貨幣供應量規則作為我國貨幣政策工具規則的適用性分析

◎ 劉翠（中國人民大學，北京100872；天津財經大學珠江學院，天津301811）

貨幣供應量規則作為我國貨幣政策工具規則的適用性分析

◎ 劉翠（中國人民大學，北京100872；天津財經大學珠江學院，天津301811）

貨幣供應量規則 貨幣政策工具規則 可測性 可控性 相關性

自從Taylor首次提出了貨幣政策工具規則的概念后，對貨幣政策工具規則的研究就如雨后春筍般繁榮。初期的貨幣政策工具規則研究更多的是停留在選擇何種貨幣政策工具規則的研究上，很少考慮不同國家實施貨幣政策工具規則的特定環境背景，造成對貨幣政策工具規則研究的千篇一律，無法充分反映某個國家的特殊國情。貨幣政策工具規則的確定原則本質上應是各國根據自己的具體經濟條件與形式來決定的，選擇不同的貨幣政策工具規則。到了近幾年，貨幣政策工具規則的研究開始逐漸結合國家的經濟結構、政策制度環境、經濟開放程度和金融市場發展狀況等多種因素，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行過程中發揮著巨大的作用。

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

1、一是貨幣供應量的可測性降低。隨著金融市場和金融產品的不斷開放與創新，貨幣供應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分，交易賬戶與投資賬戶之間的區別越來越模糊。第二，貨幣的統計口徑越來越難以界定，在確定資產或負債應被歸類在M0、M1、M2哪個層次的貨幣指標方面存在操作困難，極易導致現行的貨幣統計口徑無法真實反映貨幣政策的執行情況。

2、二是貨幣供應量的可控性下降。在具體實施過程中，貨幣供應量規則實質上是通過對基礎貨幣進行直接控制，來間接控制貨幣供應量，進而實現貨幣政策目標。

表1 1999年至2013年各層次貨幣供應量增長率的描述性統計分析

表1為從1999年至2013年M2、M1、M0增長率相關數據的描述性統計分析結果。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，變異系數分別為0.3496、0.7198和0.3562。通過對金融危機發生前后我國的貨幣供應量增長率進行分析發現，金融危機后我國貨幣供應量增長率的波動明顯增加，反映了中央銀行對貨幣供應量缺乏有效的控制，貨幣供應量的可控性存在一定程度的下降。

事實上，貨幣供應量是基礎貨幣與貨幣乘數的乘積。因此，需要從基礎貨幣和貨幣乘數兩個角度，分析造成貨幣供應量可控性降低的原因。

1 中央銀行對基礎貨幣缺乏控制力

根據費雪方程式，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：

然后，在等式兩邊同時求導：

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，在短期內可默認為常量，因而可以將V視為常數。因此，通過費雪方程式可以看出，假設不考慮貨幣流通速度的變化，貨幣需求量的變動率應大致等于GDP增長率和物價增長率之和。

表2 基礎貨幣的實際增長率與目標增長率比較（數據來源：國家統計局網站）

表2中對費雪方程式測算出的目標增長率與基礎貨幣的實際增長率進行了比較，盡管我國基礎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現，除2011年和2012年外，其余年份基礎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貨幣，存在被動投放或收回的情況。中央銀行難以控制基礎貨幣，將會直接導致對貨幣供應量控制力的減弱，進而影響貨幣供應量規則作為貨幣政策工具規則的實施效果。

2 貨幣乘數不穩定

貨幣乘數的穩定是我國實施貨幣供應量規則的必要條件之一。穩定的貨幣乘數，可以幫助中央銀行通過對基礎貨幣進行調控來實施貨幣供應量規則；相反，若貨幣乘數不穩定，即便中央銀行能夠實現對基礎貨幣的及時、準確控制，中央銀行也不可能成功實施貨幣供應量規則。可見，貨幣乘數的穩定性對分析貨幣供應量規則在我國的適用性非常重要。

目前，我國將貨幣供應量劃分為三個層次，分別是M0、M1和M2。可以得到M1層次的貨幣乘數K1，即狹義貨幣乘數，K1=M1/B，以及M2層次的貨幣乘數K2，即廣義貨幣乘數，K2=M2/B，其中B為基礎貨幣。

通過表3可以發現，K2和K1均呈現出較大的不穩定性，說明貨幣乘數長期偏離均衡水平，貨幣乘數的時間序列數據是不平穩的。在貨幣乘數不穩定的情況下，即便中央銀行可以實現對基礎貨幣的控制，但如果存在貨幣乘數不穩定的問題，同樣會出現中央銀行對貨幣供應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的平穩性檢驗

貼士1：

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

貼士2：

費雪方程式：古典經濟學家在19世紀末20世紀初發展起來的貨幣數量理論，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量的總收入應該持有的貨幣的數量，并且認為利率對貨幣需求沒有影響。20世紀初，美國經濟學家、耶魯大學教授歐文·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量；V表示一定時期單位貨幣的平均周轉次數即貨幣流通速度；P表示商品和勞務價格的加權平均數；T表示商品和勞務的交易數量。

貼士3：

格蘭杰因果檢驗：格蘭杰于1969年提出了一種基于“預測”的因果關系，后經西蒙斯的發展，格蘭杰因果檢驗作為一種計量方法已經被經濟學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是否存在因果關系。它的主要使用方式在于以此定義進行假設檢驗，從而判斷X與Y是否存在因果關系。

3 貨幣供應量與宏觀經濟的相關性不高

通過表4對貨幣供應量與主要宏觀經濟變量的相關性分析發現，無論是M1，還是M2，貨幣供應量與經濟增長、通貨膨脹、消費和投資等主要宏觀經濟變量的相關系數均小于0.5，貨幣供應量與主要宏觀經濟變量的相關性并不高。

表4：貨幣供應量和主要宏觀經濟變量的相關系數（數據來自于國家統計局網站）

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

表5 貨幣供應量與主要宏觀經濟變量的格蘭杰因果關系

通過上述分析可知，由于貨幣供應量規則存在基礎貨幣難以控制、貨幣乘數不穩定等問題，導致貨幣供應量在可測性、可控性和相關性等方面受到嚴重影響，加之貨幣供應量在我國存在很強的內生性，導致貨幣供應量作為我國貨幣政策工具規則的實施效果下降，我國已經不再適合選擇貨幣供應量規則作為貨幣政策工具規則。

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

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