金磚國家產業結構調整及其成效

張海峰

〔摘要〕本文在貨幣乘數理論基礎上，引入GDP、股票市場流通市值和國際貿易總額等變量反映貨幣需求對貨幣乘數的影響；引入預期通貨膨脹率考察數量規則的貨幣政策對貨幣乘數的反饋作用；引入跳躍擴散過程刻畫貨幣乘數的跳躍性特征。利用具有變結構和跳躍特征的CGARCH模型對我國貨幣乘數穩定性進行實證分析。結果表明，我國央行資產負債表變化是影響貨幣乘數的貨幣供給因素；GDP、股票市場流通市值以及國際貿易總額是影響貨幣乘數的貨幣需求因素；國際貿易和股票市場的沖擊對我國貨幣乘數的影響具有變結構和跳躍特征；數量規則的貨幣政策通過貨幣乘數的內生性控制通貨膨脹。進而表明央行可以根據經濟周期相機選擇數量規則和價格規則的貨幣政策；需要減少匯率干預，抑制國際貿易沖擊對貨幣政策的影響；需要規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性風險。

〔關鍵詞〕貨幣乘數穩定性；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年美國爆發次貸危機之間的時間內，經濟學家認為使用貨幣政策能夠應對經濟的周期波動[1-2]。Taylor[3]提出了盯住通貨膨脹的泰勒規則。該規則在美國聯邦儲備委員會（簡稱美聯儲）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，美聯儲以及歐洲央行放棄了盯住通貨膨脹的貨幣政策規則，采取量化寬松的貨幣政策。美國圣路易斯聯邦儲備銀行行長Bullard認為利率盯住通貨膨脹目標的貨幣規則，不能夠應對利率接近于零、存在通脹預期和全球經濟衰退共存的問題[5]。美聯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日美聯儲主席耶倫宣布將聯邦基金利率上調25個基點，這預示著美聯儲退出量化寬松的貨幣政策規則，恢復利率盯住通貨膨脹的貨幣政策規則。

對于美聯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]通過考察美聯儲2008年資產負債表，認為美聯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。貨幣乘數仍然快速下降，貨幣流動性并沒有快速得到改善。因此，美聯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]認為由于金融系統存在信息不對稱，繼而引發金融系統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，盡管美聯儲大幅度調整資產負債表，增加基礎貨幣供應，但貨幣流動性沒有大幅度增加，貨幣乘數不斷下降（2014年6月M2貨幣乘數下降到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，學術界與美聯儲及歐洲央行的爭議焦點在于貨幣乘數是否穩定。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生后經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量，學術界堅持認為應該盯住利率（泰勒規則），美聯儲和歐洲央行則采取量化寬松（數量規則）。從貨幣政策作用機制來說，無論是采取數量規則（包含量化寬松）還是泰勒規則，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，調整央行的資產負債表，增加或減少基礎貨幣，增加或降低貨幣乘數，借以達到調控貨幣總量，調控貨幣流動性的目的。

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

顯然，無論是數量規則還是泰勒規則的貨幣政策，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兩個要素。基礎貨幣是央行資產負債表變化的直接體現，央行可以控制。貨幣乘數變化則體現了貨幣供給內生性的結果[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及其決定因素的變化，以及這些因素是否穩定。

從我國貨幣乘數穩定性的研究來看，胡援成[12]的研究認為我國的M1貨幣乘數相對平穩，M2貨幣乘數具有上升的趨勢。黃燕芬[13]采用協整檢驗對貨幣乘數穩定性進行了檢驗，分析結果表明基礎貨幣與貨幣供應量之間不存在協整關系， 即我國的貨幣乘數不穩定。王海民[14]通過基本統計分析與單位根檢驗， 得到了貨幣乘數不穩定這一結論。這些研究表明，我國貨幣乘數不穩定，這就意味著無論是調控貨幣供給量，還是進一步調控利率，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，一是影響貨幣乘數穩定性的主要因素是什么？二是在影響貨幣乘數穩定性的因素中，哪些因素是央行可控制變量？哪些因素是經濟內生變量？哪些是不可預測變量？三是這些變量是如何影響貨幣乘數的，影響程度如何？這些問題顯然不能通過現有研究使用的協整檢驗、單變量統計分析等方法來解決。endprint

針對上述問題，本文對現有研究的貨幣乘數模型做如下改進：

第一，引入央行資產負債表變化，反映影響貨幣乘數穩定性的央行可控制因素。李治國[15]通過單位根檢驗、Johansen 協整分析及誤差修正模型進行實證研究表明，國外凈資產比重持續上升、商業銀行再貸款比重不斷下降及央行票據比重陡然上升為主要特征的貨幣當局資產負債結構調整， 導致我國基礎貨幣過快增加和貨幣乘數持續上升。李治國和張曉蓉[16]通過求解持有現金偏好和準備金需求的效用損失最小化函數， 提出了貨幣當局所采取的不同資產負債管理方式， 不但直接影響基礎貨幣形成過程， 而且改變公眾的現金持有比率與商業銀行的準備金率， 從而間接影響貨幣乘數。粟勤等[17]對央行資產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易總額等宏觀變量，反映影響貨幣乘數穩定性的經濟內生因素。經濟內生變量對貨幣乘數穩定性的影響具有反饋性。首先，央行根據經濟環境和通貨膨脹預期，調整央行的資產負債表。資產負債表的變化直接對基礎貨幣產生影響，通過基礎貨幣間接對貨幣乘數產生影響。其次，基礎貨幣和貨幣乘數的變化必然對經濟增長和通貨膨脹產生影響。同時，經濟增長狀態影響貨幣需求。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和國際貿易總額F是影響貨幣需求的主要變量。央行根據經濟周期，通過調整貨幣政策，改變基礎貨幣和貨幣乘數，進而產生貨幣供給的內生性。

第三，通過引入跳躍擴散過程反映外部沖擊，分析影響貨幣乘數穩定性的不可預測因素。除了央行資產負債表變化、經濟變量的反饋機制對貨幣乘數產生影響外，當存在某種外部沖擊（例如美國次貸危機）時，貨幣乘數會出現突然變化。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m2定義為：

m2=M2B（1）

式（1）兩側取對數，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負債表的變化表現出來。根據經濟理論，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，貨幣需求與經濟產出、通貨膨脹率和市場利率之間存在長期均衡關系。易行健（2004）、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表現為GDP、市場利率r、股票市場流通市值V和國際貿易總額F的某種函數形式。

M2=fGDP、r、V、F（3）

根據央行的資產負債表，基礎貨幣B可以分解成凈國外資產NFA、凈國內信貸NDC和發行債券BI等三部分。

B= NFA + NDC-BI（4）

根據式（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表示影響貨幣乘數的其他因素。

如果貨幣政策采用前瞻性泰勒規則，則：

rt = ρ + ΦπEt（πt+1）（6）

其中，Φπ> 0為央行設定的政策調整系數。將式（6）代入式（5）有：

lnm2= ln f（GDP， Et（πt+1），V，F）-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，貨幣乘數變化受三個方面影響：一是式（8）右側dNFA+dNDC-dBIM2。該項體現為央行資產負債表中凈國外資產NFA、凈國內信貸NDC、發行債券BI變化對貨幣乘數的影響，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NFA和凈國內信貸的增加均會導致貨幣乘數的增長率下降；發行債券的增加，會導致貨幣乘數增長率上升。二是式（8）右側B1d（GDPM2）+B2dEtπt+1+B3d（VM2）+B4dFM2。該項體現了經濟周期（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，采取數量規則和泰勒規則，貨幣政策效果相同。央行可以相機選擇數量規則和利率規則的貨幣政策。如果B2為零，則預期通貨膨脹率Etπt+1不影響貨幣乘數變化，泰勒規則式（7）失效。此時意味著數量規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，數量規則無效。此時泰勒規則一定優于數量規則。

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外部沖擊發生的概率為λ；dq =0外部沖擊不發生的概率為1 k為沖擊幅度，表示外部沖擊發生時貨幣乘數的變化幅度。外部沖擊發生時，貨幣乘數增長率減少k。k的取值越大，外部沖擊發生時，貨幣乘數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變化的影響能力存在較大差異。具體表現在：

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

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

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

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

三、實證分析

（一）經濟計量模型設定

對于式（11），右側第5項反映了央行資產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）

根據中國人民銀行公布的資產負債表數據，可以計算得到mm。

根據我國的貨幣M2乘數變化率的變化趨勢，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，貨幣乘數變化率發生負的跳躍。

根據式（15）和式（16），利用央行資產負債表數據可以計算得到貨幣乘數變化率mm發生跳躍的情況。2007年第4季度前，貨幣乘數mm出現了5次正的跳躍。2007年第4季度之后，貨幣乘數mm出現了2次負的跳躍。

第三，利用CGARCH模型刻畫貨幣乘數mm的波動性集聚特征。貨幣乘數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的持續性系數。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的持續性系數。

（二）參數估計和檢驗

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個變量均為平穩過程。

2模型估計

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

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

第一，貨幣乘數變化具有結構突變、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），體現貨幣乘數的波動性集聚特點。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易總額是影響貨幣乘數變化的重要變量。其中GDP、預期通貨膨脹與貨幣乘數變化率負相關，即GDP、預期通貨膨脹增加時，貨幣乘數變化率減小。

第三，mm的均值方程表明，貨幣乘數存在結構性變化。2007年第4季度前，股票市場流通市值/M2和國際貿易總額/M2增加時，貨幣乘數變化率降低；2008年第1季度后，股票市場流通市值/M2以及國際貿易總額/M2對貨幣乘數的影響發生了結構性變化。股票市場流通市值/M2增加時，貨幣乘數變化率增加；國際貿易總額/M2增加時，貨幣乘數變化率仍然下降，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，貨幣乘數存在跳躍性。貨幣乘數的跳躍主要受國際貿易總額/M2的變化影響。α4=5907和α6= -2101表明，國際貿易總額/M2沖擊效果存在結構性變化。2001—2007年國際貿易總額/M2存在向上的沖擊，進而導致貨幣乘數變化率出現向上的跳躍。2007年第4季度和2011年第1季度，國際貿易總額/M2存在向下的沖擊（這與美國次貸危機對我國國際貿易的影響時間節點一致），導致貨幣乘數變化率出現向下的跳躍。

四、我國貨幣乘數的穩定性分析

利用CGARCH模型對我國貨幣乘數的穩定性分析結果，得出如下結論：

第一，我國貨幣乘數相對穩定，貨幣M2的變化主要取決于基礎貨幣。我國貨幣乘數的趨勢表明，在2001—2015年間，我國貨幣乘數在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，我國貨幣乘數明顯比較穩定。根據盛松成和翟春[9]的測算，美國2001—2006年間，美國貨幣乘數穩定在8190—8550之間。在2007年以后，M2乘數大幅度下降，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，我國央行資產負債表變化是影響貨幣乘數的主要貨幣供給因素。GDP/M2比率，股票市場流通市值/M2以及國際貿易總額/M2是影響貨幣乘數的主要貨幣需求因素。

做貨幣乘數變化率Δm2/m2對凈國外資產NFA、凈國內信貸NDC和發行債券BI的改變量ΔNFA、ΔNDC和ΔBI的回歸，得到：

939***）（6237***）R2=0680（18）

式（18）表明，我國央行資產負債表變化解釋了貨幣乘數變化率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以及國際貿易總額/M2的變化解釋了剔除央行資產負債表變化的貨幣乘數mm的644%的變化。

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

第三，國際貿易總額對我國M2貨幣乘數影響較大，并且具有結構變化和跳躍性。首先，根據表2，當國際貿易總額/M2增加時，貨幣乘數變化率降低。由于我國長期貿易順差，國際貿易總額增加會導致外匯占款增加，進而導致凈國外資產NFA增加。根據式（18）的回歸結果，凈國外資產NFA的增加，會導致貨幣乘數變化率降低。這個結論是對粟勤等[17]的研究進一步深化。其次，2008年前后，國際貿易總額/M2變化對貨幣乘數變化率的影響效果不同。相對于2008年以前，2008年后國際貿易總額/M2增加導致貨幣乘數變化率下降幅度降低。最后，我國貨幣乘數變化出現的跳躍，都與國際貿易總額/M2的沖擊相關。2008年以前，國際貿易總額/M2出現5次正的沖擊，貨幣乘數變化率出現5次向上的跳躍。2008年以后，國際貿易總額/M2出現2次負的沖擊，貨幣乘數變化率出現2次向下的跳躍。跳躍產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的重要因素，并且產生了結構性變化。根據表2，2008年以前，當股票市場流通市值/M2增加時，貨幣乘數變化率降低。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，貨幣乘數降低，貨幣乘數變化率減少。

2008年以后，股票市場流通市值對我國貨幣乘數的影響出現了結構性變化。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生了影響。

產生這種結構性變化有其必然性：隨著我國經濟的長期高速增長，到2007年我國出現了較為嚴重的產能過剩問題。受美國次貸危機影響，出口貿易受到沖擊，加劇了我國產能過剩程度。為了應對美國次貸危機對我國經濟的影響， 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保持相對穩定。但受全球金融危機的影響，凈國內信貸NDC相對減少，根據式（18）的回歸結果，貨幣乘數變化率增加。

伴隨著產能過剩程度加重，實體經濟收益率較低，寬松貨幣政策產生的流動性并不能完全投入到實體經濟中，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較大波動。根據我國股票市場的實際數據，從2008年第1季度至2015年第4季度盡管M2增長率沒有發生太大變化，但股票市場流通市值產生了較大的波動。

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

結論表明，我國2008年以后的股票市場對貨幣乘數影響發生了結構性變化，這預示著我國產能過剩出現后，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市場的波動，防范金融系統的系統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產生重要影響。根據表2，預期通貨膨脹率增加時，貨幣乘數變化率下降。表明預期通貨膨脹率對于貨幣乘數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

本文在貨幣乘數理論基礎上，引入GDP、股票市場流通市值以及國際貿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的影響；引入跳躍擴散項刻畫貨幣乘數的跳躍性。構建具有變結構和跳躍特征的CGARCH模型，對我國貨幣乘數穩定性進行實證分析。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。我國央行資產負債表變化是影響貨幣乘數的貨幣供給因素。GDP、股票市場流通市值以及國際貿易總額是影響貨幣乘數的貨幣需求因素。國際貿易總額和股票市場流通市值對我國貨幣乘數的影響較大，且具有結構變化和跳躍性。預期通貨膨脹率對貨幣乘數變化產生重要影響。

根據上述研究結論，提出如下政策建議：

第一，根據經濟形勢的不同，我國央行可以相機選擇數量規則和價格規則的貨幣政策。本文通過將泰勒規則作為政策條件引入到貨幣乘數方程中，結果表明預期通貨膨脹率對于貨幣乘數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，利率規則無效的條件下，央行完全可以采用盯住貨幣總量的數量規則，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成熟。毫無疑問，將盯住貨幣總量，控制信貸規模的貨幣政策，適時轉換到盯住利率的貨幣政策規則，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，也通過經濟周期對貨幣乘數的反饋作用，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問題，有助于降低國際貿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貨幣市場平衡帶來巨大壓力，導致物價水平持續上漲。張勇[26]認為，放棄匯率干預政策，能夠降低經常項目順差，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。貨幣乘數的提高，意味著央行調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。減少外匯占款，將有助于緩解國際貿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。這預示著2008年出現產能過剩問題后，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市場的泡沫破裂，就會引發系統性風險，導致金融危機和劇烈的經濟衰退。

規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性風險。

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（責任編輯：孟耀）endprint