導(dǎo)語(yǔ)：貨幣產(chǎn)出方程的檢驗(yàn)研討一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

文獻(xiàn)回顧:貨幣對(duì)產(chǎn)出的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)研究

(一)圣路易斯方程的提出和發(fā)展研究貨幣與實(shí)際產(chǎn)出之間關(guān)系的最直接的辦法，就是對(duì)貨幣和實(shí)際產(chǎn)出進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。最早也是最簡(jiǎn)明的貨幣—產(chǎn)量回歸模型，是由美國(guó)圣路易斯聯(lián)邦儲(chǔ)備局的Anderson和Jordan于1968年完成的。因此，產(chǎn)量對(duì)貨幣的這一回歸方程在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中就被稱為圣路易斯方程。最初的圣路易斯方程，Anderson和Jordan(1968)最初選擇基礎(chǔ)貨幣作為貨幣行為變量，用名義收入作為被解釋變量，由于方程不能直接確定由貨幣引起的名義收入的變化是實(shí)際收入的變化還是價(jià)格水平的變化，所以就不能準(zhǔn)確判定貨幣與實(shí)際產(chǎn)出之間的相互影響關(guān)系。［2］Leeuw和Kalchbrenner(1969)認(rèn)為，美聯(lián)儲(chǔ)無(wú)法控制基礎(chǔ)貨幣中成員銀行的借入儲(chǔ)備和流通中的通貨存量。同時(shí)，基礎(chǔ)貨幣相對(duì)方程因變量名義GNP的變化不具有外生性;［3］而Davis(1969)堅(jiān)持認(rèn)為貨幣通過(guò)利率而非通過(guò)基礎(chǔ)貨幣或貨幣存量影響產(chǎn)出，因此選擇基礎(chǔ)貨幣作為貨幣政策行為變量是不合適的。［4］Batten和Hafer(1983)將圣路易斯方程用來(lái)做跨國(guó)比較檢驗(yàn)，該方程可以解釋6個(gè)不同國(guó)家的貨幣政策對(duì)名義收入的影響，為該方程更廣范圍的使用打下基礎(chǔ)。［5］(二)關(guān)于中國(guó)圣路易斯方程的實(shí)證檢驗(yàn)國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)貨幣的產(chǎn)出效應(yīng)認(rèn)識(shí)基本一致。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量波動(dòng)與產(chǎn)出波動(dòng)在長(zhǎng)期以來(lái)存在著穩(wěn)定的相互影響。孫立(2003)根據(jù)圣路易斯模型構(gòu)建包含貨幣政策變量和財(cái)政政策變量的基本方程，運(yùn)用多項(xiàng)分布滯后模型，檢驗(yàn)兩種政策對(duì)名義產(chǎn)出的影響效應(yīng)。他認(rèn)為適度貨幣政策對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用并不次于積極財(cái)政政策的促進(jìn)作用，甚至效用更加明顯。［6］鄭超愚與張燕(2005)運(yùn)用圣路易斯方程來(lái)建立中國(guó)財(cái)政赤字缺口與產(chǎn)出缺口的政策響應(yīng)函數(shù)，同時(shí)描述中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與財(cái)政政策和貨幣政策的互動(dòng)過(guò)程。結(jié)果表明，中國(guó)的貨幣政策或者具有適應(yīng)自然經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的被動(dòng)調(diào)整傾向，或者構(gòu)成導(dǎo)致和維持經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的基本政策因素。在包含貨幣政策效應(yīng)時(shí)，中國(guó)財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)有所增強(qiáng)，然而其反周期操作的超前干預(yù)能力減弱。［7］劉霞輝(2004)認(rèn)為在中國(guó)市場(chǎng)發(fā)育水平較低的情況下，頻繁的貨幣供給量波動(dòng)是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要原因。［8］國(guó)內(nèi)對(duì)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)影響產(chǎn)出變動(dòng)的傳導(dǎo)機(jī)制研究。戰(zhàn)明華與李生校(2005)利用1995－2003年的季度數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建多項(xiàng)分布滯后模型和VAR模型，來(lái)檢驗(yàn)不同口徑貨幣對(duì)產(chǎn)出的影響，分析結(jié)果認(rèn)為由于M2中城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款變化不僅影響總需求，而且還通過(guò)投資影響總供給。因此作為廣義貨幣供應(yīng)量的M2對(duì)產(chǎn)出變化具有實(shí)質(zhì)性影響，而且這種影響具有持久性。［9］張茵與萬(wàn)廣華(2005)發(fā)現(xiàn)貨幣波動(dòng)只是被動(dòng)適應(yīng)產(chǎn)出和價(jià)格的變化。價(jià)格波動(dòng)的主要原因是價(jià)格預(yù)期的變動(dòng)。預(yù)期變動(dòng)不單強(qiáng)烈地影響真實(shí)產(chǎn)出，并且在很大程度上也可以解釋貨幣波動(dòng)。［10］本文認(rèn)為應(yīng)當(dāng)重新估計(jì)和檢驗(yàn)中國(guó)圣路易斯方程，利用季度數(shù)據(jù)和多項(xiàng)分布滯后模型來(lái)探究貨幣與實(shí)際產(chǎn)出之間的相互關(guān)系和貨幣產(chǎn)出效應(yīng)的滯后長(zhǎng)度。

模型、數(shù)據(jù)選取和技術(shù)說(shuō)明

(一)分布滯后模型說(shuō)明本文貨幣產(chǎn)出回歸的計(jì)量基礎(chǔ)模型采用分布滯后模型(DistributiveLagModel)。分布滯后模型主要用來(lái)研究經(jīng)濟(jì)變量作用的時(shí)間滯后效應(yīng)，長(zhǎng)期影響以及經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系，用于評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)政策的中長(zhǎng)期效果，屬于動(dòng)態(tài)計(jì)量分析的范疇。一般的分布滯后模型:Yt=α+β0Xt+β1Xt－1++L+βmXt－m+μ模型形式上與一般多元線性回歸相似，但因?yàn)闇笞兞亢蜏笃陂L(zhǎng)度難以確定，兩者的參數(shù)估計(jì)有所不同。本文運(yùn)用阿爾蒙多項(xiàng)式法來(lái)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，在2階阿爾蒙多項(xiàng)式，將滯后期長(zhǎng)度取到4期?？紤]圣路易斯方程的一個(gè)例子:ΔlnYt=C+aΔlnMt+a1ΔlnMt－1+a2ΔlnMt－2+a3ΔlnMt－3+a4ΔlnMt－4+bT+c1D1t+c2D2t+c3D3t(2)其中:Yt，Mt分別代表t時(shí)刻實(shí)際總產(chǎn)出和貨幣供應(yīng)量，是模型的主要被解釋變量和解釋變量;Mt－1，Mt－2，Mt－3，Mt－4分別代表t－1，t－2，t－3，t－4時(shí)的貨幣存量，以考慮貨幣對(duì)產(chǎn)出的滯后影響;C，T分別代表常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)，以解釋實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)中的長(zhǎng)期趨勢(shì);D代表季節(jié)虛擬變量，以控制變量中有規(guī)則的季節(jié)變動(dòng)。由于研究數(shù)據(jù)是季度數(shù)據(jù)，所以本文設(shè)計(jì)三個(gè)虛擬變量，來(lái)區(qū)別一年中的四個(gè)季度。(二)數(shù)據(jù)選取本文所采用的主要變量是實(shí)際產(chǎn)出和貨幣供給量，用實(shí)際GDP來(lái)代表實(shí)際產(chǎn)出，而采用流通中的M1和M2來(lái)代表貨幣供給量。樣本時(shí)間區(qū)間為1994年1季度—2011年2季度，其中貨幣供給量的樣本值來(lái)自《中國(guó)人民銀行貨幣統(tǒng)計(jì)概覽》。根據(jù)說(shuō)明，各口徑貨幣供應(yīng)量的含義是:M0=流通中的現(xiàn)金;M1=M0+活期存款;M2=M1+定期存款+儲(chǔ)蓄存款+其他存款。而GDP樣本值數(shù)據(jù)來(lái)自《中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局季度數(shù)據(jù)庫(kù)》。1994—2011年之間的名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值通過(guò)計(jì)算，得出以1990年價(jià)格為不變價(jià)的實(shí)際GDP。在換算過(guò)程中，通過(guò)計(jì)算當(dāng)年的GDP平減指數(shù)，在把各個(gè)季度的名義GDP，折算成實(shí)際GDP。關(guān)于貨幣供給量的選擇采用M2還是M1，國(guó)內(nèi)外學(xué)者存在一定的爭(zhēng)議。當(dāng)今世界主要發(fā)達(dá)國(guó)家的中央銀行相比M1更為重視M2。國(guó)內(nèi)學(xué)者認(rèn)為，中國(guó)的金融發(fā)達(dá)程度比較低，貨幣傳導(dǎo)機(jī)制不暢，M1比M2對(duì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的解釋力更強(qiáng)，建議以M1作為貨幣政策的中間目標(biāo)。在本文的實(shí)際計(jì)量中，將兩者都納入研究范圍，尋找更合適的指標(biāo)采用到模型中來(lái)解釋實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。(三)計(jì)量技術(shù)說(shuō)明圣路易斯方程變量的滯后期通常采用多項(xiàng)式分布滯后(PolinomialDistributiveLagModel)技術(shù)確定。在實(shí)際建立多項(xiàng)分布滯后模型時(shí)，最為關(guān)鍵的是多項(xiàng)式階數(shù)的確定，既可以采用最小二乘回歸也可以避免多重共線性。Charfi和Guermazi(2012)在多項(xiàng)式分布滯后模型基礎(chǔ)之上，采用月度數(shù)據(jù)使用似不相關(guān)回歸方法(SeeminglyUnrelatedRegression)來(lái)研究名義匯率傳遞對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格和貨幣政策的影響。［11］根據(jù)本文的實(shí)際情況多項(xiàng)式選擇2次，滯后的階數(shù)為4，用普通最小二乘法回歸估計(jì)模型參數(shù)。(四)描述性統(tǒng)計(jì)分析描述性統(tǒng)計(jì)的優(yōu)點(diǎn)在于可以直觀的揭示變量之間的相關(guān)關(guān)系與動(dòng)態(tài)變化特征。從圖1可以看出，不同口徑貨幣供應(yīng)量與GDP之間的相關(guān)關(guān)系呈現(xiàn)出不同的變化特征，M1與GDP的增長(zhǎng)率波動(dòng)方向基本一致，時(shí)間上也較為同步;M2與GDP的增長(zhǎng)率波動(dòng)方向不完全一致，且呈現(xiàn)出一定的滯后性。改革開放之后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)開始較快增長(zhǎng)，在1994年GDP增長(zhǎng)達(dá)到高峰值，繼而在1996年達(dá)到GDP相對(duì)水平高峰值后隨即進(jìn)入收縮階段。然而，經(jīng)濟(jì)收縮趨向并未終止。在1997年中國(guó)遭受亞洲金融危機(jī)沖擊后，從1998年起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減緩。從1999－2000年經(jīng)濟(jì)有所回升，但是在2001年之后經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然緩慢。從2002年后國(guó)內(nèi)實(shí)際產(chǎn)出逐季加速，經(jīng)濟(jì)重新進(jìn)入擴(kuò)張階段，延續(xù)了長(zhǎng)達(dá)五年經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，直到2008年美國(guó)金融危機(jī)的爆發(fā)向全球蔓延之時(shí)。2009年中國(guó)實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)速度達(dá)到谷底，目前正處在逐漸恢復(fù)之中。圖1實(shí)際產(chǎn)出和不同口徑貨幣增長(zhǎng)率關(guān)系圖中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的同時(shí)，不同口徑貨幣供應(yīng)量變動(dòng)也不一致。在1992年前后經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)過(guò)熱的狀況，自1993年下半年中國(guó)人民銀行開始整頓金融秩序，實(shí)行適度從緊的貨幣政策，于是1996年經(jīng)濟(jì)成功實(shí)現(xiàn)軟著陸。在此之后央行在1996—1997年連續(xù)三次降息，在1998—1999年又連續(xù)四次降息，這期間進(jìn)行了頻繁的貨幣政策操作。如果說(shuō)1996－1997年三次降息是當(dāng)時(shí)物價(jià)回落后的自然回歸，那么1998—1999年的四次降息完全是中央銀行為擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量而主動(dòng)采取的重大貨幣政策措施。1998年中央銀行取消貸款限額控制，擴(kuò)大公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)，標(biāo)志著中國(guó)貨幣政策操作由直接調(diào)控轉(zhuǎn)變?yōu)殚g接調(diào)控。1998—2001年的貨幣政策順應(yīng)當(dāng)時(shí)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，在緩解外部沖擊的同時(shí)促進(jìn)內(nèi)需增加，貨幣政策在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面起到了積極作用。2001年底中國(guó)加入世界貿(mào)易組織，從此對(duì)外貿(mào)易進(jìn)入了快速發(fā)展的新階段。中國(guó)憑借自身的勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)，迅速成為全球加工貿(mào)易順差大國(guó)。央行在2001年之后連續(xù)五年的貨幣政策操作主要內(nèi)容就是反流動(dòng)性過(guò)剩。而我國(guó)流動(dòng)性過(guò)剩的主要原因是經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目下“雙高順差”，在強(qiáng)制結(jié)售匯制度下導(dǎo)致的由外匯占款的增加而引發(fā)的基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量增加。［12］隨著2007年美國(guó)次貸危機(jī)的爆發(fā)之后，全球經(jīng)濟(jì)的萎靡，我國(guó)寬松的貨幣政策再次回歸。

檢驗(yàn)結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)最基本的要求就是數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。否則，兩個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)回歸的結(jié)果很可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，即在統(tǒng)計(jì)結(jié)果上表現(xiàn)良好，但是不能給實(shí)際經(jīng)濟(jì)以有力的解釋。本文中所使用的季節(jié)數(shù)據(jù)，實(shí)際GDP和M1、M2在不經(jīng)處理之前都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。在通過(guò)對(duì)GDP和M1、M2對(duì)數(shù)變化，在求出一階差分值時(shí)，就變成了不含單位根過(guò)程的平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)。選擇這個(gè)對(duì)數(shù)差分即變量的增長(zhǎng)率，不僅可以滿足時(shí)間序列的平穩(wěn)性，而且可以充分反映經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況。(二)圣路易斯方程模型檢驗(yàn)結(jié)果本文首先采用不同的口徑的貨幣供應(yīng)量M1和M2作為解釋變量來(lái)與實(shí)際產(chǎn)出進(jìn)行回歸，運(yùn)用多項(xiàng)分布滯后技術(shù)來(lái)分別進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，方法采用最小二乘回歸。從表2的結(jié)果來(lái)看，檢驗(yàn)的效果似乎并不夠理想。結(jié)果顯示，采用M2比M1能更好地解釋回歸方程。貨幣存量當(dāng)期和滯后三期對(duì)實(shí)際產(chǎn)出有顯著影響;而貨幣存量滯后一期、滯后二期、滯后四期和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)均不顯著。經(jīng)過(guò)對(duì)比和調(diào)整，貨幣存量當(dāng)期、滯后三期組合與實(shí)際產(chǎn)出回歸，相對(duì)比較顯著;而滯后一期、滯后二期、滯后四期和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)均不明顯。因此，本文決定用貨幣存量當(dāng)期、滯后三期以及虛擬變量來(lái)回歸中國(guó)的圣路易斯方程。回歸結(jié)果如下:回歸方程如下:ΔlnYt=0.2501－0.5041ΔlnMt+0.2731ΔlnMt－3(3)(16.5266)(－2.4464)(2.5490)－0.5815D1t－0.1403D2t－0.2053D3t(－64.0070)(－15.6343)(－22.2859)從參數(shù)估計(jì)的顯著性來(lái)看，貨幣存量當(dāng)期和滯后三期與實(shí)際產(chǎn)出之間存在著穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。從模型回歸系數(shù)符號(hào)本身來(lái)看，實(shí)際產(chǎn)量的增長(zhǎng)同當(dāng)期貨幣存量的增長(zhǎng)呈反向變動(dòng)，而實(shí)際產(chǎn)量的增長(zhǎng)與當(dāng)期貨幣存量的滯后三期增長(zhǎng)呈正向變動(dòng)。方程短期乘數(shù)是－0.5041，延期乘數(shù)是0.2731，長(zhǎng)期乘數(shù)是－0.231。檢驗(yàn)結(jié)果表明，貨幣存量前期的增加與實(shí)際產(chǎn)出的增加是正相關(guān)的，從長(zhǎng)期來(lái)看貨幣對(duì)產(chǎn)出的影響并非中性。貨幣的內(nèi)生性和外生性的出現(xiàn)依賴于一定的條件，同時(shí)貨幣內(nèi)生性和外生性也有著豐富的表現(xiàn)形式。［13］然而，貨幣對(duì)產(chǎn)出的影響并非當(dāng)期得以實(shí)現(xiàn)，通常經(jīng)過(guò)兩個(gè)季度的滯后才有所表現(xiàn)。當(dāng)期的實(shí)際產(chǎn)出與當(dāng)期的貨幣存量變動(dòng)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，說(shuō)明貨幣當(dāng)局在貨幣政策的執(zhí)行上傾向于反向操作，奉行貨幣相機(jī)抉擇政策的表現(xiàn)，貨幣政策在中國(guó)成為緩和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要工具。綜合來(lái)看，貨幣當(dāng)局根據(jù)當(dāng)季的實(shí)際產(chǎn)出來(lái)調(diào)整貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)，而貨幣變動(dòng)的實(shí)際效果要在兩個(gè)季度以后才能顯現(xiàn)。(三)格蘭杰因果檢驗(yàn)分析格蘭杰因果檢驗(yàn)的基本思想是:如果變量X是變量Y的原因，那么其在統(tǒng)計(jì)上的表現(xiàn)是變量X應(yīng)該有助于預(yù)測(cè)變量Y，即如果在變量Y的回歸式中加入變量X的滯后變量，那么將顯著增加整個(gè)回歸的解釋能力。從這一思想出發(fā)，格蘭杰因果檢驗(yàn)的模型設(shè)定形式通常如下:Yt=∑aiXt－i+∑biYt－i+ut(4)Xt=∑ciYt－i+∑diXt－i+ut(5)檢驗(yàn)的原假設(shè)是H10:∑ai=0與H20:∑ci=0。如果只有一個(gè)原假設(shè)成立，則表明X與Y之間存在一個(gè)單向的因果關(guān)系;如果兩個(gè)原假設(shè)同時(shí)成立，則表明二者之間存在一個(gè)雙向的因果關(guān)系，檢驗(yàn)所用的統(tǒng)計(jì)量是在約束回歸與無(wú)約束回歸所得殘差平方和基礎(chǔ)上構(gòu)造的一個(gè)F統(tǒng)計(jì)量。由于格蘭杰因果檢驗(yàn)只對(duì)平穩(wěn)變量有效，文中ADF法檢驗(yàn)結(jié)果表明，各變量經(jīng)過(guò)一階對(duì)數(shù)差分處理后均在不同程度上平穩(wěn)，這是格蘭杰因果關(guān)系分析前提條件。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明:實(shí)際GDP是M1變化的格蘭杰原因，反之則不成立。根據(jù)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的定義，M1包含了流通中的現(xiàn)金和活期存款，由于單位活期存款是M1的主體，因此M1變化主要反映了企業(yè)流動(dòng)資金狀況。而實(shí)際產(chǎn)出的變動(dòng)直接影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況，進(jìn)而影響企業(yè)對(duì)貨幣的實(shí)際需求。從表面上看，只有在滯后兩階的情況下，實(shí)際GDP才與M2表現(xiàn)出一定的格蘭杰因果關(guān)系?？紤]到貨幣對(duì)產(chǎn)出的影響的確需要兩個(gè)季度的滯后期，這個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果與分布滯后模型的結(jié)論基本一致。貨幣當(dāng)局做出的政策改變?cè)谝欢ǔ潭壬鲜菍?duì)實(shí)際產(chǎn)出的響應(yīng)。總體看來(lái)，貨幣供應(yīng)呈現(xiàn)一定的內(nèi)生性，貨幣供給在相當(dāng)程度上由需求所決定。經(jīng)濟(jì)貨幣化進(jìn)程的深入，貨幣需求不斷增長(zhǎng)，使我國(guó)的貨幣供應(yīng)表現(xiàn)出內(nèi)生性，滿足了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的要求。［14］貨幣的實(shí)際產(chǎn)出效應(yīng)呈現(xiàn)明顯的滯后性，但是這個(gè)時(shí)滯基本維持在半年到一年以內(nèi)，一年半之后基本沒有什么影響。這一特征表明，央行可以利用貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)來(lái)實(shí)現(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)的宏觀調(diào)控。

模型結(jié)論性評(píng)述

圣路易斯方程這種簡(jiǎn)單的貨幣－產(chǎn)出回歸，其理論本質(zhì)就是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中社會(huì)總需求函數(shù)。在現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中，總需求函數(shù)表示為物價(jià)總水平與產(chǎn)品總需求之間的變動(dòng)關(guān)系;總供給函數(shù)表示為物價(jià)總水平與產(chǎn)品總供給之間的變動(dòng)關(guān)系。圣路易斯方程就是運(yùn)用現(xiàn)代貨幣數(shù)量論來(lái)簡(jiǎn)單地推斷出貨幣增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的關(guān)系。長(zhǎng)期增長(zhǎng)的基本條件是一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率接近自然增長(zhǎng)率。改革開放以后，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)基本上實(shí)現(xiàn)了較長(zhǎng)期高速穩(wěn)定的增長(zhǎng)。劉金全(2009)估計(jì)中國(guó)的自然增長(zhǎng)率維持在8.3%的水平，假設(shè)在2020年之前中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍將處于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)波周期之內(nèi)，這就意味著在此期限之內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率仍將維持在自然增長(zhǎng)率之上。預(yù)期中的增長(zhǎng)軌跡符合中國(guó)全面建設(shè)小康社會(huì)的戰(zhàn)略目標(biāo)。［15］貨幣政策作為宏觀調(diào)控的重要工具之一，其目標(biāo)的制定是十分重要。當(dāng)然，理想的貨幣政策應(yīng)該兼具雙重目標(biāo):既能將通貨膨脹穩(wěn)定在較低水平，又能實(shí)現(xiàn)潛在資源的充分利用。雙重任務(wù)使得貨幣政策應(yīng)該不再以貨幣供應(yīng)量為目標(biāo)，而是將通貨膨脹為目標(biāo)并將其維持在一定合理的區(qū)域之內(nèi)。貨幣政策在通貨膨脹目標(biāo)和資源利用兩者之間達(dá)到一定程度的平衡。從實(shí)際經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，各國(guó)的貨幣政策目標(biāo)大多都是在單一規(guī)則和相機(jī)抉擇中折衷選擇。當(dāng)通脹壓力不大時(shí)，貨幣相機(jī)抉擇可以刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);但是一旦面臨較大的通貨膨脹壓力，貨幣政策就會(huì)轉(zhuǎn)向單一規(guī)則控制物價(jià)水平。歐陽(yáng)志剛和王世杰(2009)通過(guò)估算認(rèn)為，貨幣政策對(duì)通貨膨脹率的調(diào)節(jié)區(qū)間為2.196%－3.123%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的調(diào)節(jié)區(qū)間為8.152%－8.183%。［16］這一目標(biāo)域意味著當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率或通貨膨脹率高于調(diào)節(jié)區(qū)間的上限，央行應(yīng)以通貨膨脹為主要調(diào)控目標(biāo)，實(shí)施適度從緊的貨幣政策;當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率或通脹率低于調(diào)節(jié)區(qū)間的下限時(shí)，央行應(yīng)以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為主要調(diào)控目標(biāo)，實(shí)施適度寬松的貨幣政策。李雪松和王秀麗(2011)發(fā)現(xiàn)價(jià)格型貨幣政策工具效果較強(qiáng)但持續(xù)期較短，而數(shù)量型貨幣政策工具效果較為溫和但持續(xù)期較長(zhǎng)。因此建議央行在運(yùn)用貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)，注重價(jià)格型貨幣政策工具與數(shù)量型貨幣政策工具的合理搭配使用。［17］從長(zhǎng)期來(lái)看，中國(guó)貨幣政策的基本操作是反向操作。不同口徑貨幣存量變動(dòng)與實(shí)際產(chǎn)出在不同時(shí)間呈現(xiàn)不同方向的變動(dòng)，貨幣存量當(dāng)期與實(shí)際產(chǎn)出是反方向變動(dòng)，而貨幣存量的滯后三期是同方向變動(dòng)。貨幣當(dāng)局根據(jù)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變動(dòng)，運(yùn)用貨幣政策來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的緩和化。［18］與中國(guó)的財(cái)政政策的加速器作用不同，貨幣政策的作用在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中相當(dāng)于減震器的作用。然而在實(shí)踐過(guò)程中，卻可能因?yàn)樨泿耪叽嬖诘臏笮裕率蛊浜暧^調(diào)控效果大打折扣，甚至可能加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。中國(guó)貨幣政策是一種不穩(wěn)定的貨幣政策規(guī)則，通貨膨脹或者通貨緊縮的發(fā)生有著自我實(shí)現(xiàn)的機(jī)制。［19］以2007年的貨幣政策實(shí)踐為例，我們可以看到貨幣政策滯后性不僅不能緩和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，反而可能加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。2007年中國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了自2000以來(lái)的最嚴(yán)重的通貨膨脹。始于2007年年初的食品價(jià)格上漲，在當(dāng)年的6月和10月CPI兩度達(dá)到6.5%，在11月CPI更是高達(dá)6.9%，創(chuàng)下了當(dāng)年的紀(jì)錄。面對(duì)空前的通貨膨脹壓力，貨幣政策逐漸從“穩(wěn)健”轉(zhuǎn)為“從緊”。一年之內(nèi)，中國(guó)人民銀行連續(xù)6次上調(diào)人民幣存貸款利率。其中，一年期存款基準(zhǔn)利率從2007年初的2.52%上調(diào)至年末的4.14%，累計(jì)上調(diào)1.62個(gè)百分點(diǎn)。然而，美國(guó)在2007年夏天的次貸危機(jī)，把全球經(jīng)濟(jì)帶入經(jīng)濟(jì)危機(jī)的境地。長(zhǎng)期以來(lái)，依靠出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中國(guó)經(jīng)濟(jì)，在美國(guó)經(jīng)濟(jì)危機(jī)的大背景下，也難以獨(dú)善其身。由于貨幣政策的效果顯現(xiàn)存在一定的滯后性，當(dāng)“從緊”的貨幣政策遭遇已經(jīng)開始下滑的經(jīng)濟(jì)時(shí)，可能加劇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減緩的速度。事實(shí)上，從2007年第三季度開始，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度開始放緩，呈現(xiàn)逐季回落的態(tài)勢(shì)，季度降幅在0.5%左右;從11.5%的增速降至2008年第二季度的10.1%。

貨幣政策的滯后性是貨幣當(dāng)局判斷經(jīng)濟(jì)形勢(shì)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策的重要參考依據(jù)，對(duì)運(yùn)用貨幣政策工具來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和緩和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，具有十分重要的意義。通過(guò)對(duì)中國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況的考察，本文中的分布滯后模型對(duì)貨幣與產(chǎn)出的回歸，比較符合中國(guó)近二十年來(lái)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)狀態(tài)。第一、貨幣與實(shí)際產(chǎn)出的變動(dòng)基本上呈現(xiàn)正向相關(guān)趨勢(shì)，從長(zhǎng)期來(lái)看貨幣政策使經(jīng)濟(jì)波動(dòng)逐漸趨于緩和化;第二、從貨幣—產(chǎn)量的回歸結(jié)果可以看到，當(dāng)期貨幣存量的變動(dòng)方向與實(shí)際產(chǎn)量的變動(dòng)呈現(xiàn)反方向變動(dòng)，但是貨幣存量的滯后三期對(duì)實(shí)際產(chǎn)出呈現(xiàn)同方向的變動(dòng)。這表明貨幣政策存在著一定的滯后性，長(zhǎng)度在半年到一年以內(nèi)。貨幣政策作為宏觀調(diào)控的重要工具之一，即可以緩和經(jīng)濟(jì)波動(dòng);也可能因?yàn)榇嬖诘臏笮裕瑢?dǎo)致或者加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。貨幣對(duì)產(chǎn)出的影響具有明顯的非對(duì)稱性，其影響依賴于其所處的經(jīng)濟(jì)周期。經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)和低速增長(zhǎng)、貨幣供給的高速增長(zhǎng)和低速增長(zhǎng)階段以及通貨膨脹率的加速和減速都可能影響貨幣對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的作用。

本文作者：晁靜工作單位：中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院