一、引言
所謂貨幣政策，是指中央銀行通過控制貨幣供應(yīng)量以及通過貨幣供應(yīng)量來調(diào)節(jié)利率，進而影響投資和整個經(jīng)濟，以達(dá)到一定經(jīng)濟目標(biāo)的行為。在我國，貨幣政策從1984年以來，經(jīng)過近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)濟平穩(wěn)運行中發(fā)揮的作用日益顯著。1994年，我國通貨膨脹達(dá)到新中國成立以來的歷史高點，由此引發(fā)了經(jīng)濟過熱的現(xiàn)象，中央銀行審時度勢，果斷地實行了從緊的貨幣政策，有效地降低了經(jīng)濟中高通脹的現(xiàn)象，并于1996年實現(xiàn)了我國經(jīng)濟“軟著陸”，這也為我國今后實行貨幣政策積累了經(jīng)驗。接下來的幾年間，我國頻繁使用貨幣政策對宏觀經(jīng)濟運行中出現(xiàn)的問題進行調(diào)控，也取得了顯著效果。2008年，由美國次貸危機引發(fā)的全球行金融危機的負(fù)面影響，使我國經(jīng)濟增速放緩。為有效地應(yīng)對危機，我國開始實行寬松的貨幣政策，順利實現(xiàn)了“保8”的任務(wù)。進入2010年，隨著CPI的不斷走高，通貨膨脹風(fēng)險加劇，使得我國又開始實行穩(wěn)健的貨幣政策，以期使通脹率被控制在一個合理的范圍之內(nèi)，從而保證經(jīng)濟的平穩(wěn)增長。
縱觀我國實行貨幣政策的這近30年的過程中，貨幣政策作為我國宏觀調(diào)控的一種重要手段，在保持我國經(jīng)濟平穩(wěn)運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。貨幣政策的實施，保證了貨幣供給與實體經(jīng)濟對貨幣的需求相一致。但是，貨幣政策作為宏觀經(jīng)濟政策實施的幾十年來，對其效果大小的爭論持續(xù)不斷。國外學(xué)者對貨幣政策有效性問題的爭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期中性三種觀點。國內(nèi)的學(xué)者以我國的實際情況進行了研究，大都認(rèn)為貨幣政策在短期內(nèi)是有效的。本文通過對我國2000―2010年貨幣政策與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行協(xié)整檢驗，來分析貨幣政策對我國經(jīng)濟增長的影響，并建立誤差修正模型，期望對比貨幣政策分別在長期和短期對我國經(jīng)濟的影響，然后得出相應(yīng)結(jié)論。
二、實證分析
1.我國近年來貨幣供給對經(jīng)濟的影響。由圖1可知，從總體趨勢上看，我國貨幣供應(yīng)量（M2）的增長率從2000年開始一直處于上升趨勢，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，尤其是到了2009年，增速為近年來最快的一年。同一時期內(nèi)，以GDP增長率所代表的經(jīng)濟增速從總體趨勢上也呈上升趨勢，盡管2008年和2009年有所下降。很明顯，這是受到了國際金融危機的影響。從總體上來說，貨幣供應(yīng)量（M2）的增長率與經(jīng)濟增長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，在個別年份，貨幣供應(yīng)量增速的提高并沒有帶來經(jīng)濟增速的提高。所以，我們無法從圖形中研究貨幣政策對經(jīng)濟增長的影響，需要通過協(xié)整分析和誤差修正模型來進一步分析二者之間的關(guān)系。
2.變量的選取和數(shù)據(jù)的來源。首先，我們需要選取衡量貨幣政策效果的指標(biāo)。實行的目標(biāo)主要有四個：物價穩(wěn)定、經(jīng)濟增長、充分就業(yè)和國際收支平衡。根據(jù)研究的對象不同，貨幣政策目標(biāo)的選取也應(yīng)有所不同。由于經(jīng)濟增長是我國宏觀調(diào)控的主要目標(biāo)，且最能代表經(jīng)濟的發(fā)展現(xiàn)狀，所以本文選用季度國內(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)和收益率價差等。由于我國以數(shù)量型貨幣政策操作工具為主且中國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)為研究對象，分別用M2和GDP表示基于1978年的廣義貨幣供應(yīng)量和國內(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)年累計數(shù)減去上年的當(dāng)年累計數(shù)。經(jīng)定基的居民消費價格指數(shù)（1999年12月為100）調(diào)整后得到了去除價格因素影響的實際貨幣供應(yīng)量RM2和實際國內(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RGDPSA和RM2SA進行對數(shù)變換，變換后并不改變原序列的協(xié)整關(guān)系，且自變量的系數(shù)不會隨因變量測度單位的變化而改變。變量的對數(shù)形式分別表示為LNRM2 SA和LNRGDPSA。所有原始數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)和《中國統(tǒng)計年鑒2010》，統(tǒng)計軟件為Eviews6.0。
3.實證分析。（1）相關(guān)分析。從圖2中我們可以看出，變量LNRM2SA和LNRGDPSA同時呈現(xiàn)出不斷增長的趨勢,并且兩個變量的變動方向和幅度較為一致。這說明兩變量之間存在著一定的相關(guān)關(guān)系。我們再來考察兩個變量之間的相關(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。這表示兩個變量之間具有很強的相關(guān)關(guān)系，但這不足以說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)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗來進一步分析。（2）在對變量進行實證分析的過程中，時間序列數(shù)據(jù)有可能是不平穩(wěn)的。如果使用非平穩(wěn)時間序列建立模型進行實證分析，得出的結(jié)果可能和實際不符，形成偽回歸。所以，在進行回歸分析之前，我們首先要對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，這是避免偽回歸的前提。常用的方法為ADF單位根檢驗法，通過ADF檢驗可以對變量平穩(wěn)性進行檢驗，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，則說明變?yōu)椴黄椒€(wěn)，需要進行差分直到使其變?yōu)槠椒€(wěn)序列。
這里我們運用ADF檢驗方法對變量LNRM2SA和LNRGDPSA以及他們的一階差分序列進行ADF檢驗，檢驗方程的選取根據(jù)相應(yīng)的數(shù)據(jù)圖形和檢驗參數(shù)來確定，選用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則來確定最佳滯后階數(shù)，各差分序列的檢驗類型按相應(yīng)原則來確定，檢驗結(jié)果如表2所示。
表2數(shù)據(jù)表明，變量LNRM2SA和LNRGDPSA的ADF檢驗絕對值均大于10%的置信水平下的臨界值，說明兩時間序列為非平穩(wěn)序列，不能直接進行回歸分析。而經(jīng)過一階差分后的序列ΔLNRM2SA和ΔLNRGDPSA中，ADF檢驗絕對值均小于5%置信水平下的臨界值。因此，我們由此得出結(jié)論，即時間序列LNRM2SA和LNRGDPSA的水平序列是一階單整I(1)的。因此，運用傳統(tǒng)的經(jīng)濟計量學(xué)理論建立模型是不可靠的。我們需要通過協(xié)整理論來研究2000―2010年我國貨幣政策與經(jīng)濟增長的長期動態(tài)關(guān)系。（3）協(xié)整檢驗。對于一些非平穩(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期的穩(wěn)定關(guān)系。這種長期穩(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，我們需要運用協(xié)整檢驗進行驗證。如果被檢驗的時間序列不平穩(wěn)，但各變量之間是同階單整的，在確定時間序列之間是否存在協(xié)整關(guān)系時，就需要進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗的方法主要有EG法和JJ法。其中EG法比較適合兩變量的協(xié)整模型檢驗，它利用回歸模型的殘差進行檢驗，通過建立OLS 模型檢驗其殘差的平穩(wěn)性。所以，本文采用EG法對上文兩時間序列進行協(xié)整檢驗。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OLS法進行協(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
計算OLS估計的殘差，得到序列：
Et= 0.335 - 0.883 LNRM2SA + LNRGDPSA
由以上計算結(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，則模型估計式（1）的殘差序列應(yīng)該具有平穩(wěn)性。對殘差序列Et做單位根檢驗，ADF檢驗結(jié)果如表3所示。
從表3我們可以看出，殘差序列Et的ADF檢驗統(tǒng)計量為-5.585，小于1%顯著水平時的臨界值，這說明估計殘差序列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)濟增長與貨幣政策之間存在著長期的穩(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，這說明貨幣政策對以GDP為代理變量的經(jīng)濟增長的長期彈性為0.883，即從長期看，M2每增加1%，GDP便會增長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)，貨幣供給對經(jīng)濟增長的影響，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之間的短期動態(tài)波動規(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代表的國內(nèi)生產(chǎn)總值便會增長0.518%。這個數(shù)值比模型（1）中長期協(xié)整回歸方程中的系數(shù)值要小一些。這說明貨幣政策在長期中對經(jīng)濟增長的影響更為顯著，而從短期來看，也具有一定效果，但作用弱于長期。
同時，誤差修正項Ett-1的系數(shù)為負(fù)值，表明長期均衡趨勢偏離的收斂機制是:（1）當(dāng)LNRGDPSAt-1+0.335+0.883 LNRM2SAt-1>0時，ΔEtt-1對GDP起減少作用;（2）當(dāng)LNRGDPSAt-1+0.335+0.883LNRM2SAt-1<0時，ΔEtt-1對GDP起增加的作用。ΔEtt-1的系數(shù)為-0.115，說明長期均衡趨勢誤差校正項對以GDP代表的經(jīng)濟增長的調(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。由上文的協(xié)整檢驗我們可以認(rèn)為，變量LNRGDPSA和LNRM2SA之間存在著長期的均衡關(guān)系。但是，構(gòu)成均衡關(guān)系的兩個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)系進一步進行檢驗。
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方向上的因果關(guān)系，但究竟誰是誰的因，誰是誰的果，我們并不知道。所以對這兩個變量進行格蘭杰檢驗，依據(jù)最小AIC準(zhǔn)則，得到的檢驗結(jié)果如表4所示。
由檢驗結(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。這說明我國的貨幣政策與經(jīng)濟增長之間存在單向的因果關(guān)系，即貨幣政策對經(jīng)濟增長有一定影響，而經(jīng)濟增長不是貨幣政策的格蘭杰原因。這說明貨幣供應(yīng)量對我國經(jīng)濟增長具有促進作用，貨幣政策在我國是有效的。
三、結(jié)論
本文通過對以GDP為代理變量經(jīng)濟增長和以貨幣供應(yīng)量M2為代理變量的貨幣政策之間的關(guān)系進行協(xié)整分析，并運用格蘭杰檢驗分析貨幣政策與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系，得出以下結(jié)論:
第一，從長期來看，貨幣供應(yīng)量M2與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP之間存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系，這說明我國經(jīng)濟增長與貨幣政策之間存在著長期的協(xié)整關(guān)系。從上文模型（1）的協(xié)整關(guān)系系數(shù)0.883來看，貨幣政策對以GDP為代理變量的經(jīng)濟增長的長期彈性為0.883，即從長期看，M2每增加1%，GDP便會增長0.883%，這說明貨幣供應(yīng)量的增加對經(jīng)濟增長起到了積極的促進作用，尤其是在經(jīng)濟處于衰退時期，央行通過實施積極的貨幣政策來增加貨幣供應(yīng)量，對刺激經(jīng)濟作用顯著，貨幣政策非中性。這為央行實行長期的貨幣政策提供了理論依據(jù)。
第二，從短期來看，貨幣政策對經(jīng)濟增長的影響依然顯著，只是與從長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。這為央行在實行貨幣政策時考慮政策影響時間時提供了理論依據(jù)：在實施貨幣政策的過程中，不應(yīng)只注重短期效應(yīng)，更應(yīng)該從經(jīng)濟發(fā)展的長期水平來制定政策。而從長期誤差項系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從誤差修正模型中的長期誤差項系數(shù)估計值- 0.115來看，調(diào)整力度較小。
第三，我們通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗可知，我國的貨幣政策與經(jīng)濟增長之間存在單向的因果關(guān)系，即實行貨幣政策對我國經(jīng)濟增長有促進作用。當(dāng)然，這個結(jié)論的前提是央行在恰當(dāng)?shù)臅r機實行了恰當(dāng)?shù)呢泿耪摺７e極貨幣政策的實施必然會增加貨幣供應(yīng)量，如果時機不恰當(dāng)，有可能會造成流動性泛濫。如果使用恰當(dāng)，貨幣政策對我國經(jīng)濟的發(fā)展則一定會起到積極作用。
