普勒规则视角下的我国货币政策中介目标评价(3)
2017-09-22 01:40
导读：[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
[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
大学排名
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。
