近年來我國貨幣政策有效性的實證分析研究

陳 釔

（葛洲壩集團財務有限責任公司，湖北 宜昌 443002）

一、引言

所謂貨幣政策，是指在特定的金融環境和制度條件下，貨幣當局為了達到預定的政策目標，運用特定的政策工具和政策手段，通過特定的傳導機制影響實際產出的經濟活動，尤指控制貨幣供給以及調控利率的各項措施。貨幣政策的有效性就是指貨幣政策能否達到當局預定的政策目標，其至少包括兩層含義：第一，貨幣政策能否對產出、就業等實際經濟變量產生影響以及影響的程度，如果貨幣政策確實能對產出和就業產生重要影響，那么貨幣政策在理論上是有效的；第二，貨幣當局能否利用貨幣政策實現既定的宏觀經濟目標，如果貨幣政策可以引導經濟運行達到既定方向、實現宏觀經濟目標，那么該貨幣政策具有實施有效性。綜合來看，貨幣政策必須同時具有理論上的有效性，和具體實施上的有效性，那么這個貨幣政策才是有效的。

2003年以來，我國GDP增長率連續8年維持10%以上的增長率，同時，貨幣供應量快速增長。2003年，廣義貨幣M2增幅達20%，我國經濟承載著潛在的通貨膨脹壓力，中央銀行采取一系列緊縮性貨幣政策等調控措施收緊銀根，并適時推動了國有商業銀行的改革，促進了經濟快速增長的同時，也產生了一些影響經濟和我國金融業持續快速協調健康發展的隱患。2004年，我國和全球經濟都保持了強勁的增長勢頭。央行繼續執行穩健的貨幣政策，宏觀調控取得較好的成效，貨幣信貸得到適度的增長，信貸結構得到完善。貨幣信貸運行總體上朝著宏觀調控的預期方向在發展。2005年，全年M2增幅平均為16%，金融機構新增人民幣貸款2.5萬億，物價上漲保持在4%左右的水平，存款負利率加劇了資產泡沫尤其是房地產泡沫的危險。2006年，央行繼續沿用“寬貨幣、緊信貸”的模式，實施穩健的貨幣政策，保持貨幣信貸的平穩增長，有效防范了通貨緊縮，支持經濟的增長。同時，金融市場不斷推出產品創新，金融市場制度建設取得較大進步。2007年我國國民經濟得到了較快平穩發展，表現在工業生產增長提速，國內消費需求提高，居民收入、企業利潤和財政收入同時取得較大程度的增長。這主要歸功于央行適時出臺的合理的貨幣政策，從“穩健”轉為“合理”，在各項宏觀調控措施的作用下，信貸規模的快速增長勢頭有所減緩，金融整體運行平穩。2008年，受制于全球金融危機的拖累，我國經濟增長出現了明顯放緩，為擴大內需促進經濟增長，央行適時出臺了較為寬松的貨幣政策，同時帶來M2增幅的大幅提升。2009年貨幣政策寬松的更為明顯，最終在各種宏觀調控的有力措施下貨幣信貸規模平穩較快增長，銀行流動性較為充足，貨幣信貸結構也進一步優化，最終有力支持了經濟的持續健康發展。2010年GDP增長率依然維持在10.4%，M2增長率持續走高，最高達31.25%，國際收支順差持續增大，外匯儲備不斷增加，流動性過剩依然嚴重。2011～2012年，經濟增長明顯放緩，央行實施穩健的貨幣政策，緊緊圍繞保持物價總水平這一宏觀調控的首要任務，加強銀行流動性管理，引導貨幣信貸平穩回調，保持合理的社會融資規模等。綜觀這兩年，隨著穩健貨幣政策成效逐步顯現，貨幣信貸增長向常態水平回歸，金融運行基本平穩，物價過快上漲勢頭得到遏制，國民經濟繼續朝著宏觀調控的預期方向發展。

二、文獻綜述

在國內外的研究當中，評價貨幣政策有效性的標準各有不同。在國內，大多數學者在研究貨幣政策有效性時，傾向于采用貨幣供應量M2作為評價指標，也有人認為，貨幣政策的有效性體現在貨幣政策目標以及實現程度，在封閉的環境下，用物價穩定、充分就業、經濟增長和國際收支平衡來評價。

早在70年代末80年代初，中國許多學者就開始研究關于中國的貨幣政策問題。但就近些年我國貨幣政策有效性的評價，可謂莫衷一是。

巴曙松（2008）通過分析2008年貸款控制量對貨幣供應量的影響，進而作用于我國經濟實體，使我國經濟在2008年底有所復蘇，由此，他認為我國貨幣政策效果還是比較顯著的。

徐小淇、任力（2010）研究發現，弱化我國貨幣政策有效性的因素是長期貿易順差導致的外匯儲備的過快增長，和國內需求的相對不足之間的矛盾。

武宏波（2012）對我國1992～2010年M2與GDP、CPI的長期趨勢分析發現，貨幣在我國同時對價格和實際經濟變量產生影響，因此貨幣既有中性也有非中性的特征。

王蕾（2012）將我國貨幣政策的研究區間劃分為幾個階段，根據實證研究結果得出結論，即我國貨幣政策在不同階段、不同經濟環境和經濟政策下，貨幣政策的效果是不一樣的。

雷雅娜（2012）通過對我國2008～2012年相關的月度經濟金融數據進行實證研究，表明我國近年來貨幣政策是有效的，但并非完全有效，主要表現在貨幣渠道傳導不暢，存在長期通脹風險和時滯。

三、實證研究

（一）我國近年經濟增長與貨幣供應量的狀況

從圖1可知，2003年至2011年，我國貨幣供應量增長率的總趨勢是下降的，在2009年底最高，達到30%，在2011年底最低，為13%。同一時期，GDP的變動趨勢也是下降的，最高為14.5%，最低為6.1%。從圖上看，M2增長率與經濟增長率之間存在一定的正相關關系，但并不是嚴格的正相關關系，比如從2003年底至2005年，M2的增長率處于下降通道，但并未改變同年GDP逐漸上升的增長率。這在一定程度上說明，貨幣供給的低增長率并不一定造成經濟的低增長率。

圖1 中國今年貨幣與經濟狀況

（二）數據選擇

選取2003年～2012年6月的季度數據，共38期數據作為研究對象，分別用GDP、M2、CPI表示基于1978年的國內生產總值、狹義貨幣供應量、廣義貨幣供應量、消費者物價指數。其中CPI是以上一年同期數據為基期計算而來的價格指數。用移動平均季節乘法消除GDP、M2、CPI的季節因素，記為 GDPSA、M2SA、CPISA；然后對GDPSA、M2SA、CPISA取自然對數，分別記為LGDPSA、LM2SA、LCPISA。數據均來自于中華人民共和國國家統計局統計數據和中國人民銀行調查統計司統計數據，采用Eviews6.0計量軟件。

（三）實證檢驗

1.單位根檢驗。對LGDPSA、LM2SA、LCPISA進行ADF根檢驗。其中，（1）D（*）表示對變量對數的一階差分；（2）檢驗類型中的 C表示檢驗平穩性時估計方程中的截距，第二項表示趨勢項，為0表示不含趨勢項，最后一項表示自回歸滯后的長度。檢驗結果如表1：

表1 序列平穩性ADF檢驗結果

從表 1可以看出，LGDPSA、LM2SA、LCPISA 在 1%、5%、10%的置信水平下，均小于其臨界值，表明這三個變量均是非平穩時間序列；但其一階差分序列均大于1%、5%、10%置信水平下的臨界值，表明其一階差分序列是平穩的，我們可以認為LGDPSA、LM2SA、LCPISA這三個變量是一階單整的。

2.協整檢驗。根據協整理論，用VAR模型進行參數估計要求所分析的經濟變量是平穩的時間序列，但通過上面的單位根檢驗得知，上述變量并非平穩的時間序列，但其一階差分序列是平穩的，所以可以用協整檢驗進一步確定變量之間是否存在長期穩定的均衡關系。協整檢驗有兩種方法，分別是EG兩步法和Johansen檢驗法，這里采用Johansen檢驗法。

首先，建立包含變量LGDPSA、LM2SA、LCPISA的VAR模型。

其次，根據Eviews的VAR模型系統中的滯后階數選擇準則中的五項標準，*表示不同信息準則選擇下的最優滯后期，因此確定VAR模型的滯后期為4期。如表2：

表2 VAR模型中滯后期選擇表

再次，對Eviews中的Var對象進行Johansen協整檢驗，得到Johansen協整檢驗結果和標準化協整系數，如表3和表4。

表3 Johansen協整檢驗結果

表4 標準化協整系數

根據檢驗結果，只有第一個似然比統計量大于5%水平下的臨界值，因而只有第一個原假設被拒絕，即有且僅有一個協整關系。

最后，建立ECM模型。通過誤差修正模型的建立，可以消除變量可能存在的趨勢因素以避免偽回歸問題，同時消除模型可能存在的多重共線性問題，也可以保證分析變量水平值的信息不會被忽視，使得模型可以用經典回歸的方法估計，尤其是其中的差分項可以使用t檢驗和F檢驗來進行檢驗。

根據表4，將協整關系寫成數學表達式，定義ECM，得到：ECM=LGDPSA+2.467915LM2SA+1.597695LCPISA+0.051231。對序列ECM進行單位根檢驗，發現它已經是平穩序列，并且取值在0附近上下波動，驗證了協整關系是正確的。

3.格蘭杰因果檢驗。由上述協整檢驗可以知道，在長期中LGDPSA與LM2SA之間存在協整關系。為了了解LM2SA是否是LGDPSA格蘭杰原因，對它們進行格蘭杰因果關系檢驗。根據建立的經濟增長GDP和貨幣供應量M2的ECM模型，本文采用WALD法對誤差修正模型ECM中方程系數的顯著性進行檢驗，來判斷變量LGDPSA與變量LM2SA之間是否存在長短期因果關系及長短期因果關系的方向，得到表5，因此我們可以認為LM2SA和LGDPSA之間存在單向的格蘭杰因果關系。

表5 格蘭杰因果檢驗P值

另一方面，由于貨幣政策實施是通過調節一國社會經濟中的貨幣供應量來影響實際產出和收入的，所以我們在對貨幣供應量M2與經濟增長GDP進行因果關系檢驗的同時，也要對M2與CPI之間進行分析。經過對其一階差分序列的平衡性檢驗與格蘭杰因果檢驗，得到表6。可以知道，LCPISA不是LM2SA的格蘭杰原因的概率是2.02%，故能在5%的水平下拒絕原假設，即95%的置信水平下可以認為LCPISA是LM2SA的格蘭杰原因；LM2SA不是LCPISA的格蘭杰原因的概率是9.47%，故能在10%的置信水平下拒絕原假設，即至少在90%的置信水平下可以認為LM2SA是LCPISA的格蘭杰原因。

表6 LCPISA與LM2SA的格蘭杰因果檢驗

通過以上實證分析可知。2003至2012年，我國貨幣政策取得了一定的效果，貨幣政策對實際經濟變量產生了一定的影響，促進了我國經濟的不斷持續快速增長。另一方面，貨幣供應量M2也對居民消費價格指數CPI產生了一定的影響，可以認為LM2SA是LCPISA的格蘭杰原因，即快速增長的貨幣供應量M2會帶來CPI的提高。

四、結論與政策建議

本文對廣義貨幣供應量M2和經濟增長GDP之間進行了實證研究檢驗，通過格蘭杰因果關系檢驗分析了貨幣政策決定的貨幣供應量與經濟增長率之間的因果關系，得出下列結論：

第一，從長期來看，貨幣供應量M2與經濟增長GDP之間存在穩定的均衡關系，這說明我國貨幣政策與經濟增長之間存在協整關系。上文中的協整系數2.467915表明，M2與GDP之間是正向關系，即M2每增長1%，可以帶來GDP增長2.467915%，這說明貨幣供應量M2對經濟增長起到了積極促進作用。

第二，從短期上看，貨幣政策對經濟增長的刺激效應并不明顯，表現出一定的時滯。這點可以從上文中的長期誤差系數估計值0.051231看得出來，它遠遠小于M2與GDP的協整系數2.467915%。即短期來看，貨幣供應量M2與經濟增長GDP之間并非嚴格的正向關系，在短期內貨幣政策并不能帶來GDP的快速增長，表現出一定的時滯。

第三，我們可以從格蘭杰因果關系檢驗中看出，我國貨幣政策與經濟增長之間存在單向的因果關系，即貨幣政策對我國經濟具有促進作用，并且在長期中比在短期中效果更好。這告訴我們積極的貨幣政策能帶來經濟的持續健康發展，但也有可能造成貨幣供應量的劇增而帶來流動性泛濫。

[1]張杰，孫亮.我國貨幣政策有效性的實證研究:1990-2009[J].山東經濟，2011，（2）.

[2]李洪成，張霖.中國貨幣政策有效性探究——基于1998.1—2010.6 月度數據實證研究[J].經濟研究導刊，2011，（1）.

[3]徐小淇，任力.弱化我國貨幣政策有效性的原因及政策建議[J].全國商情（理論研究），2010，（10）.

[4]徐冰.我國近年來貨幣政策有效性的分析[J].經營管理者，2010，（1）.