一、引言
所謂貨幣政策，是指中央銀行通過控制貨幣供應量以及通過貨幣供應量來調節利率，進而影響投資和整個經濟，以達到一定經濟目標的行為。在我國，貨幣政策從1984年以來，經過近30年的不斷發展和完善，逐步趨于穩健，在保持宏觀經濟平穩運行中發揮的作用日益顯著。1994年，我國通貨膨脹達到新中國成立以來的歷史高點，由此引發了經濟過熱的現象，中央銀行審時度勢，果斷地實行了從緊的貨幣政策，有效地降低了經濟中高通脹的現象，并于1996年實現了我國經濟“軟著陸”，這也為我國今后實行貨幣政策積累了經驗。接下來的幾年間，我國頻繁使用貨幣政策對宏觀經濟運行中出現的問題進行調控，也取得了顯著效果。2008年，由美國次貸危機引發的全球行金融危機的負面影響，使我國經濟增速放緩。為有效地應對危機，我國開始實行寬松的貨幣政策，順利實現了“保8”的任務。進入2010年，隨著CPI的不斷走高，通貨膨脹風險加劇，使得我國又開始實行穩健的貨幣政策，以期使通脹率被控制在一個合理的范圍之內，從而保證經濟的平穩增長。
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控的一種重要手段，在保持我國經濟平穩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濟對貨幣的需求相一致。但是，貨幣政策作為宏觀經濟政策實施的幾十年來，對其效果大小的爭論持續不斷。國外學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。國內的學者以我國的實際情況進行了研究，大都認為貨幣政策在短期內是有效的。本文通過對我國2000―2010年貨幣政策與經濟增長的關系進行協整檢驗，來分析貨幣政策對我國經濟增長的影響，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濟的影響，然后得出相應結論。
二、實證分析
1.我國近年來貨幣供給對經濟的影響。由圖1可知，從總體趨勢上看，我國貨幣供應量（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，以GDP增長率所代表的經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，貨幣供應量（M2）的增長率與經濟增長率之間存在著一定的正相關關系。但是，正如圖形中所示，他們之間并不存在著嚴格的正比例關系，在個別年份，貨幣供應量增速的提高并沒有帶來經濟增速的提高。所以，我們無法從圖形中研究貨幣政策對經濟增長的影響，需要通過協整分析和誤差修正模型來進一步分析二者之間的關系。
2.變量的選取和數據的來源。首先，我們需要選取衡量貨幣政策效果的指標。實行的目標主要有四個：物價穩定、經濟增長、充分就業和國際收支平衡。根據研究的對象不同，貨幣政策目標的選取也應有所不同。由于經濟增長是我國宏觀調控的主要目標，且最能代表經濟的發展現狀，所以本文選用季度國內生產總值(GDP)作為衡量貨幣政策效果的指標。而貨幣政策的衡量指標一般包括：貨幣供應量、基準利率、描述性指標和收益率價差等。由于我國以數量型貨幣政策操作工具為主且中國人民銀行將貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標，所以本文選擇貨幣供應量M2的季末累計數作為貨幣政策衡量指標。
本文選取2000―2010年的季度數據為研究對象，分別用M2和GDP表示基于1978年的廣義貨幣供應量和國內生產總值。季度GDP為當季發生數，即用本季的當年累計數減去上年的當年累計數。經定基的居民消費價格指數（1999年12月為100）調整后得到了去除價格因素影響的實際貨幣供應量RM2和實際國內生產總值RGDP。由于選用的是季度數據，所以需要用移動平均季節乘法消除RGDP和RM2的季節因素，分別記為RGDPSA和RM2SA。為了消除異方差，對RGDPSA和RM2SA進行對數變換，變換后并不改變原序列的協整關系，且自變量的系數不會隨因變量測度單位的變化而改變。變量的對數形式分別表示為LNRM2 SA和LNRGDPSA。所有原始數據均來自中經網和《中國統計年鑒2010》，統計軟件為Eviews6.0。
3.實證分析。（1）相關分析。從圖2中我們可以看出，變量LNRM2SA和LNRGDPSA同時呈現出不斷增長的趨勢,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關系。我們再來考察兩個變量之間的相關系數。如表1所示，我們可以看出兩變量的相關系數為0.994。這表示兩個變量之間具有很強的相關關系，但這不足以說明他們二者之間具有因果關系。所以，我們還需要繼續使用協整檢驗和Granger因果關系檢驗來進一步分析。（2）在對變量進行實證分析的過程中，時間序列數據有可能是不平穩的。如果使用非平穩時間序列建立模型進行實證分析，得出的結果可能和實際不符，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性進行檢驗，并確定其單整階數。若變量的ADF值大于顯著性水平下的臨界值，則說明變為不平穩，需要進行差分直到使其變為平穩序列。
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相應的數據圖形和檢驗參數來確定，選用AIC準則和SC準則來確定最佳滯后階數，各差分序列的檢驗類型按相應原則來確定，檢驗結果如表2所示。
表2數據表明，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序列，不能直接進行回歸分析。而經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，運用傳統的經濟計量學理論建立模型是不可靠的。我們需要通過協整理論來研究2000―2010年我國貨幣政策與經濟增長的長期動態關系。（3）協整檢驗。對于一些非平穩序列，它們的某種線性組合可能是平穩的，這種線性組合反映了變量之間長期的穩定關系。這種長期穩定的關系稱為協整關系。而變量間是否存在協整關系，我們需要運用協整檢驗進行驗證。如果被檢驗的時間序列不平穩，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整關系時，就需要進行協整檢驗。協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性。所以，本文采用EG法對上文兩時間序列進行協整檢驗。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法進行協整回歸，得到的協整方程如下：
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
由以上計算結果可知，模型的擬合優度較好，且不存在序列相關和異方差現象。若變量LNRM2SA和LNRGDPSA存在協整關系，則模型估計式（1）的殘差序列應該具有平穩性。對殘差序列Et做單位根檢驗，ADF檢驗結果如表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是平穩序列。因此根據EG法則，變量LNRM2SA和LNRGDPSA之間存在著協整關系，這表明經濟增長與貨幣政策之間存在著長期的穩定關系。從協整方程（1）可以看出，變量LNRM2SA的系數為0.883，這說明貨幣政策對以GDP為代理變量的經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，為了繼續分析它們二者之間的短期彈性，即在短期內，貨幣供給對經濟增長的影響，我們需要建立誤差修正模型。根據Granger定理，由于變量LNRM2SA和LNRGDPSA之間存在著唯一的協整關系，所以兩者之間一定具有誤差修正模型的表達式存在，因此我們可以建立誤差修正模型。表達式如下式：
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之間的短期動態波動規律及彈性程度，即以M2代表的貨幣供應量每增加1%，以GDP代表的國內生產總值便會增長0.518%。這個數值比模型（1）中長期協整回歸方程中的系數值要小一些。這說明貨幣政策在長期中對經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的系數為負值，表明長期均衡趨勢偏離的收斂機制是:（1）當LNRGDPSAt-1+0.335+0.883 LNRM2SAt-1>0時，ΔEtt-1對GDP起減少作用;（2）當LNRGDPSAt-1+0.335+0.883LNRM2SAt-1<0時，ΔEtt-1對GDP起增加的作用。ΔEtt-1的系數為-0.115，說明長期均衡趨勢誤差校正項對以GDP代表的經濟增長的調整幅度為11.5%，表明貨幣政策具有一定的調節作用。（5）格蘭杰因果關系檢驗。由上文的協整檢驗我們可以認為，變量LNRGDPSA和LNRM2SA之間存在著長期的均衡關系。但是，構成均衡關系的兩個變量之間是否具有因果關系，或是它們之間是否為互為因果關系，尚需利用Granger因果關系進一步進行檢驗。
從上文的分析中，我們可以看出變量LNRGDPSA和LNRM2SA之間具有協整關系，所以他們之間至少存在一個方向上的因果關系，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，依據最小AIC準則，得到的檢驗結果如表4所示。
由檢驗結果可以看出，貨幣供應量是GDP的格蘭杰原因，而GDP不是貨幣供應量的格蘭杰原因。這說明我國的貨幣政策與經濟增長之間存在單向的因果關系，即貨幣政策對經濟增長有一定影響，而經濟增長不是貨幣政策的格蘭杰原因。這說明貨幣供應量對我國經濟增長具有促進作用，貨幣政策在我國是有效的。
三、結論
本文通過對以GDP為代理變量經濟增長和以貨幣供應量M2為代理變量的貨幣政策之間的關系進行協整分析，并運用格蘭杰檢驗分析貨幣政策與經濟增長的因果關系，得出以下結論:
第一，從長期來看，貨幣供應量M2與國內生產總值GDP之間存在著穩定的均衡關系，這說明我國經濟增長與貨幣政策之間存在著長期的協整關系。從上文模型（1）的協整關系系數0.883來看，貨幣政策對以GDP為代理變量的經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%，這說明貨幣供應量的增加對經濟增長起到了積極的促進作用，尤其是在經濟處于衰退時期，央行通過實施積極的貨幣政策來增加貨幣供應量，對刺激經濟作用顯著，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。
第二，從短期來看，貨幣政策對經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現，0.518的彈性系數顯然要比0.883要小，但這不足以否認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：在實施貨幣政策的過程中，不應只注重短期效應，更應該從經濟發展的長期水平來制定政策。而從長期誤差項系數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，從誤差修正模型中的長期誤差項系數估計值- 0.115來看，調整力度較小。
第三，我們通過格蘭杰因果關系檢驗可知，我國的貨幣政策與經濟增長之間存在單向的因果關系，即實行貨幣政策對我國經濟增長有促進作用。當然，這個結論的前提是央行在恰當的時機實行了恰當的貨幣政策。積極貨幣政策的實施必然會增加貨幣供應量，如果時機不恰當，有可能會造成流動性泛濫。如果使用恰當，貨幣政策對我國經濟的發展則一定會起到積極作用。
