張海峰

〔摘要〕本文在貨幣乘數(shù)理論基礎上，引入GDP、股票市場流通市值和國際貿(mào)易總額等變量反映貨幣需求對貨幣乘數(shù)的影響；引入預期通貨膨脹率考察數(shù)量規(guī)則的貨幣政策對貨幣乘數(shù)的反饋作用；引入跳躍擴散過程刻畫貨幣乘數(shù)的跳躍性特征。利用具有變結構和跳躍特征的CGARCH模型對我國貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性進行實證分析。結果表明，我國央行資產(chǎn)負債表變化是影響貨幣乘數(shù)的貨幣供給因素；GDP、股票市場流通市值以及國際貿(mào)易總額是影響貨幣乘數(shù)的貨幣需求因素；國際貿(mào)易和股票市場的沖擊對我國貨幣乘數(shù)的影響具有變結構和跳躍特征；數(shù)量規(guī)則的貨幣政策通過貨幣乘數(shù)的內(nèi)生性控制通貨膨脹。進而表明央行可以根據(jù)經(jīng)濟周期相機選擇數(shù)量規(guī)則和價格規(guī)則的貨幣政策；需要減少匯率干預，抑制國際貿(mào)易沖擊對貨幣政策的影響；需要規(guī)范和健全我國股票市場制度，降低股票市場波動，防范和化解金融市場系統(tǒng)性風險。

〔關鍵詞〕貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性；貨幣供給；貨幣需求；CGARCH模型；跳躍擴散過程

中圖分類號：F8222文獻標識碼：A文

章編號：10084096（2017）03006008

一、引言

從20世紀70年代到2008年美國爆發(fā)次貸危機之間的時間內(nèi)，經(jīng)濟學家認為使用貨幣政策能夠應對經(jīng)濟的周期波動[1-2]。Taylor[3]提出了盯住通貨膨脹的泰勒規(guī)則。該規(guī)則在美國聯(lián)邦儲備委員會（簡稱美聯(lián)儲）的貨幣政策實踐中得到了充分運用[4]。

2008年美國次貸危機爆發(fā)后，貨幣流動性的需求突然大幅增加。為了應對這次危機，美聯(lián)儲以及歐洲央行放棄了盯住通貨膨脹的貨幣政策規(guī)則，采取量化寬松的貨幣政策。美國圣路易斯聯(lián)邦儲備銀行行長Bullard認為利率盯住通貨膨脹目標的貨幣規(guī)則，不能夠應對利率接近于零、存在通脹預期和全球經(jīng)濟衰退共存的問題[5]。美聯(lián)儲應該設定貨幣政策的量化目標。貨幣政策的量化目標是指通過快速增加基礎貨幣（monetary base），增加貨幣流動性（M2），以抑制潛在的通貨緊縮。2015年12月16日美聯(lián)儲主席耶倫宣布將聯(lián)邦基金利率上調(diào)25個基點，這預示著美聯(lián)儲退出量化寬松的貨幣政策規(guī)則，恢復利率盯住通貨膨脹的貨幣政策規(guī)則。

對于美聯(lián)儲和歐洲央行采取量化寬松政策應對次貸危機影響的貨幣政策實踐，學術界存在不同看法。Taylor[6]通過考察美聯(lián)儲2008年資產(chǎn)負債表，認為美聯(lián)儲的量化寬松政策主要通過印刷鈔票，購買特定部門和機構的證券，向特定部門和機構的證券貸款。貨幣乘數(shù)仍然快速下降，貨幣流動性并沒有快速得到改善。因此，美聯(lián)儲應該退出量化寬松政策，恢復到利率盯住通貨膨脹的貨幣政策框架。Cúrdia和Woodford[7]以及Gertler和Karadi[8]認為由于金融系統(tǒng)存在信息不對稱，繼而引發(fā)金融系統(tǒng)參與人的道德風險和逆向選擇問題。當外部沖擊到來時（例如美國次貸危機），加劇了金融摩擦，導致信用緊張，企業(yè)和消費者借貸成本增加。由于信用緊張，銀行信貸收緊，盡管美聯(lián)儲大幅度調(diào)整資產(chǎn)負債表，增加基礎貨幣供應，但貨幣流動性沒有大幅度增加，貨幣乘數(shù)不斷下降（2014年6月M2貨幣乘數(shù)下降到286）[9]。姚余棟和譚海鳴[10]考慮了信貸可得性帶來的金融摩擦，認為貨幣政策應該盯住預期通貨膨脹率，以央行票據(jù)利率為指標的貨幣政策能夠及時對通脹預期做出反應。

關于量化寬松的貨幣政策，學術界與美聯(lián)儲及歐洲央行的爭議焦點在于貨幣乘數(shù)是否穩(wěn)定。就貨幣政策效果來說，學術界和央行都認為貨幣政策是解決次貸危機發(fā)生后經(jīng)濟衰退問題的有效政策。但對于貨幣政策的短期目標是盯住利率還是盯住數(shù)量，學術界堅持認為應該盯住利率（泰勒規(guī)則），美聯(lián)儲和歐洲央行則采取量化寬松（數(shù)量規(guī)則）。從貨幣政策作用機制來說，無論是采取數(shù)量規(guī)則（包含量化寬松）還是泰勒規(guī)則，都是通過公開市場操作、基準存貸款利率和儲備金率等貨幣政策，調(diào)整央行的資產(chǎn)負債表，增加或減少基礎貨幣，增加或降低貨幣乘數(shù)，借以達到調(diào)控貨幣總量，調(diào)控貨幣流動性的目的。

就數(shù)量規(guī)則和泰勒規(guī)則的差別來說，數(shù)量規(guī)則是通過調(diào)整貨幣政策，達到貨幣供給量M2目標。數(shù)量規(guī)則是把基礎貨幣與貨幣乘數(shù)看作一個整體，央行通過調(diào)整貨幣政策，直接改變基礎貨幣量。當貨幣乘數(shù)穩(wěn)定時，貨幣供給量M2與基礎貨幣呈現(xiàn)線性關系，此時數(shù)量規(guī)則的貨幣政策效果最好。當貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定時，貨幣供給量M2與基礎貨幣存在非線性的關系，數(shù)量規(guī)則的貨幣政策面臨著調(diào)整基礎貨幣，無法準確調(diào)控貨幣總量的困難，降低了貨幣政策效果。泰勒規(guī)則是通過調(diào)整基礎貨幣控制貨幣供給量，進而調(diào)整利率（貨幣供給和貨幣需求的均衡價格），達到穩(wěn)定物價水平的目的。泰勒規(guī)則中，貨幣供給量是中間目標。

顯然，無論是數(shù)量規(guī)則還是泰勒規(guī)則的貨幣政策，都涉及到貨幣供給量。貨幣供給量包含基礎貨幣和貨幣乘數(shù)兩個要素?；A貨幣是央行資產(chǎn)負債表變化的直接體現(xiàn)，央行可以控制。貨幣乘數(shù)變化則體現(xiàn)了貨幣供給內(nèi)生性的結果[11]。央行控制貨幣供給能力主要取決于央行能否準確預測貨幣乘數(shù)及其決定因素的變化，以及這些因素是否穩(wěn)定。

從我國貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的研究來看，胡援成[12]的研究認為我國的M1貨幣乘數(shù)相對平穩(wěn)，M2貨幣乘數(shù)具有上升的趨勢。黃燕芬[13]采用協(xié)整檢驗對貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性進行了檢驗，分析結果表明基礎貨幣與貨幣供應量之間不存在協(xié)整關系， 即我國的貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定。王海民[14]通過基本統(tǒng)計分析與單位根檢驗， 得到了貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定這一結論。這些研究表明，我國貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定，這就意味著無論是調(diào)控貨幣供給量，還是進一步調(diào)控利率，貨幣政策操作都面臨困難。

要解決我國貨幣政策在調(diào)控貨幣供給量方面的困難，就必須回答下面幾個問題，一是影響貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的主要因素是什么？二是在影響貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的因素中，哪些因素是央行可控制變量？哪些因素是經(jīng)濟內(nèi)生變量？哪些是不可預測變量？三是這些變量是如何影響貨幣乘數(shù)的，影響程度如何？這些問題顯然不能通過現(xiàn)有研究使用的協(xié)整檢驗、單變量統(tǒng)計分析等方法來解決。endprint

針對上述問題，本文對現(xiàn)有研究的貨幣乘數(shù)模型做如下改進：

第一，引入央行資產(chǎn)負債表變化，反映影響貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的央行可控制因素。李治國[15]通過單位根檢驗、Johansen 協(xié)整分析及誤差修正模型進行實證研究表明，國外凈資產(chǎn)比重持續(xù)上升、商業(yè)銀行再貸款比重不斷下降及央行票據(jù)比重陡然上升為主要特征的貨幣當局資產(chǎn)負債結構調(diào)整， 導致我國基礎貨幣過快增加和貨幣乘數(shù)持續(xù)上升。李治國和張曉蓉[16]通過求解持有現(xiàn)金偏好和準備金需求的效用損失最小化函數(shù)， 提出了貨幣當局所采取的不同資產(chǎn)負債管理方式， 不但直接影響基礎貨幣形成過程， 而且改變公眾的現(xiàn)金持有比率與商業(yè)銀行的準備金率， 從而間接影響貨幣乘數(shù)。粟勤等[17]對央行資產(chǎn)負債表變化的研究表明，外匯占款占央行基礎貨幣投放之比超過100%， 成為影響央行貨幣投放最重要的因素。

第二，引入GDP、預期通貨膨脹率、股票市場流通市值和國際貿(mào)易總額等宏觀變量，反映影響貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的經(jīng)濟內(nèi)生因素。經(jīng)濟內(nèi)生變量對貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的影響具有反饋性。首先，央行根據(jù)經(jīng)濟環(huán)境和通貨膨脹預期，調(diào)整央行的資產(chǎn)負債表。資產(chǎn)負債表的變化直接對基礎貨幣產(chǎn)生影響，通過基礎貨幣間接對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生影響。其次，基礎貨幣和貨幣乘數(shù)的變化必然對經(jīng)濟增長和通貨膨脹產(chǎn)生影響。同時，經(jīng)濟增長狀態(tài)影響貨幣需求。葉光等[18]、易行健[19]、汪紅駒和張慧蓮[20]、Baharumshah等[21]、王永中[22]、伍戈[23]等研究表明，GDP、市場利率r、股票市場流通市值V和國際貿(mào)易總額F是影響貨幣需求的主要變量。央行根據(jù)經(jīng)濟周期，通過調(diào)整貨幣政策，改變基礎貨幣和貨幣乘數(shù)，進而產(chǎn)生貨幣供給的內(nèi)生性。

第三，通過引入跳躍擴散過程反映外部沖擊，分析影響貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的不可預測因素。除了央行資產(chǎn)負債表變化、經(jīng)濟變量的反饋機制對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生影響外，當存在某種外部沖擊（例如美國次貸危機）時，貨幣乘數(shù)會出現(xiàn)突然變化。這種變化的跳躍性和不可預測性可以通過引入跳躍擴散過程來刻畫。

二、理論模型

令M2表示廣義貨幣供應量，B表示基礎貨幣，廣義貨幣乘數(shù)m2定義為：

m2=M2B（1）

式（1）兩側(cè)取對數(shù)，有：

lnm2=ln M2-ln B（2）

式（2）表明，央行的任何貨幣政策都會通過央行資產(chǎn)負債表的變化表現(xiàn)出來。根據(jù)經(jīng)濟理論，貨幣供應量M2由央行的貨幣政策和市場的貨幣需求共同決定。葉光等（2007） 、盛松成和翟春（2015）的研究表明，貨幣需求與經(jīng)濟產(chǎn)出、通貨膨脹率和市場利率之間存在長期均衡關系。易行?。?004）、汪紅駒和張慧蓮（2006）、Baharumshah等（2007）、王永中（2009）、伍戈（2009）等研究表明，影響貨幣需求的因素還包括匯率，股票價格等。因此，廣義貨幣供應量M2表現(xiàn)為GDP、市場利率r、股票市場流通市值V和國際貿(mào)易總額F的某種函數(shù)形式。

M2=fGDP、r、V、F（3）

根據(jù)央行的資產(chǎn)負債表，基礎貨幣B可以分解成凈國外資產(chǎn)NFA、凈國內(nèi)信貸NDC和發(fā)行債券BI等三部分。

B= NFA + NDC-BI（4）

根據(jù)式（3）和式（4），式（2）可以寫成：

lnm2=ln fGDP、r、V、F-ln （NFA+NDC-BI）+ε（5）

其中，ε表示影響貨幣乘數(shù)的其他因素。

如果貨幣政策采用前瞻性泰勒規(guī)則，則：

rt = ρ + ΦπEt（πt+1）（6）

其中，Φπ> 0為央行設定的政策調(diào)整系數(shù)。將式（6）代入式（5）有：

lnm2= ln f（GDP， Et（πt+1），V，F(xiàn)）-ln（NFA+NDC-BI）+ ε（7）

利用全微分公式，并作變量的代換，式（7）可以寫成：

dm2m2=B1dGDPM2+B2dEtπt+1+B3dVM2+B4dFM2-dNFA+dNDC-dBIM2+dε （8）

式（8）表明，貨幣乘數(shù)變化受三個方面影響：一是式（8）右側(cè)dNFA+dNDC-dBIM2。該項體現(xiàn)為央行資產(chǎn)負債表中凈國外資產(chǎn)NFA、凈國內(nèi)信貸NDC、發(fā)行債券BI變化對貨幣乘數(shù)的影響，是央行貨幣政策的直接效果。在貨幣需求不變的條件下，凈國外資產(chǎn)NFA和凈國內(nèi)信貸的增加均會導致貨幣乘數(shù)的增長率下降；發(fā)行債券的增加，會導致貨幣乘數(shù)增長率上升。二是式（8）右側(cè)B1d（GDPM2）+B2dEtπt+1+B3d（VM2）+B4dFM2。該項體現(xiàn)了經(jīng)濟周期（預期通貨膨脹率Et（πt+1）、GDP、股票市場流通市值V、國際貿(mào)易總額F）變化的影響。三是不可觀測因素變化的影響dε。

式（8）中引入預期通貨膨脹率Etπt+1的意義在于：如果預期通貨膨脹率Etπt+1影響貨幣乘數(shù)變化，此時B2不為零，則意味著控制貨幣供給量的貨幣政策同樣達到了泰勒規(guī)則式（7）的效果。這就意味著從控制通貨膨脹的目的來看，采取數(shù)量規(guī)則和泰勒規(guī)則，貨幣政策效果相同。央行可以相機選擇數(shù)量規(guī)則和利率規(guī)則的貨幣政策。如果B2為零，則預期通貨膨脹率Etπt+1不影響貨幣乘數(shù)變化，泰勒規(guī)則式（7）失效。此時意味著數(shù)量規(guī)則無法達到控制通貨膨脹的目的。從控制通貨膨脹的目的來說，數(shù)量規(guī)則無效。此時泰勒規(guī)則一定優(yōu)于數(shù)量規(guī)則。

假設ε服從跳躍擴散過程，則有：

dεt= μdt + σdwt - kdqt（9）

其中，μ為ε的均值；σ為ε的標準誤差；dwt為維納過程增量，dwt～ N（0，1）。-kdqt為跳躍項。qt為泊松過程，dq為泊松過程的增量，滿足：

dq =1外部沖擊發(fā)生的概率為λ；dq =0外部沖擊不發(fā)生的概率為1 k為沖擊幅度，表示外部沖擊發(fā)生時貨幣乘數(shù)的變化幅度。外部沖擊發(fā)生時，貨幣乘數(shù)增長率減少k。k的取值越大，外部沖擊發(fā)生時，貨幣乘數(shù)增長率受到的影響也越大，貨幣政策受到的影響越大。λ為沖擊強度，取值范圍為[0，1]，表示外部沖擊發(fā)生的可能性大小。endprint

將式（9）代入式（8），得到具有跳躍變化的貨幣乘數(shù)模型：

dm2m2=B1d（GDPM2）+B2dEtπt+1+B3d（VM2）+B4dFM2-（dNFAB+dNDCB-dBIB）+μdt+σdwt-kdqt（11）

式（11）表明，不同因素對貨幣乘數(shù)變化的影響能力存在較大差異。具體表現(xiàn)在：

第一，隨著基礎貨幣總量的增加，調(diào)整央行資產(chǎn)負債表對貨幣乘數(shù)的影響是有限的。根據(jù)式（11），當基礎貨幣B較大時，央行資產(chǎn)負債表變化的直接效果較小，央行資產(chǎn)負債表變化對貨幣乘數(shù)的影響較小。換句話說，如果央行調(diào)整資產(chǎn)負債表，需要通過頻繁、規(guī)模巨大的公開市場操作，才能大幅度地改變貨幣乘數(shù)。

第二，GDP、股票市場流通市值V、國際貿(mào)易總額F等經(jīng)濟周期因素對貨幣乘數(shù)的影響，隨著貨幣總量的增大而減小。根據(jù)式（11），當貨幣總量M2較大時， GDP等因素變化帶來的貨幣乘數(shù)的變化率較小。相反，當貨幣總量M2較小時， GDP等因素變化帶來的貨幣乘數(shù)的變化較大。

第三，其他不可觀測因素ε對貨幣乘數(shù)的影響依賴于ε的標準誤差σ。當不可觀測因素ε的均值穩(wěn)定，標準誤差σ較小時，不可觀測因素ε對貨幣乘數(shù)影響較小。當不可觀測因素ε的標準誤差σ增大時，貨幣乘數(shù)的波動增大。

第四，外部沖擊對貨幣乘數(shù)的影響存在不可預測性。當外部沖擊發(fā)生時，貨幣乘數(shù)增長率存在較大的跳躍。跳躍幅度取決于跳躍參數(shù)k。

三、實證分析

（一）經(jīng)濟計量模型設定

對于式（11），右側(cè)第5項反映了央行資產(chǎn)負債表變化的直接效果。定義mm表示剔除央行負債表變化的貨幣M2乘數(shù)變化率，即：

mm=dm2m2+dNFA+dNDC-dBIM2（12）

由此，式（11）可以寫成：

mm=B1dGDPM2+B2dEtπt+1+B3dVM2+B4dFM2+udt+σdwt-kdqt （13）

根據(jù)中國人民銀行公布的資產(chǎn)負債表數(shù)據(jù)，可以計算得到mm。

根據(jù)我國的貨幣M2乘數(shù)變化率的變化趨勢，mm的變化存在如下幾個特點：一是2007年第4季度之后存在明顯的結構性變化。2007年第4季度后，mm的波動幅度變小，波動的持續(xù)性在增強。二是mm的波動存在波動性集聚效應。

基于mm的變化特點，基于式（13）的經(jīng)濟計量模型需要考慮結構突變、波動性集聚和跳躍性三個因素。

第一，通過引入虛擬變量D1刻畫貨幣乘數(shù)mm的結構突變特征。虛擬變量D1定義為：

D1 =0 2001年第1季度至2007年第3季度；D1=1 2007年第4季度至2015年第4季度（14）

第二，通過引入定義虛擬變量D2、D3刻畫貨幣乘數(shù)mm的跳躍特征。采用10%的顯著性水平（即臨界值約為E（mm）+15σ（mm）作為判別是否發(fā)生跳躍標準。令E和σ分別表示mm的均值和標準誤差。以E+15時，貨幣乘數(shù)變化率發(fā)生負的跳躍。

根據(jù)式（15）和式（16），利用央行資產(chǎn)負債表數(shù)據(jù)可以計算得到貨幣乘數(shù)變化率mm發(fā)生跳躍的情況。2007年第4季度前，貨幣乘數(shù)mm出現(xiàn)了5次正的跳躍。2007年第4季度之后，貨幣乘數(shù)mm出現(xiàn)了2次負的跳躍。

第三，利用CGARCH模型刻畫貨幣乘數(shù)mm的波動性集聚特征。貨幣乘數(shù)mm的均值方程為：

mm=β0+β1Δ（GDPM2）+β2ΔEtπt+1+β3Δ（VM2）+β4Δ（FM2）+β5D1+β6D1ΔGDPM2+β7D1ΔEtπt+1+β8D1ΔVM2+β9D1ΔFM2+α1D2+α2D3+α3D2ΔVM2+α4D2ΔFM2+α5D3ΔVM2+α6D3ΔVM2+ε （17a）

均值方程包含三部分：一是前5項，刻畫mm與GDP等變量之間的長期關系。二是第6項到第10項，刻畫mm的結構性變化。系數(shù)βi的顯著性決定了結構性變化模式，i=5，6，7，8，9。三是最后6項，刻畫mm跳躍性變化。系數(shù)αi的顯著性決定了跳躍性變化模式，i=1，2，3，4，5，6。

貨幣乘數(shù)mm的長期條件波動方程為：

mt=ω+ρ（mt-1-ω）+φ（ε2t-1-σ2t-1）（17b）

貨幣乘數(shù)mm的短期條件波動方程為：

σ2t-mt=γ（ε2t-1-mt-1）+θ（σ2t-1-mt-1）（17c）

其中，σ2t-1表示條件方差，刻畫mm的波動率。mm的波動率可以區(qū)分為長期成分mt和暫時成分。mt表示條件方差均值，刻畫mm的長期波動率。w表示長期波動率mt所收斂的均值，ρ表示mt收斂于w的持續(xù)性系數(shù)。φ表示意外沖擊對長期波動率的影響力度。γ和θ表示mm波動率σ2t收斂于長期波動率 mt的持續(xù)性系數(shù)。

（二）參數(shù)估計和檢驗

1單位根檢驗

表1給出了變量的單位根檢驗結果。單位根檢驗結果表明，所有這4個變量均為平穩(wěn)過程。

2模型估計

利用2001年第1季度至2015年第4季度的數(shù)據(jù)，對模型（17a）、（17b）、（17c）進行估計。利用從一般到特殊的方法，剔除系數(shù)統(tǒng)計不顯著的變量后，最終得到均值方程（17a）系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著的估計結果，如表2所示。

根據(jù)表2的估計結果，對于我國2001—2015年之間的剔除央行資產(chǎn)負債表變化的貨幣乘數(shù)，具有如下結論：

第一，貨幣乘數(shù)變化具有結構突變、跳躍和波動性集聚三重特征。mm的均值方程刻畫了mm具有結構突變特點和跳躍特點。通過引入條件波動方程（17b）和（17c），體現(xiàn)貨幣乘數(shù)的波動性集聚特點。在波動方程中，除長期波動率mt所收斂的均值w不顯著外，其余四個參數(shù)ρ、φ、γ和θ均在5%的顯著性水平下顯著。表明mm存在波動性集聚的特點。endprint

第二，mm的均值方程表明，GDP、預期通貨膨脹、股票市場流通市值以及國際貿(mào)易總額是影響貨幣乘數(shù)變化的重要變量。其中GDP、預期通貨膨脹與貨幣乘數(shù)變化率負相關，即GDP、預期通貨膨脹增加時，貨幣乘數(shù)變化率減小。

第三，mm的均值方程表明，貨幣乘數(shù)存在結構性變化。2007年第4季度前，股票市場流通市值/M2和國際貿(mào)易總額/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率降低；2008年第1季度后，股票市場流通市值/M2以及國際貿(mào)易總額/M2對貨幣乘數(shù)的影響發(fā)生了結構性變化。股票市場流通市值/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率增加；國際貿(mào)易總額/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率仍然下降，但下降幅度相比2008年以前有所減少。

第四，mm的均值方程表明，貨幣乘數(shù)存在跳躍性。貨幣乘數(shù)的跳躍主要受國際貿(mào)易總額/M2的變化影響。α4=5907和α6= -2101表明，國際貿(mào)易總額/M2沖擊效果存在結構性變化。2001—2007年國際貿(mào)易總額/M2存在向上的沖擊，進而導致貨幣乘數(shù)變化率出現(xiàn)向上的跳躍。2007年第4季度和2011年第1季度，國際貿(mào)易總額/M2存在向下的沖擊（這與美國次貸危機對我國國際貿(mào)易的影響時間節(jié)點一致），導致貨幣乘數(shù)變化率出現(xiàn)向下的跳躍。

四、我國貨幣乘數(shù)的穩(wěn)定性分析

利用CGARCH模型對我國貨幣乘數(shù)的穩(wěn)定性分析結果，得出如下結論：

第一，我國貨幣乘數(shù)相對穩(wěn)定，貨幣M2的變化主要取決于基礎貨幣。我國貨幣乘數(shù)的趨勢表明，在2001—2015年間，我國貨幣乘數(shù)在2006年第2季度取得最大值5115，2008年第4季度取得最小值3677。相對于這一期間美國的M2貨幣乘數(shù)，我國貨幣乘數(shù)明顯比較穩(wěn)定。根據(jù)盛松成和翟春[9]的測算，美國2001—2006年間，美國貨幣乘數(shù)穩(wěn)定在8190—8550之間。在2007年以后，M2乘數(shù)大幅度下降，2014年第2季度下降到2860。我國基礎貨幣B從2001年開始擴張了接近10倍。

第二，我國央行資產(chǎn)負債表變化是影響貨幣乘數(shù)的主要貨幣供給因素。GDP/M2比率，股票市場流通市值/M2以及國際貿(mào)易總額/M2是影響貨幣乘數(shù)的主要貨幣需求因素。

做貨幣乘數(shù)變化率Δm2/m2對凈國外資產(chǎn)NFA、凈國內(nèi)信貸NDC和發(fā)行債券BI的改變量ΔNFA、ΔNDC和ΔBI的回歸，得到：

939***）（6237***）R2=0680（18）

式（18）表明，我國央行資產(chǎn)負債表變化解釋了貨幣乘數(shù)變化率68%的變動。表2的回歸結果表明，GDP/M2比率、股票市場流通市值/M2以及國際貿(mào)易總額/M2的變化解釋了剔除央行資產(chǎn)負債表變化的貨幣乘數(shù)mm的644%的變化。

加總起來，央行資產(chǎn)負債表、GDP/M2、股票市場流通市值/M2以及國際貿(mào)易總額/M2共解釋了M2貨幣乘數(shù)變化率Δm2/m2 888%的變化。

第三，國際貿(mào)易總額對我國M2貨幣乘數(shù)影響較大，并且具有結構變化和跳躍性。首先，根據(jù)表2，當國際貿(mào)易總額/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率降低。由于我國長期貿(mào)易順差，國際貿(mào)易總額增加會導致外匯占款增加，進而導致凈國外資產(chǎn)NFA增加。根據(jù)式（18）的回歸結果，凈國外資產(chǎn)NFA的增加，會導致貨幣乘數(shù)變化率降低。這個結論是對粟勤等[17]的研究進一步深化。其次，2008年前后，國際貿(mào)易總額/M2變化對貨幣乘數(shù)變化率的影響效果不同。相對于2008年以前，2008年后國際貿(mào)易總額/M2增加導致貨幣乘數(shù)變化率下降幅度降低。最后，我國貨幣乘數(shù)變化出現(xiàn)的跳躍，都與國際貿(mào)易總額/M2的沖擊相關。2008年以前，國際貿(mào)易總額/M2出現(xiàn)5次正的沖擊，貨幣乘數(shù)變化率出現(xiàn)5次向上的跳躍。2008年以后，國際貿(mào)易總額/M2出現(xiàn)2次負的沖擊，貨幣乘數(shù)變化率出現(xiàn)2次向下的跳躍。跳躍產(chǎn)生的機制可以由粟勤等（2013）的外匯占款機制來解釋。

第四，股票市場流通市值是影響我國貨幣乘數(shù)的重要因素，并且產(chǎn)生了結構性變化。根據(jù)表2，2008年以前，當股票市場流通市值/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率降低。這個結論與易行健[19]、汪紅駒和張慧蓮[20]的研究結果一致。他們的研究表明，我國股票流通市值與貨幣需求總量負相關，這就意味著我國股票流通市值上升時，股票市場流通市值/M2增加， M2降低，貨幣乘數(shù)降低，貨幣乘數(shù)變化率減少。

2008年以后，股票市場流通市值對我國貨幣乘數(shù)的影響出現(xiàn)了結構性變化。2008年以后，股票市場流通市值/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率增加。這個結論意味著2008年以后我國貨幣政策對股票市場的波動產(chǎn)生了影響。

產(chǎn)生這種結構性變化有其必然性：隨著我國經(jīng)濟的長期高速增長，到2007年我國出現(xiàn)了較為嚴重的產(chǎn)能過剩問題。受美國次貸危機影響，出口貿(mào)易受到?jīng)_擊，加劇了我國產(chǎn)能過剩程度。為了應對美國次貸危機對我國經(jīng)濟的影響， 2008年我國實施了4萬億元的投資拉動政策，這進一步加重了我國產(chǎn)能過剩的程度。為了應對美國次貸危機導致的我國貨幣流動性缺失問題，我國2008年下半年實施適度寬松的貨幣政策，通過大幅度增加基礎貨幣，維持貨幣供給量M2保持相對穩(wěn)定。但受全球金融危機的影響，凈國內(nèi)信貸NDC相對減少，根據(jù)式（18）的回歸結果，貨幣乘數(shù)變化率增加。

伴隨著產(chǎn)能過剩程度加重，實體經(jīng)濟收益率較低，寬松貨幣政策產(chǎn)生的流動性并不能完全投入到實體經(jīng)濟中，大量貨幣形成熱錢流入到股票市場，進而導致股票市場出現(xiàn)較大波動。根據(jù)我國股票市場的實際數(shù)據(jù)，從2008年第1季度至2015年第4季度盡管M2增長率沒有發(fā)生太大變化，但股票市場流通市值產(chǎn)生了較大的波動。

歷史表明[24]，在經(jīng)濟增長過程中，出現(xiàn)產(chǎn)能過剩后，增加貨幣流動性，就會加劇股票市場、房地產(chǎn)市場的價格波動，加大股票市場和房地產(chǎn)市場的泡沫。一旦股票市場和房地產(chǎn)市場的泡沫破裂，就會引發(fā)系統(tǒng)性風險，導致金融危機和經(jīng)濟衰退。endprint

結論表明，我國2008年以后的股票市場對貨幣乘數(shù)影響發(fā)生了結構性變化，這預示著我國產(chǎn)能過剩出現(xiàn)后，貨幣流動性的提高加大了股票市場的波動。預防股票市場和房地產(chǎn)市場的波動，防范金融系統(tǒng)的系統(tǒng)性風險是這一段時間的重要任務。

第五，預期通貨膨脹率對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生重要影響。根據(jù)表2，預期通貨膨脹率增加時，貨幣乘數(shù)變化率下降。表明預期通貨膨脹率對于貨幣乘數(shù)變化起到了顯著的解釋作用。說明過去貨幣總量控制的貨幣政策同樣起到了泰勒規(guī)則的作用。換句話說，盡管原來的貨幣政策盯住的是貨幣總量，但同樣達到了控制通貨膨脹的目的。

五、結論與政策建議

本文在貨幣乘數(shù)理論基礎上，引入GDP、股票市場流通市值以及國際貿(mào)易總額等變量反映貨幣需求因素；引入預期通貨膨脹率考察貨幣政策對貨幣乘數(shù)的影響；引入跳躍擴散項刻畫貨幣乘數(shù)的跳躍性。構建具有變結構和跳躍特征的CGARCH模型，對我國貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性進行實證分析。分析結果表明我國貨幣供給量M2的變化主要取決于基礎貨幣。我國央行資產(chǎn)負債表變化是影響貨幣乘數(shù)的貨幣供給因素。GDP、股票市場流通市值以及國際貿(mào)易總額是影響貨幣乘數(shù)的貨幣需求因素。國際貿(mào)易總額和股票市場流通市值對我國貨幣乘數(shù)的影響較大，且具有結構變化和跳躍性。預期通貨膨脹率對貨幣乘數(shù)變化產(chǎn)生重要影響。

根據(jù)上述研究結論，提出如下政策建議：

第一，根據(jù)經(jīng)濟形勢的不同，我國央行可以相機選擇數(shù)量規(guī)則和價格規(guī)則的貨幣政策。本文通過將泰勒規(guī)則作為政策條件引入到貨幣乘數(shù)方程中，結果表明預期通貨膨脹率對于貨幣乘數(shù)變化起到了顯著的解釋作用。說明盯住貨幣總量的貨幣政策通過貨幣乘數(shù)的反饋，同樣起到了控制通貨膨脹的作用。這與岳超云和牛霖琳[25]的研究結論基本一致。與Taylor（2009）的結論不同，本文認為當市場利率較低，利率規(guī)則無效的條件下，央行完全可以采用盯住貨幣總量的數(shù)量規(guī)則，達到控制通貨膨脹的目標。

我國貨幣政策正處于從總量（M2）控制到價格控制的轉(zhuǎn)變過程中。隨著利率市場化的不斷形成，明確利率盯住通貨膨脹的貨幣政策的時機已經(jīng)成熟。毫無疑問，將盯住貨幣總量，控制信貸規(guī)模的貨幣政策，適時轉(zhuǎn)換到盯住利率的貨幣政策規(guī)則，有利于利用利率配置貨幣資源。但當利率低到無法達到配置資源作用時，適時盯住貨幣總量，實施量化寬松政策，在增加貨幣流動性的同時，也通過經(jīng)濟周期對貨幣乘數(shù)的反饋作用，達到控制通貨膨脹的目的。

第二，減少匯率干預，解決外匯占款引起的貨幣超發(fā)問題，有助于降低國際貿(mào)易沖擊對我國貨幣政策的影響。粟勤等[17]的研究表明，外匯占款的激增對國內(nèi)貨幣市場平衡帶來巨大壓力，導致物價水平持續(xù)上漲。張勇[26]認為，放棄匯率干預政策，能夠降低經(jīng)常項目順差，從而降低外匯占款。

研究結果表明：（1）通過降低外匯占款，能夠提高貨幣乘數(shù)。貨幣乘數(shù)的提高，意味著央行調(diào)整基礎貨幣的幅度可以減小，從而提高貨幣政策效果。（2）由于國際貿(mào)易總額的變化，通過外匯占款影響我國基礎貨幣和貨幣乘數(shù)。減少外匯占款，將有助于緩解國際貿(mào)易等外部沖擊對我國貨幣政策的影響，提高貨幣政策效果。

第三，規(guī)范和健全我國股票市場制度，降低股票市場的波動幅度，防范和化解金融市場系統(tǒng)性風險。2008年以后，我國貨幣政策通過影響股票市場流通總值和市場波動幅度，進而反饋影響到貨幣乘數(shù)。這預示著2008年出現(xiàn)產(chǎn)能過剩問題后，寬松貨幣政策下必然導致股票市場波動加劇。一旦股票市場和房地產(chǎn)市場的泡沫破裂，就會引發(fā)系統(tǒng)性風險，導致金融危機和劇烈的經(jīng)濟衰退。

規(guī)范和健全我國股票市場制度，一要使得股票市場價格能夠有效配置資源。二要降低股票市場的波動幅度，避免股票市場泡沫破裂，以防范和化解金融系統(tǒng)性風險。

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（責任編輯：孟耀）endprint