(jī)會成本也越高，所以支出就會降低；反之則反之。產(chǎn)品市場出清要求支出與產(chǎn)出相等，因此在其他條件不變的情況下，以產(chǎn)出缺口與真實(shí)利率表示的IS曲線其形式可以表示為：

(4)

其中πet+1為本期對下期通貨膨脹的預(yù)期，ut是自發(fā)的需求沖擊，為白噪聲過程，φ是結(jié)構(gòu)參數(shù)，并且φ>0。由于消費(fèi)受到消費(fèi)習(xí)慣的影響，過去的消費(fèi)會對本期的消費(fèi)具有正的影響，而投資由于技術(shù)原因往往具有滯后效應(yīng)，所以在IS曲線中應(yīng)該考慮過去支出對當(dāng)期支出的影響。因此，符合現(xiàn)實(shí)的IS曲線應(yīng)該為如下形式：

(5)

其中λ為大于0小于1的常數(shù)，當(dāng)然λ也是反映消費(fèi)者偏好和生產(chǎn)技術(shù)狀況的結(jié)構(gòu)參數(shù)。

以上分析了需求方面，現(xiàn)在來討論供給行為，即討論物價與產(chǎn)出或者通貨膨脹與產(chǎn)出缺口之間的關(guān)系。反映產(chǎn)出缺口與通貨膨脹關(guān)系的曲線是著名的菲利普斯曲線。在考慮不完全競爭市場和預(yù)期這些比較現(xiàn)實(shí)的條件后，Calvo(1983)在結(jié)合生產(chǎn)者的最優(yōu)價格調(diào)整的基礎(chǔ)上，提出了如下的菲利普斯曲線：

(6)

其中k是大于0的結(jié)構(gòu)參數(shù)。(6)式所代表的菲利普斯曲線是在微觀主體的最優(yōu)行為基礎(chǔ)上推導(dǎo)而來，因此可以克服Lucas(1976)所提出的對凱恩斯主義經(jīng)濟(jì)理論的批判。

三、利率管制下的貨幣政策與經(jīng)濟(jì)波動的關(guān)系

以上簡要地介紹了用于宏觀經(jīng)濟(jì)分析的IS-LM-AS框架，雖然中國目前的利率沒有市場化，但是中國微觀經(jīng)濟(jì)主體的行為還是適合用這一框架來描述。首先，對于貨幣市場均衡而言，在利率市場化條件下，如果貨幣當(dāng)局控制名義貨幣量，微觀經(jīng)濟(jì)主體可以改變交易數(shù)量和價格以及改變貨幣需求量來影響均衡利率以實(shí)現(xiàn)貨幣市場均衡；而如果在利率非市場化條件下，貨幣當(dāng)局控制名義貨幣量，微觀經(jīng)濟(jì)主體可以改變交易數(shù)量和價格來實(shí)現(xiàn)貨幣市場均衡，這一關(guān)系仍然可以用(2)式和(3)式來表示；在這一情況下，如果Mt和it固定，那么Yt和Pt就必須調(diào)整，即如果產(chǎn)出上升，那么價格水平將下降。對于商品市場均衡而言，利率管制與否并不影響經(jīng)濟(jì)主體的優(yōu)化行為，如果在預(yù)期通貨膨脹沒有變化的情況下，利率上升會導(dǎo)致真實(shí)利率的上升，從而降低支出；如果本期支出上升，而利率不變，那么預(yù)期通貨膨脹將會調(diào)整，即預(yù)期通貨膨脹上升；如果預(yù)期通貨膨脹上升，那么當(dāng)期支出會因?yàn)檎鎸?shí)利率下降而上升；這與利率市場化情形下的情況沒有區(qū)別，因此(5)式可以表示在利率管制條件下的商品市場均衡。菲利普斯曲線并不受利率是否由央行控制的影響，(6)式所代表的菲利普斯曲線能夠反映中國生產(chǎn)者的最優(yōu)地調(diào)整價格和產(chǎn)量的行為，而利率管制并不影響這一曲線的結(jié)構(gòu)。

通過以上說明可以知道，雖然利率管制條件下，貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制與利率市場化情況下有一些區(qū)別，但是IS-LM-AS框架可以用來分析中國宏觀經(jīng)濟(jì)波動。同時，根據(jù)鄭超愚(2002)對中國需求管理導(dǎo)向的小型宏觀經(jīng)濟(jì)模型的經(jīng)驗(yàn)考察，IS-LM-AS框架是可以作為分析中國宏觀經(jīng)濟(jì)的基本框架，這一框架與中國宏觀經(jīng)濟(jì)動態(tài)是相吻合的。現(xiàn)在分析由(3)式、(5)式和(6)式組成的動態(tài)系統(tǒng)對貨幣政策的變化是如何反應(yīng)的。由于該系統(tǒng)由三個行為方程組成，并且正好有三個內(nèi)生變量，因此，可以實(shí)現(xiàn)三個市場均衡，并且這個均衡是惟一的，即中國經(jīng)濟(jì)在利率管制條件下存在惟一均衡。由于(5)式中包含預(yù)期變量，所以利用菲利普斯曲線(6)式將預(yù)期通貨膨脹消去得到產(chǎn)出缺口、利率和通貨膨脹的關(guān)系如下：

(7)

(7)式顯示了產(chǎn)出缺口與利率和通貨膨脹之間的關(guān)系，即產(chǎn)出缺口與名義利率負(fù)相關(guān)，與通貨膨脹正相關(guān)，這看上去類似于IS曲線，正是因?yàn)檫@種關(guān)系，許多人錯誤地將(7)看成是IS曲線。在對中國經(jīng)濟(jì)的進(jìn)行動態(tài)分析或經(jīng)驗(yàn)研究時，很多研究者將形如的曲線認(rèn)為是IS曲線，這顯然是不對的。從理論分析角度來講，μt不是簡單的需求沖擊；從經(jīng)驗(yàn)分析的角度來說，利用這種設(shè)定而得到的參數(shù)估計并不能正確反映經(jīng)濟(jì)主體對利率的反應(yīng)程度，因?yàn)樗烙嫷膮?shù)并不是IS曲線本身的參數(shù)。所以利用形如的曲線當(dāng)作IS曲線進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析是不可能避免盧卡斯批判的，而建立在此基礎(chǔ)上的理論結(jié)論與政策建議都是不可靠的。

利用(3)和(7)消去通貨膨脹可以得到產(chǎn)出缺口與貨幣增長和利率的動態(tài)關(guān)系如下：

(8)

其中是供給沖擊和需求沖擊的組合，故也是為白噪聲過程。

從(8)可以看出，產(chǎn)出缺口除了受到供給需求影響以外，貨幣政策——貨幣供應(yīng)量的增長率、利率水平及其變化——是影響產(chǎn)出缺口的重要因素。由于中國目前實(shí)行利率管制，中國人民銀行可以通過對利率和貨幣總量的調(diào)控來實(shí)現(xiàn)其穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的目標(biāo)，這與利率市場化的情況存在很大區(qū)別，因?yàn)樨泿殴?yīng)量的變化不會導(dǎo)致利率水平的變化，除非貨幣當(dāng)局改變利率水平。

當(dāng)貨幣當(dāng)局增加貨幣而利率不變時，由(8)知道，產(chǎn)出在短期內(nèi)會上升，由于故產(chǎn)出缺口會逐漸減少，最終產(chǎn)出回到潛在產(chǎn)出水平。當(dāng)利率減少而貨幣供應(yīng)量不變時，產(chǎn)出或產(chǎn)出缺口的變化取決于貨幣需求的利率彈性β的大小，如果β大于1，那么產(chǎn)出不但不會上升反而會下降；如果β小于1，那么產(chǎn)出會上升；如果β等于1，那么產(chǎn)出沒有變化。對于貨幣需求的利率彈性β的大小許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)行了研究，一般認(rèn)為其小于1，所以，利率下降會導(dǎo)致短期內(nèi)產(chǎn)出增加，然后逐漸回到潛在產(chǎn)出水平。

以上分析了中國利率管制下的貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)的動態(tài)關(guān)系，現(xiàn)在分析貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)波動之間的關(guān)系。在利率市場化條件下，某一時期利率上升或者貨幣供應(yīng)量上升，我們可以認(rèn)為實(shí)行了緊縮貨幣政策，但是在利率管制條件下則不能這樣簡單的判斷，即不能簡單地以貨幣供應(yīng)量或名義利率水平作為貨幣政策的指標(biāo)，因?yàn)樵诶使苤茥l件下，貨幣政策是利率變化與貨幣量變化的組合。從(8)式中可以看出，貨幣政策是通過mt-it+β(it-it-1)-αg*t這一復(fù)合變量影響產(chǎn)出的，因此任何導(dǎo)致mt-it+β(it-it-1)-αg*t變化的政策措施均可以理解為貨幣政策發(fā)生了變化。金融貨幣">經(jīng)濟(jì),金融貨幣-[飛諾網(wǎng)]

令mpt=mt-it+β(it-it-1)-αg*t，故mp是利率管制條件下的貨幣政策指標(biāo)，那么(8)式變?yōu)椋?/p>

yt=ayt-1+bmpt+vt(9)

令σ2y為產(chǎn)出缺口y的方差，這一指標(biāo)可以表示產(chǎn)出的波動性，令σ2mp為貨幣政策指標(biāo)mp的方差，σ2v為隨機(jī)沖擊v的方差，ρ為上一期產(chǎn)出缺口yt-1與本期貨幣政策指標(biāo)mpt的相關(guān)系數(shù)，由(9)可以知道產(chǎn)出缺口的方差為：

(10)

從(10)式可以看出產(chǎn)出缺口的方差取決于貨幣政策指標(biāo)mp的標(biāo)準(zhǔn)差σmp，隨機(jī)沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差σv以及上一期產(chǎn)出缺口yt-1與本期貨幣政策指標(biāo)mpt的相關(guān)系數(shù)p。產(chǎn)出缺口的標(biāo)準(zhǔn)差σy是隨機(jī)沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差σv和相關(guān)系數(shù)p的增函數(shù)，但是產(chǎn)出缺口的標(biāo)準(zhǔn)差和貨幣政策指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差之間的關(guān)系則比較復(fù)雜。由(10)可知產(chǎn)出缺口的標(biāo)準(zhǔn)差和貨幣政策指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差之間的單調(diào)關(guān)系取決于下式

（11）

一般而言，相關(guān)系數(shù)p小于0，的符號不能確定，所以的符號也不確定，也就是說貨幣政策指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差減少也不一定會降低產(chǎn)出的波動。如果即如果貨幣政策穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的取向不是很明確，那么，貨幣政策本身會加劇經(jīng)濟(jì)波動而不是穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)。如果那么即如果貨幣政策具有很強(qiáng)的穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的取向，那么，貨幣政策的強(qiáng)烈變化是為了應(yīng)對經(jīng)濟(jì)波動而產(chǎn)生的，貨幣政策的變化有助于經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定。

由于貨幣政策面臨不確定性和不完全信息，貨幣政策不能對當(dāng)期的需求和供給沖擊做出反應(yīng)，所以貨幣當(dāng)局往往采用反饋的貨幣政策規(guī)則，反饋的貨幣政策規(guī)則要求對上一期的產(chǎn)出缺口采用逆周期的貨幣政策，也就是

(12)

其中0＜θ≤1，θ反映的是貨幣政策反經(jīng)濟(jì)周期操作的力度，wt為白噪聲過程，是貨幣政策因?yàn)榉仟?dú)立性等其他原因而對貨幣政策反饋規(guī)則的偏離。在(12)這一貨幣政策規(guī)則下產(chǎn)出缺口為yt=a(1-θ)yt-1+bwt+vt，在此政策規(guī)則下，產(chǎn)出缺口的方差為：

(13)

顯然，在0<θ≤1的條件下，即隨著貨幣政策反經(jīng)濟(jì)周期操作力度增加，產(chǎn)出缺口的波動性下降；另外，貨幣政策中由其他因素引起的政策沖擊wt是影響產(chǎn)出缺口波動性的另一個重要因素，當(dāng)貨幣政策專注于穩(wěn)定產(chǎn)出，而不受其他因素影響，那么產(chǎn)出缺口的波動性就會降低。

從(9)式可以看出，如果貨幣政策是中性的，即mt-it+β(it-it-1)-αg*t=0，在這一貨幣政策取向下，貨幣政策僅僅滿足潛在產(chǎn)出的需要，而不對產(chǎn)出波動進(jìn)行任何逆周期的操作，那么，在這一政策取向下，產(chǎn)出缺口的方差為如果貨幣政策對穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)有貢獻(xiàn)，那么即產(chǎn)出波動小于由于基本因素(fundamentals)沖擊引起的波動；反之，則即產(chǎn)出波動大于由于基本因素沖擊引起的波動。如果一種貨幣政策mp''''比另一種貨幣政策mp″有所改善，那么一定有

(14)

其中σ2v''''和σ2v"分別反映的是在實(shí)施貨幣政策mp''''和mp"時經(jīng)濟(jì)面臨的基本沖擊。由于在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，經(jīng)濟(jì)學(xué)家不可能像物理學(xué)家一樣進(jìn)行可控試驗(yàn)，因此考察一種貨幣政策與另一種貨幣政策在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)方面的表現(xiàn)時，需要考慮不同貨幣政策所處的經(jīng)濟(jì)狀況，具體而言，就是當(dāng)時所面臨的供給和需求沖擊。正因?yàn)槿绱耍容^貨幣政策穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的效果時不能簡單比較[σy(mp’)]2和[σy(mp")]2，還應(yīng)該將反映不同政策所面臨的現(xiàn)實(shí)差別考慮在內(nèi)。

如果貨幣決策當(dāng)局采用反饋規(guī)則，那么評判貨幣政策是否改善就可以直接考察貨幣政策本身。例如，如果貨幣政策的獨(dú)立性更強(qiáng)，貨幣決策當(dāng)局更加嚴(yán)格地遵循貨幣政策規(guī)則，即σ2w越小，那么從(13)可以看出，由貨幣政策而造成的經(jīng)濟(jì)波動也就更小；如果貨幣政策的獨(dú)立性沒有改變，即σ2w不變，那么貨幣政策反周期的力度越大，經(jīng)濟(jì)波動越小；當(dāng)然，如果這兩者均改變，評判貨幣政策只能采用(14)所示的一般判定方法。

四、中國貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)波動的經(jīng)驗(yàn)考察

(一)參數(shù)估計

以上從理論角度考察了貨幣政策與經(jīng)濟(jì)波動之間的關(guān)系，現(xiàn)在需要結(jié)合中國的現(xiàn)實(shí)來考察1980年以來貨幣政策在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)方面的效果及其是否有所改善。為了評價中國貨幣政策，首先需要對反映經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的參數(shù)進(jìn)行估計。

本文分析所用的數(shù)據(jù)中名義GDP采用2006年《中國統(tǒng)計年鑒》中支出法核算的國內(nèi)生產(chǎn)總值；貨幣供應(yīng)量采用歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和IFS所提供的數(shù)據(jù)，并且采用以中央銀行定義的M1代表貨幣總量；通貨膨脹率是GDP縮減指數(shù)的變化率，GDP縮減指數(shù)通過計算得來，其計算方法為，t年的GDP縮減指數(shù)的計算公式為(t年的名義GDP/t年的真實(shí)GDP指數(shù))／(1978年的名義GDP/1978年的真實(shí)GDP指數(shù))，其中1978年的真實(shí)GDP指數(shù)為100；中國真實(shí)GDP缺口采用HP濾波得到，其計算方法為，由采用HP濾波(其參數(shù)λ=25)獲得真實(shí)GDP對數(shù)的趨勢值，真實(shí)GDP缺口就是真實(shí)GDP對數(shù)與其趨勢值之差；利率采用稅后的一年期銀行存款利率，一年期銀行存款利率rt是根據(jù)中國人民銀行規(guī)定的居民一年期儲蓄存款利率水平和執(zhí)行時間加權(quán)平均而獲得，計算公式為rt=∑(riΔti)／∑(Δti)，其中一年的時間度量按財務(wù)年度計算，即一年按360天計算，一月按30天計算。具體數(shù)據(jù)見附表。

現(xiàn)在對(2)、(5)和(6)式中的參數(shù)進(jìn)行估計，估計結(jié)果如下：

LM曲線估計結(jié)果如下：

（15）

IS曲線和菲利普斯曲線包含預(yù)期變量，所以對其估計需要采用GMM估計，IS曲線估計結(jié)果如下：

(16)

其中工具變量集合包括：產(chǎn)出缺口及兩期滯后，通貨膨脹及兩期滯后，利率三期滯后，名義貨幣及滯后。

菲利普斯曲線的估計結(jié)果如下：

(17)

其中工具變量集合包括：產(chǎn)出缺口及滯后，滯后通貨膨脹，利率和名義貨幣及滯后。

根據(jù)估計結(jié)果可以得到a=0.78，b=0.17，vt=0.17st+0.57ut。顯然，貨幣需求的利率彈性太大與理論不相符，因此按照一般的理論分析，將其設(shè)定為0.5比較合適。

(二)中國貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定作用的經(jīng)驗(yàn)考察

根據(jù)以上估計我們可以得到反映中國利率管制條件下的貨幣政策指標(biāo)mpt=mt-it+0.5(it-it-1)-1.32g*t，代入歷年的貨幣增長率、通貨膨脹率、利率變化和潛在增長可以得到歷年貨幣政策操作的情況(見圖1)。從圖1可以看出貨幣政策變化狀況，中國貨幣政策在歷年中有較大的變動，最高年份和最低年份之間相差達(dá)到0.36，根據(jù)貨幣政策指標(biāo)mp，是否大于0可以知道貨幣政策是否是擴(kuò)張的或緊縮的，從圖1中可以看出，20世紀(jì)90年代以前貨幣政策的擴(kuò)張或緊縮力度都很大，以后就比較小了。

由(9)和(10)知道，經(jīng)濟(jì)波動由基礎(chǔ)因素沖擊和貨幣政策兩種因素決定，通過對(5)式和(6)式的估計可以分別得到需求沖擊和供給沖擊，而供給沖擊和需求沖擊的組合就是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)波動的基礎(chǔ)因素(基礎(chǔ)因素沖擊和產(chǎn)出缺口見圖2)。從1980年到2004年基礎(chǔ)因素沖擊的方差σ2v為1.81×10-4，而產(chǎn)出缺口方σ2r為8.27×10-4，根據(jù)(10)式可以得到貨幣因素對產(chǎn)出缺口的方差的影響為由此可知顯然，貨幣政策沖擊并沒有降低由基礎(chǔ)因素造成的經(jīng)濟(jì)波動，反而因?yàn)樽陨淼牟▌釉斐闪撕暧^經(jīng)濟(jì)的波動。如果沒有貨幣政策沖擊，由基礎(chǔ)因素造成的產(chǎn)出缺口的方差為,由此可知貨幣政策沖擊對產(chǎn)出缺口方差的貢獻(xiàn)為44%。

1997年來中國經(jīng)濟(jì)波動緩和化，那么，這是貨幣政策改善的結(jié)果，還是基礎(chǔ)沖擊減少的結(jié)果，或者是二者共同作用的結(jié)果，為此必須進(jìn)行詳細(xì)考察。為了能夠做出正確的判斷，這里需要采用(14)式所提出的方法進(jìn)行比較(比較結(jié)果見表1)。從表1可以看出，貨幣政策沖擊和基礎(chǔ)因素沖擊均大幅度降低，基礎(chǔ)沖擊的方差下降87%，而貨幣政策導(dǎo)致的產(chǎn)出缺口方差下降了89%，因此共同造成產(chǎn)出缺口方差下降88%。同時，貨幣政策導(dǎo)致的產(chǎn)出缺口方差占產(chǎn)出缺口方差的比例也從44%下降到39%。由此可見，中國貨幣政策在1997年以后在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)方面有了很大改善，盡管其改善沒有提高到降低基礎(chǔ)因素沖擊的程度。

下面分析中國貨幣政策反周期操作的反饋規(guī)則。根據(jù)(12)式，反饋規(guī)則是貨幣政策對過去產(chǎn)出缺口的函數(shù)，由于政策時滯，在經(jīng)驗(yàn)考察時，貨幣政策可能并不只是對過去一期的產(chǎn)出缺口做出反應(yīng)，所以本文采用滯后三期進(jìn)行回歸，然而滯后兩期的產(chǎn)出缺口和滯后三期的產(chǎn)出缺口的系數(shù)均不顯著，采用逐步剔除不顯著變量后，回歸的結(jié)果表明只有滯后一期的產(chǎn)出缺口系數(shù)顯著。故對估計參數(shù)θ的估計結(jié)果如下：

(18)

由此可以得到貨幣政策規(guī)則值，以及對規(guī)則值的偏離情況(見圖3)。從圖中可以看出貨幣政策對其規(guī)則的偏離程度越來越小，具有明顯的時間趨勢。令zt=w2t，通過與時間趨勢進(jìn)行回歸可以看出zt具有顯著的時間趨勢(見圖4)。貨幣政策對其規(guī)則的偏離越來越小表明貨幣政策更加關(guān)注經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定。

通過以上分析說明，中國經(jīng)濟(jì)波動緩和化的主要原因之一是貨幣政策越來越穩(wěn)定，貨幣政策對其規(guī)則的偏離程度越來越小，盡管貨幣政策的波動一直以來都是導(dǎo)致中國經(jīng)濟(jì)波動的重要因素。20世紀(jì)90年代后期以來，中國經(jīng)濟(jì)波動緩和的原因是中國經(jīng)濟(jì)所面臨的基礎(chǔ)因素沖擊和貨幣政策沖擊均減少了，貨幣政策沖擊對產(chǎn)出缺口方差減少的貢獻(xiàn)大約為45%。

五、結(jié)語

語本文根據(jù)中國利率非市場化的金融市場現(xiàn)實(shí)，結(jié)合中國微觀經(jīng)濟(jì)主體的最優(yōu)化行為，推導(dǎo)了中國宏觀經(jīng)濟(jì)動態(tài)與貨幣政策的關(guān)系。中國的利率不是由市場決定的，中央銀行可以通過調(diào)節(jié)利率和貨幣量中的任何一個或兩個政策工具來實(shí)現(xiàn)其政策目標(biāo)，所以中國的貨幣政策指標(biāo)不能簡單的采用其中一個來反映，而是一個包含這兩者的復(fù)合指標(biāo)。正是因?yàn)樯鲜鲈颍疚母鶕?jù)利率和貨幣量對宏觀經(jīng)濟(jì)波動的影響方式，提出了適合中國現(xiàn)實(shí)的貨幣政策指標(biāo)——該指標(biāo)包含貨幣量的變化，利率水平及其變化。

貨幣政策范文6

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(dú)立于商業(yè)銀行以來，我國貨幣政策研究進(jìn)入了研究領(lǐng)域逐步細(xì)化、技術(shù)性日益增強(qiáng)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(jì)領(lǐng)域內(nèi)的熱點(diǎn)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(shí)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(xiàn)中，最具代表性的文獻(xiàn)是夏斌和廖強(qiáng)(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(jī)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(jī)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(jì)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(jì)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(shí)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(jìn)行了檢驗(yàn)。Bernanke和Mihov(1997)的研究表明，很多國家中央銀行實(shí)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(jì)變量作為監(jiān)測指標(biāo)。歷史經(jīng)驗(yàn)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(jì)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(shí)證檢驗(yàn)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(jìn)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(yàn)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(jì)月度分析報告》、《中國金融年鑒》、《中國經(jīng)濟(jì)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(jìn)行了調(diào)整，則以實(shí)際執(zhí)行時間為權(quán)數(shù)進(jìn)行加權(quán)平均而得到的數(shù)值為準(zhǔn)。(3)采用消費(fèi)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(fèi)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(jìn)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(fèi)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(jìn)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(jìn)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(kuò)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(jìn)而無法通過控制貨幣供給量達(dá)到穩(wěn)定幣值和經(jīng)濟(jì)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(jī)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(shí)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(shí)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(qiáng)，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(jī)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(shí)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(jī)項(xiàng)。

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(jìn)行單位根檢驗(yàn)，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(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，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(jìn)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(jìn)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(shí)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(jìn)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＝0.032t0.12Mz(-1)+0.52GDP-0.055R+0.037SZ一0.035SZ(-1)+0.002πe-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(xiàng)ecm前的系數(shù)為負(fù)，符合負(fù)反饋機(jī)制原理，調(diào)整系數(shù)為0.132。Breusch—Godfrey序列相關(guān)檢驗(yàn)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(jìn)行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，估計方程中的各系數(shù)基本上符合理論和我國的實(shí)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(jìn)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(jìn)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(shí)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(kuò)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(shí)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(fèi)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(jìn)式金融改革的背景下，由于實(shí)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(jìn)行遞歸檢驗(yàn)，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(diǎn)，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(diǎn)，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(kuò)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(shí)現(xiàn)產(chǎn)出增長率為y%的目標(biāo)，則根據(jù)費(fèi)雪方程有：Mt+1Vt＝Pt+1Yt(1+y%)，貨幣當(dāng)局為了達(dá)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(shí)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(shí)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(shí)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(jìn)行貨幣擴(kuò)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(jìn)入流通領(lǐng)域，使得貨幣流通速度加快，實(shí)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(shí)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(jì)處于收縮時期下降幅度要明顯大于經(jīng)濟(jì)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(jìn)，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(jì)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(jì)主體的儲蓄占收入比不斷上升，消費(fèi)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(jì),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(shí)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(jìn)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(jìn)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(xiàng)則與經(jīng)濟(jì)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(jì)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(shí)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(yàn)的條件。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，廣義貨幣M2比狹義貨幣M1更強(qiáng)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(qiáng)，而且與經(jīng)濟(jì)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(jìn)行控制，然而我國的實(shí)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(shí)施有管理的浮動匯率制度，但實(shí)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(shí)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(shí)現(xiàn)，這給我國貨幣供應(yīng)量目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)造成了很大困難，因?yàn)樗苯佑绊懙交A(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(qiáng)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(qiáng)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(shí)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(xiàn)。經(jīng)過ADF檢驗(yàn)，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(yàn)，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(jìn)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(xiàn)。

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?yàn)槌~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(jī)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)行為和經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(qiáng)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(shí)際上，貨幣供給的內(nèi)生性取決于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場化的程度，西方一些經(jīng)濟(jì)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(jì)市場化的深入，貨幣供給的內(nèi)生性增強(qiáng)是完全可以理解的。

四、我國貨幣供應(yīng)量與物價和經(jīng)濟(jì)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(shí)現(xiàn)最終目標(biāo)。

1.貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長和物價的理論關(guān)系。在實(shí)證分析之前先理清貨幣供給與經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)增長而且也部分作用于通貨膨脹，通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)增長有一定的制約作用，因?yàn)橛捎谕ㄘ浥蛎浀拇嬖谥率剐枰徊糠重泿殴┙o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(jì)增長已達(dá)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(jì)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(dá)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(shí)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(jì)產(chǎn)出的速度時，將會導(dǎo)致通貨膨脹。

2.相關(guān)性的實(shí)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(shí)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(jì)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(yàn)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(jìn)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(jìn)行因果檢驗(yàn)，從因果關(guān)系檢驗(yàn)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(shí)證研究表明：通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量變化具有非常強(qiáng)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?yàn)樨泿挪贿M(jìn)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(yàn)中發(fā)現(xiàn)，貨幣量變動對經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響，而且廣義貨幣比狹義貨幣對經(jīng)濟(jì)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(jì)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。