一、引言
所謂貨幣政策，是指中央銀行通過(guò)控制貨幣供應(yīng)量以及通過(guò)貨幣供應(yīng)量來(lái)調(diào)節(jié)利率，進(jìn)而影響投資和整個(gè)經(jīng)濟(jì)，以達(dá)到一定經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的行為。在我國(guó)，貨幣政策從1984年以來(lái)，經(jīng)過(guò)近30年的不斷發(fā)展和完善，逐步趨于穩(wěn)健，在保持宏觀經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行中發(fā)揮的作用日益顯著。1994年，我國(guó)通貨膨脹達(dá)到新中國(guó)成立以來(lái)的歷史高點(diǎn)，由此引發(fā)了經(jīng)濟(jì)過(guò)熱的現(xiàn)象，中央銀行審時(shí)度勢(shì)，果斷地實(shí)行了從緊的貨幣政策，有效地降低了經(jīng)濟(jì)中高通脹的現(xiàn)象，并于1996年實(shí)現(xiàn)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)“軟著陸”，這也為我國(guó)今后實(shí)行貨幣政策積累了經(jīng)驗(yàn)。接下來(lái)的幾年間，我國(guó)頻繁使用貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中出現(xiàn)的問(wèn)題進(jìn)行調(diào)控，也取得了顯著效果。2008年，由美國(guó)次貸危機(jī)引發(fā)的全球行金融危機(jī)的負(fù)面影響，使我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速放緩。為有效地應(yīng)對(duì)危機(jī)，我國(guó)開始實(shí)行寬松的貨幣政策，順利實(shí)現(xiàn)了“保8”的任務(wù)。進(jìn)入2010年，隨著CPI的不斷走高，通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)加劇，使得我國(guó)又開始實(shí)行穩(wěn)健的貨幣政策，以期使通脹率被控制在一個(gè)合理的范圍之內(nèi)，從而保證經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)增長(zhǎng)。
縱觀我國(guó)實(shí)行貨幣政策的這近30年的過(guò)程中，貨幣政策作為我國(guó)宏觀調(diào)控的一種重要手段，在保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行方面起到了積極的作用，尤其是在控制通貨膨脹方面，效果顯著。貨幣政策的實(shí)施，保證了貨幣供給與實(shí)體經(jīng)濟(jì)對(duì)貨幣的需求相一致。但是，貨幣政策作為宏觀經(jīng)濟(jì)政策實(shí)施的幾十年來(lái)，對(duì)其效果大小的爭(zhēng)論持續(xù)不斷。國(guó)外學(xué)者對(duì)貨幣政策有效性問(wèn)題的爭(zhēng)論主要有貨幣中性論、貨幣非中性論和貨幣短期非中性而長(zhǎng)期中性三種觀點(diǎn)。國(guó)內(nèi)的學(xué)者以我國(guó)的實(shí)際情況進(jìn)行了研究，大都認(rèn)為貨幣政策在短期內(nèi)是有效的。本文通過(guò)對(duì)我國(guó)2000―2010年貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，來(lái)分析貨幣政策對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并建立誤差修正模型，期望對(duì)比貨幣政策分別在長(zhǎng)期和短期對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響，然后得出相應(yīng)結(jié)論。
二、實(shí)證分析
1.我國(guó)近年來(lái)貨幣供給對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響。由圖1可知，從總體趨勢(shì)上看，我國(guó)貨幣供應(yīng)量（M2）的增長(zhǎng)率從2000年開始一直處于上升趨勢(shì)，一直到2009年。其中雖然在2004年有所下降，但之后又繼續(xù)增長(zhǎng)，尤其是到了2009年，增速為近年來(lái)最快的一年。同一時(shí)期內(nèi)，以GDP增長(zhǎng)率所代表的經(jīng)濟(jì)增速?gòu)目傮w趨勢(shì)上也呈上升趨勢(shì)，盡管2008年和2009年有所下降。很明顯，這是受到了國(guó)際金融危機(jī)的影響。從總體上來(lái)說(shuō)，貨幣供應(yīng)量（M2）的增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在著一定的正相關(guān)關(guān)系。但是，正如圖形中所示，他們之間并不存在著嚴(yán)格的正比例關(guān)系，在個(gè)別年份，貨幣供應(yīng)量增速的提高并沒(méi)有帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增速的提高。所以，我們無(wú)法從圖形中研究貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，需要通過(guò)協(xié)整分析和誤差修正模型來(lái)進(jìn)一步分析二者之間的關(guān)系。
2.變量的選取和數(shù)據(jù)的來(lái)源。首先，我們需要選取衡量貨幣政策效果的指標(biāo)。實(shí)行的目標(biāo)主要有四個(gè)：物價(jià)穩(wěn)定、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、充分就業(yè)和國(guó)際收支平衡。根據(jù)研究的對(duì)象不同，貨幣政策目標(biāo)的選取也應(yīng)有所不同。由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是我國(guó)宏觀調(diào)控的主要目標(biāo)，且最能代表經(jīng)濟(jì)的發(fā)展現(xiàn)狀，所以本文選用季度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為衡量貨幣政策效果的指標(biāo)。而貨幣政策的衡量指標(biāo)一般包括：貨幣供應(yīng)量、基準(zhǔn)利率、描述性指標(biāo)和收益率價(jià)差等。由于我國(guó)以數(shù)量型貨幣政策操作工具為主且中國(guó)人民銀行將貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)，所以本文選擇貨幣供應(yīng)量M2的季末累計(jì)數(shù)作為貨幣政策衡量指標(biāo)。
本文選取2000―2010年的季度數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，分別用M2和GDP表示基于1978年的廣義貨幣供應(yīng)量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。季度GDP為當(dāng)季發(fā)生數(shù)，即用本季的當(dāng)年累計(jì)數(shù)減去上年的當(dāng)年累計(jì)數(shù)。經(jīng)定基的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1999年12月為100）調(diào)整后得到了去除價(jià)格因素影響的實(shí)際貨幣供應(yīng)量RM2和實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值RGDP。由于選用的是季度數(shù)據(jù)，所以需要用移動(dòng)平均季節(jié)乘法消除RGDP和RM2的季節(jié)因素，分別記為RGDPSA和RM2SA。為了消除異方差，對(duì)RGDPSA和RM2SA進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，變換后并不改變?cè)蛄械膮f(xié)整關(guān)系，且自變量的系數(shù)不會(huì)隨因變量測(cè)度單位的變化而改變。變量的對(duì)數(shù)形式分別表示為L(zhǎng)NRM2 SA和LNRGDPSA。所有原始數(shù)據(jù)均來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010》，統(tǒng)計(jì)軟件為Eviews6.0。
3.實(shí)證分析。（1）相關(guān)分析。從圖2中我們可以看出，變量LNRM2SA和LNRGDPSA同時(shí)呈現(xiàn)出不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì),并且兩個(gè)變量的變動(dòng)方向和幅度較為一致。這說(shuō)明兩變量之間存在著一定的相關(guān)關(guān)系。我們?cè)賮?lái)考察兩個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)。如表1所示，我們可以看出兩變量的相關(guān)系數(shù)為0.994。這表示兩個(gè)變量之間具有很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，但這不足以說(shuō)明他們二者之間具有因果關(guān)系。所以，我們還需要繼續(xù)使用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)一步分析。（2）在對(duì)變量進(jìn)行實(shí)證分析的過(guò)程中，時(shí)間序列數(shù)據(jù)有可能是不平穩(wěn)的。如果使用非平穩(wěn)時(shí)間序列建立模型進(jìn)行實(shí)證分析，得出的結(jié)果可能和實(shí)際不符，形成偽回歸。所以，在進(jìn)行回歸分析之前，我們首先要對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這是避免偽回歸的前提。常用的方法為ADF單位根檢驗(yàn)法，通過(guò)ADF檢驗(yàn)可以對(duì)變量平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，并確定其單整階數(shù)。若變量的ADF值大于顯著性水平下的臨界值，則說(shuō)明變?yōu)椴黄椒€(wěn)，需要進(jìn)行差分直到使其變?yōu)槠椒€(wěn)序列。
這里我們運(yùn)用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)變量LNRM2SA和LNRGDPSA以及他們的一階差分序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方程的選取根據(jù)相應(yīng)的數(shù)據(jù)圖形和檢驗(yàn)參數(shù)來(lái)確定，選用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則來(lái)確定最佳滯后階數(shù)，各差分序列的檢驗(yàn)類型按相應(yīng)原則來(lái)確定，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。
表2數(shù)據(jù)表明，變量LNRM2SA和LNRGDPSA的ADF檢驗(yàn)絕對(duì)值均大于10%的置信水平下的臨界值，說(shuō)明兩時(shí)間序列為非平穩(wěn)序列，不能直接進(jìn)行回歸分析。而經(jīng)過(guò)一階差分后的序列ΔLNRM2SA和ΔLNRGDPSA中，ADF檢驗(yàn)絕對(duì)值均小于5%置信水平下的臨界值。因此，我們由此得出結(jié)論，即時(shí)間序列LNRM2SA和LNRGDPSA的水平序列是一階單整I(1)的。因此，運(yùn)用傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)理論建立模型是不可靠的。我們需要通過(guò)協(xié)整理論來(lái)研究2000―2010年我國(guó)貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。（3）協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)于一些非平穩(wěn)序列，它們的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，這種線性組合反映了變量之間長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。這種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系稱為協(xié)整關(guān)系。而變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，我們需要運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。如果被檢驗(yàn)的時(shí)間序列不平穩(wěn)，但各變量之間是同階單整的，在確定時(shí)間序列之間是否存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，就需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)的方法主要有EG法和JJ法。其中EG法比較適合兩變量的協(xié)整模型檢驗(yàn)，它利用回歸模型的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，通過(guò)建立OLS 模型檢驗(yàn)其殘差的平穩(wěn)性。所以，本文采用EG法對(duì)上文兩時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。由于變量LNRM2SA和LNRGDPSA都是I(1)序列，所以本文以LNRM2SA為解釋變量，以LNRGDPSA為被解釋變量，通過(guò)OLS法進(jìn)行協(xié)整回歸，得到的協(xié)整方程如下：
LNRGDPSA=-0.335+0.883LNRM2SA+Et（1）
t=（-1.805） （59.789）
R2=0.988 Adjusted R2=0.988 DW=2.24
計(jì)算OLS估計(jì)的殘差，得到序列：
Et= 0.335 - 0.883 LNRM2SA + LNRGDPSA
由以上計(jì)算結(jié)果可知，模型的擬合優(yōu)度較好，且不存在序列相關(guān)和異方差現(xiàn)象。若變量LNRM2SA和LNRGDPSA存在協(xié)整關(guān)系，則模型估計(jì)式（1）的殘差序列應(yīng)該具有平穩(wěn)性。對(duì)殘差序列Et做單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。
從表3我們可以看出，殘差序列Et的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-5.585，小于1%顯著水平時(shí)的臨界值，這說(shuō)明估計(jì)殘差序列Et是平穩(wěn)序列。因此根據(jù)EG法則，變量LNRM2SA和LNRGDPSA之間存在著協(xié)整關(guān)系，這表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貨幣政策之間存在著長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。從協(xié)整方程（1）可以看出，變量LNRM2SA的系數(shù)為0.883，這說(shuō)明貨幣政策對(duì)以GDP為代理變量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期彈性為0.883，即從長(zhǎng)期看，M2每增加1%，GDP便會(huì)增長(zhǎng)0.883%。（4）建立誤差修正模型。上文分析了變量LNRM2SA和LNRGDPSA之間的長(zhǎng)期彈性，為了繼續(xù)分析它們二者之間的短期彈性，即在短期內(nèi)，貨幣供給對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，我們需要建立誤差修正模型。根據(jù)Granger定理，由于變量LNRM2SA和LNRGDPSA之間存在著唯一的協(xié)整關(guān)系，所以兩者之間一定具有誤差修正模型的表達(dá)式存在，因此我們可以建立誤差修正模型。表達(dá)式如下式：
ΔLNRGDPSA=0.057+0.518ΔLNRM2SA-0.115ΔEtt-1（2）
t=（5.184） （2.025） （-1.816）
模型(2)描述了變量LNRGDPSA和LNRM2SA之間的短期動(dòng)態(tài)波動(dòng)規(guī)律及彈性程度，即以M2代表的貨幣供應(yīng)量每增加1%，以GDP代表的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值便會(huì)增長(zhǎng)0.518%。這個(gè)數(shù)值比模型（1）中長(zhǎng)期協(xié)整回歸方程中的系數(shù)值要小一些。這說(shuō)明貨幣政策在長(zhǎng)期中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更為顯著，而從短期來(lái)看，也具有一定效果，但作用弱于長(zhǎng)期。
同時(shí)，誤差修正項(xiàng)Ett-1的系數(shù)為負(fù)值，表明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)偏離的收斂機(jī)制是:（1）當(dāng)LNRGDPSAt-1+0.335+0.883 LNRM2SAt-1>0時(shí)，ΔEtt-1對(duì)GDP起減少作用;（2）當(dāng)LNRGDPSAt-1+0.335+0.883LNRM2SAt-1<0時(shí)，ΔEtt-1對(duì)GDP起增加的作用。ΔEtt-1的系數(shù)為-0.115，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差校正項(xiàng)對(duì)以GDP代表的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的調(diào)整幅度為11.5%，表明貨幣政策具有一定的調(diào)節(jié)作用。（5）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。由上文的協(xié)整檢驗(yàn)我們可以認(rèn)為，變量LNRGDPSA和LNRM2SA之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。但是，構(gòu)成均衡關(guān)系的兩個(gè)變量之間是否具有因果關(guān)系，或是它們之間是否為互為因果關(guān)系，尚需利用Granger因果關(guān)系進(jìn)一步進(jìn)行檢驗(yàn)。
從上文的分析中，我們可以看出變量LNRGDPSA和LNRM2SA之間具有協(xié)整關(guān)系，所以他們之間至少存在一個(gè)方向上的因果關(guān)系，但究竟誰(shuí)是誰(shuí)的因，誰(shuí)是誰(shuí)的果，我們并不知道。所以對(duì)這兩個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，依據(jù)最小AIC準(zhǔn)則，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。
由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，貨幣供應(yīng)量是GDP的格蘭杰原因，而GDP不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。這說(shuō)明我國(guó)的貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在單向的因果關(guān)系，即貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定影響，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是貨幣政策的格蘭杰原因。這說(shuō)明貨幣供應(yīng)量對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，貨幣政策在我國(guó)是有效的。
三、結(jié)論
本文通過(guò)對(duì)以GDP為代理變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和以貨幣供應(yīng)量M2為代理變量的貨幣政策之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析，并運(yùn)用格蘭杰檢驗(yàn)分析貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系，得出以下結(jié)論:
第一，從長(zhǎng)期來(lái)看，貨幣供應(yīng)量M2與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP之間存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系，這說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貨幣政策之間存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。從上文模型（1）的協(xié)整關(guān)系系數(shù)0.883來(lái)看，貨幣政策對(duì)以GDP為代理變量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期彈性為0.883，即從長(zhǎng)期看，M2每增加1%，GDP便會(huì)增長(zhǎng)0.883%，這說(shuō)明貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了積極的促進(jìn)作用，尤其是在經(jīng)濟(jì)處于衰退時(shí)期，央行通過(guò)實(shí)施積極的貨幣政策來(lái)增加貨幣供應(yīng)量，對(duì)刺激經(jīng)濟(jì)作用顯著，貨幣政策非中性。這為央行實(shí)行長(zhǎng)期的貨幣政策提供了理論依據(jù)。
第二，從短期來(lái)看，貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響依然顯著，只是與從長(zhǎng)期角度看相比要弱一些。從上文模型（2）的誤差修正模型中我們可以發(fā)現(xiàn)，0.518的彈性系數(shù)顯然要比0.883要小，但這不足以否認(rèn)在短期貨幣政策的有效性。這為央行在實(shí)行貨幣政策時(shí)考慮政策影響時(shí)間時(shí)提供了理論依據(jù)：在實(shí)施貨幣政策的過(guò)程中，不應(yīng)只注重短期效應(yīng)，更應(yīng)該從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期水平來(lái)制定政策。而從長(zhǎng)期誤差項(xiàng)系數(shù)大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，從誤差修正模型中的長(zhǎng)期誤差項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值- 0.115來(lái)看，調(diào)整力度較小。
第三，我們通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可知，我國(guó)的貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在單向的因果關(guān)系，即實(shí)行貨幣政策對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用。當(dāng)然，這個(gè)結(jié)論的前提是央行在恰當(dāng)?shù)臅r(shí)機(jī)實(shí)行了恰當(dāng)?shù)呢泿耪?。積極貨幣政策的實(shí)施必然會(huì)增加貨幣供應(yīng)量，如果時(shí)機(jī)不恰當(dāng)，有可能會(huì)造成流動(dòng)性泛濫。如果使用恰當(dāng)，貨幣政策對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展則一定會(huì)起到積極作用。
