貨幣供應(yīng)量思考

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一、引言

貨幣政策中介目標(biāo)的選擇沒有統(tǒng)一的模式。20世紀(jì)80年代以后，金融創(chuàng)新使貨幣供應(yīng)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(biāo)。1996年中國人民銀行把貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)。以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)，一是可測性強(qiáng)，二是可控性強(qiáng)，三是與最終目標(biāo)的相關(guān)性高。自1996年中國人民銀行把貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標(biāo)以來，貨幣供應(yīng)量與宏觀經(jīng)濟(jì)的總體關(guān)聯(lián)度在增強(qiáng)，我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定較快增長。

但部分學(xué)者不這樣看，他們認(rèn)為貨幣供應(yīng)量已不適宜作為我國貨幣政策中介目標(biāo)，而應(yīng)以其他金融變量作為中介目標(biāo)。其理由，一是認(rèn)為基礎(chǔ)貨幣投放難以控制和貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定，從而貨幣供應(yīng)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(shù)不穩(wěn)定，貨幣量與物價(jià)和產(chǎn)出的相關(guān)性被削弱，因而貨幣供應(yīng)量已不適合作為貨幣政策的中介目標(biāo)[1][2][3]。

本文通過對(duì)1996年以來我國貨幣供應(yīng)量的可控性與相關(guān)性進(jìn)行分析，以期證明貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)的有效性。

二、我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)性分析

(一)貨幣供應(yīng)量相關(guān)性的理論分析貨幣政策有無真實(shí)效應(yīng)(是否影響產(chǎn)量和就業(yè))，取決于總供給曲線的形狀。古典理論認(rèn)為總供給曲線是垂直的，無論總需求怎樣變化，產(chǎn)出水平都不會(huì)發(fā)生移動(dòng)，因此貨幣是中性的。凱恩斯把總供給曲線看成是水平的，實(shí)行擴(kuò)張性財(cái)政、貨幣政策使就業(yè)和產(chǎn)量增加，但不影響價(jià)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(jīng)濟(jì)持續(xù)高增長，到20世紀(jì)末我國商品供求狀況轉(zhuǎn)變成了買方市場；加上亞洲金融危機(jī)的影響，我國20世紀(jì)末出現(xiàn)了有效需求不足、物價(jià)持續(xù)下降、經(jīng)濟(jì)增長減緩的局面。在金融方面，防范和化解金融風(fēng)險(xiǎn)成為頭等大事，商業(yè)銀行對(duì)信貸工作提出了貸款質(zhì)量終身負(fù)責(zé)制和新增貸款不良比率為零的指標(biāo)要求，貸款更謹(jǐn)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(shù)進(jìn)步導(dǎo)致企業(yè)效率提高、成本下降、產(chǎn)品價(jià)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(jìn)一步下降。這樣就使我國經(jīng)濟(jì)遠(yuǎn)離充分就業(yè)水平(或潛在產(chǎn)出水平)，而接近凱恩斯總供給曲線的情形。在此種形勢下，擴(kuò)張總需求(實(shí)行擴(kuò)張性財(cái)政、貨幣政策)，會(huì)使產(chǎn)出增加而對(duì)物價(jià)水平影響不大。因此，在經(jīng)濟(jì)總體供大于求、貨幣幣值相對(duì)穩(wěn)定的情況下，以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)的貨幣政策有能力實(shí)現(xiàn)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的目標(biāo)。

(二)貨幣供應(yīng)量相關(guān)性的實(shí)證分析

1.變量、數(shù)據(jù)來源和模型的說明

本文的實(shí)證分析使用了四個(gè)季度時(shí)間序列：利用變量LCPI表示CPI定基比指數(shù)的對(duì)數(shù)時(shí)間序列；利用變量LGDP表示實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)時(shí)間序列；利用變量LM1表示狹義貨幣供應(yīng)量M[,1]的對(duì)數(shù)時(shí)間序列；利用變量LM2表示廣義貨幣供應(yīng)量M[,2]的對(duì)數(shù)時(shí)間序列。

我國沒有公布CPI定基比指數(shù)，本文用我國公布的CPI月環(huán)比指數(shù)構(gòu)造月定基比指數(shù)(以1995年12月為基期)，再把每季度三個(gè)月的消費(fèi)物價(jià)月定基比指數(shù)用幾何平均的方法計(jì)算出CPI季度定基比指數(shù)。對(duì)季度GDP實(shí)際值，用GDP名義值除以CPI的季度定基比指數(shù)得到。對(duì)貨幣供應(yīng)量M[,1]和M[,2]，使用公布的季末名義值。作計(jì)量分析時(shí)，各變量數(shù)據(jù)均經(jīng)過X-11方法消除季節(jié)因素后再取常用對(duì)數(shù)值。本文使用的數(shù)據(jù)來源于《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》和《中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》各期。數(shù)據(jù)范圍為1996年一季度到2005年三季度，總計(jì)39個(gè)樣本點(diǎn)。

對(duì)貨幣供應(yīng)量與物價(jià)、產(chǎn)出的相關(guān)關(guān)系，應(yīng)從整體上考查，片面地研究這三者中的兩兩關(guān)系不能說明三者關(guān)系的穩(wěn)定性問題。本文的實(shí)證研究采用協(xié)整檢驗(yàn)(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(shù)由AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則確定，用LR(最大似然比)檢驗(yàn)進(jìn)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(dòng)態(tài)特征。

2.實(shí)證分析與結(jié)果

(1)時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為避免誤回歸的發(fā)生，本文采用最為常用的ADF檢驗(yàn)。利用Eviews軟件計(jì)算，得到各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果(見表1)。

表1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，除ΔLM1外，其他變量的一階差分項(xiàng)都在1%的顯著性水平下通過單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)表明ΔLM1的平穩(wěn)性較差，不能與LCPI、LGDP一起建模。

(2)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和VEC模型。要判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，必須對(duì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。利用軟件Eviews3.1，在選擇滯后一階后可確定VAR模型，應(yīng)用Johansen的最大似然比(LR)法得到協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果(見表2)。

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明，LM2與LCPI、LGDP之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。其協(xié)整方程為：

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

在VEC模型中，協(xié)整關(guān)系對(duì)各變量的增長起到了反向修正作用，即當(dāng)它們?cè)鲩L超出均衡約束(即ε[,t]＞0)時(shí)，其誤差修正作用降低當(dāng)前水平，使它們的增長具有一定的穩(wěn)定性。

VEC模型中變量的彈性系數(shù)各異，ΔLCPI的彈性系數(shù)只有-0.006，ΔLGDP的為-0.998，而ΔLM2的則有-0.226。這反映了協(xié)整關(guān)系對(duì)各變量的影響程度不同，它對(duì)ΔLM2影響較大而對(duì)ΔLCPI的影響很小。再看上期ΔLM2對(duì)本期各變量的影響，ΔLCPI的彈性系數(shù)為-0.0275，而ΔLGDP的則有0.442，這說明上期ΔLM2對(duì)ΔLCPI起反向修正作用(但很弱)，而對(duì)ΔLGDP起著很大的促進(jìn)作用。對(duì)ΔLCPI影響最大的是上期的ΔLCPI，說明ΔLCPI變化有較強(qiáng)的傳遞性，表現(xiàn)出很強(qiáng)的適應(yīng)性預(yù)期特征，同時(shí)上期的ΔLGDP對(duì)ΔLCPI有比較明顯的正效應(yīng)。上期的ΔLGDP對(duì)本期ΔLGDP和ΔLM2的彈性系數(shù)都為負(fù)，分別為-0.691和-0.063，這表明一旦經(jīng)濟(jì)開始有過熱的趨勢就存在一種力量使經(jīng)濟(jì)降溫使貨幣供應(yīng)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(dòng)態(tài)特征，其主要思想是把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量(共m個(gè))的波動(dòng)(k步預(yù)測均方誤差)按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的m個(gè)組成部分，從而了解各信息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性[4](P143—185)。本文分別對(duì)LCPI和LGDP的預(yù)測誤差依各種沖擊進(jìn)行分解(在此設(shè)定方程順序仍為LM2，LGDP，LCPI)，分解結(jié)果見表3、表4。

從表3可以看出，LGDP的波動(dòng)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(dòng)的70%左右；另外LGDP的波動(dòng)也有相當(dāng)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(dòng)主要來自LCPI和LGDP兩方面的沖擊，短期(一年內(nèi))而言LCPI本身沖擊解釋LCPI波動(dòng)的大部分，但長期來說LCPI的變動(dòng)更多地來自于LGDP的沖擊；而LM2的沖擊對(duì)其波動(dòng)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(shí)證分析結(jié)果提供的啟示

通過對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量M[,2]與物價(jià)、產(chǎn)出關(guān)系的分析，產(chǎn)生了令人迷惑的結(jié)果：M[,2]對(duì)物價(jià)只產(chǎn)生微弱影響且M[,2]與物價(jià)負(fù)相關(guān)；M[,2]與產(chǎn)出正相關(guān)，對(duì)產(chǎn)出有很強(qiáng)的促進(jìn)作用；上期的產(chǎn)出變動(dòng)對(duì)本期的產(chǎn)出及M[,2]的變化有反向修正作用。為什么會(huì)出現(xiàn)這種情況呢？如果我們聯(lián)系1996年以來我國的宏觀調(diào)控實(shí)際，就可以發(fā)現(xiàn)其背后的理論依據(jù)和現(xiàn)實(shí)根源。

(1)上文的協(xié)整方程、VEC模型和方差分解分析都表明M[,2]與產(chǎn)出正相關(guān)，對(duì)產(chǎn)出有很強(qiáng)的促進(jìn)作用。上期ΔLM2對(duì)本期的ΔLGDP的影響明顯，其彈性系數(shù)為0.44，這說明上期ΔLM2對(duì)ΔLGDP起著很大的促進(jìn)作用。LGDP的波動(dòng)有相當(dāng)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(duì)產(chǎn)出具有很強(qiáng)的促進(jìn)作用來看，貨幣供應(yīng)量與最終目標(biāo)之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)性。因此，就相關(guān)性而言，貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)是有效的。

(2)上文的協(xié)整方程和VEC模型都表明M[,2]與物價(jià)微弱負(fù)相關(guān)。這與傳統(tǒng)理論似乎不一致。著名的費(fèi)雪交易方程式假設(shè)貨幣流通速度V為常數(shù)并且貨幣量M對(duì)實(shí)際產(chǎn)出沒有效應(yīng)，因此貨幣供應(yīng)量的變化就體現(xiàn)在物價(jià)上而不影響產(chǎn)出。但是費(fèi)雪方程式的這兩個(gè)假設(shè)在我國不成立。上文已論述我國M[,2]對(duì)產(chǎn)出有促進(jìn)作用。我國貨幣流通速度也不是常數(shù)，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(rèn)為流通速度V是價(jià)格指數(shù)和實(shí)際GDP等變量的函數(shù)[5](P194—208)。另外，M[,2]中的準(zhǔn)貨幣不是用于消費(fèi)和投資的，不形成對(duì)商品和勞務(wù)的需求，因而準(zhǔn)貨幣與物價(jià)負(fù)相關(guān)。如果M[,2]的增長主要由準(zhǔn)貨幣的增長引起，物價(jià)與M[,2]就是負(fù)相關(guān)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(zhǔn)貨幣比M[,1]增長得快。

CPI的波動(dòng)還值得繼續(xù)討論。上文的VEC模型和方差分解分析表明，上期的LGDP對(duì)LCPI有比較明顯的正效應(yīng)；LCPI的波動(dòng)主要來自LCPI和LGDP兩方面的沖擊，短期(一年內(nèi))而言LCPI本身沖擊解釋LCPI波動(dòng)的大部分，但長期來說LCPI的變動(dòng)更多地來自于LGDP的沖擊；而LM2沖擊對(duì)LCPI波動(dòng)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(yīng)量M[,2]與CPI之間沒有明顯的直接關(guān)系。

再看看實(shí)際情況：1996年初M[,2]為60750.5億元，到2005年一季度M[,2]達(dá)到264588.9億元，是1996年初的4.4倍。以1995年底為基數(shù)的CPI定基比指數(shù)在2005年三季度為110.77，物價(jià)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(guān)系。

(3)在VEC模型中，上期的產(chǎn)出變動(dòng)對(duì)本期的產(chǎn)出及M[,2]有反向修正作用。上期的ΔLGDP對(duì)本期的ΔLGDP和ΔLM2的彈性系數(shù)都為負(fù)，分別為-0.691和-0.063。對(duì)于上期產(chǎn)出變動(dòng)對(duì)本期產(chǎn)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(fēng)向和調(diào)控過程，就不難理解了。1996年我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)“軟著陸”以后，為了防止經(jīng)濟(jì)增長速度過多下滑，央行連續(xù)8次降低利率，兩次下調(diào)法定存款準(zhǔn)備金率，政府實(shí)行了積極的財(cái)政政策。而從2003年以來，為了抑制經(jīng)濟(jì)過熱的勢頭，政府又加強(qiáng)了宏觀調(diào)控，人民銀行加大了金融宏觀調(diào)控和窗口指導(dǎo)力度，銀監(jiān)會(huì)加強(qiáng)了銀行機(jī)構(gòu)信貸業(yè)務(wù)的監(jiān)管力度，國土資源部加強(qiáng)了土地管理等等。這些政策實(shí)踐告訴我們：我國政府對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的反向調(diào)節(jié)(反周期政策)力度是很強(qiáng)的。因同樣的原因，上期的物價(jià)對(duì)本期的產(chǎn)出也有反向修正作用。

(4)從方差分解分析中發(fā)現(xiàn)，中長期來說GDP的變動(dòng)解釋CPI變化的大部分(當(dāng)然，根據(jù)VEC模型分析的結(jié)果，CPI本身也有較強(qiáng)的傳遞性)，上期產(chǎn)出與本期物價(jià)正相關(guān)，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)物價(jià)有促進(jìn)上漲作用。這啟示我們，貨幣供應(yīng)量的增長可能通過經(jīng)濟(jì)增長而導(dǎo)致物價(jià)水平的上漲。因此我國不能因?yàn)樨泿殴?yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有較強(qiáng)的正效應(yīng)而持續(xù)大量增加貨幣供給，而應(yīng)為了延長經(jīng)濟(jì)增長周期而保持貨幣供應(yīng)量的適當(dāng)增長。利用上述VAR模型對(duì)我國經(jīng)濟(jì)前景進(jìn)行粗略預(yù)測，發(fā)現(xiàn)只要央行能穩(wěn)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(shí)際數(shù)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(nèi)，使國民經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)平穩(wěn)增長。如果讓貨幣過快地增長，則經(jīng)濟(jì)增長和物價(jià)水平都會(huì)出現(xiàn)不適當(dāng)?shù)纳蠞q。

三、我國貨幣供應(yīng)量也有可控性

(一)貨幣的內(nèi)生性、外生性與可控性分析

1.貨幣的內(nèi)生性、外生性問題

內(nèi)生貨幣是指貨幣存量是由實(shí)際產(chǎn)出、利率、物價(jià)水平等經(jīng)濟(jì)變量的變動(dòng)決定的。外生貨幣是指貨幣存量是由經(jīng)濟(jì)過程之外的某個(gè)機(jī)構(gòu)(中央銀行)提供的。內(nèi)生貨幣強(qiáng)調(diào)貨幣需求決定貨幣存量，外生貨幣強(qiáng)調(diào)貨幣當(dāng)局控制貨幣存量。凱恩斯主義者認(rèn)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(rèn)為貨幣是完全內(nèi)生的，是不可控的內(nèi)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(xiàn)象，正如結(jié)構(gòu)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(gè)銀行體系的準(zhǔn)備非常充分，中央銀行也愿意隨時(shí)為銀行體系提供更多的準(zhǔn)備支持，在這時(shí)，只要有貸款需求銀行體系就會(huì)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(chǎn)業(yè)務(wù)的擴(kuò)張(同時(shí)伴隨貨幣供應(yīng)量增加)，銀行體系的準(zhǔn)備越來越吃緊，貨幣市場短期利率上升，中央銀行提供流動(dòng)性所要求的利率也升高或者其態(tài)勢趨向于緊縮。此時(shí)，只有利率的上升才能刺激起銀行體系擴(kuò)張貸款等資產(chǎn)業(yè)務(wù)的欲望。垂直的那一段表示，銀行體系的準(zhǔn)備已被充分利用，中央銀行持堅(jiān)定的緊縮態(tài)度，在不增加基礎(chǔ)貨幣投放的情況下，銀行體系能創(chuàng)造的貨幣供應(yīng)量達(dá)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(nèi)生性也具有外生性。當(dāng)貨幣需求曲線向右移動(dòng)時(shí)，貨幣存量的可控性越來越強(qiáng)而內(nèi)生性越來越弱；當(dāng)貨幣需求曲線向左移動(dòng)時(shí)，貨幣存量的可控性逐漸減弱而內(nèi)生性逐漸增強(qiáng)。

2.我國貨幣的內(nèi)生性與可控性分析

我國學(xué)術(shù)界對(duì)貨幣供給理論的一個(gè)爭論是我國貨幣供給到底是內(nèi)生變量還是外生變量。外生論學(xué)者提出了如下理由：一是經(jīng)濟(jì)體系中的全部貨幣，從根源上說都是由中央銀行資產(chǎn)負(fù)債業(yè)務(wù)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(gè)手段。內(nèi)生論者在不同的時(shí)間舉出了不同的例證：1994年以前，我國商業(yè)銀行同時(shí)承擔(dān)著商業(yè)性貸款和政策性貸款的業(yè)務(wù)，商業(yè)銀行傾向于擴(kuò)大商業(yè)性貸款的數(shù)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(yè)銀行補(bǔ)充資金從而形成貨幣供給的“倒逼”。這就是被稱為“倒逼機(jī)制”的貨幣供給內(nèi)生論。

從經(jīng)濟(jì)體制上來看，我國企業(yè)的市場主體地位還在形成過程中，經(jīng)濟(jì)利益機(jī)制還不健全，控制我國信貸供給近八成的國有獨(dú)資商業(yè)銀行的股份制改造開始的時(shí)間還不久;我國還存在較為嚴(yán)格的利率控制，市場利率尚未形成。這樣，利率與貨幣供應(yīng)量的相關(guān)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(duì)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(qiáng)的。

當(dāng)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(qū)動(dòng)會(huì)盡可能地逃避中央銀行的監(jiān)測與控制，從而也可能出現(xiàn)貨幣供給的內(nèi)生性問題。

(二)我國基礎(chǔ)貨幣的可控性

基礎(chǔ)貨幣的公式為：基礎(chǔ)貨幣(B)=儲(chǔ)備貨幣≈流通中的現(xiàn)金(M0)+存款貨幣銀行的總準(zhǔn)備金(R)，即：

央行通過對(duì)資產(chǎn)項(xiàng)和負(fù)債項(xiàng)的調(diào)整來改變基礎(chǔ)貨幣量，進(jìn)而影響貨幣供給。由于我國長期實(shí)行強(qiáng)制結(jié)售匯制度，導(dǎo)致中國人民銀行資產(chǎn)增加，從而使基礎(chǔ)貨幣被動(dòng)增加。我國加入WTO后，外匯儲(chǔ)備快速增長，到2005年底外匯儲(chǔ)備總額達(dá)到約8190億美元，貨幣當(dāng)局的外匯占款總額達(dá)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(chǎn)中的占比從2002年的45.48%增長到2005年的61.09%。如果沒有對(duì)沖措施，我國的基礎(chǔ)貨幣確實(shí)會(huì)失控。

但實(shí)際上，貨幣當(dāng)局的儲(chǔ)備貨幣保持著相對(duì)平穩(wěn)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(huán)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(chǔ)貨幣完全在貨幣當(dāng)局的控制之下。

總之，在我國現(xiàn)階段，中國人民銀行有能力調(diào)節(jié)基礎(chǔ)貨幣，從而使貨幣供給保持相對(duì)穩(wěn)定。基礎(chǔ)貨幣基本上是可控的。

(三)貨幣乘數(shù)可控性的理論分析

1.貨幣乘數(shù)的可控性不確定

貨幣供應(yīng)量是由基礎(chǔ)貨幣與貨幣乘數(shù)兩因素所決定的。其公式為：

從公式(7)可知影響貨幣乘數(shù)的因素有法定存款準(zhǔn)備金率、超額存款準(zhǔn)備金率、現(xiàn)金存款比率。這三個(gè)比率都與貨幣乘數(shù)呈反向變動(dòng)關(guān)系。除了法定存款準(zhǔn)備金率直接由中國人民銀行控制外，其他兩個(gè)比率都不是貨幣當(dāng)局所能控制的(它們的變動(dòng)是商業(yè)銀行和公眾的行為所致)。中國人民銀行可通過調(diào)整利率、超額存款準(zhǔn)備金利率及央行的再貸款利率(或再貼現(xiàn)率)對(duì)超額存款準(zhǔn)備金率施以影響；而對(duì)現(xiàn)金存款比率的影響就很弱了。因此，貨幣乘數(shù)的可控性較弱。但貨幣乘數(shù)比較穩(wěn)定，具有較好的可預(yù)測性。下面就對(duì)我國貨幣乘數(shù)的可預(yù)測性進(jìn)行實(shí)證分析。

2.貨幣乘數(shù)可預(yù)測性的實(shí)證分析

(1)變量、數(shù)據(jù)來源及模型選擇。根據(jù)上文可知，貨幣乘數(shù)m[,2]=廣義貨幣供應(yīng)量M[,2]/基礎(chǔ)貨幣B。本節(jié)的實(shí)證分析嚴(yán)格按照上述公式，用《中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》的《貨幣當(dāng)局的資產(chǎn)負(fù)債表》中的儲(chǔ)備貨幣代替基礎(chǔ)貨幣，廣義貨幣供應(yīng)量來自于《中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》各期。數(shù)據(jù)范圍為1994年一季度到2005年四季度，總計(jì)48個(gè)樣本點(diǎn)。

根據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，我們發(fā)現(xiàn)貨幣乘數(shù)m[,2]具有明顯的時(shí)間趨勢和季節(jié)波動(dòng)。如果利用最小二乘法擬合m[,2]與時(shí)間向量t會(huì)得到一條擬合優(yōu)度較高的一次線性曲線。但為了提高隨機(jī)時(shí)間序列m[,2]的預(yù)測精度，本文采用ARMA(自回歸移動(dòng)平均)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析與預(yù)測。

(2)實(shí)證分析與結(jié)果。為了消除時(shí)間趨勢同時(shí)減少序列的季節(jié)波動(dòng)，需對(duì)m[,2]先后進(jìn)行逐期差分和季節(jié)差分。經(jīng)過多次檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)對(duì)序列m[,2]進(jìn)行一階逐期差分和一階季節(jié)差分能使自相關(guān)和偏自相關(guān)分析圖達(dá)到最優(yōu)。這樣就可得到序列sim[,2]。對(duì)序列sim[,2]進(jìn)行0均值檢驗(yàn)，得到該序列樣本平均數(shù)是0.00466，均值標(biāo)準(zhǔn)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?yàn)榻?jīng)過一階逐期差分，序列時(shí)間趨勢基本消除，故d=1；經(jīng)過一階季節(jié)差分，季節(jié)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(jù)sim[,2]的自相關(guān)和偏自相關(guān)分析圖可知，p=1或2，q=0或1。由于在第4n期時(shí)，樣本自相關(guān)和偏自相關(guān)系數(shù)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(duì)我國貨幣乘數(shù)進(jìn)行預(yù)測，可得到模型的預(yù)測精度MAPE(平均絕對(duì)百分誤差)。各模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果和檢驗(yàn)結(jié)果如下：

經(jīng)計(jì)算，四個(gè)模型都滿足ARMA過程的平穩(wěn)條件，模型設(shè)定合理。比較表中各個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果可知，第三個(gè)模型的MAPE值最小，顯示其預(yù)測精度是最高的。同時(shí)，第三個(gè)模型的AIC值和SC值僅略微小于第一個(gè)，但其AdjustedR[2](調(diào)整后的樣本決定系數(shù))比第一個(gè)要好很多。與第四個(gè)模型相比較，只有AdjustedR[2]較小，其他各項(xiàng)都更優(yōu)；另外，第三個(gè)模型比第四個(gè)更簡潔、有效。因而選擇第三個(gè)即ARIMA(2,1,0)(1,1,1)[4]模型比較適合。其展開式為：

根據(jù)所選定的模型對(duì)我國2006年貨幣乘數(shù)進(jìn)行預(yù)測，其預(yù)測結(jié)果如下:

總之，貨幣乘數(shù)具有較強(qiáng)的可預(yù)測性。由于基礎(chǔ)貨幣基本上是可控的，因而完全可以認(rèn)為我國貨幣供應(yīng)量具有較強(qiáng)的可控性，即在預(yù)測貨幣乘數(shù)的基礎(chǔ)上調(diào)控基礎(chǔ)貨幣，從而調(diào)控貨幣供應(yīng)量。就可控性而言，貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)也是有效的。

綜上所述，我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長之間有較強(qiáng)的相關(guān)性，貨幣供應(yīng)量也具有可控性，因此有理由認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)在現(xiàn)階段仍然是有效的。