我國貨幣政策有效性研究：１９８４－２００６

2008-01-01 00:00:00李蕾鄭長德

海南金融 2008年2期

摘要：本文首先基于價格—產出關系的IS-LM模型和蒙代爾-弗萊明模型，定性分析了我國貨幣政策的作用效果，然后利用1984—2006年經濟金融數據，通過Granger因果關系檢驗，探討了我國貨幣政策的有效性問題。研究表明，在開放經濟條件下，貨幣政策的產出效應和價格效應在短期內是存在的；我國的貨幣政策對國際收支平衡有一定的影響，但對充分就業作用效果不佳。

關鍵詞：貨幣政策有效性；IS-LM模型；蒙代爾-弗萊明模型；Granger因果關系檢驗；研究

中圖分類號：F822.0 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031(2008)02-0004-05

一、引言

“貨幣政策有效性”的概念一般有兩層含義：一層是定性意義上的，它與貨幣理論中的另一概念“貨幣非中性”相關。“貨幣非中性”是指貨幣政策能夠系統的影響產出以及就業等真實經濟變量，這也是說貨幣政策具有有效性，反之，則表明“貨幣中性”。目前絕大多數經濟學家認為，短期內貨幣非中性。在貨幣非中性的基礎上，討論貨幣政策在定量方面的效果大小問題，這就是“貨幣政策有效性”概念的第二層含義了。

剛公布的央行2007年第二季度《中國貨幣政策執行報告》對我國最近一段時間的金融形勢作了回顧，并對下半年我國貨幣政策的走向作了較為全面的展望。目前，我國經濟增長由偏快轉為過熱的趨勢更為明顯，貿易順差過大、信貸投放過多、投資增長過快問題仍然突出；高耗能產業增長偏快，節能減排形式依然嚴峻；價格上漲壓力持續加大，特別是一些涉及群眾切身利益的食品價格和住房價格上漲較快。央行將堅持把遏制經濟增長由偏快轉向過熱作為當前宏觀調控的首要任務。繼續執行穩健的貨幣政策，堅持穩中適度從緊，保持必要的調控力度，努力維護穩定的貨幣金融環境，控制通貨膨脹預期，保持物價基本穩定。并將繼續加強流動性管理，推進利率市場化改革，推動貨幣市場基準利率體系建設，完善人民幣匯率形成機制，推動經濟結構的調整和增長方式的轉變。在我國貨幣當局施行由穩中適度從緊轉向從緊的貨幣政策的當前，我國的貨幣政策是否有效很值得研究。

二、相關研究

如果以凱恩斯的《通論》的出版作為現代貨幣政策的理論起點，貨幣政策距今已有60多年的歷史。20世紀30年代凱恩斯革命以來，西方經濟學界圍繞著貨幣政策的有效性展開了激烈的爭論：凱恩斯主義者肯定貨幣政策的有效性；貨幣主義者肯定貨幣政策的短期效應而否定貨幣政策的長期效應；理性預期學派完全否定貨幣政策的有效性；新凱恩斯主義者則完全肯定貨幣政策的有效性。到了20世紀80年代，隨著計量經濟學的發展，西方經濟學者對貨幣政策的有效性展開了實證研究，巴羅(1978)首先通過計量分析，論證了預期的貨幣供給增長對產出具有中性的觀點；繼而，米什金(1982)對其進行了否定，并指出巴羅在其季度模型中僅選取了8階滯后項，他在該模型中選取了17階滯后項，卻得出了與巴羅不同的結論；弗里德曼(1988)的實證研究進一步支持了米什金的觀點；Marc(1997)用最新數據重新進行了研究，并指出米什金的結論不具有穩定性，再一次提出了預期的貨幣政策對產出具有中性的觀點。

在我國，真正的貨幣政策操作始于1984年二級銀行體制的建立。以1997年東南亞金融危機為界，中國的貨幣政策操作大致經歷了“反通貨膨脹”(1984年-1997年)和“反通貨緊縮”(1998年以來)兩個方面的實踐，并且，在中國的經濟學界關于貨幣政策的有效性大致形成了三種觀點：否定論、非對稱性論和完全肯定論。[1]

目前，我國理論界關于貨幣政策有效性的實證研究也有不少。就肯定貨幣政策的有效性方面，我國學者劉金全等人用1992年1季度到2000年3季度的數據，檢驗得到了貨幣與產出之間存在的Granger因果關系，指出無論我國經濟處于經濟波動期還是平穩收縮期，貨幣政策都是有效的；[2]曹偉、林燕運用最小二乘法對1984—2004年中國貨幣政策有效性進行了實證研究，結果表明中國貨幣政策是有效的，并且指出提高利率市場化是發揮利率傳導機制作用進而提高貨幣政策效應的重要前提；[3]謝愛輝、楊蘭英通過Granger因果關系檢驗，證明了中國人民銀行通過對貨幣供應的調控實現經濟目標在一定程度上是有效的；[4]洪勇也采用Granger因果關系檢驗，證明了無論是在短期還是在長期貨幣政策都是有效的。[5]

在貨幣政策的低效性方面，熊鷺、郝聯峰的實證分析表明，自1994年中國人民銀行開始把基礎貨幣和貨幣供應量作為監測目標以來，貨幣供應量政策在大部分時候并不理想；[6]黃昌利、任若恩用1996-2003年的季度數據進行了實證研究，研究表明此段時間內中國的貨幣政策表現出低效性；[7]康莊從我國微觀經濟主體對宏觀經濟政策反應的角度入手，運用Granger因果檢驗分析了1995年第一季度至2004年第三季度我國貨幣政策信號與廠商預期之間的影響關系，結果表明兩者之間不存在Granger因果關系，也就是說貨幣政策未能有效引導廠商的預期，廠商的經濟活動沒有按貨幣當局的意圖行事，這導致了貨幣政策最終目標的實現程度不盡如人意；[8]楊建明利用均衡修正模型對我國1986-2001年貨幣供應變動與產出、物價相關性進行了協整分析，結果表明，在短期內我國的貨幣供應量(M2)和真實經濟變量(通貨膨脹、經濟增長)之間的相關性減弱，不存在統計意義上的Granger因果關系；[9]李斌對我國1997-2000年貨幣政策效應的實證分析進一步表明，當綜合使用各種政策工具時，它們對中間目標的作用時滯為4個季度，而中間目標對最終目標的作用時滯為2個季度。[10]

另外，范從來等人借鑒Karras一文實證研究的思路與方法，采用向量自回歸VAR框架，對中國改革開放以來的有關產出、價格和開放度的年度數據進行實證分析，檢驗經濟開放度對于貨幣政策數量效果的影響。[11]回歸結果表明：貨幣政策的產出效果隨著經濟開放度的增大而減小，通貨膨脹率同樣隨著經濟開放度的增大而減小，兩者表現出負相關的關系。隨著我國經濟開放度的提高，貨幣政策的經濟增長效應會不斷弱化，引起的價格波動會有所增強，貨幣政策的目標應該進一步明確以穩定物價作為單一的目標。

總的說來，實證方法大致分兩類：一類是傳統的最小二乘法，另一類是因果關系檢驗法，在變量選取和側重點上各有不同。并且，大部分人對貨幣政策目標的選取都強調的是物價穩定和經濟增長，或者都側重于一兩個經濟目標，而本文的研究中加入了充分就業和國際收支平衡的考慮，結合前者的研究方法，采用了最新的數據，讓研究更加科學、全面、合理。

三、貨幣政策有效性：分析框架

(一)基于產出—價格關系的IS—LM模型

前幾年我國實行的是釘住美元的固定匯率制，與此同時我國還存在著較為嚴格的利率管制，因此，我國貨幣供應量的增減并不會引起名義利率變動，只會在一定的管制利率下被動地適應貨幣需求的變動。根據我國的實際情況，我們將IS-LM模型的產出-利率關系改為產出-價格關系進行分析。

在貨幣市場，從凱恩斯流動性偏好理論出發，假定貨幣需求函數為(M/P)d=L(r，Y)(其中，M為貨幣供應量，r為利率，P為當期產出的平均價格水平，Y為國民收入)。如果假定在一定時期內，利率r和國民收入Y被看成由制度因素和潛在產出水平決定的常數，那么，實際貨幣需求為一常數(表現在新坐標中為斜率固定的直線)，并且貨幣供給量是外生決定的，中央銀行的貨幣供給行為最終決定著經濟中的通貨膨脹率。所以，貨幣供求與價格之間有如圖1(A)所示的關系。

當收入從Y1增加到Y2時，交易性貨幣需求和預防性貨幣需求都隨之增加，實際貨幣需求的增加使貨幣需求曲線從MD1向右移動到MD2，均衡價格水平從P1下降到P2。將均衡點A和B連接起來就得到產出-價格關系下的LM曲線，如圖1(B)所示。

當收入從Y1增加到Y2時，儲蓄曲線從S(Y1)向右移到S(Y2)，價格從P1下降到P2，連接均衡點A和B就可以得到產出-價格關系下的IS曲線，如圖2(B)所示。

圖2(A) 圖2(B)

將IS曲線和LM曲線放在一起，就可以得到產出-價格關系下的IS-LM模型。它們的交點E就是商品市場和貨幣市場同時達到均衡的點。

圖3(A) 圖3(B)

而IS曲線和LM曲線的相對斜率大小，則取決于它們相對于價格和收入的敏感程度。在1984-1997年之前，商品市場對物價的敏感程度相對較強，因此，IS曲線的斜率(絕對值)較大，如圖3(B)所示，那么施行緊縮性的貨幣政策效果較好；1998年至今，貨幣市場相對物價的敏感程度較強，因此，LM曲線的斜率(絕對值)較大，如圖3(A)所示，即施行擴張性的貨幣政策相對效果較好。這和我國實際貨幣政策的大方向相符合，我國近年來的貨幣政策在經濟增長和物價穩定方面確實具有較好的效果。

(二)開放經濟條件下貨幣政策有效性分析

蒙代爾-弗萊明(M-F)模型建立于20世紀60年代，在70-90年代西方國家的經濟政策分析中發揮了很好的作用，它集中于考察小國開放經濟在短期的均衡。M-F模型假定：第一，價格在短期內是不變的，經濟中產出完全由有效需求決定；第二，該模型假定貨幣是非中性的，即人們持有貨幣既有交易性動機，還有預防性和投機性動機，所以貨幣的需求不僅與收入有關，還與實際利率相關；第三，假定商品和資本可以在國際間完全自由流動，資本的自由流動將消除任何國內市場和世界市場上的利率差別，故國內市場和世界市場上的利率一致。

該模型的假定條件與我國實際情況有一些差別，首先，利率在我國還是管制利率，非完全市場化；其次，政策傳導機制不暢，存在結構問題等等。但有研究已經證明，該模型在我國還是基本適用的。[12]如圖4所示，由于在較為嚴格的資本項目管制下，特別是對資本的流出實行非常嚴格的管制，資本只能有限流動，利率不是決定正常資本流動的主要因素，長期資本流動主要取決于投資收益預期，我國的國際短期資本的流動對利率的敏感性差(相對于國內貨幣需求而言)，所以圖4中資本流動線BP線比LM線要陡峭。

圖4我國貨幣政策基于M-F模型的分析

前些年我國鼓勵創匯，國際收支盈余，人民幣匯率處于低位，所以名義匯率BP曲線將低于位于均衡點E處的BP''線(實際匯率線)。近年來人民幣的升值預期帶來了不少的投機資本(熱錢涌入)，模型的外生變量匯率變化的預期使得BP線進一步降到圖示位置，且E點不是一個經濟內外均衡點，匯率的低估及對人民幣升值的預期使國際收支處于順差。那么宏觀政策的目標就是使IS，LM線移到IS'、LM''處，BP線在收入增長的同時匯率不變，移到BP'，總收入Y移到Y'。我國的經濟在這種貨幣政策的指導下，出現了如下情況：首先，我國的外匯儲備增長和貨幣供應明顯過快，在我國目前的外匯管理體制下，外匯占款已成為我國中央銀行投放基礎貨幣的主要渠道，加劇了本就存在流動性過剩的局面，使得央行的貨幣政策的作用效果大大減低；其次，LM線沒有移到目標中的LM''線處，而是在LM'線處，這和銀行的信貸結構失衡、不良貸款比例較高有關，并且由于對利率的敏感性不強，LM線也比較陡峭。另外，在現行的匯率制度下，貨幣政策內外目標之間沖突有所體現。在資本項目管制的條件下，貨幣政策具有一定的作用，但是國內外目標之間的不協調也使得國內政策目標的獨立性被弱化。總的來看，我國的貨幣政策對國際收支平衡的作用并不理想。

四、我國貨幣政策有效性：基于1984-2006年數據的實證分析

(一)研究方法

本文主要采用Granger因果關系檢驗的方法，使用的統計軟件是EVIEWS5.0。步驟如下：(1)時間序列變量的平穩性檢驗。考慮到Granger因果關系檢驗要求所使用的時間序列變量是平穩的。因此我們首先對變量序列進行平穩性檢驗，所用的方法是ADF檢驗。(2)Granger因果關系檢驗。如果變量序列是平穩的，我們分別對它們進行Granger因果檢驗以確定因果關系。

(二)樣本數據的選取

現階段，貨幣供應量作為貨幣政策中間目標的局限性并不能否認其作為貨幣政策目標的重要性，因此本文通過檢驗貨幣供應量與貨幣政策四大目標的相應指標(即居民消費價格指數CPI、國內生產總值GDP、失業率U、外匯儲備FR)是否存在穩定的因果關系，來確定貨幣供應量是否為貨幣政策目標之因。

1996年我國正式確立M1為貨幣政策中介目標，M0、M2為觀測目標，也僅公布了M0、M1、M2的統計數據。M0僅代表流通中的現金，范圍過于狹窄，M1主要是從現實需求的角度反映貨幣供應對經濟的影響，而M2除了從需求角度反映貨幣供應對經濟的影響外，還從供應方面反應了貨幣供應與經濟的關系，因為M2中包含的儲蓄存款是企業投資資金的重要來源。吳晶妹用相關性和回歸分析法研究了我國貨幣供應量增長率和GDP增長率之間的相關性，研究表明，M1增長率對GDP增長率沒有顯著影響，而M0，M2增長率對GDP增長率影響比較顯著。[13]另外，丁佳等人的研究也表明，M2對產出的影響程度較大。因此，本文選擇M2的變動量作為貨幣供給變化的考察量。[14]

本文選取了1984-2006年(1984年后央行獨立實施貨幣政策)共23個樣本的相關經濟變量為研究對象，所有原始數據均來自各年度中國統計年鑒及中華人民共和國統計網，所有數據均為年度數據。

(三)數據處理

從貨幣政策的操作過程來看，當期貨幣供應量的減少與下一期價格總水平的降低相對應，貨幣供應量與價格總水平之間應該存在一定的時滯。而且，從貨幣政策中間目標的設定也可以看出，貨幣當局正是考慮到貨幣政策的實施和政策目標之間存在時滯，才設定相應的中間目標作為觀測變量，以對貨幣政策進行調整。因此，我們使用各指標(除失業率外)的增長率數值，并在不改變數據特征的情況下對失業率的時間序列取對數。

(四)實證分析結果

1.單位根檢驗結果

注：①檢驗形式(C、T、L)括號中的C表示ADF檢驗時有常數項；T表示含趨勢項；L表示滯后階數；②*、**、***分別代表各變量序列在1%、5%、10%顯著水平上是平穩的；③I(0)表示變量序列為平穩序列，I(1)表示變量序列本身非平穩，差分一次成為平穩序列。

由以上ADF檢驗結果可知，我們所取的變量序列都是平穩的時間序列，因此我們直接進入Granger因果關系檢驗，以確定變量間的因果關系。

2.Granger因果關系檢驗結果

注：因果關系檢驗的原假設是自變量(M2)不是因變量(△CPI、△GDP、LN(U)、△FR)的Granger原因)，F是F統計檢驗，p是接受原假設命題的概率，1-p是拒絕原假設命題的概率。

從結果可以看出，貨幣供應量變動△M2對居民消費價格變動△CPI和國內生產總值變動△GDP存在顯著Granger因果關系，而對失業率LN(U)和外匯儲備增長率△FR不具有Granger因果關系。第一，研究表明，在開放經濟條件下，貨幣政策的產出效應和價格效應在短期內是存在的；第二，我國的貨幣政策對國際收支平衡有一定影響；第三，我國的貨幣政策對充分就業作用不明顯。

五、結論及政策建議

第一，中國人民銀行獨立實施貨幣政策以來，有力地推動了國民經濟的發展，并基本保持了幣值的穩定。目前的經濟形勢下，貨幣當局在實施從緊的貨幣政策時，應注意貨幣供應不宜放松，在信用過分集中于銀行、企業負債率還較高的情況下，過分擴張貨幣供應，盲目增加貸款，勢必增加新壞賬，加大金融風險的壓力。另外，我國經濟面臨著一定的通貨膨脹壓力，特別是結構性的通貨膨脹，在一定程度下會帶來M2中儲蓄存款對經濟的巨大沖擊力。

第二，注重國際收支平衡目標，緩解貨幣政策內外目標的沖突。我國當前的貨幣政策在追求經濟的內外均衡過程中的有效性和獨立性比較低，可以通過加快利率市場化和外匯體制改革、疏通貨幣政策傳導機制、壯大國內金融市場與機構等途徑，使貨幣政策真正成為一個獨立有效的宏觀經濟調控手段。同時，由丁伯根原理可知，如果政策目標是國內物價穩定和經濟增長，則只要有兩個政策工具就可以達到：政府支出和貨幣基礎供應量。如果考慮到國際收支平衡第三個目標，則需要增加政策工具。在現階段不宜采用浮動匯率制情況下，能采用的工具變量有：貨幣乘數、出口競爭力因數等。從長期來看，引入匯率作為政策工具是必然的選擇。

第三，由于我國的二元經濟結構在短期內無法消除，大量的農村剩余勞動力將成為我國失業總量長期居高不下的主要原因。城市經濟中由傳統的工業結構向現代化工業結構的轉變，新型的高科技產業、金融產業、現代管理業、信息產業的興起，將使城市經濟中的結構性失業成為普遍的社會現象。當前，在我國建立市場經濟體制的過程中，如果再不考慮貨幣政策中的充分就業，顯然是不合時宜的。

失業問題說到底是種資源浪費的現象，它只能在經濟增長的過程中才能得到有效的解決。貨幣政策在國民經濟增長中的作用、在經濟結構調整中的作用與充分就業在經濟增長過程中的實現是統一的。貨幣政策對經濟增長乃至對就業的支持，無非是從總量和結構兩個方面出發，進一步加大對農業的投資，向基礎產業部門適當傾斜，從而有效地發揮投資乘數的作用。當前的貨幣政策還應配合就業格局的變化，有針對性地設置再就業貸款項目，加大對中小企業的信貸支持，加大對第三產業的信貸支持。

我國長期以來把穩定物價和經濟增長作為貨幣政策的主要目標，其中以穩定物價為首要的政策目標。隨著我國市場經濟體制的建立，我國失業問題不僅越來越明顯，而且越來越成為我國經濟發展中的重大問題。因此，有必要把充分就業也作為我國的主要貨幣政策目標加以確定。

參考文獻：

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