貨幣供應(yīng)量規(guī)則作為我國貨幣政策工具規(guī)則的適用性分析

◎ 劉翠（中國人民大學(xué)，北京100872；天津財經(jīng)大學(xué)珠江學(xué)院，天津301811）

貨幣供應(yīng)量規(guī)則作為我國貨幣政策工具規(guī)則的適用性分析

◎ 劉翠（中國人民大學(xué)，北京100872；天津財經(jīng)大學(xué)珠江學(xué)院，天津301811）

貨幣供應(yīng)量規(guī)則 貨幣政策工具規(guī)則 可測性 可控性 相關(guān)性

自從Taylor首次提出了貨幣政策工具規(guī)則的概念后，對貨幣政策工具規(guī)則的研究就如雨后春筍般繁榮。初期的貨幣政策工具規(guī)則研究更多的是停留在選擇何種貨幣政策工具規(guī)則的研究上，很少考慮不同國家實施貨幣政策工具規(guī)則的特定環(huán)境背景，造成對貨幣政策工具規(guī)則研究的千篇一律，無法充分反映某個國家的特殊國情。貨幣政策工具規(guī)則的確定原則本質(zhì)上應(yīng)是各國根據(jù)自己的具體經(jīng)濟條件與形式來決定的，選擇不同的貨幣政策工具規(guī)則。到了近幾年，貨幣政策工具規(guī)則的研究開始逐漸結(jié)合國家的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、政策制度環(huán)境、經(jīng)濟開放程度和金融市場發(fā)展狀況等多種因素，不僅在貨幣政策理論研究方面取得了巨大的突破，還在各國的貨幣政策制定和執(zhí)行過程中發(fā)揮著巨大的作用。

具體到我國，從上個世紀90年代起開始將貨幣供應(yīng)量作為中介目標，貨幣供應(yīng)量規(guī)則也相應(yīng)成為我國當前的貨幣政策工具規(guī)則，但是隨著我國金融市場的不斷發(fā)展，貨幣供應(yīng)量規(guī)則的缺陷開始逐漸顯現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量規(guī)則作為貨幣政策工具規(guī)則的有效性遭遇到了前所未有的沖擊，在保持幣值穩(wěn)定及促進經(jīng)濟增長方面的作用不能令人滿意，已經(jīng)不適合單獨作為貨幣政策工具規(guī)則，具體表現(xiàn)在以下幾個方面：

1、一是貨幣供應(yīng)量的可測性降低。隨著金融市場和金融產(chǎn)品的不斷開放與創(chuàng)新，貨幣供應(yīng)量的可測性存在越來越多的問題。第一，各層次貨幣之間的界限日漸模糊，作為貨幣的貨幣與作為資本的貨幣難以進行準確區(qū)分，交易賬戶與投資賬戶之間的區(qū)別越來越模糊。第二，貨幣的統(tǒng)計口徑越來越難以界定，在確定資產(chǎn)或負債應(yīng)被歸類在M0、M1、M2哪個層次的貨幣指標方面存在操作困難，極易導(dǎo)致現(xiàn)行的貨幣統(tǒng)計口徑無法真實反映貨幣政策的執(zhí)行情況。

2、二是貨幣供應(yīng)量的可控性下降。在具體實施過程中，貨幣供應(yīng)量規(guī)則實質(zhì)上是通過對基礎(chǔ)貨幣進行直接控制，來間接控制貨幣供應(yīng)量，進而實現(xiàn)貨幣政策目標。

表1 1999年至2013年各層次貨幣供應(yīng)量增長率的描述性統(tǒng)計分析

表1為從1999年至2013年M2、M1、M0增長率相關(guān)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。1999年至2008年M2、M1、M0增長率的均值分別為11.87%、15.50%和16.16%，標準差分別為3.65、3.63和2.12，變異系數(shù)分別為0.3075、0.2341和 0.1309；2009年至2013年M2、M1、M0增長率的均值依次為17.68%、15.46%和11.42%，標準差分別為6.18、11.13和4.07，變異系數(shù)分別為0.3496、0.7198和0.3562。通過對金融危機發(fā)生前后我國的貨幣供應(yīng)量增長率進行分析發(fā)現(xiàn)，金融危機后我國貨幣供應(yīng)量增長率的波動明顯增加，反映了中央銀行對貨幣供應(yīng)量缺乏有效的控制，貨幣供應(yīng)量的可控性存在一定程度的下降。

事實上，貨幣供應(yīng)量是基礎(chǔ)貨幣與貨幣乘數(shù)的乘積。因此，需要從基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)兩個角度，分析造成貨幣供應(yīng)量可控性降低的原因。

1 中央銀行對基礎(chǔ)貨幣缺乏控制力

根據(jù)費雪方程式，存在如下的恒等式：

首先，將費雪方程式等式兩邊同時取對數(shù)：

然后，在等式兩邊同時求導(dǎo)：

最后，將費雪方程式變形為：

其中，V代表貨幣流通速度，代表制度性因素，在短期內(nèi)可默認為常量，因而可以將V視為常數(shù)。因此，通過費雪方程式可以看出，假設(shè)不考慮貨幣流通速度的變化，貨幣需求量的變動率應(yīng)大致等于GDP增長率和物價增長率之和。

表2 基礎(chǔ)貨幣的實際增長率與目標增長率比較（數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局網(wǎng)站）

表2中對費雪方程式測算出的目標增長率與基礎(chǔ)貨幣的實際增長率進行了比較，盡管我國基礎(chǔ)貨幣實際增長率與目標增長率的變動路徑大體一致，但深入分析實際增長率與目標增長率的偏離程度時可以發(fā)現(xiàn)，除2011年和2012年外，其余年份基礎(chǔ)貨幣的實際增長率與目標增長率的偏離程度均在10%以上，反映了中央銀行不能完全控制基礎(chǔ)貨幣，存在被動投放或收回的情況。中央銀行難以控制基礎(chǔ)貨幣，將會直接導(dǎo)致對貨幣供應(yīng)量控制力的減弱，進而影響貨幣供應(yīng)量規(guī)則作為貨幣政策工具規(guī)則的實施效果。

2 貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定

貨幣乘數(shù)的穩(wěn)定是我國實施貨幣供應(yīng)量規(guī)則的必要條件之一。穩(wěn)定的貨幣乘數(shù)，可以幫助中央銀行通過對基礎(chǔ)貨幣進行調(diào)控來實施貨幣供應(yīng)量規(guī)則；相反，若貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定，即便中央銀行能夠?qū)崿F(xiàn)對基礎(chǔ)貨幣的及時、準確控制，中央銀行也不可能成功實施貨幣供應(yīng)量規(guī)則。可見，貨幣乘數(shù)的穩(wěn)定性對分析貨幣供應(yīng)量規(guī)則在我國的適用性非常重要。

目前，我國將貨幣供應(yīng)量劃分為三個層次，分別是M0、M1和M2?？梢缘玫組1層次的貨幣乘數(shù)K1，即狹義貨幣乘數(shù)，K1=M1/B，以及M2層次的貨幣乘數(shù)K2，即廣義貨幣乘數(shù)，K2=M2/B，其中B為基礎(chǔ)貨幣。

通過表3可以發(fā)現(xiàn)，K2和K1均呈現(xiàn)出較大的不穩(wěn)定性，說明貨幣乘數(shù)長期偏離均衡水平，貨幣乘數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的。在貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定的情況下，即便中央銀行可以實現(xiàn)對基礎(chǔ)貨幣的控制，但如果存在貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定的問題，同樣會出現(xiàn)中央銀行對貨幣供應(yīng)量的間接控制力減弱的情況。

表3：1999年第一季度至2013年第四季度貨幣乘數(shù)的平穩(wěn)性檢驗

貼士1：

泰勒規(guī)則（Taylor rule）：是常用的簡單貨幣政策規(guī)則之一，由斯坦福大學(xué)的約翰.泰勒于1993年根據(jù)美國貨幣政策的實際經(jīng)驗，而確定的一種短期利率調(diào)整的規(guī)則。泰勒認為，保持實際短期利率穩(wěn)定和中性政策立場，當產(chǎn)出缺口為正（負）和通脹缺口超過（低于）目標值時，應(yīng)提高（降低）名義利率。

貼士2：

費雪方程式：古典經(jīng)濟學(xué)家在19世紀末20世紀初發(fā)展起來的貨幣數(shù)量理論，是一種探討總收入的名義價值如何決定的理論。因為該理論揭示了對既定數(shù)量的總收入應(yīng)該持有的貨幣的數(shù)量，并且認為利率對貨幣需求沒有影響。20世紀初，美國經(jīng)濟學(xué)家、耶魯大學(xué)教授歐文·費雪在其1911年出版的《貨幣的購買力》一書中，提出了交易方程式：MV=PT 該式也可以表示成P=MV/T。式中，M表示一定時期流通中貨幣的平均數(shù)量；V表示一定時期單位貨幣的平均周轉(zhuǎn)次數(shù)即貨幣流通速度；P表示商品和勞務(wù)價格的加權(quán)平均數(shù)；T表示商品和勞務(wù)的交易數(shù)量。

貼士3：

格蘭杰因果檢驗：格蘭杰于1969年提出了一種基于“預(yù)測”的因果關(guān)系，后經(jīng)西蒙斯的發(fā)展，格蘭杰因果檢驗作為一種計量方法已經(jīng)被經(jīng)濟學(xué)家們普遍接受并廣泛使用。它通過比較“已知上一時刻所有信息，這一時刻X的概率分布情況”和“已知上一時刻除Y以外的所有信息，這一時刻X的概率分布情況”，來判斷Y對X是否存在因果關(guān)系。它的主要使用方式在于以此定義進行假設(shè)檢驗，從而判斷X與Y是否存在因果關(guān)系。

3 貨幣供應(yīng)量與宏觀經(jīng)濟的相關(guān)性不高

通過表4對貨幣供應(yīng)量與主要宏觀經(jīng)濟變量的相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)，無論是M1，還是M2，貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、通貨膨脹、消費和投資等主要宏觀經(jīng)濟變量的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，貨幣供應(yīng)量與主要宏觀經(jīng)濟變量的相關(guān)性并不高。

表4：貨幣供應(yīng)量和主要宏觀經(jīng)濟變量的相關(guān)系數(shù)（數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站）

通過表5中對貨幣供應(yīng)量與主要宏觀經(jīng)濟變量的格蘭杰因果檢驗的結(jié)果可以看出，在5%的置信概率下，廣義貨幣供應(yīng)量M2除了對消費存在格蘭杰原因外，對經(jīng)濟增長、通貨膨脹和投資不存在格蘭杰原因；狹義貨幣供應(yīng)量M1除了對經(jīng)濟增長存在格蘭杰原因，對通貨膨脹、消費和投資不存在格蘭杰原因。貨幣供應(yīng)量與主要宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域之間不存在緊密的關(guān)系，導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量規(guī)則無法繼續(xù)作為我國的貨幣政策工具規(guī)則被加以使用，貨幣供應(yīng)量規(guī)則并不適合我國目前階段的實際情況。

表5 貨幣供應(yīng)量與主要宏觀經(jīng)濟變量的格蘭杰因果關(guān)系

通過上述分析可知，由于貨幣供應(yīng)量規(guī)則存在基礎(chǔ)貨幣難以控制、貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定等問題，導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量在可測性、可控性和相關(guān)性等方面受到嚴重影響，加之貨幣供應(yīng)量在我國存在很強的內(nèi)生性，導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策工具規(guī)則的實施效果下降，我國已經(jīng)不再適合選擇貨幣供應(yīng)量規(guī)則作為貨幣政策工具規(guī)則。

[1]曾令華，李紅光.論貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標的有效性[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2007年第2期：62-68

[2]王勝，田濤.匯率波動、財政赤字與最優(yōu)貨幣政策規(guī)則[J].上海金融，2013年第5期：42-46.

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[5]謝平，羅雄.泰勒規(guī)則及其在中國貨幣政策中的檢驗[J].經(jīng)濟研究，2002年第3期：3-12.

[6]楊英杰.泰勒規(guī)則與麥科勒姆規(guī)則在中國貨幣政策中的檢驗[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2002年第12期：97-100.

[7]孔丹鳳.中國貨幣政策規(guī)則分析——基于泰勒規(guī)則和麥克勒姆規(guī)則比較的視角[J].山東大學(xué)學(xué)報，2008年第5期：57-66.

（本文系天津市哲學(xué)社會科學(xué)研究規(guī)劃項目《我國影子銀行體系對貨幣政策規(guī)則選擇的影響》（TJYY15-020）、國家社會科學(xué)基金重點項目《新常態(tài)下我國影子銀行體系的風(fēng)險溢出效應(yīng)及其對貨幣政策的影響研究》（15AJY021）的階段性成果。）

本文利用描述性統(tǒng)計、平穩(wěn)性分析、相關(guān)性分析等方法，從可測性、可控性和相關(guān)性三個方面，對貨幣供應(yīng)量規(guī)則在我國目前階段的適用性進行分析，其分析結(jié)論是目前階段貨幣供應(yīng)量存在可測性降低、可控性下降、與宏觀經(jīng)濟相關(guān)性不高等問題，貨幣供應(yīng)量規(guī)則已經(jīng)不適合單獨再作為我國貨幣政策工具規(guī)則。