近年來我國貨幣政策有效性的實(shí)證分析研究

陳 釔

（葛洲壩集團(tuán)財(cái)務(wù)有限責(zé)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(huán)境和制度條件下，貨幣當(dāng)局為了達(dá)到預(yù)定的政策目標(biāo)，運(yùn)用特定的政策工具和政策手段，通過特定的傳導(dǎo)機(jī)制影響實(shí)際產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，尤指控制貨幣供給以及調(diào)控利率的各項(xiàng)措施。貨幣政策的有效性就是指貨幣政策能否達(dá)到當(dāng)局預(yù)定的政策目標(biāo)，其至少包括兩層含義：第一，貨幣政策能否對(duì)產(chǎn)出、就業(yè)等實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生影響以及影響的程度，如果貨幣政策確實(shí)能對(duì)產(chǎn)出和就業(yè)產(chǎn)生重要影響，那么貨幣政策在理論上是有效的；第二，貨幣當(dāng)局能否利用貨幣政策實(shí)現(xiàn)既定的宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，如果貨幣政策可以引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行達(dá)到既定方向、實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，那么該貨幣政策具有實(shí)施有效性。綜合來看，貨幣政策必須同時(shí)具有理論上的有效性，和具體實(shí)施上的有效性，那么這個(gè)貨幣政策才是有效的。

2003年以來，我國GDP增長率連續(xù)8年維持10%以上的增長率，同時(shí)，貨幣供應(yīng)量快速增長。2003年，廣義貨幣M2增幅達(dá)20%，我國經(jīng)濟(jì)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(diào)控措施收緊銀根，并適時(shí)推動(dòng)了國有商業(yè)銀行的改革，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)快速增長的同時(shí)，也產(chǎn)生了一些影響經(jīng)濟(jì)和我國金融業(yè)持續(xù)快速協(xié)調(diào)健康發(fā)展的隱患。2004年，我國和全球經(jīng)濟(jì)都保持了強(qiáng)勁的增長勢頭。央行繼續(xù)執(zhí)行穩(wěn)健的貨幣政策，宏觀調(diào)控取得較好的成效，貨幣信貸得到適度的增長，信貸結(jié)構(gòu)得到完善。貨幣信貸運(yùn)行總體上朝著宏觀調(diào)控的預(yù)期方向在發(fā)展。2005年，全年M2增幅平均為16%，金融機(jī)構(gòu)新增人民幣貸款2.5萬億，物價(jià)上漲保持在4%左右的水平，存款負(fù)利率加劇了資產(chǎn)泡沫尤其是房地產(chǎn)泡沫的危險(xiǎn)。2006年，央行繼續(xù)沿用“寬貨幣、緊信貸”的模式，實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，保持貨幣信貸的平穩(wěn)增長，有效防范了通貨緊縮，支持經(jīng)濟(jì)的增長。同時(shí)，金融市場不斷推出產(chǎn)品創(chuàng)新，金融市場制度建設(shè)取得較大進(jìn)步。2007年我國國民經(jīng)濟(jì)得到了較快平穩(wěn)發(fā)展，表現(xiàn)在工業(yè)生產(chǎn)增長提速，國內(nèi)消費(fèi)需求提高，居民收入、企業(yè)利潤和財(cái)政收入同時(shí)取得較大程度的增長。這主要?dú)w功于央行適時(shí)出臺(tái)的合理的貨幣政策，從“穩(wěn)健”轉(zhuǎn)為“合理”，在各項(xiàng)宏觀調(diào)控措施的作用下，信貸規(guī)模的快速增長勢頭有所減緩，金融整體運(yùn)行平穩(wěn)。2008年，受制于全球金融危機(jī)的拖累，我國經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)了明顯放緩，為擴(kuò)大內(nèi)需促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，央行適時(shí)出臺(tái)了較為寬松的貨幣政策，同時(shí)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(diào)控的有力措施下貨幣信貸規(guī)模平穩(wěn)較快增長，銀行流動(dòng)性較為充足，貨幣信貸結(jié)構(gòu)也進(jìn)一步優(yōu)化，最終有力支持了經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。2010年GDP增長率依然維持在10.4%，M2增長率持續(xù)走高，最高達(dá)31.25%，國際收支順差持續(xù)增大，外匯儲(chǔ)備不斷增加，流動(dòng)性過剩依然嚴(yán)重。2011～2012年，經(jīng)濟(jì)增長明顯放緩，央行實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，緊緊圍繞保持物價(jià)總水平這一宏觀調(diào)控的首要任務(wù)，加強(qiáng)銀行流動(dòng)性管理，引導(dǎo)貨幣信貸平穩(wěn)回調(diào)，保持合理的社會(huì)融資規(guī)模等。綜觀這兩年，隨著穩(wěn)健貨幣政策成效逐步顯現(xiàn)，貨幣信貸增長向常態(tài)水平回歸，金融運(yùn)行基本平穩(wěn)，物價(jià)過快上漲勢頭得到遏制，國民經(jīng)濟(jì)繼續(xù)朝著宏觀調(diào)控的預(yù)期方向發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述

在國內(nèi)外的研究當(dāng)中，評(píng)價(jià)貨幣政策有效性的標(biāo)準(zhǔn)各有不同。在國內(nèi)，大多數(shù)學(xué)者在研究貨幣政策有效性時(shí)，傾向于采用貨幣供應(yīng)量M2作為評(píng)價(jià)指標(biāo)，也有人認(rèn)為，貨幣政策的有效性體現(xiàn)在貨幣政策目標(biāo)以及實(shí)現(xiàn)程度，在封閉的環(huán)境下，用物價(jià)穩(wěn)定、充分就業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長和國際收支平衡來評(píng)價(jià)。

早在70年代末80年代初，中國許多學(xué)者就開始研究關(guān)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(píng)價(jià)，可謂莫衷一是。

巴曙松（2008）通過分析2008年貸款控制量對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響，進(jìn)而作用于我國經(jīng)濟(jì)實(shí)體，使我國經(jīng)濟(jì)在2008年底有所復(fù)蘇，由此，他認(rèn)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(fā)現(xiàn)，弱化我國貨幣政策有效性的因素是長期貿(mào)易順差導(dǎo)致的外匯儲(chǔ)備的過快增長，和國內(nèi)需求的相對(duì)不足之間的矛盾。

武宏波（2012）對(duì)我國1992～2010年M2與GDP、CPI的長期趨勢分析發(fā)現(xiàn)，貨幣在我國同時(shí)對(duì)價(jià)格和實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)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(qū)間劃分為幾個(gè)階段，根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果得出結(jié)論，即我國貨幣政策在不同階段、不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)政策下，貨幣政策的效果是不一樣的。

雷雅娜（2012）通過對(duì)我國2008～2012年相關(guān)的月度經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)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(xiàn)在貨幣渠道傳導(dǎo)不暢，存在長期通脹風(fēng)險(xiǎn)和時(shí)滯。

三、實(shí)證研究

（一）我國近年經(jīng)濟(jì)增長與貨幣供應(yīng)量的狀況

從圖1可知，2003年至2011年，我國貨幣供應(yīng)量增長率的總趨勢是下降的，在2009年底最高，達(dá)到30%，在2011年底最低，為13%。同一時(shí)期，GDP的變動(dòng)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(jīng)濟(jì)增長率之間存在一定的正相關(guān)關(guān)系，但并不是嚴(yán)格的正相關(guān)關(guān)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(jīng)濟(jì)的低增長率。

圖1 中國今年貨幣與經(jīng)濟(jì)狀況

（二）數(shù)據(jù)選擇

選取2003年～2012年6月的季度數(shù)據(jù)，共38期數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，分別用GDP、M2、CPI表示基于1978年的國內(nèi)生產(chǎn)總值、狹義貨幣供應(yīng)量、廣義貨幣供應(yīng)量、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)。其中CPI是以上一年同期數(shù)據(jù)為基期計(jì)算而來的價(jià)格指數(shù)。用移動(dòng)平均季節(jié)乘法消除GDP、M2、CPI的季節(jié)因素，記為 GDPSA、M2SA、CPISA；然后對(duì)GDPSA、M2SA、CPISA取自然對(duì)數(shù)，分別記為LGDPSA、LM2SA、LCPISA。數(shù)據(jù)均來自于中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)和中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用Eviews6.0計(jì)量軟件。

（三）實(shí)證檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)。對(duì)LGDPSA、LM2SA、LCPISA進(jìn)行ADF根檢驗(yàn)。其中，（1）D（*）表示對(duì)變量對(duì)數(shù)的一階差分；（2）檢驗(yàn)類型中的 C表示檢驗(yàn)平穩(wěn)性時(shí)估計(jì)方程中的截距，第二項(xiàng)表示趨勢項(xiàng)，為0表示不含趨勢項(xiàng)，最后一項(xiàng)表示自回歸滯后的長度。檢驗(yàn)結(jié)果如表1：

表1 序列平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)結(jié)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(gè)變量均是非平穩(wěn)時(shí)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(wěn)的，我們可以認(rèn)為LGDPSA、LM2SA、LCPISA這三個(gè)變量是一階單整的。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)協(xié)整理論，用VAR模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)要求所分析的經(jīng)濟(jì)變量是平穩(wěn)的時(shí)間序列，但通過上面的單位根檢驗(yàn)得知，上述變量并非平穩(wěn)的時(shí)間序列，但其一階差分序列是平穩(wěn)的，所以可以用協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)一步確定變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)有兩種方法，分別是EG兩步法和Johansen檢驗(yàn)法，這里采用Johansen檢驗(yàn)法。

首先，建立包含變量LGDPSA、LM2SA、LCPISA的VAR模型。

其次，根據(jù)Eviews的VAR模型系統(tǒng)中的滯后階數(shù)選擇準(zhǔn)則中的五項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)，*表示不同信息準(zhǔn)則選擇下的最優(yōu)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(duì)Eviews中的Var對(duì)象進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，得到Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果和標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)，如表3和表4。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表4 標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，只有第一個(gè)似然比統(tǒng)計(jì)量大于5%水平下的臨界值，因而只有第一個(gè)原假設(shè)被拒絕，即有且僅有一個(gè)協(xié)整關(guān)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(shí)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(huì)被忽視，使得模型可以用經(jīng)典回歸的方法估計(jì)，尤其是其中的差分項(xiàng)可以使用t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)來進(jìn)行檢驗(yàn)。

根據(jù)表4，將協(xié)整關(guān)系寫成數(shù)學(xué)表達(dá)式，定義ECM，得到：ECM=LGDPSA+2.467915LM2SA+1.597695LCPISA+0.051231。對(duì)序列ECM進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)它已經(jīng)是平穩(wěn)序列，并且取值在0附近上下波動(dòng)，驗(yàn)證了協(xié)整關(guān)系是正確的。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)。由上述協(xié)整檢驗(yàn)可以知道，在長期中LGDPSA與LM2SA之間存在協(xié)整關(guān)系。為了了解LM2SA是否是LGDPSA格蘭杰原因，對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。根據(jù)建立的經(jīng)濟(jì)增長GDP和貨幣供應(yīng)量M2的ECM模型，本文采用WALD法對(duì)誤差修正模型ECM中方程系數(shù)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，來判斷變量LGDPSA與變量LM2SA之間是否存在長短期因果關(guān)系及長短期因果關(guān)系的方向，得到表5，因此我們可以認(rèn)為LM2SA和LGDPSA之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)P值

另一方面，由于貨幣政策實(shí)施是通過調(diào)節(jié)一國社會(huì)經(jīng)濟(jì)中的貨幣供應(yīng)量來影響實(shí)際產(chǎn)出和收入的，所以我們在對(duì)貨幣供應(yīng)量M2與經(jīng)濟(jì)增長GDP進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)的同時(shí)，也要對(duì)M2與CPI之間進(jìn)行分析。經(jīng)過對(duì)其一階差分序列的平衡性檢驗(yàn)與格蘭杰因果檢驗(yàn)，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(shè)，即95%的置信水平下可以認(rèn)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(shè)，即至少在90%的置信水平下可以認(rèn)為LM2SA是LCPISA的格蘭杰原因。

表6 LCPISA與LM2SA的格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過以上實(shí)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(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生了一定的影響，促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)的不斷持續(xù)快速增長。另一方面，貨幣供應(yīng)量M2也對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI產(chǎn)生了一定的影響，可以認(rèn)為LM2SA是LCPISA的格蘭杰原因，即快速增長的貨幣供應(yīng)量M2會(huì)帶來CPI的提高。

四、結(jié)論與政策建議

本文對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量M2和經(jīng)濟(jì)增長GDP之間進(jìn)行了實(shí)證研究檢驗(yàn)，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析了貨幣政策決定的貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長率之間的因果關(guān)系，得出下列結(jié)論：

第一，從長期來看，貨幣供應(yīng)量M2與經(jīng)濟(jì)增長GDP之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，這說明我國貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系。上文中的協(xié)整系數(shù)2.467915表明，M2與GDP之間是正向關(guān)系，即M2每增長1%，可以帶來GDP增長2.467915%，這說明貨幣供應(yīng)量M2對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起到了積極促進(jìn)作用。

第二，從短期上看，貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的刺激效應(yīng)并不明顯，表現(xiàn)出一定的時(shí)滯。這點(diǎn)可以從上文中的長期誤差系數(shù)估計(jì)值0.051231看得出來，它遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于M2與GDP的協(xié)整系數(shù)2.467915%。即短期來看，貨幣供應(yīng)量M2與經(jīng)濟(jì)增長GDP之間并非嚴(yán)格的正向關(guān)系，在短期內(nèi)貨幣政策并不能帶來GDP的快速增長，表現(xiàn)出一定的時(shí)滯。

第三，我們可以從格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中看出，我國貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向的因果關(guān)系，即貨幣政策對(duì)我國經(jīng)濟(jì)具有促進(jìn)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(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展，但也有可能造成貨幣供應(yīng)量的劇增而帶來流動(dòng)性泛濫。

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