我國貨幣政策對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和物價水平的影響

吳禮斌， 李 浩

(安徽財經(jīng)大學(xué) a.統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院;b.金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

我國貨幣政策對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和物價水平的影響

吳禮斌a， 李 浩b

(安徽財經(jīng)大學(xué) a.統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院;b.金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

貨幣政策是政府對宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行進(jìn)行干預(yù)和調(diào)節(jié)的主要手段之一，研究貨幣政策對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和物價水平的影響對測度貨幣政策作用效果有著重要意義。文章運(yùn)用1992第一季度至2016年第三季度的金融數(shù)據(jù)，建立 VECM模型對我國貨幣政策有效性進(jìn)行實證分析。實證結(jié)果表明：貨幣供應(yīng)量與國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品零售價格指數(shù)之間均存在長期協(xié)整關(guān)系，短期貨幣供應(yīng)量M1的增加能夠促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)總值和商品零售價格指數(shù)的提高，且對經(jīng)濟(jì)增長作用更顯著。最后基于研究結(jié)論和實際國情提出相關(guān)建議。

貨幣政策有效性；國內(nèi)生產(chǎn)總值；物價水平；VECM模型

近年來，隨著宏觀調(diào)控的重要性不斷被強(qiáng)調(diào)，貨幣政策工具也趨于多樣化，中央銀行根據(jù)我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r做出了不同的貨幣政策選擇決策。2004年起，我國實行緊縮性的貨幣政策，而在2009年和2010年我國為應(yīng)對金融危機(jī)造成的不良影響選擇了適度寬松的貨幣政策，2011年后貨幣政策偏向穩(wěn)健。相較于其他宏觀調(diào)控方式，貨幣政策對市場經(jīng)濟(jì)的影響力度和范圍最大，因為由IS-LM 模型可知，在財政政策穩(wěn)定、政府預(yù)算保持不變的條件下，IS曲線不移動，產(chǎn)出的增減主要由LM曲線的移動造成。經(jīng)濟(jì)的宏觀調(diào)控要基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和物價水平來展開，貨幣政策的實施能否引起消費(fèi)、儲蓄、產(chǎn)出、就業(yè)等項目的變化體現(xiàn)貨幣政策的有效性。研究貨幣政策有效性便于理解貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制和影響力度，有利于準(zhǔn)確依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀制定和執(zhí)行貨幣政策，從而實現(xiàn)物價穩(wěn)定、就業(yè)充分、經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長和國際收支平衡的目標(biāo)。通過分析貨幣政策的變動對不同指標(biāo)影響程度的大小，改進(jìn)宏觀調(diào)控的渠道與路徑，也有利于準(zhǔn)確調(diào)控市場，促進(jìn)結(jié)構(gòu)性改革的推進(jìn)。

一 、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外許多學(xué)者都對貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制以及有效性進(jìn)行過研究。其中，大部分學(xué)者通過傳導(dǎo)機(jī)制來展開貨幣政策的有效性研究，比如利率傳導(dǎo)渠道、信貸傳導(dǎo)渠道和開放經(jīng)濟(jì)下的匯率傳導(dǎo)渠道。Hicks(1937)和Hansen(1953)[1]對IS-LM模型進(jìn)行了完善，LM曲線斜率為正，隨著貨幣供給量的增加而右移，IS曲線斜率為負(fù)，隨本幣貶值而向右移動，商品市場和貨幣市場相互影響，最后達(dá)到均衡。Georgios Georgiadis(2016)[2]通過量化對金融全球化對貨幣政策的影響進(jìn)行實證研究，發(fā)現(xiàn)1990年以來金融全球化放大了貨幣政策有效性。Philip Arestis和Malcolm Sawyer(2004)[3]則對貨幣政策和財政政策的政策和理論條件進(jìn)行分析。李傳輝(2006)[4]利用1985-2004這20年關(guān)于實際產(chǎn)出和貨幣供應(yīng)量的數(shù)據(jù)，利用誤差修正模型，證明了M1是GDP 的 Granger原因，得到M2是非中性的結(jié)論。曾令華(2007)[5]采取協(xié)整分析和方差分解分析證明了貨幣供應(yīng)量的改變影響經(jīng)濟(jì)增長。閆力(2009)[6]利用1998年1月到2009年3月的月度數(shù)據(jù)，首先分離出M1、CPI、GDP的波動成分，然后運(yùn)用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)研究貨幣政策的有效性，得到結(jié)論即貨幣供應(yīng)量M1的變化影響物價水平和經(jīng)濟(jì)增長。劉瀾飚(2016)[7]把微觀銀行學(xué)和互聯(lián)網(wǎng)金融結(jié)合起來，定性分析互聯(lián)網(wǎng)金融對貨幣政策有效性的影響發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)金融的不斷發(fā)展增強(qiáng)了貨幣政策的有效性，主要表現(xiàn)有加劇狹義貨幣乘數(shù)的波動和增加廣義貨幣供應(yīng)量等。劉金全(2016)[8]利用1996年第一季度至2014年第三季度的同比增長數(shù)據(jù)，建立居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI、實際國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、貨幣供應(yīng)量M0的MS-VAR模型對貨幣政策的有效性展開研究。張小宇等(2013)[9]通過非線性平滑轉(zhuǎn)換模型證實了我國貨幣政策與產(chǎn)出之間非線性特征顯著。杜麗群(2016)[10]運(yùn)用1995-2013年的數(shù)據(jù)研究貨幣供應(yīng)量對我國物價水平、經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響，從而分析貨幣政策有效性并比較金融危機(jī)前后貨幣政策的作用變化，最后得到貨幣是非中性且與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和物價變動關(guān)系緊密的結(jié)論。

以上文獻(xiàn)大都偏向通過研究貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制分析有效性，而關(guān)于貨幣政策對國內(nèi)生產(chǎn)總值和物價變化影響程度的研究較少，且研究中使用的數(shù)據(jù)較為陳舊。本文選取1992至2016年國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品零售價格指數(shù)、貨幣供應(yīng)量M1的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，研究我國貨幣政策的有效性。文章結(jié)構(gòu)如下：第一部分，研究貨幣政策有效性的理論和實際意義，并回顧國內(nèi)外學(xué)者對貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制及有效性的研究；第二部分，選取指標(biāo)并處理數(shù)據(jù)，對貨幣政策的有效性進(jìn)行實證分析；第三部分，對研究結(jié)論進(jìn)行分析，并基于研究結(jié)論給出相應(yīng)的對策建議。

二、模型的選擇與構(gòu)建

(1) 數(shù)據(jù)的選取與處理 選取1992年第一季度至2016年第三季度國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品零售價格指數(shù)、貨幣供應(yīng)量M1為研究對象。國內(nèi)生產(chǎn)總值通常為衡量國家經(jīng)濟(jì)狀況的最佳指標(biāo)，能有效評價一國的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)；商品零售物價指數(shù)與人們的生活密不可分，作為衡量物價變化的標(biāo)準(zhǔn)，人們能夠輕易地感受到這一數(shù)值的變動；貨幣供應(yīng)量M1即流通中現(xiàn)金與企事業(yè)單位活期存款之和，M1的快速增長往往伴隨著消費(fèi)市場的活躍，更能反映出現(xiàn)實購買力。先采用Census-X12方法對各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，以消除季節(jié)因素的影響。再對各變量取自然對數(shù)，消除異方差等因素的影響，分別得到國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP、商品零售價格指數(shù)LNRPI、貨幣供應(yīng)量LNM1。本文擬使用EVIEWS6.0軟件分析貨幣供應(yīng)量M1對國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和商品零售價格指數(shù)RPI的影響情況，以對貨幣政策有效性進(jìn)行實證研究。

(2) 平穩(wěn)性檢驗 樣本數(shù)據(jù)為季度時間序列數(shù)據(jù)，為選擇合適的分析方法，首先采用ADF單位根檢驗法判斷三個變量LNGDP、LNRPI、LNM1的平穩(wěn)性，根據(jù)SIC信息準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，檢驗結(jié)果見表1。

表1 各變量水平序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：C表示截距項，T表示趨勢項，L表示滯后期。

由表1可知，水平序列LNGDP的ADF單位根檢驗統(tǒng)計量值為-1.611，大于5%檢驗水平下的臨界值-2.891 6，相應(yīng)P值為0.473 1，大于0.05，故在5%顯著水平下拒絕LNGDP存在單位根的假設(shè)，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP是非平穩(wěn)的時間序列。同理，在5%顯著水平下，商品零售價格指數(shù)LNRPI和貨幣供應(yīng)量LNM1也都是非平穩(wěn)的時間序列。

由于三個變量水平序列都是非平穩(wěn)的，故繼續(xù)對各變量的一階差分時間序列進(jìn)行檢驗，一階差分處理后得到DLNGDP、DLNRPI、DLNM1，再次進(jìn)行檢驗得到的結(jié)果匯總見表2。

表2 各變量一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：C表示截距項，T表示趨勢項，L表示滯后期。

一階差分序列DLNGDP的ADF單位根檢驗的統(tǒng)計量值為-3.757 7，小于5%檢驗水平下的臨界值-2.891 6，相應(yīng)的P值為0.004 6，小于0.05，故在5%顯著水平下應(yīng)該拒絕DLNGDP存在單位根的假設(shè)，這說明DLNGDP是平穩(wěn)的時間序列。同理，DLNRPI和DLNM1在5%顯著水平下也都是平穩(wěn)的時間序列。

以上檢驗結(jié)果說明變量LNGDP、LNRPI、LNM1的水平序列都是非平穩(wěn)序列，而一階差分序列都是平穩(wěn)序列，故三個變量國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP、商品零售價格指數(shù)LNRPI、貨幣供應(yīng)量LNM1都是一階單整時間序列，屬于同階單整，可以采用協(xié)整檢驗進(jìn)行分析。

(3) 協(xié)整檢驗 首先確定合適的滯后階數(shù)，即LR、FPE、AIC、SC、HQ準(zhǔn)則所確定的滯后階數(shù)減1，然后進(jìn)行正式的Johansen協(xié)整檢驗。

第一步得到的最優(yōu)滯后期，結(jié)果見表3。

表3 最優(yōu)滯后期選擇結(jié)果

續(xù)表

注：*表示選擇的滯后順序標(biāo)準(zhǔn)。

從前文表3的結(jié)果可以看出，五個準(zhǔn)則的結(jié)果顯示最優(yōu)滯后階數(shù)都為2，協(xié)整檢驗合適的滯后階數(shù)取1。滯后期選擇1，對變量LNGDP、LNRPI、LNM1進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果見表4。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

注： 拒絕的假設(shè)水平為0.05。

觀察上表結(jié)果可知，當(dāng)假設(shè)“LNGDP、LNRPI、LNM1之間不存在協(xié)整關(guān)系”時，其檢驗的統(tǒng)計量值為58.390 7，大于5%顯著水平下的臨界值29.797 1，故在5%水平下應(yīng)該拒絕這一假設(shè)，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。因此，在長期，國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP、商品零售價格指數(shù)LNRPI、貨幣供應(yīng)量LNM1之間存在協(xié)整關(guān)系，有著均衡的發(fā)展關(guān)系。這主要是因為當(dāng)中央銀行采取公開市場操作、再貼現(xiàn)率和降低存款準(zhǔn)備金率三大貨幣政策增加貨幣供應(yīng)量時，人們的有效需求隨之?dāng)U大，從而導(dǎo)致產(chǎn)出增加，一定程度上推動了物價水平的上漲。

(4) 誤差修正模型 協(xié)整檢驗表明貨幣政策變量與國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品零售價格指數(shù)之間長期存在一種長期均衡關(guān)系，故可以進(jìn)一步建立向量誤差修正模型VECM就貨幣政策的短期影響進(jìn)行分析，由于協(xié)整檢驗的滯后期為1，故VECM模型的滯后期也取1。利用EVIEWS6.0軟件進(jìn)行VECM模型的估計，得到的估計結(jié)果見表5。

表5 VECM模型估計結(jié)果

續(xù)表

注：()里數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)誤差，[]里數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量。

從以上估計結(jié)果可以看到，F(xiàn)值和判定系數(shù)都比較大，而AIC和SC值較小，方程具有較好的顯著性。國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP的短期波動主要受到兩個方面的影響，一方面是商品零售價格指數(shù)、貨幣供應(yīng)量M1短期波動的影響，其中DLNM1(-1)的估計系數(shù)為0.103 6，大于0且顯著，說明短期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量M1的增加會正向影響國內(nèi)生產(chǎn)總值；另一方面的影響來自誤差修正項，誤差修正項ECM(-1)的估計系數(shù)為-0.020 754，該系數(shù)顯著且小于0，證明存在負(fù)向修正機(jī)制，當(dāng)短期波動使國內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣政策之間出現(xiàn)偏離長期均衡狀態(tài)，自身機(jī)制將以0.020 8的調(diào)整力度使其從非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)。

商品零售價格指數(shù)LNRPI的短期波動也主要受到兩個方面的影響，一方面是國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量M1短期波動的影響，其中DLNM1(-1)的估計系數(shù)為0.146，大于0且顯著，說明短期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量M1的增加會正向影響商品零售價格指數(shù)；另一方面是誤差修正項的影響，誤差修正項ECM(-1)的估計系數(shù)為0.024 9，該系數(shù)顯著且大于0，說明不存在負(fù)向修正機(jī)制，當(dāng)短期波動使商品零售價格指數(shù)與貨幣政策之間出現(xiàn)偏離長期均衡狀態(tài)的情況時，自身機(jī)制將會加大這一偏離程度。

(5) 脈沖響應(yīng)分析 在VECM模型估計的基礎(chǔ)上，內(nèi)生變量對誤差沖擊的反應(yīng)情況可以由脈沖響應(yīng)函數(shù)描述，在VECM模型基礎(chǔ)上進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，得到的國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP對貨幣供應(yīng)量LNM1的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊和貨幣供應(yīng)量LNM1對國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖1所示。

圖1 一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)圖

從圖1可知，當(dāng)在本期給貨幣供應(yīng)量LNM1一個正向的沖擊后，國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP表現(xiàn)出同向的變動，而且后來幾期響應(yīng)程度不斷加大。這表明，當(dāng)貨幣政策變量貨幣供應(yīng)量M1受到一個外部的正向沖擊后，經(jīng)過市場的傳遞，能夠?qū)鴥?nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生正向影響，逐期的增加說明了貨幣政策對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響具有時滯性，時間越長效果越強(qiáng)。當(dāng)在本期給貨幣供應(yīng)量LNM1一個正向的沖擊后，商品零售價格指數(shù)LNRPI表現(xiàn)出同向的變動，在第5期時達(dá)到最大響應(yīng)程度，之后響應(yīng)程度有所下降，但都大于0保持在正向。這表明，當(dāng)貨幣政策變量貨幣供應(yīng)量M1受到一個外部的正向沖擊后，在市場作用下，對商品零售價格指數(shù)產(chǎn)生了正向影響，但后期影響程度有所下降。

貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用往往是一個累積的效果，隨著時間的推移，效果才會愈發(fā)明顯。相對于國內(nèi)生產(chǎn)總值，貨幣供應(yīng)量對商品的效應(yīng)在短期內(nèi)比較明顯，長期來看，由于市場對供需關(guān)系和物價水平有一定的調(diào)節(jié)能力，物價水平并不會因為貨幣供應(yīng)量的增加而持續(xù)受到?jīng)_擊。

(6) 方差分解 方差分解是通過分析每個結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度得到不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要程度，在VECM模型估計的基礎(chǔ)上，得到國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP的方差分解結(jié)果見表6。

表6 LNGDP的方差分解結(jié)果

從表6可知，在第一期國內(nèi)生產(chǎn)總值只有自身波動帶來的影響，到第二期商品零售價格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量的變動才給國內(nèi)生產(chǎn)總值帶來一定的沖擊，但力度并不是很大。但可以看到貨幣供應(yīng)量LNM1對國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP的貢獻(xiàn)度呈現(xiàn)不斷增大的趨勢，貢獻(xiàn)度在第10期時達(dá)到16.797 01%，說明貨幣供應(yīng)量波動在一定程度上可以解釋國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化，貨幣供應(yīng)量的增加形成供大于求的貨幣市場，貨幣貶值，出口增加，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加。

商品零售價格指數(shù)LNRPI的方差分解結(jié)果見表7。

表7 LNRPI的方差分解結(jié)果

由表7可知，在第一期，商品零售價格指數(shù)受國內(nèi)生產(chǎn)總值和自身的波動影響，到第二期貨幣供應(yīng)量的變動才給商品零售價格指數(shù)帶來一定的沖擊，但力度依然不是很大。長期來看，貨幣供應(yīng)量LNM1對商品零售價格指數(shù)LNRPI的貢獻(xiàn)度呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，在第10期達(dá)到8.790 3%，這說明貨幣供應(yīng)量波動對商品零售價格指數(shù)的變化也有一定的解釋能力，但小于對國內(nèi)生產(chǎn)總值的解釋能力。

從方差分解的結(jié)果看，在第10期，貨幣供應(yīng)量LNM1對國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP的貢獻(xiàn)度達(dá)到16.797%，對商品零售價格指數(shù)LNRPI的貢獻(xiàn)度經(jīng)過先上升后下降的過程后達(dá)到8.790 3%，故從長期來看，貨幣政策對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)度比商品零售價格指數(shù)更大。

三 、結(jié)論與對策建議

目前，我國處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的初始階段，減去產(chǎn)業(yè)的過剩產(chǎn)能和培養(yǎng)新的經(jīng)濟(jì)增長點成為首要任務(wù)，因此央行會在這一階段提供寬松的貨幣環(huán)境以避免經(jīng)濟(jì)的大幅波動，一定程度上也能緩解經(jīng)濟(jì)下行的壓力；而另一方面，要維持資本市場的穩(wěn)定從而抑制資產(chǎn)泡沫、減輕過度的擴(kuò)張信貸壓力。貨幣政策該何去何從？當(dāng)前央行也面臨著進(jìn)退兩難的選擇。長期經(jīng)驗中我們也發(fā)現(xiàn)貨幣政策在某段時間內(nèi)可能無法實現(xiàn)穩(wěn)定物價的階段性目標(biāo)，但在長期卻促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。因此為了實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定運(yùn)行的目標(biāo)，在兼顧其他經(jīng)濟(jì)變量的同時，貨幣政策的制定在不同時期偏向的指標(biāo)也不同，研究貨幣政策的有效性有利于解決如何在經(jīng)濟(jì)增長和物價穩(wěn)定之間尋找平衡點的問題。本文運(yùn)用VECM模型、脈沖響應(yīng)分析和方差分解等方法，就貨幣供應(yīng)量M1對國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品零售價格指數(shù)的影響進(jìn)行分析。通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量M1與國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品零售價格指數(shù)長期存在協(xié)整關(guān)系，建立向量誤差修正模型(VECM)就貨幣政策的短期影響進(jìn)行分析，得出貨幣供應(yīng)量M1的增加短期能夠促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)總值和商品零售價格指數(shù)提高的結(jié)論。另外，脈沖響應(yīng)分析和方差分解證明了貨幣供應(yīng)量的波動對商品零售價格指數(shù)變化的解釋程度小于對國內(nèi)生產(chǎn)總值的解釋程度。這說明，貨幣政策的實施是有效的，擴(kuò)張的貨幣政策能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和商品零售價格指數(shù)的上升，且擴(kuò)張性貨幣政策對經(jīng)濟(jì)的增長作用更為顯著。

根據(jù)以上結(jié)論并基于我國實際經(jīng)濟(jì)情況，本文提出以下建議：一是，相比于穩(wěn)增長、控物價的貨幣政策目標(biāo)，新時期調(diào)結(jié)構(gòu)的目標(biāo)則更為明確，隨著供給側(cè)改革和積極財政政策的落實，熨平經(jīng)濟(jì)周期的波動更需要加強(qiáng)對貨幣投放的調(diào)整。要引導(dǎo)資金進(jìn)入實體經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行中，發(fā)揮金融為實體經(jīng)濟(jì)服務(wù)的作用，擴(kuò)大內(nèi)需，保證穩(wěn)健的貨幣政策基調(diào)。同時，大力支持結(jié)構(gòu)改革，這也需要商業(yè)銀行謹(jǐn)慎管理資產(chǎn)負(fù)債，控制風(fēng)險，合理維持貨幣信貸量的配合。二是，加強(qiáng)貨幣政策和財政政策之間的相互配合和補(bǔ)充。繼續(xù)深化國有企業(yè)改革，提高國有企業(yè)對資金的利用效率。創(chuàng)新定向政策，比如通過財政貼息將資金流向小微企業(yè)、三農(nóng)領(lǐng)域，刺激經(jīng)濟(jì)全面煥發(fā)新的活力；逐步全面實現(xiàn)利率市場化，通過制定合理正確的利率政策，引導(dǎo)資金流向效率高、質(zhì)量好的領(lǐng)域，鼓勵“金融脫媒”，從而提高全社會資金的利用效率。三是，兼顧貨幣政策的短期目標(biāo)與長期目標(biāo)。我國正面臨增長速度換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期和前期刺激政策消化期的疊加時期，經(jīng)濟(jì)局勢比較復(fù)雜，平衡貨幣政策的長期目標(biāo)和短期目標(biāo)顯得尤為重要。幣值穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長應(yīng)該依然作為貨幣政策的長期目標(biāo)，而在短期內(nèi)應(yīng)根據(jù)當(dāng)時的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況作出相應(yīng)的調(diào)整。在不斷實現(xiàn)物價穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長的貨幣政策目標(biāo)同時，保持穩(wěn)健的步伐，提高貨幣政策和監(jiān)管政策的透明度。四是，加快商業(yè)銀行的體制改革，適度調(diào)節(jié)信貸總量，增強(qiáng)商業(yè)銀行在貨幣政策傳導(dǎo)路徑中發(fā)揮的作用，補(bǔ)充大型商業(yè)銀行和國有銀行在金融服務(wù)和市場經(jīng)濟(jì)中的不足，全面覆蓋實體經(jīng)濟(jì)和金融市場的各個領(lǐng)域，推進(jìn)金融的現(xiàn)代化進(jìn)程。

[1] 凱恩斯.就業(yè)、利息和貨幣通論:第2版[M].北京：商務(wù)印書館，1982.

[2] GEORGIOS GEORGIADIS, ARNAUD MEHL. Financial Globalisation and Monetary Policy Effectiveness[J]. Journal of International Economics,2016(10):24-32.

[3] PHIHILIP ARESTIS, MALCOLM SAWYER. On the Effectiveness of Monetary Policy and of Fiscal Policy[J]. Review of Social Economy,2004(12):7-18.

[4] 李傳輝,張蔚. 貨幣中性問題的實證研究[J]. 山東省農(nóng)業(yè)管理干部學(xué)院學(xué)報,2006(1):75-77.

[5] 曾令華,李紅光. 論貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的有效性[J]. 中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報,2007(2):62-68.

[6] 閆力,劉克宮,張次蘭. 貨幣政策有效性問題研究——基于1998～2009年月度數(shù)據(jù)的分析[J]. 金融研究,2009(12):59-71.

[7] 劉瀾飚,齊炎龍,張靖佳. 互聯(lián)網(wǎng)金融對貨幣政策有效性的影響——基于微觀銀行學(xué)框架的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟(jì),2016(1):61-73.

[8] 劉金全,解瑤姝. 中國貨幣政策有效性及其傳導(dǎo)機(jī)制的檢驗[J]. 系統(tǒng)工程,2016(2):33-39.

[9] 張小宇. 非線性貨幣政策規(guī)則的理論分析與實證研究[D].長春：吉林大學(xué),2013.

[10] 杜麗群,黎文忠. 貨幣供應(yīng)量對我國貨幣政策有效性的影響研究——基于1995-2013年的宏觀數(shù)據(jù)[J]. 河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報,2016 (6):59-67.

(責(zé)任編輯 謝媛媛)

Impact of Monetary Policy on Economic Development and Price Level in China

WU Libina, LI Haob

(a.School of Statistics and Applied Mathematics; b.School of Finance, Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 233030, China)

Monetary policy is the one of the main measures taken by the government to adjust macroeconomic operation. The study of the effect of monetary policy on economic growth and price level has important significance to measure the effectiveness of monetary policy. In this paper, the empirical study of the effectiveness of monetary policy in China is conducted based on the vector error correction model(VECM) by using the financial data from first quarter of 1992 to the third quarter of 2016. The results show that there is a long-term cointegration relationship between the money supply M1 and the gross domestic product(GDP) and commodity retail price index. Short-term increase in money supply M1 can promote the improvement of GDP and commodity retail price index and has a greater influence on economic growth. Finally, several relevant suggestions are put forward based on the results and the actual situation.

effectiveness of monetary policy; gross domestic product(GDP); price level; vector error correction model(VECM)

2016-12-05

安徽省教育廳自然科學(xué)研究項目(KJ2013Z001)

吳禮斌(1962-)，男，安徽安慶人，副教授，碩士生導(dǎo)師。

F822.0

A

1008-3634(2017)02-0006-07