中国货币政策有效性实证研究

中国货币政策有效性实证研究

吕书良①

（华中科技大学，武汉，430074）

摘要：本文通过建立计量经济学模型，选择合适的指标去量化中国货币政策的效应大小，对我国货币政策在对国民经济发展起到的作用进行测度。通过考察我国1990—2006年间名义货币供应量及其同期以国内生产总值（GDP）为代表的实际变量之间的互动关系，分析我国货币政策的有效性。

关键词：货币政策有效性货币供应量

Abstract: Through the establishment of a proper econometrics model, this article has used indices to measure the effect of China's monetary policy and how much the monetary policy influence economic growth of China. Through the investigation of the interaction between money supply and gross domestic products (GDP) f rom 1990 to 2006, this article analyzes the effect of our country’s monetary policy.

Keywords: Monetary Policy Effectiveness Money Supply

①吕书良，（1983年—），工作单位：华中科技大学；学历：研究生；学位：经济学硕士；研究方向：金融经济学，货币银行学，金融风险管理；

一、问题的提出

近年来我国国民经济高速发展，但是必须看到在目前大好形势下严重的宏观经济内外失衡问题。当前中国内外经济失衡现状描述为对内消费不足，而投资和储蓄过度，且储蓄大于投资；对外国际收支顺差持续增长，由此带来的后果是金融风险和经济泡沫不断上升，导致金融危机的因素不断累积，从而影响经济增长的持续性。为了应对当前形势，中国人民银行频频利用货币政策工具对宏观经济进行调控。在金融市场不发达、利率管制等约束下，中央银行政策工具的选择余地很小，必然限制货币政策效应的发挥。

而国外学者关于货币基础理论的研究是研究货币政策的出发点。Frederic S.Mishkin在其著作“The Economics of Money, Banking, and Financial Markets ”一书中建立了一套统一的研究货币、银行和金融市场的分析框架，从货币需求和供给两个方向分析货币政策，并进行了货币和经济活动的实证分析。David Romer在“Advanced Macroeconomics”一书中对分析货币政策的真实效应的各种模型进行了详尽的描述。McCandless和Weber(1995)在对110个国家近30年的产出增长率、平均通货膨胀率和货币供应量增长率之间的关系进行了实证研究，得出结论：通货膨胀、货币增长与实际产出增长率均无相关性。Kormendi和Meguire(1984)研究了近50个国家，Geweke（1986）研究了美国的情况，得出有关数据不能表明货币增长对实际产出有长期影响。Sims(1972)发现：货币通过格兰杰因果关系导致了GNP变动。Stockand和Watson（1989）检验了货币是否通过格兰杰因果关系导致实际产出波动，结论是:货币确实有助于预测未来的产出。

中国真正的货币政策操作始于1984年二级银行体制的建立。中国经济学界关于货币政策能否有效发挥调控作用大概形成了三种观点，可谓之否定论、非对称性论和完全肯定论。陈庆辉（2006）对我国货币政策传导的货币渠道和信用渠道进行实证分析，认为我国货币政策是通过货币渠道和信贷渠道共同影响实际产出的；封思贤（2006）认为：由于基础货币难以控制、货币乘数不稳定、货币流通速度不断下降等原因，实际利率作为中介目标的实施效果好于货币供应量；蒋瑛琨、刘艳武、赵振全（2005）认为：现阶段以及未来一定时期内，中国仍应以M1为中介目标，将M2作为观测目标，利率和信贷规模在这个时期内并不适合作为货币政策的中介目标；陈彦娴（2007）认为：由于我国缺乏可以作为评价基准的利率水平，国民经济对利率变动的敏感性和相关性不足，存贷款利率水平一直没有放开，并且利率指标抗干扰性弱，所以利率现在并不适合作为我国货币政策的中介目标。

对于我国货币政策的有效性，无论从实证上还是理论上，主流观点大多是肯定货币政策的短期有效性，而认为在长期中货币是中性的。汪红驹（2003）②结合中国经济转轨过程中存在的制度约束，分析了改革开放以后中国货币政策有效性的变化。谢平(2003)认为由于存在滞后效应，利率政策对产出虽然有效，但是效果不显著;刘金全、张鹤(2004)通过对通货膨胀率与实际产出增长率之问的短期波动和长期均衡关系的检验，发现我国经济当中存在显著的“托宾效应”，并且货币中性和超中性等性质在短期内并不成立；童恒庆（2005）对中央银行资产负债表的各个项目进行了计量分析，分析了货币政策工具的效应，得出货币政策对实际产出和物价变动都具有重大影响。刘斌(2005)运用我国②汪红驹，2003：《中国货币政策有效性研究》，中国人民大学出版社，P256。

16家商业银行实际数据，从分机构和总量两方面研究资本充足率要求对我国贷款的影响，实证研究结果表明资本约束对贷款、产出及物价均会产生一定的影响；冯涛(2006)认为中国实行双重调控使得中国的货币供给量目标和利率目标出现冲突，降低了货币政策的绩效；耿中元(2006)认为中国的货币供给量本质上是内生的，贷款创造存款，货币供给由经济主体的货币需求决定，这在一定程度上削弱了中国货币政策的效果；张凯、廖慧杰、刘启峰（2007）对1996年到2006年期间我国货币政策实施效果进行实证分析表明我国货币政策具有一定的有效性，但效果有限，他们认为货币政策的效果取决于货币政策发挥作用的环境和条件。

货币政策制定和实施的目的是为了实现调节宏观经济运行的政策目标，而货币政策能否实现以及能够在多大程度上实现其政策目标，即货币政策效应如何，一直是货币政策制定者十分关心的问题。对我国货币政策究竟在国民经济中扮演了一个怎样的角色，在经济发展中起到了多大的效用；如何选择一个合适的方法和合适的货币政策目标去全面系统地衡量中国货币政策的效应，一直是近几年对货币政策有效性研究的焦点。

二、模型构建及说明

以趋势名义货币需求量MR 表示社会总产出按其潜在水平扩展时整个经济体系对名义货币的需求量，从而把中性货币政策界定为调适名义货币供应量M 而使其等于趋势名义货币需求量MR 。

当且仅当M>MR 时，货币政策是扩张性；当且仅当M

对于中性货币政策:LVLM=1;对于扩张性货币政策：LVLM>1;对于紧缩性货币政策：LVLM<1.即是说LVLM 与1对比能够显现货币政策效应的方向，LVLM 与1的离差进而反映货币政策效应的力度。

由货币需求函数M=K*P*y ，K 表示货币持有系数。以K*表示K 的时间趋势值，可得MR=K**Pe*y*,因而MR 的可计算离散形式为：

??**e t t t t MR k P y = 或

1??***(1)e t t t t t M R k P y π-=+ 其中，?t k 、?t y 、t πe 分别是由时间序列数据回归的K t , y t t π的时间趋势值。由MRt 计算其增长率gMRt ： ??e t t t

t gMR gk gy π=++ 并且设定货币政策效应的速率指示数RATM ： RATM=gMt/gMRt 设定反映国民收入动态的水平指示数LVLQ 与速率指示数RATQ ，

?/t t t LVLQ y y = ?/t t t RATQ gy gy =

LVLQ 与1对比、LVLQ 与1的离差分别指示国民收入波动的方向和幅度，RATQ 认作是辅助性的指标。

LVLM 及其辅助性指标RA TM 、LVLQ 及其辅助指标RATQ 构成货币政策效应测度指标体系。LVLM 所指示的货币政策效应是狭义的，没有反映货币部门与实际部门的交互作用。只有在LVLM 计算结果的基础上解析LVLM 与LVLQ 的关联，才能够说明名义货币供应量与国民收入动态的相互关系。

货币政策效应概念实际上具有双重含义：（1）由LVLM 指示的货币政策松紧度；（2）由LVLM 与LVLQ 关联所反映的货币政策的实际作用。

情形LVLM=1或者LVLQ=1的情况在实际测度中反正的概率近于0。一般，对于经济稳定取向的货币政策，存在LVLM>1并且LVLQ<1；LVLM<1并且LVLQ>1。

总之，通过考察我国1990-2006年间的名义货币供应量及同期以GDP 为代表的实际变量间的互动关系，来测度该段时期内名义货币供应量管理对货币政策目标实际作用，来测度这个时期内货币供应量管理对经济稳定政策目标的实际作用；通过考察货币供应动态与国民收入动态及其协同运动性质，用来测度名义货币供应管理为代表的货币政策的经济稳定效应。

三、实证分析及评价

1、国民收入动态的计量分析

表1：1990—2006年中国宏观经济数据

调查统计年鉴》。注：国民收入平减指数、实际国民收入指数均以1978年数据为基期。

对于所选用的离散型时间变量t ，在1990年t=0，在2006年t=17。

用普通最小二乘法对1990—2006之间的数据对直线方程ln t y =α+β*t 进行拟合：

Lny t =5.565970253+0.1084146792*t

由时间序列y t 回归其趋势值?t y

，计算LVLQ 与??()/t t t y y y -，可得 表2：LVLQ 、RATQ 计算值

2、计算LVLM

(1)

t π的时间趋势值的计算

用OLS 方法拟合中国附加通货膨胀预期的线性菲利普斯曲1*()e f y y ππ-=-+，回归模型取为：**1*(/)**t t t a b y y y c d DUM ππ-=+-++ 拟合结果如下：

t π=2.259190994+51.66019744***(/)t y y y -+0.8345665146*1t π--5.942103577*DUM

其中虚拟变量DUM 体现中国价格制度自由化而使得抑制型通货膨胀公开化的制度变迁因素，其中由1995年到1999年DUM 取1，其他年份取0。

表3：e

π计算值

(M2)，含在其他存款项内。

表4：1990-2006年中国货币供应量数据

1/2t t t M M M -=+ /t t t K M NI =

以Q 表示交易量，对于经济货币化系数H ，有H=（P*Q ）/（P*y ）。根据费雪方程：M*V=P*Q,其中V 表示货币流通速度。有M=K*P*y 可知K=H/V 。H 在成熟的市场经济下是相对稳定的，经济货币化对K 的影响可以忽略不计，但是，值得注意的是，我国从1979年才开始由计划经济向市场经济转型，这也同时是我国经济货币化过程。

图1 LnKt 轨迹图

如图表所示，lnKt 基本按照抛物线轨迹运动。用OLS 对1990—2006年间拟合二次曲线

2**t LnK a b t c t =++，其结果如下：

20.180********.01848002438*0.0007575151329*t LnK t t =-+-

表5：年均余额及国民收入货币持有系数计算表

(3) y t ，P t 采取指数形式，所以 MRt 计算公式为：

0100?*(/)*(/)*(1)*t e t t t t MR k y y P P NI π-=+ ??t e t t t gMR gk gy π=++

表6：LVLM 、RATM 计算值

（三）实证结果评价

首先，水平指示数与速度指示数的性能差别，不仅存在于测度经济变量动态时所指示结论的数量性规定，而且存在于指示结论的方向性规定。

LVLM 与RATM 间存在着复杂的非线性关系：

1111*

**

1t t

t t t t t t t

gM gM LVLM LVLM LVLM RATM gMR RATM gM --++==++。 又有1?1**

?1t t t t t gy

RATM LVLQ LVLQ gy

-+=+，由于?t gy

是正常数，LVLQ t 与RATQ t 的关系是比较直观的，但是并不存在两者同时超过1或者同时低于1的必然性。

图2 LVLQ 与RATQ 曲线比较图

1992年到1997年、2004年到2005年LVLQ 大于1，但是1995年至1997年间RATQ 小于1。RA TQ 无法反映基期水平的影响。不能认为如果RA TQ 小于1，那么本年度或者下一年度将出现经济萧条；也不能认为如果RA TQ 大于1，那么本年度或者下一年度将出现经济繁荣。

RA TM 与RATQ 对LVLM 与LVLQ 所能起的辅助作用是很有限的，对名义货币供应量与国民收入间互动关系的解析应该主要依据LVLM 序列与LVLQ 序列。

至于使用t gM 、t gy 、Kt 等指标来评价货币政策效应的习惯作法，缺乏宏观经济理论基础的支持，也无法纳入价格预期因素的影响，即使与依据RA TQ 、RATM 性质的指标所进行的评价相比，从分析技术到分析结论都是比较粗浅的。

其次，从下面是LVLM 与LVLQ 在1990—2006年间时间序列数据折线图可以得出：

图3 LVLQ与LVLM曲线比较图

LVLM与LVLQ序列两者同在1994年达到第一峰尖值，LVLM在1998年达到波谷值，LVLQ在滞后一年后1999年达到波谷值，两者同在2005年达到第二峰尖值，但是计算（LVLM-1）*（LVLQ-1）发现在样本17年期间仅有8年是大于0的，其中1990—1991年、1996—1997年、2000—2003年以及2006年（LVLM-1）*（LVLQ-1）<0，并且计算其均值A（（LVLM-1）*（LVLQ-1））=0.000822，标准差SE（（LVLM-1）*（LVLQ-1））=0.007901 可以得出：

A（（LVLM-1）*（LVLQ-1））<0.75 SE（（LVLM-1）*（LVLQ-1））。表明1990—2006期间并不存在统计关系（LVLM-1）*（LVLQ-1）>0。

另外计算LVLM与LVLQ数列的相关系数可以得到r=0.145007，从而表明1990—2006期间两者并不存在明显的同调性，这意味着该时间段内货币政策对经济的促动效应不明显，此时间段内，分析显示货币政策效应偏低。

四、结论

由上述对我国1990年—2006年间以来货币政策效应测度研究，我国货币政策的实施的效果是偏低的，但并不能由此就确定“货币政策无效”的命题。其原因在于：

（1）从理论上看，“货币政策无效”命题成立的两个前提条件在我国并不存在。“货币政策无效”命题成立以来两个极为重要的前提:社会公众的理性预期和所有市场持续出清。这一要求，对我国正处于经济转型时期的社会公众来说是不可能达到的。事实上，许多西方经济学家认为，即使在美国这样的发达国家，也难满足这一条件。所有市场持续出清这一条件在我国更是毫不具备。我国当前所处的时期，市场机制尚未健全，商品市场、货币市场与劳动市场间很大程度上相互隔绝，更不用说地区封锁和部门垄断现象的严重存在，使各种资源无法在全国范围内有效配置，因此，不肯可能做到所有市场的出清，更别说持续出清。

（2）我国货币政策的实践表明，货币政策是在一定程度上是能够影响实体经济的。1990—1992年货币政策尽管使我国经济经历了大起大落，但是，货币政策不论是紧缩还是扩张，都能够达到预期的目的，虽然为此付出了巨大的经济成本。1992—1997年的经济“软着陆”，更是货币政策对我国经济有利调控，发挥重要作用的时期。1998年以后，尽管积极的货币政策对我国的经济的作用不是

很明显，但是如果没有货币政策，情况很可能会更糟。

（3）直接调控和间接调控方法都是调节经济的手段。由于世贸组织规则的存在，在很大程度上限制了直接调控手段的运用，但其调节经济运行过程中的作用是不可低估的，特别是在当前，我国处于经济转轨时期，市场经济体制尚未完全建立和完善，在货币政策的实施中，适当采用一些直接的调控方法，以配合政府的财政、价格等政策，将会对经济的健康发展起到重要作用，其对特定两者都是调控经济的手段，不存在谁优谁劣的问题，只是在不同的经济发展阶段，不同的经济形势下，发挥作用的方式和程度不同而已。直接调控手段的运用能够直接有力地作用于经济运行，所以，在设计和实施时一定要把握好时机和力度。

参考文献：

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[2] David Romer. Advanced Macroeconomics, Shanghai University of Finance and Economics Press, 1998

[3] Frederic S Mishkin. The Economics of Money, Banking, and Financial Markets[M], Shanghai University of Finance and Economics Press , 1998

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[5] Swanson, Norman. Money and Output Viewed though a Rolling Window，Journal of Monetary Economics ,1998, pp455-473

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[8] 汪红驹. 中国货币政策有效性研究. 北京：中国人民大学出版社, 2003

[9] 郑超愚. 中国货币政策效应的再测度. 数量经济技术经济研究, 2001,(6)

[10] 中国人民银行济南分行课题组.金融结构缺陷与货币政策传导有效性研究.济南金融, 2006,(8)

[11] 张凯,廖慧杰,刘启峰.我国货币政策有效性研究.湖南财经高等专科学校学报,2007,(6)

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作者：吕书良；

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附录：

y=α+β*t回归参数表

附录1：方程ln

t

π方程拟合回归参数表

附录2：

t

附录3：LnKt方程回归参数表