货币政策规则范例(3篇)

货币政策规则范文篇1

一、引言

货币政策形成的非对称性可能是多方面的。Dolado（2004）认为导致货币政策非线性的原因可能是由于中央银行的损失函数是非二次型的损失函数，也可能是供给曲线的非线性所致。另一种观点则认为是经济学人主观预期的非对称导致货币政策的非对称性。理性的经济学人在经济衰退期和经济高涨期对经济前景形成不同的预期，从而导致了货币政策在调控过程中的非对称性。例如，Liu、Waggoner和Zha（2008）研究表明，理性经济人对货币政策执政当局的政策风格发生变化时会做出反应，使得其对未来的预期贴现发生改变，而对未来预期的改变使得货币政策的效果产生明显的非对称性。目前对非线性的货币政策估计多是利用泰勒规则作为货币当局的政策规则。

早期对泰勒规则在中国的运用主要是估计线性泰勒规则在中国适用性。对泰勒规则各种形式的估计发现，泰勒规则的利率变量具有很强的平滑性（谢平和罗雄，2002；卞志村，2006；陆军和钟丹，2003）。随着利率市场化的逐渐加速，利率对经济的调控作用不断增强，于是一些学者对泰勒规则在中国的运用进行了拓展，加入汇率、资产价格、货币供应量等变量（朱培金，2013；张庆坤，2012；郭福春和潘锡泉，2012；李琼和王志伟，2009），以期获得更符合中国实际情况的泰勒规则。在这些扩展形式的泰勒规则研究中，学者对利率对汇率、货币供应量以及资产价格等变量的调整系数的结论各不相同，但对通货膨胀的调整反应系数却得到相似的结论，认为利率能够调整经济中的通货膨胀，并且对通货膨胀前瞻型的泰勒规则更适宜中国的政策规则。

以上研究泰勒规则在中国的运用多是从线性方面考虑，但当价格调整菲利普斯曲线和总需求曲线在实际经济中呈现非线性时，货币政策也具有非线性，如果继续使用线性的泰勒规则进行调控通货膨胀和产出就容易使央行的损失函数变得更大，此时非线性的泰勒规则型货币政策就比较适宜（Sznajderska，2014）。

我国学者对泰勒规则的非线性也进行了诸多方面的研究（郑挺国和刘金全，2010；欧阳志刚，2009；刘金全和张小宇，2012；中国人民银行营业管理部课题组，2009；徐亚平，2009；张小宇，2013），这些研究认为：（1）货币政策的影响既会导致产出的非对称性，同时对通货膨胀的调节也存在非对称性。（2）货币政策对产出和通货膨胀的影响存在一个明显的门限效应。当通货膨胀超过门限阀值，货币政策就应该以通货膨胀为主要调控目标，低于门限阀值时则应该以提高产出为主要调节目标。

目前对泰勒规则的非线性的估计多是从平滑转换模型（中国人民银行营业管理部课题组，2009；刘曦，2012）或者门限自回归模型（张小宇，2013；欧阳志刚，2009）等进行相关方面的研究，而平滑转换模型与门限自回归模型在估计时设定转换机制是内生的，需要事前设定某一些特征作为转换变量。由于具有马尔可夫转换机制的区制变化在区制转变过程中为外生变化，能够更好地描述政策规则本身所具有的特征（卞志村，2014），故本文在以前学者研究非线性“泰勒规则”基础之上，利用马尔可夫区制转移来描述泰勒规则在我国的非线性特征。

二、我国货币政策非对称调整的分析

（一）具有利率平滑泰勒规则的货币政策非线性模型设定

“泰勒规则”由Taylor于1993年提出。在以利率作为货币政策操作工具的各国中央银行中，虽然都没有刻意去遵循“泰勒规则”的形式，但是Taylor的研究认为这些央行在无意中都遵循着这样一种规则形式：获得在目标利率水平下的通货膨胀稳定和充分就业水平下的产出稳定，即当通货膨胀与产出正相关时，它们没有必要进行过多的调整，但如果通货膨胀高于既定目标并且产出高于其在充分就业下的水平，货币政策将以提高利率为手段。经典的泰勒规则形式为：

rt=r0+α（yt-yf）+β（π-πT），α，β>0（1）

其中，r表示经济中的实际利率，yt是实际产出，yf是充分就业下的产出，π为实际通货膨胀，πT为货币政策的通货膨胀目标。在α，β>0情况下，利率对产出和通货膨胀偏离稳态水平进行修正。

经典的泰勒规则在设定货币政策时，将产出缺口和通货膨胀调节参数α，β假定为不变，这将遇到“卢卡斯批判”问题，因为在政策规则实行的过程中参数并不一定是保持稳定的。设定利率型的泰勒规则时引入变化参数就能避免“卢卡斯批判”问题，而具有区制转移特征的马尔可夫转移矩阵的引入能够比较好地捕捉到参数的变化情况和状态之间跳跃特征。在泰勒规则中引入区制间的转移特征就形成了具有马尔可夫区制转移形式的泰勒规则。然而，由于中央银行的当前决定与前期利率相关，为了平滑利率，一些研究对泰勒规则进行了修改以便包含前期利率。通过规则的简单变形，同时把区制转移的特征引入政策调节参数中，就形成了本文研究的具有区制转移和持续性的当期型泰勒规则，形式如下：

对具有区制转移性质的马尔可夫回归模型，利用极大似然估计法来估计状态转移概率矩阵及其状态转移参数。

（二）我国的实证分析与检验

为了分析我国货币政策对经济的影响，本文选取1996年一季度到2014年二季度的数据作为研究样本。用CPI的季度数据作为通货膨胀的变量。产出选取国家统计局公布的季度GDP，潜在产出以1995为基期、剔除价格因素的实际GDP经过季节调整、再利用HP滤波方法得到。利用实际总产出减去潜在产出最后得到我国产出缺口偏离稳态的百分比。由于我国的同业拆借市场利率比较早实行了市场化，因此本文利率变量选取7天期银行间拆借市场加权利率。

从表1中检验结果来看，利率、产出缺口以及通货膨胀变量均为平稳变量。

本文把利率型货币政策对产出缺口和通货膨胀调整的非对称性分为两种区制状态st=1和st=2，利用Matlab软件和马尔可夫区制转移工具包对原有的程序进行了一系列修改，估计了货币政策方程（2），得到如表2所示的各个区制状态的参数。

根据表2得到的估计参数值，在两区制状态的划分下，π（s1）=0932，π（s2）=271，在5%的显著性水平下都比较显著，这说明利率型货币政策对通货膨胀的调节作用确实呈现一定的非线性，具有很明显的两区制状态。对产出缺口的调整系数中，在区制状态st=1时，φy（s1）=0336，p值为036，在5%显著性水平下并不显著，因此不能拒绝原假设即：φy（s1）=0；在区制状态st=2时，φy（s2）=3757，此时在5%显著性水平下通过显著性检验，但状态st=2的持续概率p22=0，说明区制状态2自身持续的可能性极小，可以认为不存在状态2，从而φy（s2）的估计值也就失去了原有的意义，这样也就间接说明利率对产出缺口的调节参数可能为0。由于在同时设定利率对通货膨胀和产出缺口的系数都发生变化的情况下，模型估计不精确，本文采用参数约束的形式，将区制状态2下利率对产出缺口的调节参数设为一固定值，于是货币政策方程（2）式就变为：

Rt=（1-ρ）（φπ（st）πt+φyyt）+ρRt-1+zM，t（4）

从表3的各参数估计值的标准误来看，经过约束后，利率对产出缺口的调整系数不随区制状态变化时的各系数的估计标准误都比估计（2）式中的标准误有所降低，说明（4）式更适合我国利率型货币政策规则。而从利率对产出的调整系数来看，φy=-002的p值为095，在5%显著性水平下没有通过显著性检验，不能拒绝原假设：φy=0，因此可以认为我国利率型货币政策并没有起到调节产出缺口的目的，违背了传统的泰勒规则，这与国内一些学者估计的泰勒规则型货币政策对产出缺口的反应不同（郑挺国和刘金全，2010；张小宇，2013），但与卞志村（2007）的研究结论基本一致，即泰勒规则型的货币政策在中国更加符合名义利率以通胀为调节目标的货币政策。

从估计的利率平滑的货币政策参数可以看到，利率对通货膨胀的反应在两个区制状态下调整系数具有明显的不同，并且在5%显著性水平下都显著。区制1利率对通货膨胀的调整系数估计值为0638小于1，说明利率对通货膨胀的反应是不足的，导致实际利率下降，实际利率的下降刺激需求，使得需求继续增加，进而加剧通货膨胀的上升，没有起到抑制通货膨胀上升的目的。故此区制状态被称为消极的货币政策区制。在区制1消极的货币政策区间，平均持续期为2415个季度，比较短暂，同时自身持续的概率仅为0593，比较容易滑向区制2。区制2利率对通货膨胀的调整系数估计值为1119，大于1，利率上升的幅度要大于通货膨胀的上升幅度，实际利率因此也是上升的，这样就可抑制需求进而抑制了价格的继续上涨，因此为积极的货币政策区制状态，并且平均持续期为6570个季度，自身维持的概率达到09301，自身持续的概率比较稳定，不易走向消极的货币政策区制。从图2货币政策划分区制状态的平滑概率分布也可以看出，整个样本区间我国的利率型货币政策在大多数时期是起到积极作用的。

在设定货币政策不存在非线性情况下，谢平和罗雄（2002）、陆军和钟丹（2003）等人研究表明，我国名义利率对通货膨胀的反应是不足的，以利率为调节目标的货币政策并没有起到抑制通货膨胀的目的，而在本文设定的具有区制状态转移的情况下，既捕捉到了名义利率对通货膨胀的消极反应区制，同时也验证了名义利率对通货膨胀存在积极的反应区间，并且积极的货币政策区制更加持久稳定。

（三）与线性泰勒规则的比较

诸多研究文献（郑挺国和王霞，2011；陆军和钟丹，2003；中国人民银行营业管理课题组，2009）在对中国泰勒规则进行线性检验时都发现，对通货膨胀前瞻性泰勒规则能够更好地描述中国的政策规则。为了比较在无区制转移情况下泰勒规则的应用，本文还同时估计了前瞻性泰勒规则以及当期型规则的系数（详见表4），具体估计方程如下：

前瞻性：Rt=（1-ρ）（φππt+1+φyyt）+ρRt-1+zM，t

当期型：Rt=（1-ρ）（φππt+φyyt）+ρRt-1+zM，t

表4的系数显示：无论是前瞻型还是当期型泰勒规则，利率对产出缺口的反应系数的p值均不能拒绝系数为0的原假设；在两种线性规则的设定中，利率对通货膨胀的反应系数都大于1，表明利率型货币制政策对通货膨胀都起到抑制作用。

货币政策规则范文

在信息不对称下，央行如何清晰地传达自己的政策信号，使市场形成正确的预期，从而避免市场的猜测和混乱，这时就需要央行传达清晰的政策信号，这种市场参与者通过信号甄别来识别央行政策的方法，是新凯恩斯主义者的理论贡献。一些经济学家也提出了诸如声誉模型之类的理论来解决新古典经济学家提出的时间动态不一致问题。对于中央银行而言，在实际操作过程中，提高政策透明度是树立央行声誉、给市场传达信号的一种好的方法。一般认为,货币政策透明度是指央行就政策目标、宏观经济信息、央行决策过程相关依据和程序的公布程度。在这一过程中,容易形成市场主体对通货膨胀的共同预期,改善了货币政策的可信性。而且,共同预期和可信性的改善也对货币政策以至宏观经济的稳定产生了明显的效应。

货币政策透明度的提高有利于形成共同预期

共同预期的形成对货币政策有效性的改善，可以从以下几个方面体现出来：第一，共同预期的形成降低了紧缩性货币政策的执行成本，也在一定程度上抵制了意外通货膨胀对宏观经济的冲击。当非政策因素使物价水平持续上涨时，由于市场主体相信货币当局有能力抑制通胀，低通胀的共同预期不会助长实际通胀率继续上升，则市场不良预期对通胀水平的“哄抬”效应微弱。同时,低通胀预期的保持使名义工资水平在短期内不随物价上涨，总供给曲线不发生明显位移，这有利于货币当局迅速实施紧缩性政策，从而抑制总需求，以更低的成本平抑意外通胀的冲击。第二，共同预期的形成有助于解决货币政策时滞问题。在高度透明的货币政策体系之下，根据及时充分公布的宏观经济数据，市场主体参照央行颁布的货币政策目标和决策规则，能够大体上提前预知央行未来货币政策的走向和力度，从而可以及时调整其投资和消费计划,也就提前消化了波动，无须等到央行正式实施货币政策。显然，货币政策透明度带来的共同预期不但可以平抑波动，还可以跨越识别时滞和行动时滞，使市场主体根据预期直接做出决策。当然,即使在高度透明的政策体系中，市场主体对未来货币政策走向和力度的预期也必然存在分歧。然而在政策目标、决策信息以及决策规则都十分明朗的情况下，共同预期不难形成，其结果是货币政策的效应较以往更及时地发挥出来。由于透明度提高形成的共同预期不但可以抵制意外经济冲击，降低货币政策执行成本，还能使货币政策提前发挥作用，跨越不必要的时滞,则其平抑波动、稳定宏观经济的作用就得到了充分有效的发挥。

货币政策透明度的提高有利于改善货币政策的可信性

显然，透明度的提高使货币政策的决策过程基本处于市场主体的监督之下，货币当局通过意外通货膨胀扩大产出和增加就业的行为会被市场主体及时发现，从而使其提高预期，货币政策成本上升。所以,货币当局会理性地选择遵守承诺。因此,透明度的提高有效地抑制了政府和央行的“欺骗冲动”，培养了市场主体对货币当局以及政策本身的信赖心理，改善了其可信性。可信性越好，货币政策对共同预期的引导和管理效果越明显，同时也有利于加强市场主体和货币当局的沟通和相互理解。

提高央行政策透明度的建议

在实际操作中，货币政策有规则和相机抉择之分，究竟哪一种更有利于增加货币政策的透明度，引导良好的市场预期，仍然是有争议的。实际上，采取规则与相机抉择的两分法过于简单，在实践中并不存在货币政策的绝对规则，货币政策实际上是把相机抉择和规则进行调和，只不过是程度不同。执行相机抉择政策的中央银行并没有公开对目标或政策动向做出承诺，而是保留了根据对当前经济形势的判断相机调整货币政策的权力，以及对新信息和无法预测的情况做出反应的灵活性。那么，在货币政策规则和相机抉择相结合的过程中，如何提高央行货币政策的透明度，以克服中央银行在动态时间不一致中的机会主义行为，同时保持货币政策应对意外冲击的灵活性，具有重要意义。近年来，我国在货币政策透明度的建设上已取得了很大的进步，但仍存在许多需要改进的地方，如对外公布金融统计数据的完整性和及时性不够，对未来经济金融形势的预测等信息公布较少，货币政策委员会的作用有限等。本文认为，央行应该加强以下几个方面的工作，以提高货币政策的透明度和可信性。

明确规定我国货币政策的最终目标是保持物价稳定，明确授权中央银行独立地制定与实施货币政策

在这种制度安排下，央行的首要职能是通过独立的货币政策操作来维护物价稳定，既要对通货膨胀承担责任，又要对通货紧缩承担责任，从而彻底改变在履行制定与实施货币政策方面的随意性。

央行应建立定期信息制度，规范信息披露的内容、方法、时间与形式

通过互联网、传统媒体向公众公开有关金融信息以及相关的工作程序，如季度货币政策报告及有关货币政策评论，加强中央银行与公众的信息交流，引导金融机构和公众预期行为；增加预测性报告的实质内容，提高对未来经济金融形势预测的准确性，以使公众更好地把握货币政策的走向与宏观经济金融趋势，更好地引导市场预期，提高货币政策操作效果。

加强和完善我国通货膨胀统计和金融统计

对价格指数进行更仔细的统计分析，如分析研究消费物价指数中的能源、食品、住房、衣着、医疗、交通等部分的变化对货币政策的短期冲击，考虑对外公布核心通货膨胀指标。另外，由于我国的经济周期波动与投资关系极大，还应密切关注涵盖投资品的批发价格指数。在金融统计方面，还存在如统计报表反映面太窄、报表缺乏合规性、统计指标设置重复、数据来源等问题，有待于进一步完善。因此，有关部门应尽快加强和改进金融统计，保证货币政策有一个准确的依据。

提高货币政策委员会的作用

货币政策规则范文

景长新（1981-），男，西安交大经济与金融学院研究生。

摘要：普勒基本分析表明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：若随机冲击主要来自货币市场，应该选择利率作为中介目标；若冲击主要来自商品市场，货币供应量则是较好的选择。本文以该理论规则为基础，把1994―2005年分为两个阶段利用季度数据对我国中介目标选择的适当性进行实证分析，结果表明：两个阶段我国的基础性冲击都主要来自于商品市场，按照该规则，货币供应量作为目前的中介目标仍具有理论上的合理性。但是，通过对前后两个阶段的产出方差波动进行比较，得出的结论是最近几年中介目标的有效性在逐渐降低。

关键词：货币政策；中介目标；普勒基本分析；基础性冲击

中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006-1428（2006）09-0033-04

一个有效的货币政策操作框架，其中介目标的选择是个重要的环节。从理论和实践上看，这一目标选择主要是在利率和货币供应量之间展开。普勒基本分析证明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：利率和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。倘若经济波动主要来源于货币需求方面，应采用利率这一指标；反之，如果货币需求稳定，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，此时应更多的采用货币供应量指标。

一、普勒基本分析理论介绍

一般说来，能够作为货币政策中介目标的有货币供给量和利率。但是，在信息不完全条件下，货币政策当局通常不能准确观察并预期引起货币量或利率变化的随机冲击的来源。在这种情况下，货币政策当局将面临着是选择货币供给量还是选择利率作为中介目标的难题。普勒(Poole，1970)的经典分析(普勒基本分析)给出了货币政策当局在这种随机状态下进行决策的一般规则(普勒规则)。下面给出普勒基本分析：

令对数形式的基本模型的简化形式为：

yt=-αit+μt

mt=-β1it+β2yt+νt

其中yt为总产出，it为利率，mt为货币需求，μt和νt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)。出于简化，假定μt和νt是服从均值为零且彼此不相关的连续过程(实际上，通过后面的数据分析我们也可以看到μt和νt，二者的均值和它们之间的协方差是极其微小的，近乎为零)。yt=-αit+μt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，即：货币政策当局遵循最小化方差准则。

如果货币政策当局以货币供给量为操作目标，由简化的IS―LM基本模型可知，均衡产出为：

yt=（αm+βμ-αν）/（β1+αβ2）

设定货币供给量m,使E\[y\]=0，则均衡产出为：yt=（β1μ-αν）/（β1+αβ2）

目标函数值为：Em［yt］2=（β21σ2μ+α2σ2v-2αβ1σμ,ν）/（β1+αβ2）2

如果货币政策当局以利率为操作目标，则总产出主要受随机变量μ(支出冲击)的影响。设定利率i，使E［y］=0，则：Ei［yt］2=σ2μ

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货币政策中介目标，取决于两种选择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

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

则货币供给量操作程序优于利率操作程序，因而货币政策当局应当选择货币供给量作为中介目标。

也就是说，从随机冲击角度看，如果随机冲击主要来自货币市场，即货币需求冲击的方差（σ2ν）较大，则应当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（σ2μ）较大，则应当选择货币供给量作为货币政策中介目标。

上面所述普勒基本分析是在严格假定F下展开的，忽略了通货膨胀、预期、总供给冲击等因素的作用，但是，萨金特和华莱士(1975)、布兰查德和费希尔(1989)对普勒基本分析的拓展证明，即使考虑到这些因素的作用，普勒基本分析得出的决策规则也是成立的，并且在许多不同场合下都是非常有用的(弗里德曼、哈恩，2002)。

二、对我国货币政策中介目标进行两阶段实证分析

中国人民银行从1994年开始监控并向社会公布货币供应量，从1996年起正式采用货币供应量与贷款量一起作为中介目标。1998年取消贷款规模，使货币供给量成为唯一的货币政策中介目标。但是，有些人认为，我国的货币供给具有内生性，以货币供给量作为货币政策中介目标是无效的，因此主张放弃货币供给量作为货币政策中介目标，而代之以利率作为货币政策中介目标，或者直接钉住通货膨胀。

但是，根据普勒基本分析，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，如果以利率作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，即货币市场的失衡超过商品市场的失衡。货币市场的失衡是否超过商品市场的失衡，需要根据普勒基本分析进行判断。

如前所述，普勒基本分析给出的是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。这一规则与我国寻求保证经济持续稳定增长的货币政策中介目标的努力，在原则上是一致的。因此，可以运用普勒基本分析来判断我国货币政策中介目标的选择是否有效。

（一）样本区间、变量以及资料来源说明

1.样本区间的划分：把1994年第1季度―2005年第4季度分为两个明显的阶段。第一个阶段是1994―1997年，我国货币政策中介目标在这段时期是处于由信贷规模向货币总量过渡的阶段。第二个阶段从1998―2005年，自1998年起，央行取消对国有商业银行贷款规模的限额控制。在形式上，货币供应量正式成为我国货币政策唯一的中介目标，货币供应量成为央行调节宏观经济的主要控制变量。

我们以政策调整的时间(1998年)为界分为两个阶段进行研究，目的是为了更加清晰地对比货币供应量作为中介目标的有效性问题。

2.变量选择：

(1)货币政策中介目标：代表变量为M2。1996年我国正式将货币供应量M1作为货币政策中介目标，同时将M0、M2作为观察目标，但随着金融创新的不断发展，M1越来越多的表现出可控性不足的缺点，而M2的可控性相对较强，更多的观点倾向于用M2代替M1作为货币政策中介目标，让M1成为观测目标。因此本文选择M2作为中介目标的代表进行分析。

(2)货币政策最终目标：代表变量为GDP(单位为亿元)。货币政策的最终目标可归结为促进经济增长。GDP的增加最能反映一国经济的运行态势，因此将GDP作为衡量经济增长的指标。因为GDP指标是按当期价格计算的名义值，而产出应该用实际值(用RGDP表示)。所以，要把名义值换算成实际值。这里用名义值除以消费价格的季度定基比指数得到。由于我国没有公布定基比指数，这里首先用我国公布的消费物价月环比指数构造月定基比指数(以1993年12月为基期，因为样本数据从1994年开始)，再把每季度三个月的消费价格月定基比指数用几何平均的方法计算出定基比季度指数。GDP名义数据来自《中国统计年鉴》。

(3)利率代表变量：我们采用一年期定期存款利率(非市场化)、银行间七日同业拆借利率(市场化)分别进行计算。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％)。数据来自《中国人民银行统计季报》以及中国人民银行网相关数据计算。计算随机冲击Ut、Vt数据时采用的利率是CR，Utc、Vtc采用的利率是CJR。

3.数据处理：

(1)季节影响的调整。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(Ratiotomovingaverage-Multiplicative)分离出季节影响(利率除外)。该法的核心思想是高阶移动平均，通过多次迭代，最终分离出原序列的趋势成分、季节成分和不规则成分，得到剔除季节成分调整后的序列。本文在分析中所使用的数据都是经过此方法进行季节调整后的数据。

(2)对季节调整后的序列以及利率序列再进行对数调整，得到分析时所用的数据序列。

(二)运用普尔规则对我国中介目标的选择进行实证分析

首先在简化的IS-LM基本模型下，运用普勒基本分析来判断我国的基础性冲击，然后对比前后两个阶段的产出方差变化情况。

下表是进行第一阶段(94.1-97.4)实证分析时所用的原始数据以及通过回归得到的随机冲击变量数值。

[1]当采用的利率为一年期定期存款利率时，基本模型的各参数符号以α、β1、β2、σuν（Ut、Vt的协方差)表示。

[2]当采用的利率为银行间七天同业拆借利率时，基本模型的各参数符号以αc、β1c、β2c、σuc,νc(Utc、Vtc的协方差)表示。

［3］Em［yt］2：表示以货币供应量作为中介目标时总产出的方差。

［4］σ2u、σ2uc分别表示：以一年期定期存款利率作为中介目标时产出的方差、以银行间七天同业拆借利率作为中介目标时产出的方差。

下表数据给出的是通过回归分析得到的第一阶段的普勒基本分析的参数估计值。

根据表2给出的数值结果，计算Em［yt］2=（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σu,ν）/（β1+αβ2）2，并将计算结果与σ2u（σ2u=0.012313；σ2uc=0.016676)进行比较，若存在σ2u＞（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σuν）/（β1+αβ2）2，则货币供给量作为货币政策中介目标有效，否则利率作为货币政策中介目标有效。计算结果如下：

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

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

由计算结果可知，显然存在：

σ2μ＞（β21σ2u+α2σ2ν-2αβ1σμν）/（β1+αβ2）2

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

同理，对第二阶段(从1998第1季度―2005年第4季度)的数据进行分析。

下表是进行第二阶段(98.1-05.4)实证分析时所用的原始数据以及通过回归得到的随机冲击变量数值。

通过回归分析得到的结果见下表：

根据表2给出的参数数值，同理计算Em［yt］2=（β21σ2u+α2σ2v-2αβ1σu,ν）/（β1+αβ2）2代入数值得：

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

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

计算结果与第一阶段(1994―1997)相同

σ2u=0.18647＞0.09477；σ2uc=0.12831＞0.0785

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)。根据普勒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。

下面我们对前后两个阶段我国总产出的方差波动大小进行一下对比。对比分析所用的数据包括名义产出(用NGDP表示)、无季节调整的真实产出(用RGDP表示)、进行了季节调整后的真实产出(用RGDPSA表示)三个变量，分别计算它们的标准差(用B表示)、均值(用J表示)、相对波动系数(标准差／均值，用X表示)大小，例如BNGDP表示名义产出的标准差；JNGDP表示名义产出的均值，其他类同，其计算结果如下(见表5)

由上表可知，整个样本期间(1994.1-2005.4)的三个变量的相对波动系数最大，1994.1-1997.4(第一阶段)的产出波动无论从绝对值还是相对值来看都是最小的。第二阶段(1998.1-2005.4)的产出波动(相对波动系数)要远远大于第一阶段(1994.1-1997.4)的产出波动。这就表明，虽然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。但是，货币供应量作为我国目前的货币政策中介目标的有效性在逐步的降低，在发挥其作为中介目标的作用性方面已经大打折扣。

三、实证结果与原因分析

以上通过简化的IS-LM模型下的普勒基本分析表明，我国以货币供给量作为货币政策中介目标的选择在1994-1997年是非常理想的，通过对第二阶段(1998年-2005年)的实证分析，表明我国的基础性冲击仍然来自于商品市场，按照普勒基本分析，货币供应量作为中介目标仍然具有理论上的合理有效性。其中一个重要的原因是与当前经济运行环境有关。由于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。

但是，通过对比前后两个阶段的产出波动，可以看出货币供应量作为我国的中介目标其有效性在逐步的降低。根据普勒基本分析，如果必须以货币供给量作为货币政策中介目标，则应当使利率能够内生地自行调整，以降低来自产出方面的不利冲击。但是，我国到目前为止利率没有实现完全的市场化，成为货币政策传导渠道中的一大障碍。同时，公众预期变化也会导致货币政策传导机制失灵。并且由于我国消费体制与收入体制改革不同步、社会保障制度不完善等未来不确定性原因，公众的消费和投资行为相对谨慎，这就增加了预防性动机的货币需求，使得储蓄增长和贷款投放速度减慢。因而，央行增加的货币供应，多数会被银行体系被动的吸收，这样的结果必然导致银行存贷差额的增加和货币流通速度的下降，这就是货币“渗漏”到银行体系的情形，相应的货币供应量的可控性以及与最终目标的相关性都会有一定程度的下降，从而使得最近几年中介目标的效力在大打折扣。

参考文献：

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