文/宋雨璇
【摘要】本文选取1990～2013 年相关的年度数据，运用ADF 检验、Granger 因果检验、分布滞后模型等方法，分析了货币供给量对经济增长和通货膨胀的影响，以此判断我国货币政策是否有效。实证分析的结果表示，我国的货币政策是有效的，但效果并不是十分显著。
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关键词 货币供给量；货币政策；ADF 检验；Granger因果检验；分布滞后模型
【作者简介】宋雨璇，天津工业大学经济学院。
一、引言
货币政策对于实现宏观经济政策目标，即充分就业、物价稳定、经济持续均衡增长和国际收支平衡，有着十分重要的作用。所谓货币政策，是指中央银行通过控制货币供给量并以此来调节利率从而影响投资和使整个经济达到一定经济目标的行为。目前，我国货币政策最主要的目标是要把握经济增长与通货膨胀之间的平衡。衡量货币政策是否有效，取决于通过控制货币供给量及调整利率能否使经济增长并控制通货膨胀。
由于通货膨胀是主要的宏观经济风险，在过去的十多年中，中国GDP虽然一直在增加，但经济始终表现出走热容易、走冷不易的特征，为此，中国一直把货币政策作为维持价格基本稳定的主要手段，但很难判断货币政策是否真正有效。本文将重点从货币供给量这一角度研究货币政策，通过其与经济增长、通货膨胀之间的实证分析来判断中国实行稳健的货币政策是否有效，是否能够促进国民经济增长和保持物价稳定。
二、文献综述
自上世纪80年代开始，我国全面推行改革开放的有关政策，推动了社会经济的全面而有效的发展。同时，我国的货币政策也经历了不同的发展阶段：1997年以前至1998年以后，货币政策的主要任务由控制通货膨胀转变为控制通货紧缩，并且从1998年开始，我国逐渐形成具有中国特色的稳健的货币政策；从2007~2008年的从紧到今天的适度宽松，中国货币政策的几次调整，为研究货币政策提供了有利的条件。
近年来，国内学者关于货币政策有效性的讨论越演越烈，可谓莫衷一是。谢平（2000） 否定了货币政策的有效性。他认为由于货币政策传导机制受到阻碍，货币政策的效果被高估，短期内货币政策目标之间相互矛盾，货币政策往往无所适从。冯科（2008） 截取2002年以来的部分数据，运用时间序列回归方法进行实证分析，得出2002年以来我国货币政策存在一定的失效的结论。刘金全（2002）认为货币政策是非对称的，控制通货膨胀相对于控制通货紧缩更容易发挥作用。因为紧缩性货币政策对经济的延缓作用大于扩张性的货币政策对经济的促进作用。张雪兰、杨丹（2010） 根据1996～2009年共14年间的季度数据，分析认为我国货币政策能够积极地推动经济增长，但货币政策的有效性想要提高，还需要从政策实施的环境入手，以确保货币政策传导机制的通畅和发挥作用。陈钇（2013） 选取2003~2012年间的季度数据，分析了货币政策决定的货币供给量与经济增长率之间的因果关系，认为货币政策对我国经济发展具有促进作用，并且在长期比短期更好。
三、数据选取与处理
本文将选取货币供给量作为实现货币政策最终目标的中介目标变量，从经济增长和保持物价稳定（控制通货膨胀） 两个方面验证分析中国货币政策的有效性。
选取1990~2013年的相关数据作为研究对象：以狭义货币供给量M1和广义货币供给量M2作为观测货币政策有效性的中介目标，以国内生产总值GDP作为我国此时间段内经济增长的依据，以居民消费价格水平CPI（以上一年为基准） 作为保持物价稳定的指标。
参照曹伟（2005） 的研究方法，对GDP和货币供给量（包括狭义货币供给量M1和广义货币供给量M2） 先进行预处理，对变量进行计量分析时，取其自然对数，得到lnGDP、lnM1、lnM2。所有数据均来自中华人民共和国国家统计局网站年度数据，采用Eviews6.0计量软件。
四、实证分析
（一） 单位根检验
在现实经济中，大多数时间序列是非平稳的，倘若直接进行回归建模会造成很大的误差从而影响对其内在规律的研究，因此，先分别对lnGDP、CPI、lnM1、lnM2 进行ADF 平稳性检验。由Eviews6.0得到结果，如表1所示。
由表1 中数据可以看出，lnGDP、CPI、lnM1和lnM2四个变量的二阶差分序列的ADF检验统计值都小于1%、5%、10%条件下的临界值，说明以上变量的二阶差分数据变化都是平稳序列。lnG?DP、CPI、lnM1 和lnM2 的二阶差分序列是平稳的，表示它们二阶单整。
（二） 协整检验
因为关于经济变量的时间序列经常会出现伪回归，根据协整理论，上述变量的单整阶数均相同，因此想要进一步确定一组非平稳的时间序列是否存在着长期稳定的均衡关系，可以进行协整检验。通过对变量用OLS法进行回归，并对残差进行单位根检验，结果表明，lnGDP和lnM1、lnGDP和lnM2、CPI和lnM1、CPI和lnM2之间均存在协整关系。
（三） Granger因果性检验
已经确定各变量间存在协整关系，再通过Granger因果性检验就可以得到这些经济变量之间的因果关系。结果如表2所示。
从表2 中可以看出，lnM1 和lnM2 都是导致lnGDP和CPI变化的Granger原因，并且，lnM1对lnGDP的影响比lnM2对lnGDP的影响更大。
（四） 回归方程式
由于货币政策出台后会有一定的时滞，在一段时间后才会起作用，因此考虑采用分布之后模型对经济变量进行回归。由Eviews分析，得到以下模型。（-i） 表示滞后变量，i表示滞后时期数。
1.lnGDP和lnM1。
lnGDP=1.8580 + 0.3812lnM1 + 0.5665lnM1(-1) +0.4638lnM1(-2)+0.07308lnM1(-3)-0.6057lnM1(-4)
R2=0.99，F=869.9319，DW=0.8724
回归方程拟合度较高，但其中后两项的t统计量较小，显著性较低，因此考虑从方程中去掉这两项，得到
lnGDP=1.8580+0.3812lnM1+0.56652lnM1(-1)+0.4638lnM1(-2)
2.lnGDP和lnM2。
lnGDP=1.4359 + 0.8575lnM2 + 0.4037lnM2(-1) +0.0584lnM2(-2)-0.1783lnM2(-3)-0.3064lnM2(-4)
R2=0.99，F=1620.048，DW=0.9278
由于滞后2期与滞后4期的t统计量显著性较低，若除去这两项方程意义不大，因此可以姑且认为lnM2对lnGDP的影响不大，忽略不计。
3.CPI和lnM1。
CPI=82.6338+12.6843lnM1+30.5563lnM1(-1)+9.0130lnM1(-2)-51.9455lnM1(-3)
R2=0.73，F=15.4087，DW=1.0018
t统计量基本通过检验，时滞在第3期较为严重。
4.CPI和lnM2。
CPI=79.9703+30.1655lnM2+44.0866lnM2(-1)-73.8174lnM2(-2)
R2=0.72，F=16.0597，DW=1.3968
t统计量基本通过检验，时滞在第2期较为严重。
五、结论与建议
在样本分析过程中，通过协整检验与Granger因果检验，发现各变量组之间存在稳定的长期均衡关系。而这种稳定的均衡关系则说明他们之间存在一种弹性，央行可以根据这个稳定关系表明的两变量之间的弹性系数适当调节货币供给量来控制我国的经济走势。
从分布滞后模型中可以看出，货币供应量对我国的经济发展存在滞后作用。lnM1对lnGDP的解释弹性仅有0.3812，M1 每增长1%， GDP 增长0.38%，滞后作用也不甚明显。LnM1和lnM2对CPI的解释弹性都很高，滞后作用也很明显。从短期来看，货币供应量对物价水平有着正作用，相对的对通货膨胀就会有负作用。
从1990~2013年这24年里，我国的GDP增长量大约为9.9%，CPI 的增长量是4.6%，一共是14.5%，而我国广义货币供给量M2 的增长量为21%，多了6.5%的增量。这个数据说明我国货币的增量超过了经济的增长。因此可以说，货币供给量和经济增长、通货膨胀整体是不一致的。这说明，我国目前的货币政策是有一定效果的，但央行在制定货币政策、实施货币政策的同时，也要考虑到货币政策的时滞效应。另一方面，也表明我国货币政策传导机制还不甚完善，需要不断健全和完善货币政策传导机制，使其通畅并发挥作用。货币政策还要与财政政策相结合，从而达到控制通货膨胀、促进国民经济持续发展的目标。
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参考文献
[1]谢平,廖强.当代西方货币政策有效性理论评述[J].金融研究,1998,(4).
[2]冯科.我国货币政策有效性的实证研究[J].南方金融,2008,(5).
[3]刘金全.货币政策作用的有效性和非对称性[J].管理世界,2002,(3).
[4]张雪兰,杨丹.我国货币政策的有效性分析:基于1996～2009年季度数据的分析[J].财贸经济,2010,(6).
[5]陈钇.近年来我国货币政策有效性的实证分析研究[J].时代金融,2013,(2).
[6]曹伟.中国货币政策有效性的实证研究:1984～2004 年[J].金融与经济,2005,(7).
[7]郭娆锋.基于ADF、协整、分布滞后模型的货币供给(M1)与GDP 之间的关系研究[J].中国商界,2009,(2).
（责任编辑：刘明）