貨幣供應量思考

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一、引言

貨幣政策中介目標的選擇沒有統一的模式。20世紀80年代以后，金融創新使貨幣供應量的概念變得模糊，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應量作為我國貨幣政策的中介目標。以貨幣供應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性高。自1996年中國人民銀行把貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標以來，貨幣供應量與宏觀經濟的總體關聯度在增強，我國經濟穩定較快增長。

但部分學者不這樣看，他們認為貨幣供應量已不適宜作為我國貨幣政策中介目標，而應以其他金融變量作為中介目標。其理由，一是認為基礎貨幣投放難以控制和貨幣乘數不穩定，從而貨幣供應量的可控性較差并且下降。二是說我國貨幣流通速度下降，短期貨幣需求函數不穩定，貨幣量與物價和產出的相關性被削弱，因而貨幣供應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年以來我國貨幣供應量的可控性與相關性進行分析，以期證明貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的有效性。

二、我國貨幣供應量與經濟增長之間的相關性分析

(一)貨幣供應量相關性的理論分析貨幣政策有無真實效應(是否影響產量和就業)，取決于總供給曲線的形狀。古典理論認為總供給曲線是垂直的，無論總需求怎樣變化，產出水平都不會發生移動，因此貨幣是中性的。凱恩斯把總供給曲線看成是水平的，實行擴張性財政、貨幣政策使就業和產量增加，但不影響價格水平。垂直的和水平的總供給曲線是兩種極端情形，正常的總供給曲線是一條向上傾斜的曲線。因改革開放帶來經濟持續高增長，到20世紀末我國商品供求狀況轉變成了買方市場；加上亞洲金融危機的影響，我國20世紀末出現了有效需求不足、物價持續下降、經濟增長減緩的局面。在金融方面，防范和化解金融風險成為頭等大事，商業銀行對信貸工作提出了貸款質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，總供給曲線的斜率下降。從總供給方面來看，由于體制改革、技術進步導致企業效率提高、成本下降、產品價格水平下降。這意味著總供給曲線向右平移，總供給曲線的斜率進一步下降。這樣就使我國經濟遠離充分就業水平(或潛在產出水平)，而接近凱恩斯總供給曲線的情形。在此種形勢下，擴張總需求(實行擴張性財政、貨幣政策)，會使產出增加而對物價水平影響不大。因此，在經濟總體供大于求、貨幣幣值相對穩定的情況下，以貨幣供應量為中介目標的貨幣政策有能力實現促進經濟增長的目標。

(二)貨幣供應量相關性的實證分析

1.變量、數據來源和模型的說明

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定基比指數的對數時間序列；利用變量LGDP表示實際GDP的對數時間序列；利用變量LM1表示狹義貨幣供應量M[,1]的對數時間序列；利用變量LM2表示廣義貨幣供應量M[,2]的對數時間序列。

我國沒有公布CPI定基比指數，本文用我國公布的CPI月環比指數構造月定基比指數(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用幾何平均的方法計算出CPI季度定基比指數。對季度GDP實際值，用GDP名義值除以CPI的季度定基比指數得到。對貨幣供應量M[,1]和M[,2]，使用公布的季末名義值。作計量分析時，各變量數據均經過X-11方法消除季節因素后再取常用對數值。本文使用的數據來源于《中國經濟景氣月報》和《中國人民銀行統計季報》各期。數據范圍為1996年一季度到2005年三季度，總計39個樣本點。

對貨幣供應量與物價、產出的相關關系，應從整體上考查，片面地研究這三者中的兩兩關系不能說明三者關系的穩定性問題。本文的實證研究采用協整檢驗(用VAR模型)、VEC(向量誤差校正)模型和方差分解方法。VAR模型的滯后階數由AIC準則和SC準則確定，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方法來分析其動態特征。

2.實證分析與結果

(1)時間序列平穩性檢驗。為避免誤回歸的發生，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果(見表1)。

表1的單位根檢驗結果表明，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。檢驗表明ΔLM1的平穩性較差，不能與LCPI、LGDP一起建模。

(2)協整關系檢驗和VEC模型。要判斷變量之間是否存在長期穩定關系，必須對變量之間的關系進行協整檢驗。利用軟件Eviews3.1，在選擇滯后一階后可確定VAR模型，應用Johansen的最大似然比(LR)法得到協整檢驗結果(見表2)。

協整檢驗的結果表明，LM2與LCPI、LGDP之間存在唯一的協整關系，即它們之間存在穩定的長期均衡關系。其協整方程為：

該方程表明，在LM2與LCPI、LGDP的長期均衡關系中，LM2的乘數為0.492，而LGDP的乘數為0.921，也就是說LM2與LCPI負相關，而與LGDP正相關。獲得協整關系后，可以將VAR模型轉換為VEC(向量誤差校正)模型：

在VEC模型中，協整關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定性。

VEC模型中變量的彈性系數各異，ΔLCPI的彈性系數只有-0.006，ΔLGDP的為-0.998，而ΔLM2的則有-0.226。這反映了協整關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的彈性系數為-0.0275，而ΔLGDP的則有0.442，這說明上期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，說明ΔLCPI變化有較強的傳遞性，表現出很強的適應性預期特征，同時上期的ΔLGDP對ΔLCPI有比較明顯的正效應。上期的ΔLGDP對本期ΔLGDP和ΔLM2的彈性系數都為負，分別為-0.691和-0.063，這表明一旦經濟開始有過熱的趨勢就存在一種力量使經濟降溫使貨幣供應量減少。

(3)方差分解分析。方差分解方法用于研究VAR模型的動態特征，其主要思想是把系統中每個內生變量(共m個)的波動(k步預測均方誤差)按其成因分解為與各方程信息相關聯的m個組成部分，從而了解各信息對模型內生變量的相對重要性[4](P143—185)。本文分別對LCPI和LGDP的預測誤差依各種沖擊進行分解(在此設定方程順序仍為LM2，LGDP，LCPI)，分解結果見表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部分由LM2變化來解釋(短期為15%左右，長期則有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)而言LCPI本身沖擊解釋LCPI波動的大部分，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.實證分析結果提供的啟示

通過對廣義貨幣供應量M[,2]與物價、產出關系的分析，產生了令人迷惑的結果：M[,2]對物價只產生微弱影響且M[,2]與物價負相關；M[,2]與產出正相關，對產出有很強的促進作用；上期的產出變動對本期的產出及M[,2]的變化有反向修正作用。為什么會出現這種情況呢？如果我們聯系1996年以來我國的宏觀調控實際，就可以發現其背后的理論依據和現實根源。

(1)上文的協整方程、VEC模型和方差分解分析都表明M[,2]與產出正相關，對產出有很強的促進作用。上期ΔLM2對本期的ΔLGDP的影響明顯，其彈性系數為0.44，這說明上期ΔLM2對ΔLGDP起著很大的促進作用。LGDP的波動有相當大的部分由LM2變化來解釋(短期為15%左右，長期則有25％左右)。從M[,2]對產出具有很強的促進作用來看，貨幣供應量與最終目標之間存在著較強的相關性。因此，就相關性而言，貨幣供應量作為我國貨幣政策的中介目標是有效的。

(2)上文的協整方程和VEC模型都表明M[,2]與物價微弱負相關。這與傳統理論似乎不一致。著名的費雪交易方程式假設貨幣流通速度V為常數并且貨幣量M對實際產出沒有效應，因此貨幣供應量的變化就體現在物價上而不影響產出。但是費雪方程式的這兩個假設在我國不成立。上文已論述我國M[,2]對產出有促進作用。我國貨幣流通速度也不是常數，而是下降的，1978年是3.1，1996年是0.96，到2004年則只有0.54。有人認為流通速度V是價格指數和實際GDP等變量的函數[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的需求，因而準貨幣與物價負相關。如果M[,2]的增長主要由準貨幣的增長引起，物價與M[,2]就是負相關的。1996～2005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、0.382，2005年前三季度分別為0.358、0.358、0.351，這表明準貨幣比M[,1]增長得快。

CPI的波動還值得繼續討論。上文的VEC模型和方差分解分析表明，上期的LGDP對LCPI有比較明顯的正效應；LCPI的波動主要來自LCPI和LGDP兩方面的沖擊，短期(一年內)而言LCPI本身沖擊解釋LCPI波動的大部分，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)。這就說明，廣義貨幣供應量M[,2]與CPI之間沒有明顯的直接關系。

再看看實際情況：1996年初M[,2]為60750.5億元，到2005年一季度M[,2]達到264588.9億元，是1996年初的4.4倍。以1995年底為基數的CPI定基比指數在2005年三季度為110.77，物價水平僅增長了10.77%。這也說明，M[,2]與CPI之間沒有明顯的直接關系。

(3)在VEC模型中，上期的產出變動對本期的產出及M[,2]有反向修正作用。上期的ΔLGDP對本期的ΔLGDP和ΔLM2的彈性系數都為負，分別為-0.691和-0.063。對于上期產出變動對本期產出變化的這種反向修正作用，只要我們回顧央行貨幣政策的風向和調控過程，就不難理解了。1996年我國經濟實現“軟著陸”以后，為了防止經濟增長速度過多下滑，央行連續8次降低利率，兩次下調法定存款準備金率，政府實行了積極的財政政策。而從2003年以來，為了抑制經濟過熱的勢頭，政府又加強了宏觀調控，人民銀行加大了金融宏觀調控和窗口指導力度，銀監會加強了銀行機構信貸業務的監管力度，國土資源部加強了土地管理等等。這些政策實踐告訴我們：我國政府對經濟增長的反向調節(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出也有反向修正作用。

(4)從方差分解分析中發現，中長期來說GDP的變動解釋CPI變化的大部分(當然，根據VEC模型分析的結果，CPI本身也有較強的傳遞性)，上期產出與本期物價正相關，經濟增長對物價有促進上漲作用。這啟示我們，貨幣供應量的增長可能通過經濟增長而導致物價水平的上漲。因此我國不能因為貨幣供應量對經濟增長有較強的正效應而持續大量增加貨幣供給，而應為了延長經濟增長周期而保持貨幣供應量的適當增長。利用上述VAR模型對我國經濟前景進行粗略預測，發現只要央行能穩定M[,2]的增長，盡量使2005年底的M[,2]控制在29.8萬億元左右(實際數額為298755.48億元)、2006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，使國民經濟實現平穩增長。如果讓貨幣過快地增長，則經濟增長和物價水平都會出現不適當的上漲。

三、我國貨幣供應量也有可控性

(一)貨幣的內生性、外生性與可控性分析

1.貨幣的內生性、外生性問題

內生貨幣是指貨幣存量是由實際產出、利率、物價水平等經濟變量的變動決定的。外生貨幣是指貨幣存量是由經濟過程之外的某個機構(中央銀行)提供的。內生貨幣強調貨幣需求決定貨幣存量，外生貨幣強調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給曲線。溫特勞布(Weintraub，S.)、卡爾多(Kaldor，N.)、摩爾(Moore，B.J.)等則認為貨幣是完全內生的，是不可控的內生變量，他們給出了一條水平的貨幣供給曲線，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象，正如結構主義者所說，正常的貨幣供給曲線是一條向上傾斜的曲線。貨幣供給曲線，從左至右，開始比較平坦，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分，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，隨著銀行資產業務的擴張(同時伴隨貨幣供應量增加)，銀行體系的準備越來越吃緊，貨幣市場短期利率上升，中央銀行提供流動性所要求的利率也升高或者其態勢趨向于緊縮。此時，只有利率的上升才能刺激起銀行體系擴張貸款等資產業務的欲望。垂直的那一段表示，銀行體系的準備已被充分利用，中央銀行持堅定的緊縮態度，在不增加基礎貨幣投放的情況下，銀行體系能創造的貨幣供應量達到極限，不管利率怎樣提高，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生性逐漸增強。

2.我國貨幣的內生性與可控性分析

我國學術界對貨幣供給理論的一個爭論是我國貨幣供給到底是內生變量還是外生變量。外生論學者提出了如下理由：一是經濟體系中的全部貨幣，從根源上說都是由中央銀行資產負債業務決定的；二是中國人民銀行不是沒有控制貨幣供給增長的有效手段，而是沒有利用好這個手段。內生論者在不同的時間舉出了不同的例證：1994年以前，我國商業銀行同時承擔著商業性貸款和政策性貸款的業務，商業銀行傾向于擴大商業性貸款的數量，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銀行補充資金從而形成貨幣供給的“倒逼”。這就是被稱為“倒逼機制”的貨幣供給內生論。

從經濟體制上來看，我國企業的市場主體地位還在形成過程中，經濟利益機制還不健全，控制我國信貸供給近八成的國有獨資商業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，利率與貨幣供應量的相關度就較弱。從理論上看，我國貨幣供給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、貨幣供給曲線比較陡峭的情形。因此，我國貨幣供給的可控性是較強的。

當然，我國貨幣供給的可控性不是完全的。處在逐漸形成中的各種市場主體，由于利益的驅動會盡可能地逃避中央銀行的監測與控制，從而也可能出現貨幣供給的內生性問題。

(二)我國基礎貨幣的可控性

基礎貨幣的公式為：基礎貨幣(B)=儲備貨幣≈流通中的現金(M0)+存款貨幣銀行的總準備金(R)，即：

央行通過對資產項和負債項的調整來改變基礎貨幣量，進而影響貨幣供給。由于我國長期實行強制結售匯制度，導致中國人民銀行資產增加，從而使基礎貨幣被動增加。我國加入WTO后，外匯儲備快速增長，到2005年底外匯儲備總額達到約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)。2005年外匯占款為2002年底的300%，外匯占款在總資產中的占比從2002年的45.48%增長到2005年的61.09%。如果沒有對沖措施，我國的基礎貨幣確實會失控。

但實際上，貨幣當局的儲備貨幣保持著相對平穩的增長，從2002年底的45138億元增長到2005年底的64343億元，僅僅增長了42.5%；按年環比來說，2003年為17%，2004年為11.4%，2005年為9.3%，增長率呈逐年下降趨勢。這就有力地說明，我國基礎貨幣完全在貨幣當局的控制之下。

總之，在我國現階段，中國人民銀行有能力調節基礎貨幣，從而使貨幣供給保持相對穩定。基礎貨幣基本上是可控的。

(三)貨幣乘數可控性的理論分析

1.貨幣乘數的可控性不確定

貨幣供應量是由基礎貨幣與貨幣乘數兩因素所決定的。其公式為：

從公式(7)可知影響貨幣乘數的因素有法定存款準備金率、超額存款準備金率、現金存款比率。這三個比率都與貨幣乘數呈反向變動關系。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(它們的變動是商業銀行和公眾的行為所致)。中國人民銀行可通過調整利率、超額存款準備金利率及央行的再貸款利率(或再貼現率)對超額存款準備金率施以影響；而對現金存款比率的影響就很弱了。因此，貨幣乘數的可控性較弱。但貨幣乘數比較穩定，具有較好的可預測性。下面就對我國貨幣乘數的可預測性進行實證分析。

2.貨幣乘數可預測性的實證分析

(1)變量、數據來源及模型選擇。根據上文可知，貨幣乘數m[,2]=廣義貨幣供應量M[,2]/基礎貨幣B。本節的實證分析嚴格按照上述公式，用《中國人民銀行統計季報》的《貨幣當局的資產負債表》中的儲備貨幣代替基礎貨幣，廣義貨幣供應量來自于《中國人民銀行統計季報》各期。數據范圍為1994年一季度到2005年四季度，總計48個樣本點。

根據數據統計，我們發現貨幣乘數m[,2]具有明顯的時間趨勢和季節波動。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]的預測精度，本文采用ARMA(自回歸移動平均)模型進行統計分析與預測。

(2)實證分析與結果。為了消除時間趨勢同時減少序列的季節波動，需對m[,2]先后進行逐期差分和季節差分。經過多次檢驗，我們發現對序列m[,2]進行一階逐期差分和一階季節差分能使自相關和偏自相關分析圖達到最優。這樣就可得到序列sim[,2]。對序列sim[,2]進行0均值檢驗，得到該序列樣本平均數是0.00466，均值標準誤為0.0139，序列均值與0無顯著差異，表明序列可以直接建立ARMA模型。

因為經過一階逐期差分，序列時間趨勢基本消除，故d=1；經過一階季節差分，季節性也基本消除，故D=1。所以選用ARIMA(p，d，q)(P，D，Q)[s]模型。根據sim[,2]的自相關和偏自相關分析圖可知，p=1或2，q=0或1。由于在第4n期時，樣本自相關和偏自相關系數都顯著不為0，所以，P=Q=1。

利用Eviews軟件建模，并利用所得的模型對我國貨幣乘數進行預測，可得到模型的預測精度MAPE(平均絕對百分誤差)。各模型的參數估計結果和檢驗結果如下：

經計算，四個模型都滿足ARMA過程的平穩條件，模型設定合理。比較表中各個模型的檢驗結果可知，第三個模型的MAPE值最小，顯示其預測精度是最高的。同時，第三個模型的AIC值和SC值僅略微小于第一個，但其AdjustedR[2](調整后的樣本決定系數)比第一個要好很多。與第四個模型相比較，只有AdjustedR[2]較小，其他各項都更優；另外，第三個模型比第四個更簡潔、有效。因而選擇第三個即ARIMA(2,1,0)(1,1,1)[4]模型比較適合。其展開式為：

根據所選定的模型對我國2006年貨幣乘數進行預測，其預測結果如下:

總之，貨幣乘數具有較強的可預測性。由于基礎貨幣基本上是可控的，因而完全可以認為我國貨幣供應量具有較強的可控性，即在預測貨幣乘數的基礎上調控基礎貨幣，從而調控貨幣供應量。就可控性而言，貨幣供應量作為我國貨幣政策的中介目標也是有效的。

綜上所述，我國貨幣供應量與經濟增長之間有較強的相關性，貨幣供應量也具有可控性，因此有理由認為，貨幣供應量作為我國貨幣政策的中介目標在現階段仍然是有效的。