中国货币政策中介目标的实证研究，本文主要内容关键词为：货币政策论文,中国论文,中介论文,目标论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
一个有效的货币政策操作框架，中介目标的选择是至关重要的环节。它是一国中央银行设置的用于观测和调整的指标，是实现货币政策最终目标的中间性、传导性的金融变量，是操作目标与最终目标之间的一个沟通桥梁，是一国货币政策传导机制得以顺利运行，政策目标得以实现的保证[1]。
就我国而言，货币政策中介目标的选择经历了一个较大的转变过程：从最初的以信贷总量、现金总量计划为代表的规模管理，到1996年正式将货币供应量M[,1]、M[,2]作为货币政策中介目标的组成部分，再到1998年正式取消贷款规模控制，货币供应量成为我国唯一的货币政策中介目标。但是，近年来我国货币供应量作为中介目标遇到了很大的困难：其可控性不足，与最终目标的相关性下降，能否继续作为中介目标成为当前争论的焦点。本文首先对货币政策中介目标的选择进行理论分析。在此基础上，利用1996年～2004年我国的相关经济数据(季度数据)进行协整检验，以及granger因果检验，分析货币政策中介目标与最终目标之间的稳定性、相关性和因果关系，从而验证货币供应量作为我国货币政策中介目标的合理性和效率性。
二、货币政策中介目标选择的理论分析
从理论和实践上看，货币政策中介目标的选择主要是在利率和货币供应量之间展开的，代表学派为凯恩斯学派和货币主义学派。凯恩斯学派主张将利率作为货币政策的中介目标；货币主义学派的观点则认为作为中介目标的应该是货币供应量而不是利率。两个学派之所以得出完全相反的结论，主要是因为他们的基本假设前提不同，即对货币需求是否稳定的认定不同。实证分析也证明了两个学派的理论与当时特定的历史经济环境是相吻合的。因此可以认为，两种理论在一段时间内都是成立的，但其成立的前提取决于一国当时所处的特定经济结构，即货币需求的稳定性决定了中介目标在利率与货币供应量之间的选择。
在此理论基础上，普勒(1970)通过数学证明给出了在目标产出方差最小化的前提下，确定货币政策中介目标的一般决策规则，即利率或货币供应量哪个更适合作为中介目标取决于一国经济波动的特定结构(普勒基本分析)。若经济波动的主要来源是货币需求方面，那么应更多地采用利率这一指标；反之，若货币需求稳定，面临的经济冲击主要是能源危机、投资消费结构变化等实质性冲击，此时货币供应量指标能够更好发挥作用[3]。以下给出普勒基本分析方法：
令对数形式的基本模型的简化形式为：
其中y[,t]为总产出，i[,t]为利率，m[,t]为货币需求，u[,t]和v[,t]分别为实物部门与货币部门的随机冲击(支出冲击与资产冲击)。y[,t]=-αi[,t]+u[,t]是简化的IS曲线，货币需求方程是简化的LM曲线。货币政策当局的最优决策规则是选择能够使产出方差最小的变量作为货币政策中介目标。
如果以货币供给量为操作目标，由简化的IS-LM基本模型可知，目标函数值为：
如果以利率为操作目标，则总产出主要受随机变量u(支出冲击)的影响。
设定利率i，使E[y]=0，则：
根据最优决策规则，货币政策当局是选择货币供给量还是利率作为中介目标，取决于两种选择的方差期望值的大小。因此，若
，则利率操作程序优于货币供给量操作程序，因而货币政策当局应当选择利率作为中介目标。反之，应当选择货币供给量作为中介目标。也就是说，如果随机冲击主要来自货币市场，即货币需求冲击的方差(σ[2][,v])较大，则应选择利率作为货币政策中介目标；如果随机冲击主要来自商品市场(实物部门)，即总需求冲击的方差(σ[2][,u])较大，则应选择货币供给量作为货币政策中介目标。
三、对我国货币政策中介目标进行两阶段实证分析
目前有人认为，我国的货币供给具有内生性，以货币供给量为货币政策中介目标是无效的，主张以利率作为货币政策中介目标，而放弃货币供给量。但是，根据普尔基本分析，改变货币政策中介目标的基本实证依据，应当是基础性冲击的根本改变。因此，如果以利率为货币政策中介目标，其基本前提应当是货币市场的冲击方差大于商品市场的冲击方差。以下运用普尔基本分析对货币市场的失衡是否超过商品市场的失衡这一问题进行实证分析。
(一)样本区间的划分
以1994年～2004年的季度数据分为两个阶段分别进行实证分析。第一个阶段是1994年～1997年，我国货币政策中介目标处于由信贷规模向货币总量过渡的阶段。第二个阶段始于1998年。在这一阶段，货币供应量正式成为我国货币政策唯一的中介目标。
(二)变量选择
1．货币政策中介目标：代表变量为M[,2]。
2．货币政策最终目标：代表变量为GDP(总产出)。
3．利率代表变量：一年期定期存款利率、银行间七日同业拆借利率。用CR表示一年期定期存款利率、CJR表示银行间七日同业拆借利率(利率单位为％)。计算随机冲击u[,t]、v[,t]数据时采用的利率是CR，u[,tc]、v[,tc]采用的利率是CJR。
(三)数据处理
由于本文采用的是季度数据，因此，在进行分析之前先采用移动平均季节乘法分离出季节影响，然后对季节调整后的序列进行对数调整。运用普尔基本分析判断我国的基础性冲击(见表1)。
表1 普勒基本分析数据以及模型的随机冲击(1994年～1997年)
时间 GDPM2 CR CJR ut
utc
vtutc
1994．418930.846923.510.9812.160.053
-0.043-0.087-0.141
1995．421238.060750.510.9812.710.1640.13010.09220.0768
1996．422918.076094.9 7.4711.43
-0.07 0.05330.02210.0972
1997．423620.090995.3 6.13 9.60
-0.20-0.165 0.05550.0207
说明：以上仅列示了1994年～1997年第4季度的数据。GDP数据来自《中国统计年鉴》，其他数据据《中国人民银行统计季报》相关各期以及中国人民银行网相关数据计算。
将表1的数据，代入普尔基本模型中，经过回归得到各参数以及随机误差项的值，并计算普尔基本分析中，
计算结果如下：
由计算结果可知，显然存在：
同理，对第二阶段(1998．1～2004．4)的数据进行，分析计算得：货币需求冲击的方差为[0.001536]，总需求冲击的方差为0.001572比前者大(在计算中，使用同业拆借利率得到的各参数和随机冲击方差、协方差分别用符号
这就证明，在样本期两个阶段的基础性冲击(随机冲击)都主要来自商品市场(实物部门)。根据普尔基本分析所确定的决策规则，在这种情况下，货币政策当局(中央银行)应当选择货币供给量作为货币政策中介目标，即采用货币供给量操作程序而不是利率操作程序。表2为不同样本期间产出的波动系数情况。
表2 不同样本期间的产出波动情况表
样本期间 产出的标准差 产出的方差 产出的平均值 产出的相对波动系数
1994．1～2004．47436.23655297605.821560.32
0.34490379
1994．1～1997．44967.12624672340.715381.49
0.32292879
1998．1～2004．46229.58738807754.225091.08
0.24827895
由表2可知，时期1998．1～2004．4(第二阶段)的产出波动(相对波动系数)既小于整个样本期，也小于时期1994．1～1997．4(第一阶段)的产出波动[4]。这就表明，我国的基础性冲击没有发生变化，仍然主要来源于商品市场。否则，在货币政策当局的货币政策中介目标和相关操作程序没有改变的情况下，若基础性冲击发生了变化，则总产出就应当有更大的波动和相对波动系数。这表明前述基本普尔分析的结论是正确的。
四、对目前我国中介目标合理性的实证分析
上面实证分析的结果表明，当前我国的基础性冲击主要来自于商品市场，相对利率来说，在当前特定的经济结构中，货币供应量作为中介目标具有理论上的合理性。以下将通过协整检验进一步对货币供应量作为中介目标合理性进行验证。
(一)样本数据的选取说明
1．样本区间：1996年～2004年的季度数据。
2．变量选择：货币政策中介目标：代表变量为M[,1]、M[,2]；货币政策最终目标：代表变量为GDP、CPI。
3．数据处理：CPI数据的处理方法：以1998年1月为基期的CPI定基比数据；季节影响的调整：采用移动平均季节乘法(Ratio to moving average-Multiplicative)得到剔除季节成分调整后的序列。分析数据均为对原始数据做对数调整后得到的。
表3 进行计量分析所使用的原始数据
时间 GDP
M1
N2 CPIRGDP
1996．4 22918.0 28514.8
76094.9
98.2 23338.1
1997．4 23620.0 34826.3
90995.3
99.5 23738.7
1998．4 25117.6 38953.7 104498.5
98.6 25474.2
1999．4 25254.0 45837.3 119897.9
97.7 25848.5
2000．4 27279.7 53147.2 134610.3
98.5 27695.1
2001．4 28706.1 59871.6 158301.9
98.4 29172.9
2002．4 30716.0 70881.8 185007.0
97.7 31439.1
2003．4 35531.4 84118.6 221222.8 100.4 35389.8
2004．4 43371.0 95970.8 253207.7 103.6 41863.9
数据来源：《中国人民银行统计季报》、中国人民银行中国经济统计数据库。
说明：以上仅列示了1998．4～2004．4数据。GDP、RGDP分别表示名义国内生产总值、实际国内生产总值(单位为亿元)；M[,1]、M[,2]分别表示两种层次的货币供给；CPI表示定基比消费物价指数(数据以1998年1月为基期)。
(二)对中介目标合理性的实证分析
1．单位根检验(增广迪基-富勒Augmented Dieky-Fuller，ADF检验)。
检验模型为：
式中ε[,t]为白噪声，△为差分算子，β[,1]、β[,2]、ρ、γ[,i]为待估参数，y是所要考察的变量。单位根检验就是检验ρ-1是否显著为0，ρ即是否显著的等于1，如果是，就说明变量y是非平稳序列，否则就为平稳序列。这里采用麦金农(Mackinnon)临界值，△y[,t-i]的最优滞后期由赤池信息准则(AIC)确定。利用E-views 4.5软件，首先对各变量进行ADF单位根检验，来验证各时间序列的平稳性，计算得到各变量的单位根检验结果如表4。
表4 ADF单位根检验结果
水平值检验结果一阶差分检验结果
时 原始 调整后
间检验形式
检验形式 结论
段 变量
变量 ADF-t值5％临界值 ADF-t值 5％临界值
(C，T，L) (C，T，L)
M1
lnm1sa
-3.116583 (C，T，2) -3.5514 -5.240002 (C，0，1) -2.9527
96 被考察时
M2
lnm2sa
-2.533562 (C，T，1) -3.5468 -2.918481 (C，0，1) -2.9527
年 间序列均
GDP lngsa 0.174103 (C，T，1) -3.5468 -2.030101 (0，0，1) -1.9514
04 RGDP lnrgsa
-1.141335 (C，T，1) -3.5468 -2.53194
(0，0，1) -1.9514 为I(1)单
年
CPI lncpissa -0.256446 (C，0，1) -2.9499 -3.096882 (0，0，1) -1.9514 位根过程
说明：变量lnm1sa、lnm2sa、lngsa、lnrgsa、lncpisa分别为货币供给量M[,1]、M[,2]、名义、实际国内生产总值以及物价指数经对数
以及季节调整后的变量。
通过ADF检验，可以得出结论，每个分析变量都是非平稳的，但是它们经过一阶差分后都是平稳的，因此是一阶单整序列。换句话说就是用差分形式表示GDP、RGDP、CPI、M[,1]、M[,2]的增长率是平稳序列。接下来对这些变量进行协整检验。
2．协整检验。本文采用EG两步检验法对变量进行协整检验。首先，分别对M[,1]、M[,2]和RGDP序列(调整后)进行普通最小二乘回归：
lnrgsa=4.657523+0.498966ln mlsa+ζ[,1]
M[,1]与RGDP回归结果为：
t检验值(28.16709)(32.583)
M[,2]与RGDP回归结果为：
t检验值(22.85725)(33.36089)
R[2]=0.9695484 F=1112.95 DW=2.26
其次，对残差ζ[,1]、ζ[,2]进行PP单位根检验，结果见表5。
表5 残差PP单位根检验
水平值检验结果
残差
结论
检验形式
变量PP值 1％临界值 5％临界值
(C，T，L)
ζ1 -6.650859 (0，0，1) -2.6300 -1.9507 残差序列
均为I(0)
ζ2 -6.836225 (0，0，1) -2.6300 -1.9507序列
因为所得的残差在1％的临界值水平下都是平稳的，所以可以认为M[,1]和RGDP以及M[,2]和RGDP之间均存在协整关系，即：存在长期均衡关系。即，货币供应量与最终目标之间具有稳定的相关性，将其作为货币政策中介目标有一定的理论依据，中央银行可以通过变动货币供应量进而实现对经济的长期稳定调控。这就对货币供应量作为货币政策中介目标的合理性进行了验证。
(三)对中介目标效率性的实证分析
效率则侧重于考查力度与速度问题，效率性指货币供应量作为货币政策中介目标对实现最终目标的推动力大小问题[6]。以下通过granger因果检验对货币供应量作为我国货币政策中介目标的效率性进行定量分析。对经过调整的平稳序列进行granger因果检验来判断M[,1]、M[,2]的变动是不是引起GDP和物价指数CPI变动的主要原因[2]。计量分析结果见表6。
表6 货币供给量与实际GDP、名义GDP以及物价水平的格兰杰因果检验
原假设F统计值 P值(概率)
M1不是GDP的格兰杰原因2.34932 0.11334
M2不是GDP的格兰杰原因1.11380 0.34195
M1不是RGDP的格兰杰原因
2.11659 0.13867
M2不是RGDP的格兰杰原因
2.07924 0.14327
M1不是CPI的格兰杰原因4.10629 0.02690
M2不是CPI的格兰杰原因1.74268 0.19289
从上面分析结果可以看出，M[,1]、M[,2]同GDP、RGDP、CPI之间在显著性水平5％甚至10％时都不存在显著的granger影响(只有M[,1]与CPI之间存在影响)。即作为中介目标的货币供应量对最终目标以及的影响并不十分明显，其效率偏低。
五、实证结果与原因分析
(一)合理性分析
通过协整检验可知，目前我国的货币供应量作为货币政策中介目标与货币政策最终目标之间存在长期稳定的协整关系，这是作为中介目标的前提条件，因此将其作为货币政策的中介目标是合理的。
目前我国的金融市场没有完全放开，金融机构的规模和效率并不高，金融工具以及可供投资的金融品种相对比较单一，居民和企业的金融资产仍以银行存款为主，这种简单的金融市场结构使货币供应量具有一定的可控性和可测性，货币供应量与最终目标之间具有长期的稳定关系，将其作为货币政策中介目标具有合理性。因此，当前我国应该继续坚持货币供应量作为货币政策的中介目标。
(二)效率性分析
通过granger因果检验可知，虽然货币供应量作为中介目标是合理的，但其效率偏低。货币供给并不是经济增长的根本原因。这从我国近几年的经济实践中可以得到证明。在我国长达5年的通货紧缩期里，虽然货币供应量不断上升，但经济增幅并不明显，其主要原因是由于货币政策传导机制不完善。利率管制限制了货币政策传导机制的运行效果。导致货币供应量作为中介目标效率偏低的最主要因素在于我国货币政策传导机制不畅，并与实体经济体制的不健全之间形成一种相互牵制、相互影响的关系[5]。利率到目前为止还没有完全市场化，成为货币政策传导渠道中的一大障碍。央行用来调节货币供应量的操作工具主要包括存款准备金率、再贷款率、再贴现率、公开市场业务、开办特种存款和发行中央银行融资券等，这些操作的主要运行机制是：“P↓+(M↑)→(M/P)↑→R↓→I↑(C↑)→Y↑”，利率的相应变化是其中重要的中间环节。在市场化经济中，货币供应量的变动必然引起市场利率的相应调整，利率调整反作用于市场供求关系进而实现新的均衡，但我国利率还没有实现完全的市场化，结果导致货币政策传导机制因利率而失效。
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