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摘要：文章圍繞貨幣政策中介目標的可測性、可控性和相關性特征，系統地對貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的有效性進行模型分析和數據檢驗。研究結果表明：貨幣供給的內生性增強，貨幣供給的可控性降低；短期貨幣需求和貨幣流通速度不穩定，貨幣供給的可測性較差。但是，貨幣供給量與GDP和物價之間的相關性較好。

關鍵詞：中介目標；貨幣供應量；貨幣需求；貨幣流通速度

一、引言

自中國人民銀行(中央銀行)獨立于商業銀行以來，我國貨幣政策研究進入了研究領域逐步細化、技術性日益增強的階段，其中貨幣政策中介目標的選擇一直是改革開放以來我國宏觀經濟領域內的熱點問題。

從時間上看，盛洪(1991)早期曾對中央銀行通過數量調節實施貨幣政策的有效性提出質疑，并提出從數量調節到“參量調節”(利率調節)的改革方向。在討論貨幣供應量是否應繼續成為貨幣政策的中間目標的文獻中，最具代表性的文獻是夏斌和廖強(2001)一文，該文較全面地評價了貨幣供給量指標，從傳導機制角度分析了貨幣供給量無效的深層原因，指出我國當前已經不適合以貨幣供給量作為我國貨幣政策的中介目標，并提出了通貨膨脹目標制。秦宛順等(2002)從貨幣政策規則角度，考慮了以貨幣供給和利率作為中介目標的福利損失，得出以貨幣供給和以利率作為我國貨幣政策中介目標是無差異的，貨幣當局可以靈活地選擇應用。范從來(2004)指出貨幣當局應該創造出一種有利于貨幣供應量發揮中介目標的貨幣控制機制，而不僅僅是簡單地放棄貨幣供應量目標，張成思(2004)用因果關系模型和向量自回歸模型分析了我國中央銀行的貨幣政策指標變量及其對宏觀經濟的影響，分析發現我國廣義貨幣很好地代表了貨幣政策的指標變量，其相關的變化對經濟有長期影響。

20世紀90年代以后，國外對貨幣政策中介目標的研究主要集中在貨幣供應量和通貨膨脹目標上，在實證方法上主要采用由Sims開創的向量自回歸方法。MichaelDotsey和ChristopherOtrok(1994)采用向量自回歸對M2作為中介目標進行了檢驗。Bernanke和Mihov(1997)的研究表明，很多國家中央銀行實際依據的中介目標會有所不同，但在行為中卻表現出相似的行為模式。絕大多數國家在放棄貨幣供應量中介目標后基本上沒有再簡單地恢復到利率目標，而是直接盯住通貨膨脹，同時將貨幣供應量、利率等經濟變量作為監測指標。歷史經驗表明，貨幣政策中介目標的選擇并沒有統一的模式，不同國家、不同經濟體制以及同一國家在不同歷史時期和不同發展階段，其選擇中介目標的標準和原則都會有所差別。

本文采用數理分析與實證檢驗相結合的方法，對貨幣供應量作為我國當前貨幣政策中介目標的有效性問題和可供利用的價值進行系統的分析論證。

二、貨幣供給的可測性分析

本文從兩個方面驗證貨幣供給的可測性：一是貨幣需求的穩定性，二是貨幣流通速度的穩定性或規律性。

1.數據描述及說明。(1)數據均來自歷年《中國統計年鑒》、《中國宏觀經濟月度分析報告》、《中國金融年鑒》、《中國經濟景氣月報》各期和中國人民銀行網站。(2)利率采用具有代表性的一年期定期存款利率，考慮到我國的利率在樣本數據所在的區間的多次調整，如果某些年度對存款利率進行了調整，則以實際執行時間為權數進行加權平均而得到的數值為準。(3)采用消費物價指數來反映通貨膨脹。同時為了讓整個樣本區間內的物價具有可比性，本文采用消費物價定基比物價指數。由于數據不能直接得到，我們通過月度同比物價指數和月度環比物價指數得到月度定基比物價指數，進而得到季度定基比物價指數(以1992年12月為基期)。(4)采用上海股市季度內平均收盤價來代表股票市場指標，用SZ表示，數據來自于大智慧股票軟件。這里沒有選擇季度平均價格變化之差指標，主要是考慮到兩者之間存在同向關系。(5)通貨膨脹率πt＝P-1t-1(Pt-Pt-1)×100，Pt為定基比消費物價指數。

為了避免季節因素的影響，采用X—11方法對某些數據進行季節性調整，以此生成新的數據樣本，并對所有數據(除通貨膨脹外)進行了對數處理。文中大部分數據的時間段從1991年第1季度到2005年第2季度，在此期間經歷了通貨膨脹和通貨緊縮，政府采用了擴張性、緊縮性和穩健的貨幣政策。

2.我國貨幣需求的穩定性分析。如果沒有穩定的需求函數為基礎，貨幣當局就無法準確預測貨幣需求，進而無法通過控制貨幣供給量達到穩定幣值和經濟增長的最終目標。一般來說，影響貨幣需求的變量包括規模變量(如財富、收入)、機會成本變量、價格變量和其他因素變量。這里借鑒弗里德曼的貨幣需求函數，同時考慮到我國股票市場的發展情況，將我國的實際貨幣需求模型設定為：lnM／P＝lnα+β1lnY／P+β2lnR+β3lnSZ+β4πe+ε。其中M是貨幣需求量，由于貨幣需求數據無法獲得，在實證分析中用貨幣供給代替。我國的財富概念比較模糊，在統計上存在困難，而且收入和財富的相互替代性比較強，因此用國內生產總值GDP代替，記為Y。R和πe分別代表機會變量的一年期存款利率和通貨膨脹預期，根據我國實際，通貨膨脹預期采用靜態預期，即πe＝πt-1，SZ為反映股市的指標變量，ε是隨機項。

為了避免非平穩序列回歸產生謬誤，對模型中各個變量進行單位根檢驗，結果顯示，水平序列都接受單位根的原假設，差分序列拒絕原假設，即該模型涉及的變量都是一階差分平穩。同時用Johansen方法對M2和相關變量進行協整檢驗，協整結果顯示存在零個協整關系的原假設被拒絕，而接受至多一個協整關系的原假設。由于只存在一個協整關系，我們嘗試用E-G兩步法進行協整估計。由于各變量間存在協整關系，表明存在長期的貨幣需求函數，進一步可得到短期貨幣需求函數。

協整方程估計結果顯示方程中各變量系數很顯著，擬合優度為98.5%，DW值為1.9，一階序列相關不存在，而且殘差拒絕有單位根的原假設，可以判斷為平穩序列，表明上述各個變量間確實存在協整關系。協整方程為：M2＝-1.898t1.34GDP-0.189R+0.1SZt0.02πe。由Granger定理知道，任何一個協整方程都可以轉化為一個誤差修正模型，使本期的變化通過上一期的誤差進行調整。逐漸去掉不顯著的變量，得到短期的貨幣需求函數：△M2＝0.032t0.12△Mz(-1)+0.52△GDP-0.055△R+0.037△SZ一0.035△SZ(-1)+0.002△πe-0.132ecm(一1)。修正方程中的系數基本上都顯著，DW值為2.02，擬合優度為0.42，誤差修正項ecm前的系數為負，符合負反饋機制原理，調整系數為0.132。Breusch—Godfrey序列相關檢驗的LM統計量為0.2，表明接受無序列相關假設。

通過遞歸最小二乘法對短期的貨幣需求函數進行參數穩定性檢驗，估計方程中的各系數基本上符合理論和我國的實際情況。長期貨幣需求的收入彈性都大于1，表明貨幣需求量的變動大于收入的變動，而且長期廣義貨幣需求的收入彈性大于長期狹義貨幣需求的收入彈性。利率彈性都很小且為負，并對貨幣需求有顯著影響，表明我國并沒有進人流動性陷阱，利率的作用應該會隨著利率市場化的不斷推進而越來越明顯。無論短期還是長期狹義貨幣的利率彈性都要比廣義貨幣的利率彈性大，這是由于兩者所涵蓋的范圍不同，M2更為廣泛，利率彈性較多地反映了定期存款、儲蓄存款和現金、單位活期存款等現實購買力總和之間的轉換關系。當活期存款利率與準貨幣利率存在差額時，狹義貨幣與準貨幣之間存在資產選擇行為，當準貨幣的利率上升擴大準貨幣與狹義貨幣的利差時，居民必然把狹義貨幣轉換成準貨幣，加大狹義貨幣的利率彈性，而存款利率只能影響M2的組成結構，對其絕對量影響很小。因此，M1體現出更高的利率彈性，符合理論要求。

隨著我國股票市場的不斷發展，股票市場對我國貨幣需求已經產生正的效應，不過彈性并不大，股市價格變動對貨幣需求的影響由財富效應、交易效應和替代效應三者共同決定，其中財富效應和交易效應增加貨幣需求，替代效應減少貨幣需求。預期通貨膨脹對我國貨幣需求有正的影響，這與理論分析有些不同，但可能與我國的實際存在密切聯系。自從我國1998年后出現了通貨緊縮，通貨膨脹率預期出現負值，而貨幣需求也因投資萎縮而減少，從而促使貨幣需求和預期通貨膨脹出現正向關系。20世紀90年代以來，我國社會福利制度的改革使人們的消費觀念逐漸開始轉換，對教育、住房和養老等預期，增加了人們的長期貨幣需求，儲蓄存款不斷上升，致使貨幣需求增長速度快于收入增長速度。同時，在我國漸進式金融改革的背景下，由于實行管制利率，導致利率并不能通過市場供求來決定，而且金融資產的結構也比較單一，因此，長期的貨幣需求函數表現出高收入彈性和低利率彈性。

對誤差修正模型(短期的貨幣需求函數)進行遞歸檢驗，結果顯示，對M2的短期貨幣需求函數，殘差波動較大，甚至有些年份超出兩倍標準差范圍之外，一步預測出現了多個斷點，表明M2的短期貨幣需求函數存在一定程度的不穩定性。比較而言，M1的短期貨幣需求函數表現出更加不穩定的特性，CuSumofsquares曲線超出了5%置信度下的兩倍標準差范圍，一步預測出現多個斷點，殘差波動也比較明顯。這些癥狀表明，我國短期貨幣需求函數具有不穩定性。我國短期貨幣需求的不穩定性，在一定程度上給我國央行對貨幣需求準確預測帶來難度，容易發生貨幣供給和貨幣需求相背離的情形，使得貨幣政策的中介目標難以發揮作用。

3.我國貨幣流通速度的穩定性分析。貨幣流通速度的不穩定表現為貨幣流通速度突然增加或者突然減少。在相同貨幣供應量的條件下，貨幣流通速度的下降會降低擴張性貨幣政策的效果。要使貨幣供應量發揮中介目標的作用，就需要有一個穩定的貨幣流通速度，或者是呈現明顯的規則性變化。

(1)貨幣流通速度的穩定性對貨幣供給量目標的影響分析。如果貨幣當局沒有意識到貨幣流通速度的變化，為實現產出增長率為y%的目標，則根據費雪方程有：Mt+1Vt＝Pt+1Yt(1+y%)，貨幣當局為了達到上述產出目標，必須將貨幣供應量目標定為Pt+1Yt(1+y%)／Vt，但是實際上貨幣流通速度在短期內并不是恒定不變的，而且有可能呈現很大的波動性。從我國的情況來看，自改革開放以來幾乎每年貨幣流通速度都在下降，而且在下降的過程中呈現不規則波動。這里不防假設它比上期減慢了v%，即Vt+1＝(1-v%)Vt，如果貨幣當局繼續將貨幣供應量目標定為Pt+1Yt(1+y%)／Vt，則相應的產出為(1+y%)(1-v%)Yt，△Yt+1＝-v%Yt+1，這表明當貨幣流通速度降低時，實際產出與產出目標Yt(1+y%)之間存在著差距v%Yt(1+y%)，而且這個差距的大小與貨幣流通速度變化的幅度成正比。

由于貨幣流通速度的不穩定性，貨幣當局可能做出錯誤的判斷。比如，在貨幣流通速度t+2時期繼續下降(v%)情況下，貨幣供應量目標應該為Mt+2但是，如果實際上在t+2時期流通速度已經恒定不變或者轉而上升(Vt+2≥Vt)，繼續按原先的貨幣供給目標進行貨幣擴張的話，將會導致物價上漲，引發通貨膨脹。

由于貨幣流通速度變化不定而產生通貨膨脹，可能的原因是由于上期在流通環節中沉淀下來的一些無效貨幣，在本期又重新恢復其流通職能，再次進入流通領域，使得貨幣流通速度加快，實際發揮作用的貨幣供給量變大。貨幣流通速度的不穩定性，將會削弱以貨幣供應量為中介目標的效果。

(2)貨幣流通速度的實證分析。我們用Vi＝GDP／Mi(i＝1，2)來衡量貨幣流通速度，其中GDP代表名義產出。在分析我國貨幣流通速度波動性時，采用固定樣本時間長度的滾動時窗方法。使用固定樣本長度的滾動標準差來度量波動性，比一般的標準差更能體現變量的波動性，是一個動態的變化過程。

根據年度和季度的樣本數據，其中年度數據樣本區間為1978～2004年，季度數據樣本區間為1991年1季度至2005年2季度。考慮到樣本量等因素，我們在計算滾動標準差時，其中年度值選取的滾動時窗長度為4年，季度值選取的滾動時窗長度為8個季度。通過數據處理，我們分別得到M1和M2的貨幣流通速度變化軌跡和滾動標準差軌跡。結果顯示，狹義貨幣M1和廣義貨幣M2流通速度的年度變化軌跡和季度變化軌跡都有一個很明顯的特征，無論年度還是季度，廣義貨幣的流通速度都比狹義貨幣的流通速度穩定，通過H-P濾波可以得到兩者都呈下降的趨勢。改革開放至今，無論是狹義貨幣還是廣義貨幣，貨幣流通速度的下降在減慢，但是仍存在著一定程度的波動。還有一個明顯的特征就是，貨幣流通速度呈現一定的順周期性，在經濟處于收縮時期下降幅度要明顯大于經濟處于上升時期的下降幅度。

利用滾動標準差衡量貨幣流通速度序列軌跡的波動性表明，在20世紀90年代以前，年度的廣義貨幣流通速度的波動大體與狹義貨幣相當，都呈下降趨勢；90年代以后波動又突然上升，然后在上升和下降之間波浪式前進，整個軌跡出現了波動程度降低的跡象，但是也存在短期內波動再次上升的可能。季度的貨幣流通速度波動也表現出同樣的特征，90年代以來廣義貨幣流通速度波動曲線一直位于狹義貨幣流通速度下方，并且各自的波動都處于不斷變化當中，而且狹義貨幣流通速度波動性變化幅度大，說明90年代以來廣義貨幣流通速度相對比狹義貨幣流通速度穩定，但兩者都處于非穩定狀態。

由此可知，我國的貨幣流通速度表現出以下特征：一是貨幣流通速度逐漸下降，下降過程中又出現突然上升的情況，下降趨勢逐漸趨緩。二是廣義貨幣流通速度要比狹義貨幣流通速度穩定，年度內貨幣流通速度比季度貨幣流通速度穩定。三是貨幣流通速度的波動性變化不定，總的趨勢是波動性減小，但短期內仍然存在波動性繼續提高的可能，即貨幣流通速度仍然存在一定程度的不穩定性。隨著我國教育、醫療、住房、養老等體制的改革，我國經濟主體的資產結構發生了變化，具體表現為經濟主體的儲蓄占收入比不斷上升，消費占收入比下降，導致很多貨幣退出了流通領域，造成收入增加而貨幣流通速度減慢，在數量上表現為貨幣流通速度的收入彈性小于零。同時，廣義貨幣與狹義貨幣兩個層次的組成結構不同，前者包括了儲蓄存款，決定了兩者貨幣流通速度的收入彈性存在差別。

以上分析表明我國的貨幣流通速度并不是穩定的，尤其在短期內波動比較劇烈，波動幅度時大時小，規律性并不明顯。不穩定的貨幣流通速度必然影響到目前我國貨幣政策中介目標的適宜性。經濟,金融,貨幣-[飛諾網]

三、我國貨幣供給的可控性分析

從貨幣理論的角度看，貨幣供給量的可控性問題實質上是貨幣的內生性問題，貨幣供給的內生性和可控性存在著此消彼長的關系。從貨幣供給的影響因素來看，一定時期的貨幣供應量應是基礎貨幣和貨幣乘數相互作用的結果。因此，在進行貨幣供給量可控性分析時，對基礎貨幣和貨幣乘數進行分析是必不可少的。

1.貨幣供給內生性的理論分析。一定時期的貨幣供給是由基礎貨幣與貨幣乘數共同決定的，即M＝Mb·m。在決定貨幣供給的兩大因素之中，通常認為基礎貨幣Mb可以被貨幣當局控制，而貨幣乘數m是由通貨與存款比例(h)、法定準備金率(r)、超額準備金率(e)等因素決定的，這些因素中只有法定準備金率由貨幣當局控制，另外兩項則與經濟的內在因素有關聯。因此，從貨幣基數來說，通常認為貨幣供給是外生的；而從貨幣乘數來說，在很大程度上貨幣供給又是內生的。

設M1，M2為狹義貨幣與廣義貨幣供應量，Mb為基礎貨幣，C為流通中的現金，R為存款準備總額(包括法定準備金和超額準備金)，D為活期存款，T為準貨幣M2-M1，m1和m2為貨幣乘數，r為法定存款準備率，e為超額存款準備率，h為現金與活期存款之比，t為準貨幣與活期存款之比，從而得到：C＝hD，T＝tD，Mb＝C+R，M1＝C+D，M2＝C+D+T，R＝(r+e)(T+D)，

從公式中可看出，廣義貨幣乘數大于狹義貨幣乘數，狹義貨幣乘數m1的變動與r，e，h，t成反比，而廣義貨幣乘數m2的變動與r，e，h成反比，與t成正比。為了比較各個參數的影響，我們只需要比較其絕對值的大小即可。由于一般情況下r，e都比較小，兩者之和不超過1。觀察上述各式，其分母都為

從上面的分析可知，r，e的變動引起m1和m2的變動幅度比其他因素都大。參數e取決于商業銀行的成本收益的權衡，受到盈利性、流動性和安全性等因素的制約，與經濟活動存在密切聯系，并且在一定程度上可以抵消r的變動。因此，e對m1和m2的作用應該最大，正是由于e并不能被貨幣當局所控制，從而表明我國的貨幣供給具有內生性。h和t分別為現金和準貨幣與活期存款的比率，主要由居民和企業的資產偏好所決定，并不受中央銀行所支配，而且對貨幣乘數的影響不大。居民收入、市場利率、金融資產多元化程度以及對未來的預期等因素會影響持有金融資產的行為，導致h發生變化，而居民的可支配收入水平以及存款利率的高低等會影響t的變化，這些具有內生性的因素波動致使貨幣供給難以控制。

2.我國貨幣供給的實證分析。首先，從整體上考察我國貨幣供給的內生性。由于M1，M2，GDP都為I(1)過程，則GDP變化和貨幣供給變化都為平穩過程，符合Granger因果關系檢驗的條件。Granger因果關系檢驗表明，貨幣供給的變動與產出變動存在雙向因果關系，兩者在統計上存在著因果關系。GDP的變化在某種程度上是引起貨幣供給變化的原因，也就是說GDP的變化能刺激貨幣供給發生變化，體現出我國貨幣供給的內生性。從檢驗結果發現，廣義貨幣M2比狹義貨幣M1更強烈地拒絕了各自的原假設，這在一定程度上說明M2的內生性要比MI的內生性強，而且與經濟增長的關系更加密切。

其次，在貨幣供給的影響因素中，貨幣當局應該可以對基礎貨幣進行控制，然而我國的實際情況則并非如此。我國的基礎貨幣投放忽快忽慢，很不穩定，1997年基礎貨幣比上年增長14%，而1998年增長率就急劇下降為2.3%，1999年又躍升至7.3%，90年代以來這一現象很大程度上是由于我國的匯率制度導致的。我國名義上實施有管理的浮動匯率制度，但實質上可以看作是一種釘住美元的固定匯率制度。如果一國實行的是固定匯率制或爬行匯率等有管理的匯率制度，不論其名義上的貨幣政策中介目標是什么，都首先要保證匯率目標得以實現，這給我國貨幣供應量目標的實現造成了很大困難，因為它直接影響到基礎貨幣的投放。

再次，貨幣乘數也是影響貨幣供給的重要因素。法定準備金率是影響貨幣乘數各因素中惟一可以由中央銀行控制的變量，是決定貨幣乘數諸因素中外生性最強的變量。超額準備率和現金存款比率、準貨幣與活期存款比率是具有較強內生性的變量，并不是中央銀行所能決定的。貨幣乘數體現出來的內生性或外生性要看這些因素對貨幣乘數影響力的大小，我們借助預測方差分解方法來分析貨幣乘數。

方差分解實際上是系統的預測均方誤差，分解成系統中各變量沖擊所做的貢獻。經過ADF檢驗，表明m1，m2，r，e，t，h都服從單位根過程。經過JJ協整檢驗，表明m1與h，e，h，t之間和m2與r，e，h，t之間都存在協整關系。將貨幣乘數和其影響因素組成VAR模型，在設定VAR模型時，由于變量間存在協整關系，選擇向量誤差修正形式(vecm)，向量定義為Y＝(mi，r，e，h，t)''''，i=1或2，滯后階數的選擇根據Akaike信息準則和Schwartz準則。對模型回歸得到的預測方差進行分解，分析各因素對貨幣乘數的影響程度，預測期數為10，得到貨幣乘數預測誤差方差的百分比，即貨幣乘數本身及其影響因素在對應的預測步長下對貨幣乘數的貢獻。

結果表明，對于狹義貨幣乘數m1，超額準備率能夠解釋其方差的15%左右，而法定準備率僅能夠解釋方差的2%左右，貨幣乘數m1的預測方差主要來自其自身的變化，在影響因素中，超額準備金率e對貨幣乘數m1的作用最大，而法定準備金率r的作用較小，這表明m1的影響主要來自超額準備金率的變化。貨幣乘數m2的方差分解得到m2的影響(除自身以外)主要來自超額準備金率e的變化，其中17%左右可以由超額準備率來解釋，而且對比m1和m2的方差分解結果，發現r，e，h，t四個因素對貨幣乘數m2的影響都比對貨幣乘數m1的影響大，這與我們前面的理論推導一致。因為超額準備金率并不是由中央銀行所能決定的，它取決于金融機構的經濟行為和經濟發展狀況。我國超額準備金率的大幅度變動導致貨幣乘數對貨幣供給形成了沖擊，進而弱化了央行對貨幣供給的控制能力。貨幣乘數具有較強的內生性，在一定程度上決定了我國貨幣供給的內生性。

實際上，貨幣供給的內生性取決于經濟發展和市場化的程度，西方一些經濟學家普遍認為，貨幣供給具有內生性是金融體系發展的結果，因此，隨著我國經濟市場化的深入，貨幣供給的內生性增強是完全可以理解的。

四、我國貨幣供應量與物價和經濟增長的相關性分析

如果貨幣供應量可以充當貨幣政策中介目標，其與貨幣政策最終目標必須是高度相關的。如果中介目標與最終目標是相關的，中介目標所包含的有關信息與最終目標的相關信息也是相關的，貨幣當局才有可能通過掌握中介目標信息和控制中介目標來實現最終目標。

1.貨幣供給與經濟增長和物價的理論關系。在實證分析之前先理清貨幣供給與經濟之間的理論關系，交易方程MV＝PY體現了貨幣量與物價以及經濟產出之間的一個量的關系，方程兩邊求對數并對時間求導得：

這是一個關于各變量增長率的關系式，貨幣供給增長率與貨幣流通速度增長率之和等于通貨膨脹率與國內生產總值增長率之和。用μ表示貨幣供給量的增長率，y是國內生產總值的增長率，π為通貨膨脹率。假定貨幣流通速度為不變常數，我們可以得到貨幣量、產出水平和價格水平三者之間的一個重要關系式：μ＝π+y，即在一定條件下，產出水平、通貨膨脹都分別與貨幣供給存在正向變化關系。貨幣供給的增長不僅部分作用于經濟增長而且也部分作用于通貨膨脹，通貨膨脹對經濟增長有一定的制約作用，因為由于通貨膨脹的存在致使需要一部分貨幣供給來抵消通貨膨脹的存在。

當社會資源已經充分利用，此時經濟增長已達到最優的增長途徑，貨幣供給量的增加已經不會促使經濟增長反而導致物價上漲，用上述公式來解釋就是當Y已經達到最大，即增長率y已經保持恒定不變，μ的增加將僅僅導致π的增加。說明貨幣供給只能在由產出水平增加而引起的實際貨幣需求增加的范圍內適度地增長，增加的有效需求適當地由增加的貨幣供給量來滿足，如果貨幣供給的速度大于經濟產出的速度時，將會導致通貨膨脹。

2.相關性的實證分析。對中介目標(貨幣供應量)與最終目標的相關性實證分析，其指標應采用指標的名義值。我們主要考察狹義貨幣M1、廣義貨幣M2和準貨幣M-M1對經濟增長和物價的影響，包括滯后影響。

由于各個變量都服從單位根過程，我們先檢驗變量的平穩性，發現名義貨幣供給量M1和M2，名義GDP都為I(1)過程，而物價P為I(2)過程。為了促使各變量具有一致的單整階數，我們把物價P進行一階差分，從而促使DP為I(1)過程，代表通貨膨脹變量。繼續對貨幣供給M1，M2和準貨幣M2-M1與通貨膨脹代表變量DP進行因果檢驗，從因果關系檢驗中得到，在一定滯后階數下，狹義貨幣、廣義貨幣和準貨幣都對通貨膨脹產生影響，幾乎都能在95%的概率下接受貨幣供給的變動是通貨膨脹的原因，表明貨幣供給對通貨膨脹具有一定的影響力，通貨膨脹是一種貨幣現象。也就是說，貨幣當局能夠通過控制貨幣供給量來控制通貨膨脹，但是前提是貨幣當局必須能夠控制貨幣供給量。國外實證研究表明：通貨膨脹與貨幣供應量變化具有非常強的相關性，相關系數在0.92～0.96之間，并且長期看來貨幣供應量的增加將最終導致相同程度的通貨膨脹上升。從結果中可以看出，各層次貨幣對通貨膨脹的影響都存在滯后，這要求貨幣當局在控制通貨膨脹時應具有一定的前瞻性。而且，狹義貨幣與廣義貨幣、準貨幣相比，其對通貨膨脹的影響滯后期短，廣義貨幣與準貨幣的變化對通貨膨脹產生作用并不是瞬時的，都在滯后兩期以后才對通貨膨脹產生影響，并持續一段時間。由于廣義貨幣、準貨幣與狹義貨幣的組成結構不同，特別是準貨幣，基本上是由定期存款組成，主要對通貨膨脹產生潛在的影響，因為貨幣不進入流通領域，不能發揮作用。

從對貨幣供給變動與GDP變動之間的因果關系檢驗中發現，貨幣量變動對經濟增長有顯著影響，而且廣義貨幣比狹義貨幣對經濟增長的作用更大。

上述分析表明，我國的貨幣供給是非中性的，其對經濟增長是有影響的，尤其是對通貨膨脹，影響比較顯著。因此，貨幣供給量作為貨幣政策中介目標對穩定物價有積極作用。

五、結論及其建議

本文采用數理分析和實證分析相結合，在邏輯推理的基礎上，用我國的實際數據進行了論證。而且，本文所選取的數據樣本具有較好的代表性，樣本區間(1991—2005)經歷了通貨膨脹、通貨緊縮以及通脹和通縮并存等經濟過程。總的來說，我國以貨幣供給量作為中介目標的有效性在不斷降低。具體表現在：(1)雖然我國貨幣需求存在長期的貨幣需求函數，但短期貨幣需求并不是穩定的，預測能力較低。(2)貨幣流通速度呈下降趨勢的同時呈現出不穩定性，波動比較明顯，特別是狹義貨幣供給，貨幣當局很難對其進行準確預測。(3)隨著金融創新等工具的不斷出現，我國貨幣供給的內生性在不斷增強，貨幣供給的可控性降低。但另一方面，貨幣供給量與經濟增長和通貨膨脹之間都存在相關關系，尤其是減少貨幣供應量對控制通貨膨脹的效果是顯著的。因此，貨幣供應量作為中介目標有其可取之處。我們認為當前在將貨幣供給量作為中介目標的同時，貨幣當局應該盡可能地處理好如下幾個問題：一是完善匯率形成機制，降低現行匯率制度對貨幣政策獨立性的負面影響。二是完善債券市場，允許金融機構發行金融債券，增強“對沖”外匯儲備大幅增多的有效性。三是關注貨幣流通速度的變化趨勢，針對金融創新、資本市場發展對M2增長的影響，及時改進貨幣供應量統計方法。四是更加關注利率、匯率和資產價格等輔助指標的變化。五是隨著利率市場化的推進，中介目標應逐步由單一貨幣供應量向包括利率在內的指標轉化，因為中介目標的選擇本身就是一個動態的過程。