我國貨幣政策對實體經濟影響研究

李靈舒

摘要：貨幣政策是國家進行宏觀調控的重要手段之一，對國家宏觀經濟發展起著決定性的作用。本文基于協整檢驗和因果檢驗，對不同層次的國內生產總值與貨幣供應量之間的關系進行了實證分析。研究的相關結論對我國貨幣政策的制定有一定的參考作用。

關鍵詞：貨幣政策；實體經濟；經濟增長；影響

中圖分類號：F822.0 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2017）001-0000-02

作為與財政政策并駕齊驅的國家宏觀調控政策之一，貨幣政策由于其對經濟具有財政政策不可替代的總體影響和短期微調的特點，隨著我國市場經濟體制的建立，其作用愈來愈大，對經濟的影響不可同昨日相提并論而且，在國有企業和銀行改革的攻堅階段，在我國加WTO之后，在我國商業銀行改革如火如茶之時，在金融市場日新月異之際，在存在越來越詳細的數據信息的今天，將貨幣政策納入新的框架進行研究和分析，對我國的政策制定和實施都是絕對必要的。

本文通過實證貨幣供應量與實體經濟的經濟增長的關系，旨在探討我國貨幣政策對實體經濟的經濟增長有何影響，怎么影響。為應對、或預防金融危機提供貨幣政策輔助，深入研究我國貨幣供應量對實體經濟的經濟增長的影響有利于實現貨幣政策對宏觀經濟的有效調控，提出合理的經濟增長目標，實現宏觀經濟目標，具有重要的現實意義。

本文將在貨幣供應量對實體經濟的經濟增長影響的理論基礎和基本模型及傳遞機制的基礎上，選取我國從2004年到2014 年相關數據進行實證研究，全面分析我國貨幣政策對實體經濟的經濟增長的影響。

一、 變量選取與數據說明

本文檢驗的主要是國內實體經濟的經濟增長受實行貨幣政策的影響，所以選取2004至2014年季度相關數據作為本次研究樣本，實體經濟的經濟增長代理的變量為GDP當期的變量，用GDP表示。在貨幣政策上，用M1代表貨幣的狹義供應量，指M0中包含公司單位活期存款；用M2表示貨幣的廣義供應量，指M1包含公司單位的居民儲蓄存款、其他存款以及定期存款。M1主要代表了通過現實所需的角度表現實體經濟的經濟增長中貨幣供應量對其產生的影響，M2代表了任何能夠成為現實購買力的貨幣方式，一般反映的是未來通貨膨脹的壓力和社會總需求變化。

上文所有數據來自中國人民銀行網站以及中國景氣月報。其中，M0，M1，M2代表的不同口徑貨幣供應量是從中國人民銀行網站獲取，GDP資料來源于中國景氣月報。為了避免季度數據產生的波動對實證結果產生影響，對當期的貨幣供應量序列以及GDP序列選取對數，分別表示為LM0、LM1、LM2以及LGDP。實證需用到Eviews6.0計量經濟學軟件。

二、實證分析

1.時間變量的平穩性檢驗

目前我國多采用ADF單位根檢驗方法檢測時間序列變量平穩性，此檢測方式是經過多次差分的方法八把非平穩序列莊邊成平穩序列，單位根檢驗是其使用的理論方法，常用的辦法為ADF檢驗，由于篇幅限制，這里不詳述檢驗過程，最終檢驗證明在一定置信水平下變量是平穩的。

2.協整關系檢驗

協整關系檢測的大體思路為：若多個（或兩個）的時間序列變量不平穩，但是它們線性之間的某種組合之間卻呈現出平穩性，則這組變量中所顯示出現穩定關系的處在，就是協整關系，也可以說，這組變量如果具有自己的長期波動規律，如果它們沒有協整關系，那么它們之間就不會存在長期穩定的關系；相反也可以說它們之間存在長期穩定的關系。只有當協整變量中存在長期穩定的關系，才可以進行回歸分析。

采用EG兩步檢驗法，其過程為：如果序列變量Yt和Xt都屬于n階單整，通過一個變量對另一個變量進行回歸，即為：

用和代表回歸系數的估計值則模型殘差估計值為：

如果：I（0），Yt與Xt就帶有協整關系，說明Yt與Xt中的均衡關系長期穩定。本文使用JJ檢驗法，在對M0， M1， M2的增長率時間序列以及GDP增長率各取對數后，在對其進行差分的處理，使其平穩，最后分別對它們實現協整關系檢驗。

從檢驗結果中可以看到，按照檢驗水平0.05進行判斷，因為跡（Trace）統計量檢驗有15.49471<23.45915，3.841466>0.048102；最大特征值（Max-Eigen）統計量檢驗有14.26460<23.41105，3. 841466> 0.048102，所以GDP和M0序列二者中存在協整關系。其協整方程如下：

GDP=1 .450204 M0+3.835979

（0.04427）

[-32.7556]

按照檢驗水平0.05進行判斷，由于跡（Trace）統計量檢驗有15.49471<32.34529 ，3.841466>0.007031；特征最大值（Max-Eigen）統計量檢驗有14.26460<32.33825，3.841466>0.007031，因此GDP與M1序列二者之間存在協整關系。其協整方程如下：

根據檢驗水平0.05進行判斷，由于跡（Trace）統計量檢驗有15.49471<28.36910，3.841466>2.174898；特征最大值（Max-Eigen）統計量檢驗有14.26460<26.1942，3.841466>2.174898，因此GDP與M2二者之間存在協整關系。其協整方程如下：

通過上述協整方程可以看出，不同口徑的貨幣供應量M0，M1，M2都對實體經濟的經濟增長產生正向的影響。

由此可見，貨幣政策的擴張對國內生產總值的增加可以起到推進作用，加快實體經濟的經濟增長速度。縮緊的貨幣政策可以減緩經濟的增長，國內生產總值收到貨幣供給量的影響。我國可以將基礎貨幣供應量作為貨幣當局的重點監控目標，這恰好配合了我國目前的貨幣政策。而我國金融市場不斷在發展，金融工具在不斷創新，金融制度也在不斷更新，實體經濟的經濟增長收到M1，M2的影響會越來越大。但是，實體經濟的經濟增長的原因是不是M0，M1，M2，若是，又為其增長做了多少貢獻，這些必須進行Granger的因果檢驗來解釋。

3.Granger因果檢驗

我們通過協整關系檢驗了解到變量之間的關系存在著長期均衡的情況，但是究竟誰影響了誰無從得知，所以，對一個變量能不能引起另外一個變量變化的判斷，成為了計量經濟學中十分重要的問題之一。恰好1969年GrangerC提出的因果檢驗能夠解決此類問題。

一般檢驗方程如下：

原假設為H0：=0，備擇假設為H0：≠0（i=0，1，2，…，n）。若H0成立則有：

其中，樣本容量為n，m是無限制回歸方程的數量，限制中的參數個數r，RSS0是有限制回歸方程的殘差和RSS1無限制回歸方程的殘差和。

前述中我們已經論證了了 M2，M1與GDP之間有著協整關系，接下來需要對GDP與M1，M2進行格蘭杰因果檢驗。我們分別通過選取滯后期為2和滯后期為1，對GDP和M1，M2進行Granger因果關系檢驗。

從數據中可以發現，實體經濟的經濟增長與貨幣供應量之間有著因果關系，能夠相互影響，構成一個復雜的循環。這證明實體經濟的經濟增長和貨幣政策之間有著一定的互聯系。

4.脈沖響應函數

本文通過采用脈沖響應函數對實體經濟的經濟增長受到貨幣供給量的影響進行分析。從實證結果中可以看出，當對M0，M1，M2的隨機擾動項進行一個標準差大小的沖擊時，M0對實體經濟的經濟增長呈波動的正向作用，M2比M1對實體經濟的經濟增長沖擊的影響幅度要大。當對GDP的隨機擾動項進行一個標準差大小的沖擊時，對M0變成負向作用，后變為正向作用，并逐漸穩定，對M1的影響一直是正向作用，對M2的影響首先為負向作用，之后為正向作用并趨于穩定。

實證研究表明：從長期來看，GDP與貨幣供給之間存在協整關系，二者之間存在因果關系，相互影響，形成一個復雜的循環。即一方面貨幣供應量的變化會引起實體經濟的經濟增長的變化；另一方面實體經濟的經濟增長的變化也會引起貨幣供應量的變化。

對于我國貨幣政策對實體經濟的經濟增長影響的研究，不少學者都從不同的角度進行了深入研究，并試圖尋找兩者之間確定性的關系。因此，筆者從貨幣供應量傳導機制的角度分析我國貨幣政策對實體經濟的經濟增長的影響，探討了我國貨幣政策對實體經濟的經濟增長影響效果的變化。隨著我國經濟的向前發展，金融市場的逐步完善，貨幣供應量政策越來越對實體經濟的經濟增長產生不容忽視的影響。因此，我國應結合目前的經濟形勢，適時提出并完善我國貨幣政策，制定正確的宏觀經濟調控政策。

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