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货币政策范文1
【关键词】货币政策；利率政策；货币政策目标
一、什么因素促使货币政策从紧？
要探寻2008年实施从紧货币政策的“抓手”，恐怕就需要深入分析哪些促使2008年货币政策从紧的因素。
（一）物价上涨
统计部门的物价数据告诉我们，此轮物价上涨，主要归因于食品价格的飙升，这便是当局强调“结构性物价上涨”的来由。熟悉宏观经济学和金融学的人们都清楚：对于这种来自实体领域和供给面的冲击，既不能在货币面上找到原因，也很难从货币政策方面找到对策。毕竟对于猪肉，货币供应的增减、利率水平的高低，是很难影响到农民的养猪意愿和猪疾病的。
（二）投资增长率持续高位
在历史上，控制信贷和货币供应，总是构成宏观调控诸措施中的最重要环节。然而，经过30年改革，社会资金的分布格局已经发生了翻天覆地的变化。研究显示，就支持投资的储蓄而言，居民储蓄和企业储蓄的占比已经难以轩轾，而政府储蓄则已提高到占总储蓄四分之一的程度。企业和政府储蓄的急剧增长，使得社会投资离开了银行体系而获得了长期且稳定的支持。统计显示，到2007年6月，全部固定资产投资中，来自企业自有资金的部分已经占总投资的58%，而来自银行贷款的比重已经下降到18%。这种状况显示，欲通过管住“信贷闸门”来抑制高投资，已经逐渐失去了得以实施的基础。
（三）房地产价格的持续上涨
仔细分析我国房价变动的因素便不难看到，存在重大缺陷的土地转让制度、不合理的房地产开发制度、扭曲的房地产市场的微观结构等等，构成推动房价上涨的主要因素。至于同样产生重大影响的对房地产的巨大需求，那也是局部市场的实际需求，与同货币供应相关的总需求还有着相当大的距离。
（四）股市“泡沫”
股票市场一向就是以相当夸张的涨跌运动来支持国民经济发展的。如果人们以中国市场“不规范”为由来否定股票市场价格运行的这一规律，那么不妨看一看美国的例证。在那里，从上个世纪末以来短短几年里，就已经发生了好几次程度甚于我们的市场涨跌。若按照股价下泻20%以上便构成一次“股灾”来衡量，从2005年下半年才开始升温的中国股市，在短短2年中便已经有了两次股灾。而广大投资者平静地接受了市场的波动，目前股市则依旧在波动中缓慢上升。
以上分析是想说明，当前国民经济中出现的诸多问题，多数并不发端于货币领域。货币面的宽松，固然提供了各种不利现象得以施其技的条件，但它并非唯一更非决定性因素。据此，我们理解，实施从紧的货币政策的主要涵义，并不是要依靠它来“独木撑天”，而是要通过对货币环境的适当控制，为解决问题创造必要条件。
二、创造使货币政策充分发挥效力的条件
实行从紧的货币政策，首先需要研究其入手问题。在人们看来，“从紧”是政策，而“使货币政策充分发挥效力”则是机制；两相比较，机制无疑具有更重要的地位。因此我们主张，2008年实施从紧的货币政策，固然包括在政策上至少保持2007年之态势的涵义，更需要通过提高货币政策的有效性来体现；而要做到这一点，唯有全面、加速推进金融改革一途。
可以从短期和长期两个角度来探寻我国的金融改革之途。
就短期而言，需要做的是尽快清理货币政策操作的基础条件。其内容主要包括：
一是切实加强货币政策的独立性，创造使得货币当局能真正根据宏观经济运行的态势来决定货币政策的体制和机制。
二是根据变化了的情况，尽快研究并公布我国货币供应统计的新口径，最好是新增M3，并相应调整M1和M2的口径。
三是尽快改革存款准备金制度，取消对法定存款准备金和超额存款准备金支付利息的做法，以使得存款准备金制度真正发挥约束存款金融机构资产运作行为的作用。
四是加速利率市场化改革，完善利率政策发挥作用的环境。
五是促使统一互连的支付清算体系建设，建立货币当局的信息优势，以求获得新的、更为有效的调控基础和调控手段。
就长期而论，我们需要探讨如下三个问题并寻求在体制上和机制上得到解决。
第一，清醒地认识货币政策的作用。货币政策是有用的，但是，货币政策的作用肯定是有限的，它并不能解决所有的宏观经济问题。在这方面，黄达教授曾有过精辟的论述，他说：“给人的印象是，货币政策得心应手，是极有利的工具。但实践证明，过分高估其效能，不是实现不了设想的目标，就是在强力贯彻实施中带来很大的副作用。”事实正是这样，诸如当前的物价上涨、投资率高悬、房地产价格的持续上升、收入分配的不公平乃至国际收支长期顺差问题，都不是货币政策能够有效解决的。货币政策能够做到的，就是保持货币金融环境的相对稳定，借以稳定全社会的预期，并为经济体制的进一步改革和其他宏观调控手段的实施赢得时间和创造适当的条件。第二，认真研究货币政策范式的调整问题。调控货币供应量和调控利率均发生了调控效力递减的事实提醒我们，现在已经到了认真研究转变我国货币政策范式并创造条件实行它的时候了。在我们看来，如果要寻求借鉴，通货膨胀目标制应当引起我们的关注。
第三，切实加强货币政策和财政政策的协调配合。当前及今后一段时期中，两大政策体系的协调配合问题主要应集中于如下四个领域：在调控货币供应量方面的协调；在发展金融市场特别是形成“核心金融市场”，从而形成基准利率方面的协调；开放条件下内部均衡和外部均衡的协调；在兼有社会效益和经济效益的各种项目上的协调。
三、如何落实“从紧”的货币政策目标
（一）货币政策工具的选择原则
实施“从紧”的货币政策，首先必须适当加快人民币的升值和汇率形成机制改革（包括浮动范围的扩大）。与此同时，汇率改革应勇于成为结构调整中矛盾的暴露者、推动者、而不能为结构调整所困扰。由于汇率改革不能一步到位，要兼顾结构的调整，因此，不要相信汇率的杠杆能自发产生出一个合适的货币供应量。故央行仍需制定一个适合实体经济稳步增长的货币供应和贷款规模的参照系，运用多种政策工具予以对冲与调控。
在具体的实施中，政策工具无非是数量手段（存款准备金率等）和价格手段(利率)。何时选择哪一个工具，首先是基于近年央行对冲操作的累积基础。比如，选择何时加息，除了考虑存款准备金等数量手段的采用频率、力度和时滞因素外，既要考虑鼓励发展直接融资、减少银行风险、防止热线加快流入的因素，又要考虑人们对CP1的预期、投资增长速度等因素，即利率不能升得太快或太慢。
国内外多种变量因素决定了央行在什么时点上选择何种政策工具，在时间序列上如何进行多种搭配与组合。这并不如一些预测人士所猜测的，存在一定的交替规律。
（二）货币政策调控的数量目标分析
货币政策调控的数量目标中，专家认为，存款准备金率是否需要提高，不能用简单的历史数据来分析，目前我国已经超过了13%。为近20年来的历史最高水平。但在当前流动性过剩、商业银行利率增长水平较高的背景下，法定存款准备金率还有上调空间。当前央行将法定存款准备金提高至14.5%，旨在回收超过实体经济发展所需要的货币供应量，因此，与实体经济保持稳定增长并不矛盾。这与1993年类似比例的存款准备金率作用不同，当时央行提高存款准备金是为了促进贷款，以贯彻产业政策进行结构调整。而2006年大多数银行利润增幅在30%以上，上调存款准备金率对商业银行的盈利影响有限。法定存款准备金的利率是1.89个百分点，银行吸收资金的成本约3个百分点，即存款准备金的利息损失1个多点，这和整个银行90%的资产都是利息收入相比，占比非常少。
从数量上看，除存款准备金制度、央行票据外，特别国债与特种存款将是可供选择的手段。数量手段中，特别是国债、央行票据和特种存款的对冲交易，近年来更多地是采用了体现市场资金供求的利率，可以部分抵消存款准备金手段对银行的负面效应。所以，只要有必要，一系列数量手段仍有用武的空间。
需引起关注的是，大量经过对冲后的央行票据、特别国债等，只要具有可流通性特征，商业银行持有的将是具有与超额存款准备金相近而非具有法定存款准备金特征的资产。因为商业银行头寸紧张时，通过交易仍具有增加社会信用的作用。如果交易量大，届时的数量手段调控出现不可持续的问题，或此类交易活跃，降低了市场利率，对央行的对冲操作力度将产生抵消因素。因此，央行在今后数量手段品种的选择上，适当掌控好可流通的对冲工具比例非常重要。
（三）货币政策价格工具的适用
关于价格工具的运用，尤其是利率政策，建议：
第一，中央银行应该充分关注货币市场对信用扩张的杠杆效应。2007年货币市场的成交量可能是2006年的一倍，这对我们的信用扩张有一定的影响。
第二，坚持正利率方向。中央银行调控的各种变量要充分体现市场的供求，否则不利于资源的有效配置。
第三，选择适当的时机，缩小银行利差，这可能对股市有一点影响。
【参考文献】
[1]夏斌.从紧的货币政策应如何落实.中国金融，2008（1）.
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总结去年，规划今年，是即将开幕的九届人大五次会议的最主要的议题。世界经济强体一片衰退的冲击波荡漾全球，我国经济逆风而上继续在适度快速增长的平台上前行。经历了抵御1997年亚洲金融危机之后，我国经济机体的免疫力、抵抗力进一步增强了。然而，我们不仅面临外患，同时还存在着内忧，忧患意识不可无。
扩张型财政政策流露长期化倾向
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1998年开始，我国政府财政政策由紧缩政策转而实行扩张政策。所谓积极财政政策，其基本特征是以增加赤字和增发国债为主要内容，所以属扩张型财政。实行积极的财政政策和稳健的货币政策，刺激了投资和消费的增长，经济保持了快速增长的态势，政策效应是明显的。但是，现在本应淡出和转型的扩张的财政政策却出现了长期化的趋势，经济快速增长染上了对扩张政策的依赖症，而潜伏的财政和金融风险却使扩张政策难以为继。这是当前政策抉择面临的一道难题。
2001年,GDP增长7.3％，比上年下降了近一个百分点，且呈现逐季减缓趋势，经济整体增幅下降的态势表明扩张政策的效应在递减；国有企业在基本实现三年脱困目标之后，脱困的成本和代价尚未消化，又出现效益回落，利润增幅持续下滑，部分企业脱困后又返困，亏损企业亏损额上升；国有单位的投资靠国债支持继续上升与非国有单位投资乏力形成反差，表明除了政府国债投资之外，各类市场主体的自我积累机制依然乏力；物价由低速回升转为全面回落，去年零售物价下降0.8％，工业生产资料出厂价下降1.2％，生活资料出厂价下降1.5％；失业率居高不下，就业难度加大，去年下岗未能再就业的职工近600万人，城镇实际失业率高于登记失业率2－3个百分点；扩张的财政和货币政策对增加农民消费、启动农村市场乏力，制约农民增收的诸多因素仍然存在；财政对债务的依存度居高不下，潜伏的财政危机不仅没有缓解，反而进一步加深。字串5
回顾2001年，瞻望2002年，对今年经济发展和对策，似应作出以下几点认识：
连续4年实行扩张的财政和货币政策，使经济增幅下滑的态势得到遏制，并为今后经济增长和发展创造了较好的物质条件。但是，放松银根的政策只能治标，不能治本，它好比一剂强心针，不可能带来经济持续快速稳步增长，为经济长期发展埋下隐患。巨额的财政赤字，沉重的债务负担，货币超经济发行，最终势必酿成严重的财政危机和金融危机，造成恶性通货膨胀（如俄罗斯20世纪90年代），或者导致经济滞胀（如20世纪70年代西方国家）。所以，任何一位明智的当政者都不会长期推行扩张性政策。
20世纪90年代初，我国一度财政敞开国库花钱，银行开足马力印发钞票，由此酿成的苦果至今还没有消化完毕。财政长期入不敷出，赤字居高不下，社保基金缺口巨大，银行不良资产比例过高，居民储蓄超常增长等，这些因素都给经济投下了通货膨胀的阴影。现在人们之所以没有看到它的现实威胁，是由于出台的改革措施强制地遏制了购买力的需求变现，把收入锁进银行的保险柜；是由于贫困人口增加，导致生产相对过剩和购买力的需求不足的矛盾。财政和货币政策在不能兼顾推动经济增长和化解经济风险时，应当适时地把重点转向后者，决不能为保暂时增长而牺牲长远发展。
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当前，扩张型财政政策和货币政策已经出现边际效应递减的势头，但经济增长对它的依赖性并未减弱，经济自身的增长机制依然乏力，因而，扩张性财政政策和货币政策出现了长期化的危险倾向。国内外的历史教训表明，一旦把扩张性政策长期化，后患无穷。防患于未然，一要防止和化解财政和金融危机，二要预防陷入“滞胀”泥潭的可能。
莫追随发达国家进入“消费社会”
经济学常识告诉我们，生产决定消费，但生产归根到底是为了消费、依赖消费。近代工业革命飞速提高了社会生产力，导致消费资料极大丰富。二战后，西方发达国家兴起了一种新的消费模式和生活方式��以富裕者无节制的物欲满足为宗旨，奉行
物质消费至上主义；超越生产和消费的能力，以牺牲环境和浪费资源为代价��“现代消费社会”。“消费社会”正像传染病一样向发展中国家蔓延和扩，成为当代世界的一大公害。
中国GDP总量突破万亿美元大关，居世界第6位，但仅占世界GDP总量的3.6％，美国占32.6％；中国人均GDP不到900美元，不到全球人均GDP的1/5。据世界经济论坛的报告，在世界75个国家和地区的经济增长竞争力排名中，中国居第39名，美国居第2名。
中国进出口总额达5098亿美元，为世界第十大贸易国，但在世界贸易总额中出口占5.4％，进口占3.2％。
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关于经济刺激政策退出的必要性和时机一直是国内外讨论的重要问题。有人曾经预言各国会维持宽松的财政政策而首先退出宽松的货币政策,我们需要考察一下这种判断的科学性和可行性。
我们先来看各国维持宽松财政政策的可行性。最近几个星期欧洲债务危机席卷国际金融市场,欧盟、IMF、欧央行和美联储纷纷采取配合的救助行动。其实欧美债务问题早已有之,希腊危机只是将问题突显出来罢了。2005年美国著名财政学家Kotlikoff等人就指出,美国、欧盟和日本等西方发达国家的财政可能因人口老化问题,而走向破产。
人口结构是影响经济形势和财政状况更为长期而基本的因素,Kotlikoff等人的研究预计,到2030年,日本65岁以上人口的比重将高达30%,欧盟将达到25%,美国也有20%。次贷危机中,各国政府为了挽救经济,大举施行积极的财政政策,这使得本已岌岌可危的欧美财政更加雪上加霜。所谓宽松的财政政策就是政府放弃量入为出的原则,一方面通过减税减少财政收入,一方面增加财政支出刺激经济。这种财政政策在任何国家都不能持久。
应该说,虽然各国都存在一定的财政和债务问题,但其严重程度和影响有很大差别。整体而言,全球经济将持续低增长,高失业率是主要的挑战,通货膨胀问题将退居第二位。相对而言,欧洲的情况最为糟糕。希腊虽然获得了1100亿欧元的救助,但条件是缩减财政支出和增加税收,这很像当年亚洲金融危机后的一些亚洲国家所面临的艰难时世。
欧洲五国的债务状况与希腊有很大的相似性,欧洲经济恢复本就很弱,如果希腊问题蔓延到这些国家,欧洲经济很可能二次探底。
由于医疗改革、军费开支等因素,美国联邦政府的债务水平仍将维持高位,但爆发类似欧洲债务危机的可能性不大。毕竟美国国债市场的融资能力远远好于欧洲,中国、日本和石油输出国累计的大量外汇储备是美国国债坚定的持有者。其实中国购买美国国债并不像一些评论所言,一无是处。欧元汇率的下跌其实就是美元汇率的上升,在欧元贬值导致中国外汇储备缩水的时候,实际上中国的外汇储备是增值了,因为中国外汇储备中美元资产的比例大大高于欧元资产的比例。
美国居民和企业的资产负债表在改善,表明他们正在通过艰难的调整渡过困难的高失业时期。2009年美国总体债务增加了3.3%,其中地方政府债务增加4.8%,联邦政府债务增加22.7%。因此美国宽松的财政政策也是难以为继,必须退。
回到中国,中央财政状况基本良好,财政赤字仍然控制在3%以下,地方融资平台存在一些隐性债务,主要表现为银行的贷款资产。但商业银行和政府可以通过拨备、汇金让利、股权融资等手段,将地方融资平台可能出现的部分债务问题通过商业银行不良贷款资产的形式,在商业银行中消化。未来商业银行要消化2009年财政刺激所遗留的不良贷款资产问题,会有一个艰苦的调整过程。整体投资可能会维持在一个较低的增长水平,经济增长也会维持相对低的增速。中国虽然不会出现财政危机,但是继续放弃量入为出的原则也显然不太可能。
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由于在世界经济中各个国家在经济结构、经济目标、经济政策上的相互依存,而且外在性的政策溢出效应,使得通过国际货币政策协调达到帕累托效率成为必要。20世纪70年代以来,许多经济学家运用各种方法对各国间货币政策的冲突与协作进行了分析,产生了运用博弈分析的战略决策方法,从而为货币政策的国际协调在分析方法上提供了有力手段。而Hamada(1976)、Rogoff(1985)都将两国的目标即福利函数设为相同形式,即各国关心的是相同的经济变量。事实上,各个国家间差异较大,根据不同的情况,货币政策的目标可能不同。本文将从不同货币政策操作规则的角度,对此进行探讨。
二、货币政策操作规则的设定
为方便分析,我们考虑两个国家之间的货币政策协调,A国以麦卡勒姆规则进行货币操作,B国则实行通货膨胀定标规则。
我们假设A国遵循开放经济条件下的麦卡勒姆规则,t期名义GDP为t-1期货币供给量,汇率,另一国家收入的反应函数。
假设基础货币对货币供应量的影响具有一期的时滞,由于货币供应量与基础货币、货币流通速度之间存在稳定关系,因而货币供应量(M)、货币流通速度(v)、基础货币(b)之间的关系可以表示为:■。
假设中央银行的目标是使预期的名义GDP的对数达到目标水平■,其中q表示名义GDP的季度增长率。则有
■表示变量取对数的一阶差分。
假设B国货币政策操作规则为通货膨胀定标规则,即央行以
■
作为操作规则,其中■为参数。
三、货币政策协调的博弈分析
根据上述分析,A国以(1)确定每期增加的基础货币供给。B国以(2)确定每期的利率,将(1)、(2)联立,得
(3)
在(3)中,我们假设B国在t期估计的A国名义GDP ■与实际上的■,即t+1期用于A国决策基础货币供给增量■的■相同,而A国在t期估计的B国真实GDP增量 E(■)时,也与实际的B国情况一致。(3)式右边■均为参数,而两国需要对■做出估计。
每个国家对自己国内的状况更加了解,具有信息优势,如果外国只能通过本国的报告作出估计,而两国之间没有进行合作,则很有可能作出错误判断并危害经济。对此,我们作如下分析。
当B国对A国■的估计增大,大于实际值,由(2)式,则会增大对利率的提高,以防止通货膨胀,但■it过大而xt小于估计值,会导致■减小,B国有通货紧缩的可能。而如果A对本国和B国的指标估计正常,A国基础货币增量由(1)决定,并不会对B国误判做出反应。B国有通缩压力,国民收入下降,会导致A国■减小,不利于A国经济稳定。
而当B国对A国■估计增小,由(2)式,则会减小对利率的提高,以防止通货紧缩。■it过小而xt大于估计值,会导致■增大,B国有通货膨胀的可能,并向A国输出通货膨胀。
同样,A国也有可能出现同样的错误并最终导致两国的经济不稳定。
当两国彼此合作,互相公布信息以制定货币政策,则两国不会因为误判而酿成错误,引起经济的不稳定。由此可得得益矩阵。在t期,两国选择公布与不公布。根据得益矩阵,我们发现A、B两国(公布,公布)与(不公布,不公布)为两个纳什均衡解,而(公布,公布)明显比(不公布,不公布)帕累托有效,则我们得出结论,在A、B两国间,应采取互信机制,公布本国经济数据,为别国作出正确货币规则营造条件。
四、结论
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关键宇：货币政策，经济波动，利率管制
一、引言
自1978年实行改革开放以后，中国经济取得了快速的增长，与此同时增长并不平稳，出现了较大的经济波动，然而，中国经济波动的大起大落现象在1997年以后基本上没有出现，取而代之的是中国经济在此以后实现了平稳快速的增长，也就是说中国宏观经济波动出现了缓和化的趋势。那么，在这一过程中，货币政策作为重要的宏观经济政策手段，对于稳定经济和降低经济波动是否产生了重要影响，是否降低了中国经济波动，这是一个值得分析和考察的问题。
20世纪60年代兴起的货币主义将货币因素看作是经济波动的核心因素，而圣路易斯方程的提出更是为此观点提供了经验支持，从此货币政策与宏观经济稳定之间的关系引起了广泛的研究。20世纪90年代以来美国经济出现了高增长和低通胀的现象，经济学家将这良好的经济表现与美联储正确的政策联系在一起，从而对美国经济稳定与货币政策之间的关系进行了广泛而深入的探讨。例如，Cladda，Cdi，andCerder(2叩0)根据类似泰勒(1993)提出的美联储的利率规则——泰勒规则——为基础，估计了美国不同时期的货币政策规则，指出1979年以前美国经济不稳定的原因是因为此前美国的货币政策是适应性的而不是采用反通货膨胀的货币政策规则，而此后则采用了反通货膨胀的货币政策规则。
中国货币政策有自身的特殊性，不能简单的通过考察利率政策就能确定其操作方式，因为在中国利率还没有实行市场化，中国人民银行可以直接决定市场上最基本的利率，同时中央银行还通过调控货币供应量来实施货币政策，所以考察中国货币政策的变化与宏观经济波动之间的变化不能只考虑其中一个指标的变化与宏观经济波动之间的关系，而应该结合中国货币政策传导机制，充分考虑利率与货币对中国经济主体行为的不同影响方式，从而建立一个反映这些因素的货币政策指标，并在此基础上考察其变化与宏观经济波动的关系。正是基于中国人民银行这种对利率和货币量的双重控制的现实，本文提出了反映这一现实的货币政策指标，并根据这一指标分析了货币政策与中国宏观经济波动的关系。通过分析发现：中国的货币政策虽然具有反周期的操作取向，但是货币政策本身却是造成经济波动的重要原因；中国自1997年以来宏观经济波动明显缓和化，其原因既包括基础因素冲击降低，也包括货币政策冲击的降低；中国货币政策在1997年以后有了很大的改善，主要是货币政策自身的波动减少了，货币政策更加稳健，不再像1997年以前那样在短期内出现巨大的变化。
本文以下部分的结构安排如下：第二部分讨论行为基础；第三部分探讨在利率管制下产出波动与货币政策的关系，讨论货币政策冲击与产出波动的定量关系；第四部分从经验角度考察中国货币政策与宏观经济的关系；最后，第五部分总结全文。
二、微观行为基础
中国目前的利率还没有实行市场化，中国人民银行可以直接决定市场上的最基本的利率，当然，现在中国人民银行开始逐渐放开利率的管制，但是最主要的存款利率以及贷款利率的基本利率及变化范围还是由央行决定。在控制利率的同时，中国人民银行并没有简单地以利率作为货币政策的操作工具，而是宣称以名义货币总量作为货币政策的操作工具。那么，在名义货币总量和利率均由货币当局控制的情况下，显然这二者都是影响经济波动的重要因素。中国人民银行可以通过调整这二者之间一个或两个变量来调控经济波动，下面结合中国货币政策这一特点来分析中国货币政策与宏观经济动态。
考察货币政策如何影响经济活动需要考察货币传导机制，而考察货币传导机制首先需要考察货币需求函数。货币需求函数形式可以表示如下：
(1)
其中lnMdt为t期名义货币量的对数，lnPt为t期价格水平的对数，lnYt为t期的真实产出对数，it为t期名义利率水平，即持币的机会成本，c，α，β为常数，并且α>0，β>0，这三个参数均为反映经济主体的偏好的结构参数。(1)式所表示的是货币需求函数，如果当名义货币供应量M由中央银行直接控制，并且货币市场是出清的，即货币需求Md等于货币供给M，那么，(1)可以表示为
(2)
通过对(2)式进行差分可以得到货币增长率m与产出缺口y、通货膨胀π以及潜在产出增长率g*的关系如下：
(3)
IS曲线反映的是在商品市场均衡条件下支出与真实利率之间的关系，一般而言，真实利率越高，投资成本也越高，消费的机会成本也越高，所以支出就会降低；反之则反之。产品市场出清要求支出与产出相等，因此在其他条件不变的情况下，以产出缺口与真实利率表示的IS曲线其形式可以表示为：
(4)
其中πet+1为本期对下期通货膨胀的预期，ut是自发的需求冲击，为白噪声过程，φ是结构参数，并且φ>0。由于消费受到消费习惯的影响，过去的消费会对本期的消费具有正的影响，而投资由于技术原因往往具有滞后效应，所以在IS曲线中应该考虑过去支出对当期支出的影响。因此，符合现实的IS曲线应该为如下形式：
(5)
其中λ为大于0小于1的常数，当然λ也是反映消费者偏好和生产技术状况的结构参数。
以上分析了需求方面，现在来讨论供给行为，即讨论物价与产出或者通货膨胀与产出缺口之间的关系。反映产出缺口与通货膨胀关系的曲线是著名的菲利普斯曲线。在考虑不完全竞争市场和预期这些比较现实的条件后，Calvo(1983)在结合生产者的最优价格调整的基础上，提出了如下的菲利普斯曲线：
(6)
其中k是大于0的结构参数。(6)式所代表的菲利普斯曲线是在微观主体的最优行为基础上推导而来，因此可以克服Lucas(1976)所提出的对凯恩斯主义经济理论的批判。
三、利率管制下的货币政策与经济波动的关系
以上简要地介绍了用于宏观经济分析的IS-LM-AS框架，虽然中国目前的利率没有市场化，但是中国微观经济主体的行为还是适合用这一框架来描述。首先，对于货币市场均衡而言，在利率市场化条件下，如果货币当局控制名义货币量，微观经济主体可以改变交易数量和价格以及改变货币需求量来影响均衡利率以实现货币市场均衡；而如果在利率非市场化条件下，货币当局控制名义货币量，微观经济主体可以改变交易数量和价格来实现货币市场均衡，这一关系仍然可以用(2)式和(3)式来表示；在这一情况下，如果Mt和it固定，那么Yt和Pt就必须调整，即如果产出上升，那么价格水平将下降。对于商品市场均衡而言，利率管制与否并不影响经济主体的优化行为，如果在预期通货膨胀没有变化的情况下，利率上升会导致真实利率的上升，从而降低支出；如果本期支出上升，而利率不变，那么预期通货膨胀将会调整，即预期通货膨胀上升；如果预期通货膨胀上升，那么当期支出会因为真实利率下降而上升；这与利率市场化情形下的情况没有区别，因此(5)式可以表示在利率管制条件下的商品市场均衡。菲利普斯曲线并不受利率是否由央行控制的影响，(6)式所代表的菲利普斯曲线能够反映中国生产者的最优地调整价格和产量的行为，而利率管制并不影响这一曲线的结构。
通过以上说明可以知道，虽然利率管制条件下，货币政策的传导机制与利率市场化情况下有一些区别，但是IS-LM-AS框架可以用来分析中国宏观经济波动。同时，根据郑超愚(2002)对中国需求管理导向的小型宏观经济模型的经验考察，IS-LM-AS框架是可以作为分析中国宏观经济的基本框架，这一框架与中国宏观经济动态是相吻合的。现在分析由(3)式、(5)式和(6)式组成的动态系统对货币政策的变化是如何反应的。由于该系统由三个行为方程组成，并且正好有三个内生变量，因此，可以实现三个市场均衡，并且这个均衡是惟一的，即中国经济在利率管制条件下存在惟一均衡。由于(5)式中包含预期变量，所以利用菲利普斯曲线(6)式将预期通货膨胀消去得到产出缺口、利率和通货膨胀的关系如下：
(7)
(7)式显示了产出缺口与利率和通货膨胀之间的关系，即产出缺口与名义利率负相关，与通货膨胀正相关，这看上去类似于IS曲线，正是因为这种关系，许多人错误地将(7)看成是IS曲线。在对中国经济的进行动态分析或经验研究时，很多研究者将形如的曲线认为是IS曲线，这显然是不对的。从理论分析角度来讲，μt不是简单的需求冲击；从经验分析的角度来说，利用这种设定而得到的参数估计并不能正确反映经济主体对利率的反应程度，因为所估计的参数并不是IS曲线本身的参数。所以利用形如的曲线当作IS曲线进行经验分析是不可能避免卢卡斯批判的，而建立在此基础上的理论结论与政策建议都是不可靠的。
利用(3)和(7)消去通货膨胀可以得到产出缺口与货币增长和利率的动态关系如下：
(8)
其中是供给冲击和需求冲击的组合，故也是为白噪声过程。
从(8)可以看出，产出缺口除了受到供给需求影响以外，货币政策——货币供应量的增长率、利率水平及其变化——是影响产出缺口的重要因素。由于中国目前实行利率管制，中国人民银行可以通过对利率和货币总量的调控来实现其稳定经济的目标，这与利率市场化的情况存在很大区别，因为货币供应量的变化不会导致利率水平的变化，除非货币当局改变利率水平。
当货币当局增加货币而利率不变时，由(8)知道，产出在短期内会上升，由于故产出缺口会逐渐减少，最终产出回到潜在产出水平。当利率减少而货币供应量不变时，产出或产出缺口的变化取决于货币需求的利率弹性β的大小，如果β大于1，那么产出不但不会上升反而会下降；如果β小于1，那么产出会上升；如果β等于1，那么产出没有变化。对于货币需求的利率弹性β的大小许多经济学家进行了研究，一般认为其小于1，所以，利率下降会导致短期内产出增加，然后逐渐回到潜在产出水平。
以上分析了中国利率管制下的货币政策与宏观经济的动态关系，现在分析货币政策与宏观经济波动之间的关系。在利率市场化条件下，某一时期利率上升或者货币供应量上升，我们可以认为实行了紧缩货币政策，但是在利率管制条件下则不能这样简单的判断，即不能简单地以货币供应量或名义利率水平作为货币政策的指标，因为在利率管制条件下，货币政策是利率变化与货币量变化的组合。从(8)式中可以看出，货币政策是通过mt-it+β(it-it-1)-αg*t这一复合变量影响产出的，因此任何导致mt-it+β(it-it-1)-αg*t变化的政策措施均可以理解为货币政策发生了变化。金融货币">经济,金融货币-[飞诺网]
令mpt=mt-it+β(it-it-1)-αg*t，故mp是利率管制条件下的货币政策指标，那么(8)式变为，
yt=ayt-1+bmpt+vt(9)
令σ2y为产出缺口y的方差，这一指标可以表示产出的波动性，令σ2mp为货币政策指标mp的方差，σ2v为随机冲击v的方差，ρ为上一期产出缺口yt-1与本期货币政策指标mpt的相关系数，由(9)可以知道产出缺口的方差为：
(10)
从(10)式可以看出产出缺口的方差取决于货币政策指标mp的标准差σmp，随机冲击的标准差σv以及上一期产出缺口yt-1与本期货币政策指标mpt的相关系数p。产出缺口的标准差σy是随机冲击的标准差σv和相关系数p的增函数，但是产出缺口的标准差和货币政策指标的标准差之间的关系则比较复杂。由(10)可知产出缺口的标准差和货币政策指标的标准差之间的单调关系取决于下式
（11）
一般而言，相关系数p小于0，的符号不能确定，所以的符号也不确定，也就是说货币政策指标的标准差减少也不一定会降低产出的波动。如果即如果货币政策稳定经济的取向不是很明确，那么，货币政策本身会加剧经济波动而不是稳定经济。如果那么即如果货币政策具有很强的稳定经济的取向，那么，货币政策的强烈变化是为了应对经济波动而产生的，货币政策的变化有助于经济稳定。
由于货币政策面临不确定性和不完全信息，货币政策不能对当期的需求和供给冲击做出反应，所以货币当局往往采用反馈的货币政策规则，反馈的货币政策规则要求对上一期的产出缺口采用逆周期的货币政策，也就是
(12)
其中0＜θ≤1，θ反映的是货币政策反经济周期操作的力度，wt为白噪声过程，是货币政策因为非独立性等其他原因而对货币政策反馈规则的偏离。在(12)这一货币政策规则下产出缺口为yt=a(1-θ)yt-1+bwt+vt，在此政策规则下，产出缺口的方差为：
(13)
显然，在0<θ≤1的条件下，即随着货币政策反经济周期操作力度增加，产出缺口的波动性下降；另外，货币政策中由其他因素引起的政策冲击wt是影响产出缺口波动性的另一个重要因素，当货币政策专注于稳定产出，而不受其他因素影响，那么产出缺口的波动性就会降低。
从(9)式可以看出，如果货币政策是中性的，即mt-it+β(it-it-1)-αg*t=0，在这一货币政策取向下，货币政策仅仅满足潜在产出的需要，而不对产出波动进行任何逆周期的操作，那么，在这一政策取向下，产出缺口的方差为如果货币政策对稳定经济有贡献，那么即产出波动小于由于基本因素(fundamentals)冲击引起的波动；反之，则即产出波动大于由于基本因素冲击引起的波动。如果一种货币政策mp''''比另一种货币政策mp″有所改善，那么一定有
(14)
其中σ2v''''和σ2v"分别反映的是在实施货币政策mp''''和mp"时经济面临的基本冲击。由于在现实经济中，经济学家不可能像物理学家一样进行可控试验，因此考察一种货币政策与另一种货币政策在稳定经济方面的表现时，需要考虑不同货币政策所处的经济状况，具体而言，就是当时所面临的供给和需求冲击。正因为如此，比较货币政策稳定经济的效果时不能简单比较[σy(mp’)]2和[σy(mp")]2，还应该将反映不同政策所面临的现实差别考虑在内。
如果货币决策当局采用反馈规则，那么评判货币政策是否改善就可以直接考察货币政策本身。例如，如果货币政策的独立性更强，货币决策当局更加严格地遵循货币政策规则，即σ2w越小，那么从(13)可以看出，由货币政策而造成的经济波动也就更小；如果货币政策的独立性没有改变，即σ2w不变，那么货币政策反周期的力度越大，经济波动越小；当然，如果这两者均改变，评判货币政策只能采用(14)所示的一般判定方法。
四、中国货币政策与宏观经济波动的经验考察
(一)参数估计
以上从理论角度考察了货币政策与经济波动之间的关系，现在需要结合中国的现实来考察1980年以来货币政策在稳定经济方面的效果及其是否有所改善。为了评价中国货币政策，首先需要对反映经济变量之间关系的参数进行估计。
本文分析所用的数据中名义GDP采用2006年《中国统计年鉴》中支出法核算的国内生产总值；货币供应量采用历年《中国统计年鉴》和IFS所提供的数据，并且采用以中央银行定义的M1代表货币总量；通货膨胀率是GDP缩减指数的变化率，GDP缩减指数通过计算得来，其计算方法为，t年的GDP缩减指数的计算公式为(t年的名义GDP/t年的真实GDP指数)／(1978年的名义GDP/1978年的真实GDP指数)，其中1978年的真实GDP指数为100；中国真实GDP缺口采用HP滤波得到，其计算方法为，由采用HP滤波(其参数λ=25)获得真实GDP对数的趋势值，真实GDP缺口就是真实GDP对数与其趋势值之差；利率采用税后的一年期银行存款利率，一年期银行存款利率rt是根据中国人民银行规定的居民一年期储蓄存款利率水平和执行时间加权平均而获得，计算公式为rt=∑(riΔti)／∑(Δti)，其中一年的时间度量按财务年度计算，即一年按360天计算，一月按30天计算。具体数据见附表。
现在对(2)、(5)和(6)式中的参数进行估计，估计结果如下：
LM曲线估计结果如下：
（15）
IS曲线和菲利普斯曲线包含预期变量，所以对其估计需要采用GMM估计，IS曲线估计结果如下：
(16)
其中工具变量集合包括：产出缺口及两期滞后，通货膨胀及两期滞后，利率三期滞后，名义货币及滞后。
菲利普斯曲线的估计结果如下：
(17)
其中工具变量集合包括：产出缺口及滞后，滞后通货膨胀，利率和名义货币及滞后。
根据估计结果可以得到a=0.78，b=0.17，vt=0.17st+0.57ut。显然，货币需求的利率弹性太大与理论不相符，因此按照一般的理论分析，将其设定为0.5比较合适。
(二)中国货币政策对宏观经济稳定作用的经验考察
根据以上估计我们可以得到反映中国利率管制条件下的货币政策指标mpt=mt-it+0.5(it-it-1)-1.32g*t，代入历年的货币增长率、通货膨胀率、利率变化和潜在增长可以得到历年货币政策操作的情况(见图1)。从图1可以看出货币政策变化状况，中国货币政策在历年中有较大的变动，最高年份和最低年份之间相差达到0.36，根据货币政策指标mp，是否大于0可以知道货币政策是否是扩张的或紧缩的，从图1中可以看出，20世纪90年代以前货币政策的扩张或紧缩力度都很大，以后就比较小了。
由(9)和(10)知道，经济波动由基础因素冲击和货币政策两种因素决定，通过对(5)式和(6)式的估计可以分别得到需求冲击和供给冲击，而供给冲击和需求冲击的组合就是导致经济波动的基础因素(基础因素冲击和产出缺口见图2)。从1980年到2004年基础因素冲击的方差σ2v为1.81×10-4，而产出缺口方σ2r为8.27×10-4，根据(10)式可以得到货币因素对产出缺口的方差的影响为由此可知显然，货币政策冲击并没有降低由基础因素造成的经济波动，反而因为自身的波动造成了宏观经济的波动。如果没有货币政策冲击，由基础因素造成的产出缺口的方差为,由此可知货币政策冲击对产出缺口方差的贡献为44%。
1997年来中国经济波动缓和化，那么，这是货币政策改善的结果，还是基础冲击减少的结果，或者是二者共同作用的结果，为此必须进行详细考察。为了能够做出正确的判断，这里需要采用(14)式所提出的方法进行比较(比较结果见表1)。从表1可以看出，货币政策冲击和基础因素冲击均大幅度降低，基础冲击的方差下降87%，而货币政策导致的产出缺口方差下降了89%，因此共同造成产出缺口方差下降88%。同时，货币政策导致的产出缺口方差占产出缺口方差的比例也从44%下降到39%。由此可见，中国货币政策在1997年以后在稳定经济方面有了很大改善，尽管其改善没有提高到降低基础因素冲击的程度。
下面分析中国货币政策反周期操作的反馈规则。根据(12)式，反馈规则是货币政策对过去产出缺口的函数，由于政策时滞，在经验考察时，货币政策可能并不只是对过去一期的产出缺口做出反应，所以本文采用滞后三期进行回归，然而滞后两期的产出缺口和滞后三期的产出缺口的系数均不显著，采用逐步剔除不显著变量后，回归的结果表明只有滞后一期的产出缺口系数显著。故对估计参数θ的估计结果如下：
(18)
由此可以得到货币政策规则值，以及对规则值的偏离情况(见图3)。从图中可以看出货币政策对其规则的偏离程度越来越小，具有明显的时间趋势。令zt=w2t，通过与时间趋势进行回归可以看出zt具有显著的时间趋势(见图4)。货币政策对其规则的偏离越来越小表明货币政策更加关注经济稳定。
通过以上分析说明，中国经济波动缓和化的主要原因之一是货币政策越来越稳定，货币政策对其规则的偏离程度越来越小，尽管货币政策的波动一直以来都是导致中国经济波动的重要因素。20世纪90年代后期以来，中国经济波动缓和的原因是中国经济所面临的基础因素冲击和货币政策冲击均减少了，货币政策冲击对产出缺口方差减少的贡献大约为45%。
五、结语
语本文根据中国利率非市场化的金融市场现实，结合中国微观经济主体的最优化行为，推导了中国宏观经济动态与货币政策的关系。中国的利率不是由市场决定的，中央银行可以通过调节利率和货币量中的任何一个或两个政策工具来实现其政策目标，所以中国的货币政策指标不能简单的采用其中一个来反映，而是一个包含这两者的复合指标。正是因为上述原因，本文根据利率和货币量对宏观经济波动的影响方式，提出了适合中国现实的货币政策指标——该指标包含货币量的变化，利率水平及其变化。
货币政策范文6
关键词：中介目标；货币供应量；货币需求；货币流通速度
一、引言
自中国人民银行(中央银行)独立于商业银行以来，我国货币政策研究进入了研究领域逐步细化、技术性日益增强的阶段，其中货币政策中介目标的选择一直是改革开放以来我国宏观经济领域内的热点问题。
从时间上看，盛洪(1991)早期曾对中央银行通过数量调节实施货币政策的有效性提出质疑，并提出从数量调节到“参量调节”(利率调节)的改革方向。在讨论货币供应量是否应继续成为货币政策的中间目标的文献中，最具代表性的文献是夏斌和廖强(2001)一文，该文较全面地评价了货币供给量指标，从传导机制角度分析了货币供给量无效的深层原因，指出我国当前已经不适合以货币供给量作为我国货币政策的中介目标，并提出了通货膨胀目标制。秦宛顺等(2002)从货币政策规则角度，考虑了以货币供给和利率作为中介目标的福利损失，得出以货币供给和以利率作为我国货币政策中介目标是无差异的，货币当局可以灵活地选择应用。范从来(2004)指出货币当局应该创造出一种有利于货币供应量发挥中介目标的货币控制机制，而不仅仅是简单地放弃货币供应量目标，张成思(2004)用因果关系模型和向量自回归模型分析了我国中央银行的货币政策指标变量及其对宏观经济的影响，分析发现我国广义货币很好地代表了货币政策的指标变量，其相关的变化对经济有长期影响。
20世纪90年代以后，国外对货币政策中介目标的研究主要集中在货币供应量和通货膨胀目标上，在实证方法上主要采用由Sims开创的向量自回归方法。MichaelDotsey和ChristopherOtrok(1994)采用向量自回归对M2作为中介目标进行了检验。Bernanke和Mihov(1997)的研究表明，很多国家中央银行实际依据的中介目标会有所不同，但在行为中却表现出相似的行为模式。绝大多数国家在放弃货币供应量中介目标后基本上没有再简单地恢复到利率目标，而是直接盯住通货膨胀，同时将货币供应量、利率等经济变量作为监测指标。历史经验表明，货币政策中介目标的选择并没有统一的模式，不同国家、不同经济体制以及同一国家在不同历史时期和不同发展阶段，其选择中介目标的标准和原则都会有所差别。
本文采用数理分析与实证检验相结合的方法，对货币供应量作为我国当前货币政策中介目标的有效性问题和可供利用的价值进行系统的分析论证。
二、货币供给的可测性分析
本文从两个方面验证货币供给的可测性：一是货币需求的稳定性，二是货币流通速度的稳定性或规律性。
1.数据描述及说明。(1)数据均来自历年《中国统计年鉴》、《中国宏观经济月度分析报告》、《中国金融年鉴》、《中国经济景气月报》各期和中国人民银行网站。(2)利率采用具有代表性的一年期定期存款利率，考虑到我国的利率在样本数据所在的区间的多次调整，如果某些年度对存款利率进行了调整，则以实际执行时间为权数进行加权平均而得到的数值为准。(3)采用消费物价指数来反映通货膨胀。同时为了让整个样本区间内的物价具有可比性，本文采用消费物价定基比物价指数。由于数据不能直接得到，我们通过月度同比物价指数和月度环比物价指数得到月度定基比物价指数，进而得到季度定基比物价指数(以1992年12月为基期)。(4)采用上海股市季度内平均收盘价来代表股票市场指标，用SZ表示，数据来自于大智慧股票软件。这里没有选择季度平均价格变化之差指标，主要是考虑到两者之间存在同向关系。(5)通货膨胀率πt＝P-1t-1(Pt-Pt-1)×100，Pt为定基比消费物价指数。
为了避免季节因素的影响，采用X—11方法对某些数据进行季节性调整，以此生成新的数据样本，并对所有数据(除通货膨胀外)进行了对数处理。文中大部分数据的时间段从1991年第1季度到2005年第2季度，在此期间经历了通货膨胀和通货紧缩，政府采用了扩张性、紧缩性和稳健的货币政策。
2.我国货币需求的稳定性分析。如果没有稳定的需求函数为基础，货币当局就无法准确预测货币需求，进而无法通过控制货币供给量达到稳定币值和经济增长的最终目标。一般来说，影响货币需求的变量包括规模变量(如财富、收入)、机会成本变量、价格变量和其他因素变量。这里借鉴弗里德曼的货币需求函数，同时考虑到我国股票市场的发展情况，将我国的实际货币需求模型设定为：lnM／P＝lnα+β1lnY／P+β2lnR+β3lnSZ+β4πe+ε。其中M是货币需求量，由于货币需求数据无法获得，在实证分析中用货币供给代替。我国的财富概念比较模糊，在统计上存在困难，而且收入和财富的相互替代性比较强，因此用国内生产总值GDP代替，记为Y。R和πe分别代表机会变量的一年期存款利率和通货膨胀预期，根据我国实际，通货膨胀预期采用静态预期，即πe＝πt-1，SZ为反映股市的指标变量，ε是随机项。
为了避免非平稳序列回归产生谬误，对模型中各个变量进行单位根检验，结果显示，水平序列都接受单位根的原假设，差分序列拒绝原假设，即该模型涉及的变量都是一阶差分平稳。同时用Johansen方法对M2和相关变量进行协整检验，协整结果显示存在零个协整关系的原假设被拒绝，而接受至多一个协整关系的原假设。由于只存在一个协整关系，我们尝试用E-G两步法进行协整估计。由于各变量间存在协整关系，表明存在长期的货币需求函数，进一步可得到短期货币需求函数。
协整方程估计结果显示方程中各变量系数很显著，拟合优度为98.5%，DW值为1.9，一阶序列相关不存在，而且残差拒绝有单位根的原假设，可以判断为平稳序列，表明上述各个变量间确实存在协整关系。协整方程为：M2＝-1.898t1.34GDP-0.189R+0.1SZt0.02πe。由Granger定理知道，任何一个协整方程都可以转化为一个误差修正模型，使本期的变化通过上一期的误差进行调整。逐渐去掉不显著的变量，得到短期的货币需求函数：M2＝0.032t0.12Mz(-1)+0.52GDP-0.055R+0.037SZ一0.035SZ(-1)+0.002πe-0.132ecm(一1)。修正方程中的系数基本上都显著，DW值为2.02，拟合优度为0.42，误差修正项ecm前的系数为负，符合负反馈机制原理，调整系数为0.132。Breusch—Godfrey序列相关检验的LM统计量为0.2，表明接受无序列相关假设。
通过递归最小二乘法对短期的货币需求函数进行参数稳定性检验，估计方程中的各系数基本上符合理论和我国的实际情况。长期货币需求的收入弹性都大于1，表明货币需求量的变动大于收入的变动，而且长期广义货币需求的收入弹性大于长期狭义货币需求的收入弹性。利率弹性都很小且为负，并对货币需求有显著影响，表明我国并没有进人流动性陷阱，利率的作用应该会随着利率市场化的不断推进而越来越明显。无论短期还是长期狭义货币的利率弹性都要比广义货币的利率弹性大，这是由于两者所涵盖的范围不同，M2更为广泛，利率弹性较多地反映了定期存款、储蓄存款和现金、单位活期存款等现实购买力总和之间的转换关系。当活期存款利率与准货币利率存在差额时，狭义货币与准货币之间存在资产选择行为，当准货币的利率上升扩大准货币与狭义货币的利差时，居民必然把狭义货币转换成准货币，加大狭义货币的利率弹性，而存款利率只能影响M2的组成结构，对其绝对量影响很小。因此，M1体现出更高的利率弹性，符合理论要求。
随着我国股票市场的不断发展，股票市场对我国货币需求已经产生正的效应，不过弹性并不大，股市价格变动对货币需求的影响由财富效应、交易效应和替代效应三者共同决定，其中财富效应和交易效应增加货币需求，替代效应减少货币需求。预期通货膨胀对我国货币需求有正的影响，这与理论分析有些不同，但可能与我国的实际存在密切联系。自从我国1998年后出现了通货紧缩，通货膨胀率预期出现负值，而货币需求也因投资萎缩而减少，从而促使货币需求和预期通货膨胀出现正向关系。20世纪90年代以来，我国社会福利制度的改革使人们的消费观念逐渐开始转换，对教育、住房和养老等预期，增加了人们的长期货币需求，储蓄存款不断上升，致使货币需求增长速度快于收入增长速度。同时，在我国渐进式金融改革的背景下，由于实行管制利率，导致利率并不能通过市场供求来决定，而且金融资产的结构也比较单一，因此，长期的货币需求函数表现出高收入弹性和低利率弹性。
对误差修正模型(短期的货币需求函数)进行递归检验，结果显示，对M2的短期货币需求函数，残差波动较大，甚至有些年份超出两倍标准差范围之外，一步预测出现了多个断点，表明M2的短期货币需求函数存在一定程度的不稳定性。比较而言，M1的短期货币需求函数表现出更加不稳定的特性，CuSumofsquares曲线超出了5%置信度下的两倍标准差范围，一步预测出现多个断点，残差波动也比较明显。这些症状表明，我国短期货币需求函数具有不稳定性。我国短期货币需求的不稳定性，在一定程度上给我国央行对货币需求准确预测带来难度，容易发生货币供给和货币需求相背离的情形，使得货币政策的中介目标难以发挥作用。
3.我国货币流通速度的稳定性分析。货币流通速度的不稳定表现为货币流通速度突然增加或者突然减少。在相同货币供应量的条件下，货币流通速度的下降会降低扩张性货币政策的效果。要使货币供应量发挥中介目标的作用，就需要有一个稳定的货币流通速度，或者是呈现明显的规则性变化。
(1)货币流通速度的稳定性对货币供给量目标的影响分析。如果货币当局没有意识到货币流通速度的变化，为实现产出增长率为y%的目标，则根据费雪方程有：Mt+1Vt＝Pt+1Yt(1+y%)，货币当局为了达到上述产出目标，必须将货币供应量目标定为Pt+1Yt(1+y%)／Vt，但是实际上货币流通速度在短期内并不是恒定不变的，而且有可能呈现很大的波动性。从我国的情况来看，自改革开放以来几乎每年货币流通速度都在下降，而且在下降的过程中呈现不规则波动。这里不防假设它比上期减慢了v%，即Vt+1＝(1-v%)Vt，如果货币当局继续将货币供应量目标定为Pt+1Yt(1+y%)／Vt，则相应的产出为(1+y%)(1-v%)Yt，Yt+1＝-v%Yt+1，这表明当货币流通速度降低时，实际产出与产出目标Yt(1+y%)之间存在着差距v%Yt(1+y%)，而且这个差距的大小与货币流通速度变化的幅度成正比。
由于货币流通速度的不稳定性，货币当局可能做出错误的判断。比如，在货币流通速度t+2时期继续下降(v%)情况下，货币供应量目标应该为Mt+2但是，如果实际上在t+2时期流通速度已经恒定不变或者转而上升(Vt+2≥Vt)，继续按原先的货币供给目标进行货币扩张的话，将会导致物价上涨，引发通货膨胀。
由于货币流通速度变化不定而产生通货膨胀，可能的原因是由于上期在流通环节中沉淀下来的一些无效货币，在本期又重新恢复其流通职能，再次进入流通领域，使得货币流通速度加快，实际发挥作用的货币供给量变大。货币流通速度的不稳定性，将会削弱以货币供应量为中介目标的效果。
(2)货币流通速度的实证分析。我们用Vi＝GDP／Mi(i＝1，2)来衡量货币流通速度，其中GDP代表名义产出。在分析我国货币流通速度波动性时，采用固定样本时间长度的滚动时窗方法。使用固定样本长度的滚动标准差来度量波动性，比一般的标准差更能体现变量的波动性，是一个动态的变化过程。
根据年度和季度的样本数据，其中年度数据样本区间为1978～2004年，季度数据样本区间为1991年1季度至2005年2季度。考虑到样本量等因素，我们在计算滚动标准差时，其中年度值选取的滚动时窗长度为4年，季度值选取的滚动时窗长度为8个季度。通过数据处理，我们分别得到M1和M2的货币流通速度变化轨迹和滚动标准差轨迹。结果显示，狭义货币M1和广义货币M2流通速度的年度变化轨迹和季度变化轨迹都有一个很明显的特征，无论年度还是季度，广义货币的流通速度都比狭义货币的流通速度稳定，通过H-P滤波可以得到两者都呈下降的趋势。改革开放至今，无论是狭义货币还是广义货币，货币流通速度的下降在减慢，但是仍存在着一定程度的波动。还有一个明显的特征就是，货币流通速度呈现一定的顺周期性，在经济处于收缩时期下降幅度要明显大于经济处于上升时期的下降幅度。
利用滚动标准差衡量货币流通速度序列轨迹的波动性表明，在20世纪90年代以前，年度的广义货币流通速度的波动大体与狭义货币相当，都呈下降趋势；90年代以后波动又突然上升，然后在上升和下降之间波浪式前进，整个轨迹出现了波动程度降低的迹象，但是也存在短期内波动再次上升的可能。季度的货币流通速度波动也表现出同样的特征，90年代以来广义货币流通速度波动曲线一直位于狭义货币流通速度下方，并且各自的波动都处于不断变化当中，而且狭义货币流通速度波动性变化幅度大，说明90年代以来广义货币流通速度相对比狭义货币流通速度稳定，但两者都处于非稳定状态。
由此可知，我国的货币流通速度表现出以下特征：一是货币流通速度逐渐下降，下降过程中又出现突然上升的情况，下降趋势逐渐趋缓。二是广义货币流通速度要比狭义货币流通速度稳定，年度内货币流通速度比季度货币流通速度稳定。三是货币流通速度的波动性变化不定，总的趋势是波动性减小，但短期内仍然存在波动性继续提高的可能，即货币流通速度仍然存在一定程度的不稳定性。随着我国教育、医疗、住房、养老等体制的改革，我国经济主体的资产结构发生了变化，具体表现为经济主体的储蓄占收入比不断上升，消费占收入比下降，导致很多货币退出了流通领域，造成收入增加而货币流通速度减慢，在数量上表现为货币流通速度的收入弹性小于零。同时，广义货币与狭义货币两个层次的组成结构不同，前者包括了储蓄存款，决定了两者货币流通速度的收入弹性存在差别。
以上分析表明我国的货币流通速度并不是稳定的，尤其在短期内波动比较剧烈，波动幅度时大时小，规律性并不明显。不稳定的货币流通速度必然影响到目前我国货币政策中介目标的适宜性。经济,金融,货币-[飞诺网]
三、我国货币供给的可控性分析
从货币理论的角度看，货币供给量的可控性问题实质上是货币的内生性问题，货币供给的内生性和可控性存在着此消彼长的关系。从货币供给的影响因素来看，一定时期的货币供应量应是基础货币和货币乘数相互作用的结果。因此，在进行货币供给量可控性分析时，对基础货币和货币乘数进行分析是必不可少的。
1.货币供给内生性的理论分析。一定时期的货币供给是由基础货币与货币乘数共同决定的，即M＝Mb·m。在决定货币供给的两大因素之中，通常认为基础货币Mb可以被货币当局控制，而货币乘数m是由通货与存款比例(h)、法定准备金率(r)、超额准备金率(e)等因素决定的，这些因素中只有法定准备金率由货币当局控制，另外两项则与经济的内在因素有关联。因此，从货币基数来说，通常认为货币供给是外生的；而从货币乘数来说，在很大程度上货币供给又是内生的。
设M1，M2为狭义货币与广义货币供应量，Mb为基础货币，C为流通中的现金，R为存款准备总额(包括法定准备金和超额准备金)，D为活期存款，T为准货币M2-M1，m1和m2为货币乘数，r为法定存款准备率，e为超额存款准备率，h为现金与活期存款之比，t为准货币与活期存款之比，从而得到：C＝hD，T＝tD，Mb＝C+R，M1＝C+D，M2＝C+D+T，R＝(r+e)(T+D)，
从公式中可看出，广义货币乘数大于狭义货币乘数，狭义货币乘数m1的变动与r，e，h，t成反比，而广义货币乘数m2的变动与r，e，h成反比，与t成正比。为了比较各个参数的影响，我们只需要比较其绝对值的大小即可。由于一般情况下r，e都比较小，两者之和不超过1。观察上述各式，其分母都为
从上面的分析可知，r，e的变动引起m1和m2的变动幅度比其他因素都大。参数e取决于商业银行的成本收益的权衡，受到盈利性、流动性和安全性等因素的制约，与经济活动存在密切联系，并且在一定程度上可以抵消r的变动。因此，e对m1和m2的作用应该最大，正是由于e并不能被货币当局所控制，从而表明我国的货币供给具有内生性。h和t分别为现金和准货币与活期存款的比率，主要由居民和企业的资产偏好所决定，并不受中央银行所支配，而且对货币乘数的影响不大。居民收入、市场利率、金融资产多元化程度以及对未来的预期等因素会影响持有金融资产的行为，导致h发生变化，而居民的可支配收入水平以及存款利率的高低等会影响t的变化，这些具有内生性的因素波动致使货币供给难以控制。
2.我国货币供给的实证分析。首先，从整体上考察我国货币供给的内生性。由于M1，M2，GDP都为I(1)过程，则GDP变化和货币供给变化都为平稳过程，符合Granger因果关系检验的条件。Granger因果关系检验表明，货币供给的变动与产出变动存在双向因果关系，两者在统计上存在着因果关系。GDP的变化在某种程度上是引起货币供给变化的原因，也就是说GDP的变化能刺激货币供给发生变化，体现出我国货币供给的内生性。从检验结果发现，广义货币M2比狭义货币M1更强烈地拒绝了各自的原假设，这在一定程度上说明M2的内生性要比MI的内生性强，而且与经济增长的关系更加密切。
其次，在货币供给的影响因素中，货币当局应该可以对基础货币进行控制，然而我国的实际情况则并非如此。我国的基础货币投放忽快忽慢，很不稳定，1997年基础货币比上年增长14%，而1998年增长率就急剧下降为2.3%，1999年又跃升至7.3%，90年代以来这一现象很大程度上是由于我国的汇率制度导致的。我国名义上实施有管理的浮动汇率制度，但实质上可以看作是一种钉住美元的固定汇率制度。如果一国实行的是固定汇率制或爬行汇率等有管理的汇率制度，不论其名义上的货币政策中介目标是什么，都首先要保证汇率目标得以实现，这给我国货币供应量目标的实现造成了很大困难，因为它直接影响到基础货币的投放。
再次，货币乘数也是影响货币供给的重要因素。法定准备金率是影响货币乘数各因素中惟一可以由中央银行控制的变量，是决定货币乘数诸因素中外生性最强的变量。超额准备率和现金存款比率、准货币与活期存款比率是具有较强内生性的变量，并不是中央银行所能决定的。货币乘数体现出来的内生性或外生性要看这些因素对货币乘数影响力的大小，我们借助预测方差分解方法来分析货币乘数。
方差分解实际上是系统的预测均方误差，分解成系统中各变量冲击所做的贡献。经过ADF检验，表明m1，m2，r，e，t，h都服从单位根过程。经过JJ协整检验，表明m1与h，e，h，t之间和m2与r，e，h，t之间都存在协整关系。将货币乘数和其影响因素组成VAR模型，在设定VAR模型时，由于变量间存在协整关系，选择向量误差修正形式(vecm)，向量定义为Y＝(mi，r，e，h，t)''''，i=1或2，滞后阶数的选择根据Akaike信息准则和Schwartz准则。对模型回归得到的预测方差进行分解，分析各因素对货币乘数的影响程度，预测期数为10，得到货币乘数预测误差方差的百分比，即货币乘数本身及其影响因素在对应的预测步长下对货币乘数的贡献。
结果表明，对于狭义货币乘数m1，超额准备率能够解释其方差的15%左右，而法定准备率仅能够解释方差的2%左右，货币乘数m1的预测方差主要来自其自身的变化，在影响因素中，超额准备金率e对货币乘数m1的作用最大，而法定准备金率r的作用较小，这表明m1的影响主要来自超额准备金率的变化。货币乘数m2的方差分解得到m2的影响(除自身以外)主要来自超额准备金率e的变化，其中17%左右可以由超额准备率来解释，而且对比m1和m2的方差分解结果，发现r，e，h，t四个因素对货币乘数m2的影响都比对货币乘数m1的影响大，这与我们前面的理论推导一致。因为超额准备金率并不是由中央银行所能决定的，它取决于金融机构的经济行为和经济发展状况。我国超额准备金率的大幅度变动导致货币乘数对货币供给形成了冲击，进而弱化了央行对货币供给的控制能力。货币乘数具有较强的内生性，在一定程度上决定了我国货币供给的内生性。
实际上，货币供给的内生性取决于经济发展和市场化的程度，西方一些经济学家普遍认为，货币供给具有内生性是金融体系发展的结果，因此，随着我国经济市场化的深入，货币供给的内生性增强是完全可以理解的。
四、我国货币供应量与物价和经济增长的相关性分析
如果货币供应量可以充当货币政策中介目标，其与货币政策最终目标必须是高度相关的。如果中介目标与最终目标是相关的，中介目标所包含的有关信息与最终目标的相关信息也是相关的，货币当局才有可能通过掌握中介目标信息和控制中介目标来实现最终目标。
1.货币供给与经济增长和物价的理论关系。在实证分析之前先理清货币供给与经济之间的理论关系，交易方程MV＝PY体现了货币量与物价以及经济产出之间的一个量的关系，方程两边求对数并对时间求导得：
这是一个关于各变量增长率的关系式，货币供给增长率与货币流通速度增长率之和等于通货膨胀率与国内生产总值增长率之和。用μ表示货币供给量的增长率，y是国内生产总值的增长率，π为通货膨胀率。假定货币流通速度为不变常数，我们可以得到货币量、产出水平和价格水平三者之间的一个重要关系式：μ＝π+y，即在一定条件下，产出水平、通货膨胀都分别与货币供给存在正向变化关系。货币供给的增长不仅部分作用于经济增长而且也部分作用于通货膨胀，通货膨胀对经济增长有一定的制约作用，因为由于通货膨胀的存在致使需要一部分货币供给来抵消通货膨胀的存在。
当社会资源已经充分利用，此时经济增长已达到最优的增长途径，货币供给量的增加已经不会促使经济增长反而导致物价上涨，用上述公式来解释就是当Y已经达到最大，即增长率y已经保持恒定不变，μ的增加将仅仅导致π的增加。说明货币供给只能在由产出水平增加而引起的实际货币需求增加的范围内适度地增长，增加的有效需求适当地由增加的货币供给量来满足，如果货币供给的速度大于经济产出的速度时，将会导致通货膨胀。
2.相关性的实证分析。对中介目标(货币供应量)与最终目标的相关性实证分析，其指标应采用指标的名义值。我们主要考察狭义货币M1、广义货币M2和准货币M-M1对经济增长和物价的影响，包括滞后影响。
由于各个变量都服从单位根过程，我们先检验变量的平稳性，发现名义货币供给量M1和M2，名义GDP都为I(1)过程，而物价P为I(2)过程。为了促使各变量具有一致的单整阶数，我们把物价P进行一阶差分，从而促使DP为I(1)过程，代表通货膨胀变量。继续对货币供给M1，M2和准货币M2-M1与通货膨胀代表变量DP进行因果检验，从因果关系检验中得到，在一定滞后阶数下，狭义货币、广义货币和准货币都对通货膨胀产生影响，几乎都能在95%的概率下接受货币供给的变动是通货膨胀的原因，表明货币供给对通货膨胀具有一定的影响力，通货膨胀是一种货币现象。也就是说，货币当局能够通过控制货币供给量来控制通货膨胀，但是前提是货币当局必须能够控制货币供给量。国外实证研究表明：通货膨胀与货币供应量变化具有非常强的相关性，相关系数在0.92～0.96之间，并且长期看来货币供应量的增加将最终导致相同程度的通货膨胀上升。从结果中可以看出，各层次货币对通货膨胀的影响都存在滞后，这要求货币当局在控制通货膨胀时应具有一定的前瞻性。而且，狭义货币与广义货币、准货币相比，其对通货膨胀的影响滞后期短，广义货币与准货币的变化对通货膨胀产生作用并不是瞬时的，都在滞后两期以后才对通货膨胀产生影响，并持续一段时间。由于广义货币、准货币与狭义货币的组成结构不同，特别是准货币，基本上是由定期存款组成，主要对通货膨胀产生潜在的影响，因为货币不进入流通领域，不能发挥作用。
从对货币供给变动与GDP变动之间的因果关系检验中发现，货币量变动对经济增长有显著影响，而且广义货币比狭义货币对经济增长的作用更大。
上述分析表明，我国的货币供给是非中性的，其对经济增长是有影响的，尤其是对通货膨胀，影响比较显著。因此，货币供给量作为货币政策中介目标对稳定物价有积极作用。
