我國貨幣供應(yīng)量影響因素的實證分析

摘 要：對貨幣政策有效性的研究主要分為兩個層次：從操作變量到中介變量為第一個層次，從中介變量到最終變量為第二個層次。這兩個層次的研究對貨幣政策有效性的考察都極為重要。采用回歸、協(xié)整和向量自回歸方法，對第一個層次的有效性進(jìn)行實證研究，結(jié)果表明，商業(yè)銀行信貸途徑、國庫貴金以及國情余額三種力量是影響我國M2的最重要因素，從而，國庫存款余額與國債已成為我國貨幣政策決策管理中不可忽視的因素。

關(guān)鍵詞：貨幣政策工具；實證分析；脈沖響應(yīng)函數(shù)

中圖分類號：F822 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-7217(2006)05—0013-07

一、研究現(xiàn)狀及其目標(biāo)

貨幣政策是市場經(jīng)濟(jì)條件下進(jìn)行宏觀調(diào)控的重要手段。長久以來，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界爭論的一個重要的問題就是“貨幣政策的有效性”。所謂貨幣政策的有效性，是指名義貨幣存量的變動對實際經(jīng)濟(jì)變量是否產(chǎn)生影響，是否帶來價格水平的變動，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)最終產(chǎn)出，其實質(zhì)就是貨幣金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系問題。關(guān)于貨幣政策有效性的研究主要分為兩個層次：第一個層次主要表現(xiàn)為從中央銀行操作目標(biāo)到中介目標(biāo)的實現(xiàn)過程，中央銀行通過操縱各種政策工具影響貨幣供應(yīng)量或者利率以及其他中介目標(biāo)變量；第二個層次主要表現(xiàn)為從中介目標(biāo)到最終目標(biāo)的實現(xiàn)過程，中介目標(biāo)的改變通過微觀經(jīng)濟(jì)最終影響到產(chǎn)出、物價和就業(yè)。央行貨幣政策的有效必須是這兩部分同時有效的過程，任何一個層次的傳導(dǎo)不暢都會導(dǎo)致整個貨幣政策的低效或無效率。

近十幾年來，我國不斷增大貨幣政策調(diào)控力度，但是貨幣政策的效率卻受到了很多學(xué)者的質(zhì)疑，對于貨幣政策的效率，應(yīng)當(dāng)從以上兩個層次進(jìn)行分析。但是，現(xiàn)在絕大多數(shù)的研究都集中在第二個層次(中介目標(biāo)對最終目標(biāo)的影響)的研究上。實證研究方面，在國外，弗里德曼和舒瓦茨在其名著《美國貨幣史》中用歷史的試驗方法證明了貨幣的確能帶來產(chǎn)出的變化。SimStock、Watson(1989)以及Mc－Candles和Web都曾進(jìn)行過貨幣與產(chǎn)出的實證分析。在國內(nèi)，學(xué)者主要運用OLS、協(xié)整、Granger因果關(guān)系檢驗以及向量自回歸等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)技術(shù)對第二個層次的貨幣政策有效性進(jìn)行了實證研究：黃先開、鄧述慧采用兩步最小二乘法；曾令華(2000)采用回歸分析；劉斌(2001)采用向量自回歸(VAR)；陸軍、舒元(2002)采用Granger因果檢驗；王振山、王志強(2002)運用協(xié)整和Granger因果檢驗；周英章、蔣振聲(2002)運用協(xié)整、VAR模型和Granger因果檢驗等方法均對我國的貨幣與產(chǎn)出的關(guān)系作了實證分析，以上所有研究都致力于貨幣供應(yīng)量中介目標(biāo)與最終目標(biāo)的關(guān)系分析。

簡而言之，從中央銀行操作工具到中介變量來研究貨幣政策有效性的第一層次的研究成果非常少見。我國1984年建立中央銀行體制迄今，央行逐漸從直接的調(diào)控方式向間接的調(diào)控方式轉(zhuǎn)變，公開市場操作、再貼現(xiàn)、指導(dǎo)性信貸計劃這些市場化的調(diào)控方式逐步占據(jù)了主導(dǎo)地位，但是，我國尚處于由計劃經(jīng)濟(jì)體制向市場經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌過程中，央行可以采取的多種調(diào)控手段，哪些調(diào)控工具在發(fā)揮作用?其發(fā)揮作用的程度怎樣?國內(nèi)學(xué)者對這些問題的研究大都停留在定性論述的層面上，關(guān)于我國貨幣政策諸多工具的有效性研究成果鮮見實證分析。就目前所見到的有關(guān)貨幣政策有效性實證研究模型也是一個局部的模型，模型包含的變量不夠充分，這樣帶來的直接結(jié)果是模型的有偏誤和非一致性估計，甚至使通常的假設(shè)檢驗程序失效。其實，影響一國貨幣供應(yīng)量的因素有很多，僅就中央銀行系統(tǒng)而言，貨幣政策的有效實施主要是通過基礎(chǔ)貨幣控制、利率控制和信用控制實現(xiàn)的，而財政國庫現(xiàn)金余額作為一種變動的貨幣資源沉淀于中央銀行，其存在和變動直接影響著貨幣政策的有效性；同時，國債作為連結(jié)財政與貨幣政策的工具，其規(guī)模的擴(kuò)張與收縮也必定影響央行的貨幣供給量。本文的研究目標(biāo)是試圖建立一個比較完整的貨幣政策工具有效性模型，對影響我國央行貨幣供給量的政策工具的效率進(jìn)行研究，揭示我國央行諸多貨幣政策工具中各工具作用的效率大小，為中央銀行貨幣政策工具的合理運用提供決策參考，尤其是想通過國庫余額與國債規(guī)模的變化對我國貨幣供給量影響的實證研究，為央行貨幣政策與財政政策的協(xié)調(diào)配合提供一點決策依據(jù)。

二、模型設(shè)計與數(shù)據(jù)

關(guān)于我國貨幣政策工具有效性的實證模型沒有一個和經(jīng)濟(jì)學(xué)完全一致的模型，本文是基于這樣的基本思想：成熟的市場經(jīng)濟(jì)國家在有一套完備的中央銀行體系的背景下，對于基礎(chǔ)貨幣的控制是靠中央銀行、商業(yè)銀行體系、社會公眾三方面同時完成的。對于這三者任何一方的行為，中央銀行都能夠進(jìn)行有效的控制。我國目前雖然處在由計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的過程中，但中央銀行體系和商業(yè)銀行體系已基本建立，目前我國的貨幣供應(yīng)機制基本上是市場化，中央銀行的貨幣政策操作不斷向成熟市場經(jīng)濟(jì)國家看齊，因而，按照發(fā)達(dá)市場經(jīng)濟(jì)國家的普遍模式，并結(jié)合我國的實際情況，對我國的貨幣政策工具的有效性進(jìn)行回歸設(shè)計，從一定的意義上來講，能夠反映我國貨幣政策執(zhí)行的真實情況。

根據(jù)弗里德曼的單一規(guī)則理論，貨幣政策的中介目標(biāo)主要是貨幣供應(yīng)量。在我國，貨幣政策的中介目標(biāo)是貨幣供應(yīng)量，同時會兼顧利率。本文以廣義的貨幣供應(yīng)量M2為被解釋變量；以反映我國中央銀行操作手段變量為解釋變量，它們主要有：商業(yè)銀行的信貸規(guī)模、外匯儲備額、商業(yè)銀行準(zhǔn)備金總額、央行票據(jù)、國庫余額、國債余額、國債市場的成交金額、銀行間拆借市場的成交量以及貨幣供應(yīng)量M2的若于滯后值，詳細(xì)列表如下：

本文的研究數(shù)據(jù)主要是來自于中國人民銀行官方網(wǎng)站(www．pbc．gov．cn)、中國債券信息網(wǎng)(www．chinabond．com)以及中國資訊行網(wǎng)站(www．bjinfor-bank．com)，其中國債余額的每月數(shù)據(jù)來自于中國資訊行網(wǎng)站，其余各變量數(shù)據(jù)均來自于人民銀行網(wǎng)站，觀測期為2002年1月至2003年12月，共24個觀測值。直接參加回歸模型計算的數(shù)據(jù)是以上各個宏觀變量取對數(shù)值之后的數(shù)據(jù)，這樣做的目的有兩點：首先，為了實際的需要，諸變量取對數(shù)的回歸結(jié)果，表明了在其他變量保持不變的情況下，解釋變量每變化一個百分點所引起的被解釋變量變化的百分比，這種解釋形式和本文的研究目的是相一致的。第二，由于進(jìn)入模型中的各個宏觀變量其數(shù)據(jù)很可能存在著異方差，而對變量取了對數(shù)，就可以壓縮測量變量的尺度。

三、計量分析結(jié)果

利用2002年1月至2003年12的共24個觀測值對上述模型進(jìn)行回歸，詳細(xì)結(jié)果并列示如下：

從上表可以看出：在進(jìn)入回歸模型中的10個變量中，只有常數(shù)項、商業(yè)銀行信貸規(guī)模和國庫余額是高度顯著的，國債余額變量在0．10的顯著性水平上是顯著的。雖然考慮到變量之間可能的多重共線性、自相關(guān)和異方差問題，在做出這樣的結(jié)論之前，我們必須慎之又慎，本文作了大量的研究計算，利用懷特(White)異方差性檢驗方法對樣本進(jìn)行了檢驗，最后發(fā)現(xiàn)本文的數(shù)據(jù)中不存在異方差問題，同時使用h統(tǒng)計量以及游程檢驗對方程的自相關(guān)問題進(jìn)行了檢驗，表明本文中的樣本數(shù)據(jù)不存在明顯的自相關(guān)問題，最后：考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的多重共線性問題，以倫敦經(jīng)濟(jì)學(xué)院關(guān)于建模的自上而下方法為理論基礎(chǔ)，并結(jié)合本文研究的目標(biāo)，剔除那些t比值不顯著和可能引起高度多重共線性問題的變量，最后剩下了3個自變量，仍然使用以上數(shù)據(jù)，對該模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如下：

經(jīng)過計算，精簡的模型不存在諸如異方差和自相關(guān)等統(tǒng)計問題，表3和表4分別列示了模型在精簡前后多重共線性問題的程度，通過對比可以發(fā)現(xiàn)，精簡模型的方差膨脹因子(VIF)和容忍度(TOL)對因變量的值要大大小于原始模型，這就說明：結(jié)合本文的研究目標(biāo)，剔除那些不顯著的變量能夠很好地降低多重共線性的問題。

通過以上的回歸分析可以發(fā)現(xiàn)：首先，在短期內(nèi)決定我國貨幣量投放的主要因素是商業(yè)銀行的信貸規(guī)模，在其他變量保持不變的情況下，當(dāng)商業(yè)銀行的信貸規(guī)模每增加一個百分點，貨幣供應(yīng)量M2就會增加0．863個百分點，可見，這個影響程度是相當(dāng)大的。其次，反映在常數(shù)中的固定政策例如存款準(zhǔn)備金政策也對貨幣供應(yīng)量存在著顯著的正面影響，其影響還要大于商業(yè)銀行信貸規(guī)模變量對貨幣供應(yīng)量的影響。值得注意的是，我國的國庫余額是引起M2波動的一個非常重要的原因，它對M2存在顯著的負(fù)面影響，在其他變量保持不變的情況下，國庫金額每增加一個百分點，而導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量0．017個百分點的收縮，這主要表現(xiàn)為貨幣的回籠。最后，國債余額對M2也存在著顯著的正面影響，當(dāng)其他變量保持不變的情況下，國債余額每增加一個百分點，M2將增加0．111個百分點。這也就是說：通過發(fā)行國債不僅可以直接增加政府支出，而且增加了的國債會直接導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的增加，而后者又影響最終產(chǎn)出。

四、變量平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整分析

“凡涉及時間序列數(shù)據(jù)的回歸，都含有獲致謬誤(spurious)或可疑結(jié)果的可能性”，如果這些非平穩(wěn)時間序列直接進(jìn)入模型，雖然它們的t統(tǒng)計值是顯著的，但只是反映了變量共同隨時間增長的趨勢，不反映變量之間的實質(zhì)關(guān)系，往往導(dǎo)致謬誤回歸。進(jìn)入本文模型中的時間序列數(shù)據(jù)都是關(guān)于貨幣政策調(diào)控的宏觀變量，它們都受制于宏觀經(jīng)濟(jì)周期、政策以及其他系統(tǒng)性變化的影響，所以它們很可能是非平穩(wěn)時間序列，我們使用擴(kuò)充的迪基—富勒(Aug－mentedDicky—Fuller，簡記ADF)檢驗對模型中包括因變量在內(nèi)的10個變量進(jìn)行了檢驗，詳細(xì)結(jié)果如下表所示：

從表5可以看出，M2、商業(yè)銀行信貸規(guī)模、國庫余額和國債余額都是非平穩(wěn)時間序列，那么在前文中這些變量之間的線性關(guān)系是不是謬誤回歸呢?協(xié)整理論是檢驗和解決謬誤回歸的最好方法。即使前文中變量之間不存在謬誤回歸，但也只是反映變量之間的短期關(guān)系，而變量之間的協(xié)整關(guān)系卻反映了變量之間的長期關(guān)系。通過第一部分的回歸分析可以證明協(xié)整模型中不存在自相關(guān)和異方差問題，這樣此部分的協(xié)整分析結(jié)果就非常可靠。從上表還可以看出，雖然變量的水平數(shù)值是非平穩(wěn)的，但是對它們進(jìn)行一次差分處理就變成平穩(wěn)的時間序列了，這也就是說它們是一階單整的，即I(1)，這符合進(jìn)行協(xié)整分析的前提條件，我們采用Johansen方法通過Eviews統(tǒng)計軟件對精簡的關(guān)于我國貨幣政策有效性的模型進(jìn)行協(xié)整分析，得到了一個協(xié)整關(guān)系式，把它表達(dá)成下式：

其中‘代表誤差項，上式反映了本文研究的變量之間的唯一一個長期協(xié)整關(guān)系，下面括號內(nèi)的數(shù)字是各個系數(shù)的t比率值。可以看出，商業(yè)銀行的信貸規(guī)模、國債余額和國庫余額與貨幣供應(yīng)量之間有明顯的協(xié)整關(guān)系，它們的系數(shù)在統(tǒng)計學(xué)意義上是高度顯著的。由此可知，前文中關(guān)于我國貨幣政策有效性的短期模型并不存在謬誤回歸。

從長期來看，國庫余額變量對我國貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生了顯著的影響，它的t值為9．917，系數(shù)為負(fù)表明了國庫余額對我國的貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生了明顯的負(fù)面影響。在我國國庫由中央銀行代理，國家財政的收支都表現(xiàn)為基礎(chǔ)貨幣的回籠與投放，這樣無形中就帶來了基礎(chǔ)貨幣的劇烈波動，對貨幣供應(yīng)量的平穩(wěn)產(chǎn)生了負(fù)面影響。國庫中的余額越多，基礎(chǔ)貨幣的投放也就較少，則貨幣供應(yīng)量就較少，實證結(jié)果表明，當(dāng)其他變量保持不變時，國庫余額每增加1％，就會帶來貨幣供應(yīng)量0．052％的減少。雖然，國庫余額對貨幣供應(yīng)量的影響力不是很大，但它卻是影響貨幣供應(yīng)量波動的一個非常重要的原因。可以預(yù)見，隨著國庫收付制度改革的深入，國庫余額絕對數(shù)字還會不斷增長，國庫余額的波動將會對貨幣供應(yīng)量的波動產(chǎn)生更大的影響。

商業(yè)銀行信貸規(guī)模對貨幣投放有非常強的影響，它的系數(shù)為0．85，在其他變量保持不變的條件下，商業(yè)銀行信貸規(guī)模每增長1％，都會帶來貨幣供應(yīng)量0．85％的增長。雖然我國中央銀行不斷改變其對貨幣政策的調(diào)控方式，目前已經(jīng)放棄了以控制信貸規(guī)模為主的貨幣政策調(diào)控方式，但我國的市場機制尤其是各金融子市場尚未發(fā)育完善，央行的各個間接調(diào)控手段很難發(fā)揮作用，或者說有些市場間接調(diào)控手段雖然開始發(fā)揮作用，其在國家貨幣投放中的作用還非常微小，因而，在國家對金融市場的改革不斷推進(jìn)中，商業(yè)銀行的信貸規(guī)模仍然是當(dāng)局控制貨幣投放的最主要渠道。

在前文的分析中，無論是傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟(jì)模型，還是協(xié)整模型，都表明我國的國債余額與貨幣供應(yīng)量之間存在著很強的線性關(guān)系，在短期，貨幣供應(yīng)量的國債彈性為0．111，在長期協(xié)整模型中，這一彈性高達(dá)0．233，國債余額與M2保持著高度的同步關(guān)系，對其有顯著的正面影響。傳統(tǒng)凱恩斯主義認(rèn)為，一國在出現(xiàn)有效需求不足的情況下，政府可以通過擴(kuò)大財政支出和收入之間的差額向經(jīng)濟(jì)體系中注入額外的購買力，從而這部分購買力通過乘數(shù)作用增加產(chǎn)出和就業(yè)。哈佛大學(xué)的漢森和“功能財政”的創(chuàng)始人勒納強調(diào)，國債政策作為宏觀經(jīng)濟(jì)政策的重要組成部分可以被政府用來作為管理總需求的有效工具。在這里，國債政策不僅是財政政策的重要組成部分，也是貨幣政策的組成部分，關(guān)于國債的其他貨幣政策效應(yīng)暫且不談。在我國，國債的主要認(rèn)購對象是中央銀行和商業(yè)銀行以及其他一些機構(gòu)投資者，如果國債的發(fā)行是由中央銀行認(rèn)購的，這無疑表現(xiàn)為央行基礎(chǔ)貨幣的投放，肯定會對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響；如果是由商業(yè)銀行來認(rèn)購，在一定條件下也會產(chǎn)生派生存款，帶來貨幣供應(yīng)量成倍的擴(kuò)大；如果國債是由機構(gòu)投資者認(rèn)購，其作用機制同商業(yè)銀行體系是相仿的，只是它的“乘數(shù)”效應(yīng)小一些。

總之，經(jīng)過我們的實證分析，不管國債的認(rèn)購者是誰，我國的國債規(guī)模都會對貨幣供應(yīng)量M2產(chǎn)生非常顯著的影響，在其他變量保持不變的情況下，國債余額每增加一個百分點，貨幣供應(yīng)量在短期內(nèi)會增加0．111個百分點，長期會增加0．233個百分點。五、貨幣供應(yīng)量對政策工具沖擊的響應(yīng)分析

為了獲得中央銀行操作變量的變動對貨幣供應(yīng)量的動態(tài)影響，本文在前文協(xié)整分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行了向量回歸(VAR)分析，關(guān)于VAR模型的最重要一點就是自回歸模型滯后長度的選擇。本文考慮到進(jìn)入VAR模型中的滯后變量之間往往存在著一定程度的多重共線性和自相關(guān)，所以對模型的選擇應(yīng)該注重它的整體擬合效果，也就是說，對模型檢驗不能只注重單個變量的顯著性，而要注重整體的F檢驗。在確定VAR模型的滯后長度時所采取的準(zhǔn)則是：在保證模型整體擬合效果的前提下，采用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)，舒瓦茨準(zhǔn)則(SC)最小值時VAR模型。本文商業(yè)銀行的信貸規(guī)模和國庫資金對貨幣供應(yīng)量的沖擊研究采用2002年1月到2005年3月的月度數(shù)據(jù)；國債規(guī)模對貨幣供應(yīng)量的沖擊研究采用2002年1月到2003年12月的月度數(shù)據(jù)分別進(jìn)行。

經(jīng)過大量試驗，使用以上確立模型的準(zhǔn)則，本文擬對以下三組VAR模型進(jìn)行估計：

方程組一，商業(yè)銀行信貸規(guī)模與M2的VAR模型：

在估計完VAR模型后，對以上模型分別繪制脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)，它描述了方程中因變量如何響應(yīng)于方程中的誤差項u₁和u₂的沖擊。如果這個殘差是來自于中央銀行的操作工具變量，脈沖響應(yīng)函數(shù)就能很好模擬出貨幣供應(yīng)量對這個意外沖擊的響應(yīng)。

圖1(a)顯示了當(dāng)商業(yè)銀行的信貸額一個意外增加時，貨幣供應(yīng)量的變化軌跡圖，這是一條沒有波動的遞增曲線，表明了商業(yè)銀行的信貸規(guī)模對我國的M2有著非常強的持續(xù)性影響，其影響時效超過20個月之久，這就是說我國中央銀行通過直接或間接的手段控制商業(yè)銀行的信貸規(guī)模會對我國的M2產(chǎn)生持續(xù)性的非常強的影響。

圖1(b)是貨幣供應(yīng)量M2對國債規(guī)模的響應(yīng)曲線，從圖中可以得知：當(dāng)國債余額增加一個標(biāo)準(zhǔn)誤時，第1個月至第2個月，M2有一個較小的升幅，在隨后的一個月中，M2大幅下降，到達(dá)過程的最低點，隨后開始急劇上升，到第5個月，M2達(dá)到最高點，此過程的升幅為第一次升幅的5倍多。第5個月至第6個月是M2急劇下降的一個月，再一次回到最低點，第6個月至第9個月為恢復(fù)時期，M2恢復(fù)到?jīng)_擊前的水平，在隨后的時期中，國債對貨幣供應(yīng)量的影響將持續(xù)存在，M2將圍繞著沖擊前的水平大幅波動。這種變化狀態(tài)充分顯示了我國的國債規(guī)模對M2有著長期的較為重要的影響。

圖1(c)則是國庫余額對我國貨幣供應(yīng)量的沖擊曲線，它的作用機理較國債要簡單得多，當(dāng)一個額外的國庫波動進(jìn)入貨幣體系時，在頭兩個月，M2劇烈下降，接著則表現(xiàn)為快速的回升，在第3個月時恢復(fù)到?jīng)_擊前的水平，但是增長還在繼續(xù)，第4個月達(dá)到最高點，第5個月至第8個月為小幅的調(diào)整期，從第8個月末將對M2產(chǎn)生持續(xù)性的較長影響。近些年來，我國財政資金的波動是基礎(chǔ)貨幣波動的主要原因，而這只是對我國貨幣政策影響的一部分，更重要的是它構(gòu)成了基礎(chǔ)貨幣的一部分對我國的貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生著長期影響。

六、結(jié)論與政策含義

通過前文關(guān)于我國貨幣政策工具有效性回歸模型與VAR模型的分析，可以得出這樣的結(jié)論：

第一，我國中央銀行手中的確擁有得力的政策工具能夠有效控制貨幣政策中介目標(biāo)。一般政策如存款準(zhǔn)備金政策、再貼現(xiàn)再貸款政策仍然是我國央行調(diào)控貨幣供應(yīng)量最得力的工具；第二，在目前的市場發(fā)育程度下，貨幣當(dāng)局通過直接或間接的手段控制商業(yè)銀行的信貸規(guī)模是貨幣投放與回籠的最重要途徑，它對我國的貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生持續(xù)性的非常強的影響；第三，在我國目前央行代理國庫管理的制度下，國庫余額以及財政資金對M2有顯著的影響，國庫資金的收支具體表現(xiàn)為基礎(chǔ)貨幣的回籠與投放，或者更具體的說，目前國庫余額的波動是我國貨幣供應(yīng)量波動的重要原因；第四，目前影響我國貨幣投放的最重要因素是如下三個：商業(yè)銀行的信貸量、財政國庫存款以及國債發(fā)行量。盡管外匯占款和央行票據(jù)也是我國投放貨幣的手段之一，但是在計量分析中可能由于多重共線性使它們的部分影響被別的變量所替代，或者說它們的影響相對于以上三個變量來說實在是太小，不夠顯著。最后，值得強調(diào)的是國債是連結(jié)貨幣政策和財政政策的結(jié)合點，發(fā)行國債不僅直接影響政府支出，而且影響貨幣供應(yīng)量。因此，中央銀行的貨幣政策管理必須與財政國庫管理、債務(wù)管理協(xié)調(diào)配合。若中央銀行運用貨幣政策工具實施宏觀調(diào)控時，忽視財政國庫資金和國債已成為我國貨幣供應(yīng)量的重要影響因素，其效果將因此而大打折扣。

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