中國貨幣政策實證研究

李豪+王路

[提要] 本文運用實證檢驗的方法，包括單位根檢驗和格蘭杰因果關系檢驗等，探討1984年以來中國貨幣政策有效性，得出結論：中國貨幣政策整體上是有效的。

關鍵詞：貨幣政策；M2；單位根檢驗；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F0 文獻標識碼：A

收錄日期：2015年10月8日

貨幣政策有效性的內涵特指貨幣政策能否有效影響產出等真實經濟變量。貨幣政策的作用及其效率一直是貨幣理論長期爭論的焦點。要科學準確地評價貨幣政策有效性是相當困難的。因為在實際的經濟運行中各種宏觀經濟政策如財政政策、價格政策、收入政策、貨幣政策等是共生并相互發生作用，要解析出貨幣政策單獨的作用情況是不容易的。隨著我國金融不斷地開放，金融因素在經濟發展過程中發揮著越來越大的影響，因此對我國貨幣政策的研究不僅具有一定的理論意義，還有著重大的實踐意義。

一、文獻綜述

20世紀30年代凱恩斯革命以來，貨幣政策作為重要的宏觀經濟政策開始走上世界歷史舞臺，對經濟運行發揮調控作用，與此同時，關于貨幣政策的有效性，西方各經濟流派爭論日趨激烈，貨幣政策能否以及在多大程度上發揮有效性至今也未達成一致意見。

在凱恩斯之前的古典經濟學家認為，貨幣是中性的，在配第的心目中，貨幣僅僅是流通手段而已。在20世紀五六十年代，作為凱恩斯主義對立面的貨幣學派、理性預期學派逐漸興起。其代表人物弗里德曼、盧卡斯倡導自由放任的思想，堅持貨幣中性論的觀點。

在國內，崔建軍（2007）以貨幣政策目標為解釋變量建立貨幣政策有效性理論模型，得出結論：我國積極的財政政策與穩健的貨幣政策對于應對東南亞金融危機、拉動中國經濟增長發揮了巨大的作用，但繼續實施操作空間已不是很大。周錦林（2002）建立貨幣供給和實際GDP的雙變量VAR模型和包含利率在內的多變量VAR模型，認為1994～2002年貨幣呈現“中性”特征，我國貨幣政策以“貨幣供給”為中介目標，收不到預期效果。劉斌（2002）利用單方程和多方程的VAR模型進行實證分析，發現長期內產出的變化與物價、貨幣供應量的變化沒有必然的關系，貨幣在長期是中性的，產出的變化主要由實質部門因素確定。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。

二、實證檢驗

（一）數據選擇。（表1）自1984年后，央行開始獨立地實施貨幣政策，本文選取了1984～2012年共29個樣本的相關經濟變量為研究對象，所有的原始數據均來自國家統計局官方網站。為使研究更加方便，筆者對原始數據均進行對數處理。

（二）實證結果

1、時間序列平穩性檢驗。經濟時間序列通常存在不平穩的特點，若直接做OLS統計回歸容易出現假回歸，因此在回歸前必須對各個變量的序列進行平穩性檢驗。本文采用ADF檢驗來考察各個時間序列的單整性。（表2）根據表2檢驗結果表明，LGDP與LM2均為二階單整。LCPI通過了顯著水平為5%的檢驗，而LMO與LM1均為一階單整。

2、格蘭杰因果檢驗。這是檢驗經濟變量間因果關系常用的一種計量經濟學方法，如果不檢驗序列的平穩性直接OLS容易導致偽回歸。由于M2與GDP的單整階數相同，本文去M2為貨幣量的量化指標。對于變量LM2與LGDP的因果關系檢驗見表3。由表3可知，滯后期取1時，LGDP與LM2沒有因果關系；滯后期分別取3、4、5時，LGDP都不是LM2的Granger原因，而LM2皆為LGDP的Granger原因；滯后期分別為6、7、8時，恰恰相反；滯后期為9時，LGDP與LM2互不為因果，說明M2對GDP的影響消失。可見雖然存在一定的時滯，貨幣供給的變化引起產出的變化，而短期產出的變化不會引起貨幣供應量的變化，但是在長期，產出對貨幣供應量又會引起貨幣量的變化。（表3）

3、誤差修正模型。誤差修正模型（ECM）可以把變量之間的長期表現與短期效應綜合在一起，既能反映不同時間序列間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡的修正機制，而且最重要的是ECM模型可以很好地消除虛假回歸。本文通過自回歸分布滯后模型（ADL）建立誤差修正模型，這種從“一般到特殊”的建模方法有諸多優點。它能夠把由于選擇變量所帶來的設定誤差減到最小，不會使回歸系數的OLS估計量存在丟失變量誤差，此外它還包括了變量的協整檢驗。

反應LGDP與LM2之間關系的ECM

經過多次試探，首先建立ADL（1，2，1）

LGDP=β0+β1×LGDP（-1）+β2×LM2+β3×LM2（-1）+β4×LM2（-2）+u （1）

回歸結果如下：

LGDP=0.57+0.7LGDP（-1）+0.37LM2+0.51LM2（-1）-0.64LM2（-2） （2）

t：（1.80）（5.44）（1.50）（1.16）（-2.69）

R2=0.99 DW=1.25 F=5038.61

由此得到LGDP與LM2的長期均衡關系為：

LGDP=1.90+0.80LM2 （3）

由于LM2（-1）的回歸系數所對應的t值最小且無顯著性，所以從（1）式中刪除解釋變量LM2（-1）并重新回歸得到下式：

LGDP=0.5+0.73LGDP（-1）+0.61LM2-0.39LM2（-2） （4）

t：（1.61）（5.68）（5.08）（-3.80）

R2=0.99 DW=1.38 F=6620.46

對式（4）作線性變換，最終得到ECM模型：

△LGDP=0.61△LM2+0.39△LM2（-1）-0.27[LGDP（-1）-0.81LM2（-1）-1.85] （5）

由上式得LGDP與LM2的長期均衡關系為：

LGDP=1.85+0.81LM2

（5）式中誤差修正項的系數為負，這個結果與誤差修正機制相一致。-0.27說明誤差修正項以27%的比例對下一年度的%LGDP的取值產生影響。%LM2、%LM2（-1）的短期參數分別是0.61、0.39，平均來說（對數的）LM2、LM（-1）的增長量分別以0.61、0.39的比率影響LGDP的年增長量變化。M2與GDP存在正相關關系。

三、實證分析結論

第二部分的實證分析顯示，M2的變動與GDP的變動有著直接、緊密的關系，具體地講就是M2的變動必然同向地引起GDP的變動。這說明我國的貨幣政策是有效的。

主要參考文獻：

[1]J.M.伍德里奇.計量經濟學導論（第三版）[M].北京：中國人民大學出版社.

[2]高鐵梅.計量經濟方法與建模（第二版）[M].北京：清華大學出版社，2013.

[3]崔建軍.中國貨幣政策有效性問題研究[M].北京：中國金融出版社，2006.

[4]閆力等.貨幣政策有效性問題研究——基于1988-2009年月度數據分析[J].金融研究，2009.12.