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一個有效的貨幣政策操作框架，其中介目標的選擇是個重要的環(huán)節(jié)。從理論和實踐上看，這一目標選擇主要是在利率和貨幣供應(yīng)量之間展開。普勒基本分析證明了在目標產(chǎn)出方差最小化的前提下，確定貨幣政策中介目標的一般決策規(guī)則，即：利率和貨幣供應(yīng)量哪個更適合作為中介目標取決于一國經(jīng)濟波動的特定結(jié)構(gòu)。倘若經(jīng)濟波動主要來源于貨幣需求方面，應(yīng)采用利率這一指標；反之，如果貨幣需求穩(wěn)定，面臨的經(jīng)濟沖擊主要是能源危機、投資消費結(jié)構(gòu)變化等實質(zhì)性沖擊，此時應(yīng)更多的采用貨幣供應(yīng)量指標。

一、普勒基本分析理論介紹

一般說來，能夠作為貨幣政策中介目標的有貨幣供給量和利率。但是，在信息不完全條件下，貨幣政策當局通常不能準確觀察并預(yù)期引起貨幣量或利率變化的隨機沖擊的來源。在這種情況下，貨幣政策當局將面臨著是選擇貨幣供給量還是選擇利率作為中介目標的難題。普勒(Poole，1970)的經(jīng)典分析(普勒基本分析)給出了貨幣政策當局在這種隨機狀態(tài)下進行決策的一般規(guī)則(普勒規(guī)則)。下面給出普勒基本分析：

令對數(shù)形式的基本模型的簡化形式為：

yt=-αit+μt

mt=-β1it+β2yt+νt

其中yt為總產(chǎn)出，it為利率，mt為貨幣需求，μt和νt分別為實物部門與貨幣部門的隨機沖擊(支出沖擊與資產(chǎn)沖擊)。出于簡化，假定μt和νt是服從均值為零且彼此不相關(guān)的連續(xù)過程(實際上，通過后面的數(shù)據(jù)分析我們也可以看到μt和νt，二者的均值和它們之間的協(xié)方差是極其微小的，近乎為零)。yt=-αit+μt是簡化的IS曲線，貨幣需求方程是簡化的LM曲線。貨幣政策當局的最優(yōu)決策規(guī)則是選擇能夠使產(chǎn)出方差最小的變量作為貨幣政策中介目標，即：貨幣政策當局遵循最小化方差準則。

如果貨幣政策當局以貨幣供給量為操作目標，由簡化的IS—LM基本模型可知，均衡產(chǎn)出為：

yt=（αm+βμ-αν）/（β1+αβ2）

設(shè)定貨幣供給量m,使E\[y\]=0，則均衡產(chǎn)出為：yt=（β1μ-αν）/（β1+αβ2）

目標函數(shù)值為：Em［yt］2=（β21σ2μ+α2σ2v-2αβ1σμ,ν）/（β1+αβ2）2

如果貨幣政策當局以利率為操作目標，則總產(chǎn)出主要受隨機變量μ(支出沖擊)的影響。設(shè)定利率i，使E［y］=0，則：Ei［yt］2=σ2μ

根據(jù)最優(yōu)決策規(guī)則，貨幣政策當局是選擇貨幣供給量還是利率作為貨幣政策中介目標，取決于兩種選擇的方差期望值的大小。因此，

若Ei［yt］2＜Em［yt］2即：σ2μ＜（β21σ2μ+α2σ2ν-2αβ1σμν）/（β1+αβ2）2

則利率操作程序優(yōu)于貨幣供給量操作程序，因而貨幣政策當局應(yīng)當選擇利率作為中介目標。相反，若Ei［yt］2＞Em［yt］2即：σ2μ＞（β21σ2μ+α2σ2ν-2αβ1σμν）/（β1+αβ2）2

則貨幣供給量操作程序優(yōu)于利率操作程序，因而貨幣政策當局應(yīng)當選擇貨幣供給量作為中介目標。

也就是說，從隨機沖擊角度看，如果隨機沖擊主要來自貨幣市場，即貨幣需求沖擊的方差（σ2ν）較大，則應(yīng)當選擇利率作為貨幣政策中介目標；如果隨機沖擊主要來自商品市場(實物部門)，即總需求沖擊的方差（σ2μ）較大，則應(yīng)當選擇貨幣供給量作為貨幣政策中介目標。

上面所述普勒基本分析是在嚴格假定F下展開的，忽略了通貨膨脹、預(yù)期、總供給沖擊等因素的作用，但是，薩金特和華萊士(1975)、布蘭查德和費希爾(1989)對普勒基本分析的拓展證明，即使考慮到這些因素的作用，普勒基本分析得出的決策規(guī)則也是成立的，并且在許多不同場合下都是非常有用的(弗里德曼、哈恩，2002)。

二、對我國貨幣政策中介目標進行兩階段實證分析

中國人民銀行從1994年開始監(jiān)控并向社會公布貨幣供應(yīng)量，從1996年起正式采用貨幣供應(yīng)量與貸款量一起作為中介目標。1998年取消貸款規(guī)模，使貨幣供給量成為唯一的貨幣政策中介目標。但是，有些人認為，我國的貨幣供給具有內(nèi)生性，以貨幣供給量作為貨幣政策中介目標是無效的，因此主張放棄貨幣供給量作為貨幣政策中介目標，而代之以利率作為貨幣政策中介目標，或者直接釘住通貨膨脹。

但是，根據(jù)普勒基本分析，改變貨幣政策中介目標的基本實證依據(jù)，應(yīng)當是基礎(chǔ)性沖擊的根本改變。因此，如果以利率作為貨幣政策中介目標，其基本前提應(yīng)當是貨幣市場的沖擊方差大于商品市場的沖擊方差，即貨幣市場的失衡超過商品市場的失衡。貨幣市場的失衡是否超過商品市場的失衡，需要根據(jù)普勒基本分析進行判斷。

如前所述，普勒基本分析給出的是在目標產(chǎn)出方差最小化的前提下，確定貨幣政策中介目標的一般決策規(guī)則。這一規(guī)則與我國尋求保證經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的貨幣政策中介目標的努力，在原則上是一致的。因此，可以運用普勒基本分析來判斷我國貨幣政策中介目標的選擇是否有效。

（一）樣本區(qū)間、變量以及資料來源說明

1.樣本區(qū)間的劃分：把1994年第1季度—2005年第4季度分為兩個明顯的階段。第一個階段是1994—1997年，我國貨幣政策中介目標在這段時期是處于由信貸規(guī)模向貨幣總量過渡的階段。第二個階段從1998—2005年，自1998年起，央行取消對國有商業(yè)銀行貸款規(guī)模的限額控制。在形式上，貨幣供應(yīng)量正式成為我國貨幣政策唯一的中介目標，貨幣供應(yīng)量成為央行調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟的主要控制變量。

我們以政策調(diào)整的時間(1998年)為界分為兩個階段進行研究，目的是為了更加清晰地對比貨幣供應(yīng)量作為中介目標的有效性問題。

2.變量選擇：

(1)貨幣政策中介目標：代表變量為M2。1996年我國正式將貨幣供應(yīng)量M1作為貨幣政策中介目標，同時將M0、M2作為觀察目標，但隨著金融創(chuàng)新的不斷發(fā)展，M1越來越多的表現(xiàn)出可控性不足的缺點，而M2的可控性相對較強，更多的觀點傾向于用M2代替M1作為貨幣政策中介目標，讓M1成為觀測目標。因此本文選擇M2作為中介目標的代表進行分析。

(2)貨幣政策最終目標：代表變量為GDP(單位為億元)。貨幣政策的最終目標可歸結(jié)為促進經(jīng)濟增長。GDP的增加最能反映一國經(jīng)濟的運行態(tài)勢，因此將GDP作為衡量經(jīng)濟增長的指標。因為GDP指標是按當期價格計算的名義值，而產(chǎn)出應(yīng)該用實際值(用RGDP表示)。所以，要把名義值換算成實際值。這里用名義值除以消費價格的季度定基比指數(shù)得到。由于我國沒有公布定基比指數(shù)，這里首先用我國公布的消費物價月環(huán)比指數(shù)構(gòu)造月定基比指數(shù)(以1993年12月為基期，因為樣本數(shù)據(jù)從1994年開始)，再把每季度三個月的消費價格月定基比指數(shù)用幾何平均的方法計算出定基比季度指數(shù)。GDP名義數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

(3)利率代表變量：我們采用一年期定期存款利率(非市場化)、銀行間七日同業(yè)拆借利率(市場化)分別進行計算。用CR表示一年期定期存款利率、CJR表示銀行間七日同業(yè)拆借利率(利率單位為％)。數(shù)據(jù)來自《中國人民銀行統(tǒng)計季報》以及中國人民銀行網(wǎng)相關(guān)數(shù)據(jù)計算。計算隨機沖擊Ut、Vt數(shù)據(jù)時采用的利率是CR，Utc、Vtc采用的利率是CJR。

3.數(shù)據(jù)處理：

(1)季節(jié)影響的調(diào)整。由于本文采用的是季度數(shù)據(jù)，因此，在進行分析之前先采用移動平均季節(jié)乘法(Ratiotomovingaverage-Multiplicative)分離出季節(jié)影響(利率除外)。該法的核心思想是高階移動平均，通過多次迭代，最終分離出原序列的趨勢成分、季節(jié)成分和不規(guī)則成分，得到剔除季節(jié)成分調(diào)整后的序列。本文在分析中所使用的數(shù)據(jù)都是經(jīng)過此方法進行季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)。

(2)對季節(jié)調(diào)整后的序列以及利率序列再進行對數(shù)調(diào)整，得到分析時所用的數(shù)據(jù)序列。

(二)運用普爾規(guī)則對我國中介目標的選擇進行實證分析

首先在簡化的IS-LM基本模型下，運用普勒基本分析來判斷我國的基礎(chǔ)性沖擊，然后對比前后兩個階段的產(chǎn)出方差變化情況。

下表是進行第一階段(94.1-97.4)實證分析時所用的原始數(shù)據(jù)以及通過回歸得到的隨機沖擊變量數(shù)值

[1]當采用的利率為一年期定期存款利率時，基本模型的各參數(shù)符號以α、β1、β2、σuν（Ut、Vt的協(xié)方差)表示。

[2]當采用的利率為銀行間七天同業(yè)拆借利率時，基本模型的各參數(shù)符號以αc、β1c、β2c、σuc,νc(Utc、Vtc的協(xié)方差)表示。

［3］Em［yt］2：表示以貨幣供應(yīng)量作為中介目標時總產(chǎn)出的方差。

［4］σ2u、σ2uc分別表示：以一年期定期存款利率作為中介目標時產(chǎn)出的方差、以銀行間七天同業(yè)拆借利率作為中介目標時產(chǎn)出的方差。

下表數(shù)據(jù)給出的是通過回歸分析得到的第一階段的普勒基本分析的參數(shù)估計值。

根據(jù)表2給出的數(shù)值結(jié)果，計算Em［yt］2=（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σu,ν）/（β1+αβ2）2，并將計算結(jié)果與σ2u（σ2u=0.012313；σ2uc=0.016676)進行比較，若存在σ2u＞（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σuν）/（β1+αβ2）2，則貨幣供給量作為貨幣政策中介目標有效，否則利率作為貨幣政策中介目標有效。計算結(jié)果如下：

（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σuν）/（β1+αβ2）2=0.007276

（β21cσ2uc+α2cσ2νc-2αcβ1cσμucνc）/（β1c+αcβ2c）2=0.0075

由計算結(jié)果可知，顯然存在：

σ2μ＞（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σμν）/（β1+αβ2）2

σ2μc＞（β21cσ2uc+α2cσ2νc-2αcβ1cσucνc）/（β1c+αcβ2c）2

同理，對第二階段(從1998第1季度—2005年第4季度)的數(shù)據(jù)進行分析。

下表是進行第二階段(98.1-05.4)實證分析時所用的原始數(shù)據(jù)以及通過回歸得到的隨機沖擊變量數(shù)值。

通過回歸分析得到的結(jié)果見下表：

根據(jù)表2給出的參數(shù)數(shù)值，同理計算Em［yt］2=（β21σ2u+α2σ2v-2αβ1σu,ν）/（β1+αβ2）2代入數(shù)值得：

（β21σ2u+α2σ2v-2αβ1σuν）/（β1+αβ2）2=0.09477

（β21cσ2uc+α2cσ2νc-2αcβ1cσucνc）/（β1c+αcβ2c）2=0.0785

計算結(jié)果與第一階段(1994—1997)相同

σ2u=0.18647＞0.09477；σ2uc=0.12831＞0.0785

這就證明，在樣本期兩個階段的基礎(chǔ)性沖擊(隨機沖擊)都主要來自商品市場(實物部門)。根據(jù)普勒基本分析所確定的決策規(guī)則，在這種情況下，貨幣政策當局(中央銀行)應(yīng)當選擇貨幣供給量作為貨幣政策中介目標，即采用貨幣供給量操作程序而不是利率操作程序。

下面我們對前后兩個階段我國總產(chǎn)出的方差波動大小進行一下對比。對比分析所用的數(shù)據(jù)包括名義產(chǎn)出(用NGDP表示)、無季節(jié)調(diào)整的真實產(chǎn)出(用RGDP表示)、進行了季節(jié)調(diào)整后的真實產(chǎn)出(用RGDPSA表示)三個變量，分別計算它們的標準差(用B表示)、均值(用J表示)、相對波動系數(shù)(標準差／均值，用X表示)大小，例如BNGDP表示名義產(chǎn)出的標準差；JNGDP表示名義產(chǎn)出的均值，其他類同，其計算結(jié)果如下(見表5)

由上表可知，整個樣本期間(1994.1-2005.4)的三個變量的相對波動系數(shù)最大，1994.1-1997.4(第一階段)的產(chǎn)出波動無論從絕對值還是相對值來看都是最小的。第二階段(1998.1-2005.4)的產(chǎn)出波動(相對波動系數(shù))要遠遠大于第一階段(1994.1-1997.4)的產(chǎn)出波動。這就表明，雖然我國的基礎(chǔ)性沖擊沒有發(fā)生變化，仍然主要來源于商品市場。但是，貨幣供應(yīng)量作為我國目前的貨幣政策中介目標的有效性在逐步的降低，在發(fā)揮其作為中介目標的作用性方面已經(jīng)大打折扣。

三、實證結(jié)果與原因分析

以上通過簡化的IS-LM模型下的普勒基本分析表明，我國以貨幣供給量作為貨幣政策中介目標的選擇在1994-1997年是非常理想的，通過對第二階段(1998年-2005年)的實證分析，表明我國的基礎(chǔ)性沖擊仍然來自于商品市場，按照普勒基本分析，貨幣供應(yīng)量作為中介目標仍然具有理論上的合理有效性。其中一個重要的原因是與當前經(jīng)濟運行環(huán)境有關(guān)。由于目前我國的金融市場沒有完全放開，金融機構(gòu)的規(guī)模和效率并不高，金融工具以及可供投資的金融品種相對比較單一，居民和企業(yè)的金融資產(chǎn)仍以銀行存款為主，這種簡單的金融市場結(jié)構(gòu)使貨幣供應(yīng)量具有一定的可控性和可測性，貨幣供應(yīng)量與最終目標之間具有長期的穩(wěn)定關(guān)系，將其作為貨幣政策中介目標具有合理性。

但是，通過對比前后兩個階段的產(chǎn)出波動，可以看出貨幣供應(yīng)量作為我國的中介目標其有效性在逐步的降低。根據(jù)普勒基本分析，如果必須以貨幣供給量作為貨幣政策中介目標，則應(yīng)當使利率能夠內(nèi)生地自行調(diào)整，以降低來自產(chǎn)出方面的不利沖擊。但是，我國到目前為止利率沒有實現(xiàn)完全的市場化，成為貨幣政策傳導渠道中的一大障礙。同時，公眾預(yù)期變化也會導致貨幣政策傳導機制失靈。并且由于我國消費體制與收入體制改革不同步、社會保障制度不完善等未來不確定性原因，公眾的消費和投資行為相對謹慎，這就增加了預(yù)防性動機的貨幣需求，使得儲蓄增長和貸款投放速度減慢。因而，央行增加的貨幣供應(yīng)，多數(shù)會被銀行體系被動的吸收，這樣的結(jié)果必然導致銀行存貸差額的增加和貨幣流通速度的下降，這就是貨幣“滲漏”到銀行體系的情形，相應(yīng)的貨幣供應(yīng)量的可控性以及與最終目標的相關(guān)性都會有一定程度的下降，從而使得最近幾年中介目標的效力在大打折扣。

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