我国货币政策对实体经济影响研究

李灵舒

摘要：货币政策是国家进行宏观调控的重要手段之一，对国家宏观经济发展起着决定性的作用。本文基于协整检验和因果检验，对不同层次的国内生产总值与货币供应量之间的关系进行了实证分析。研究的相关结论对我国货币政策的制定有一定的参考作用。

关键词：货币政策；实体经济；经济增长；影响

中图分类号：F822.0 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2017）001-0000-02

作为与财政政策并驾齐驱的国家宏观调控政策之一，货币政策由于其对经济具有财政政策不可替代的总体影响和短期微调的特点，随着我国市场经济体制的建立，其作用愈来愈大，对经济的影响不可同昨日相提并论而且，在国有企业和银行改革的攻坚阶段，在我国加WTO之后，在我国商业银行改革如火如茶之时，在金融市场日新月异之际，在存在越来越详细的数据信息的今天，将货币政策纳入新的框架进行研究和分析，对我国的政策制定和实施都是绝对必要的。

本文通过实证货币供应量与实体经济的经济增长的关系，旨在探讨我国货币政策对实体经济的经济增长有何影响，怎么影响。为应对、或预防金融危机提供货币政策辅助，深入研究我国货币供应量对实体经济的经济增长的影响有利于实现货币政策对宏观经济的有效调控，提出合理的经济增长目标，实现宏观经济目标，具有重要的现实意义。

本文将在货币供应量对实体经济的经济增长影响的理论基础和基本模型及传递机制的基础上，选取我国从2004年到2014 年相关数据进行实证研究，全面分析我国货币政策对实体经济的经济增长的影响。

一、 变量选取与数据说明

本文检验的主要是国内实体经济的经济增长受实行货币政策的影响，所以选取2004至2014年季度相关数据作为本次研究样本，实体经济的经济增长代理的变量为GDP当期的变量，用GDP表示。在货币政策上，用M1代表货币的狭义供应量，指M0中包含公司单位活期存款；用M2表示货币的广义供應量，指M1包含公司单位的居民储蓄存款、其他存款以及定期存款。M1主要代表了通过现实所需的角度表现实体经济的经济增长中货币供应量对其产生的影响，M2代表了任何能够成为现实购买力的货币方式，一般反映的是未来通货膨胀的压力和社会总需求变化。

上文所有数据来自中国人民银行网站以及中国景气月报。其中，M0，M1，M2代表的不同口径货币供应量是从中国人民银行网站获取，GDP资料来源于中国景气月报。为了避免季度数据产生的波动对实证结果产生影响，对当期的货币供应量序列以及GDP序列选取对数，分别表示为LM0、LM1、LM2以及LGDP。实证需用到Eviews6.0计量经济学软件。

二、实证分析

1.时间变量的平稳性检验

目前我国多采用ADF单位根检验方法检测时间序列变量平稳性，此检测方式是经过多次差分的方法八把非平稳序列庄边成平稳序列，单位根检验是其使用的理论方法，常用的办法为ADF检验，由于篇幅限制，这里不详述检验过程，最终检验证明在一定置信水平下变量是平稳的。

2.协整关系检验

协整关系检测的大体思路为：若多个（或两个）的时间序列变量不平稳，但是它们线性之间的某种组合之间却呈现出平稳性，则这组变量中所显示出现稳定关系的处在，就是协整关系，也可以说，这组变量如果具有自己的长期波动规律，如果它们没有协整关系，那么它们之间就不会存在长期稳定的关系；相反也可以说它们之间存在长期稳定的关系。只有当协整变量中存在长期稳定的关系，才可以进行回归分析。

采用EG两步检验法，其过程为：如果序列变量Yt和Xt都属于n阶单整，通过一个变量对另一个变量进行回归，即为：

用和代表回归系数的估计值则模型残差估计值为：

如果：I（0），Yt与Xt就带有协整关系，说明Yt与Xt中的均衡关系长期稳定。本文使用JJ检验法，在对M0， M1， M2的增长率时间序列以及GDP增长率各取对数后，在对其进行差分的处理，使其平稳，最后分别对它们实现协整关系检验。

从检验结果中可以看到，按照检验水平0.05进行判断，因为迹（Trace）统计量检验有15.49471<23.45915，3.841466>0.048102；最大特征值（Max-Eigen）统计量检验有14.26460<23.41105，3. 841466> 0.048102，所以GDP和M0序列二者中存在协整关系。其协整方程如下：

GDP=1 .450204 M0+3.835979

（0.04427）

[-32.7556]

按照检验水平0.05进行判断，由于迹（Trace）统计量检验有15.49471<32.34529 ，3.841466>0.007031；特征最大值（Max-Eigen）统计量检验有14.26460<32.33825，3.841466>0.007031，因此GDP与M1序列二者之间存在协整关系。其协整方程如下：

根据检验水平0.05进行判断，由于迹（Trace）统计量检验有15.49471<28.36910，3.841466>2.174898；特征最大值（Max-Eigen）统计量检验有14.26460<26.1942，3.841466>2.174898，因此GDP与M2二者之间存在协整关系。其协整方程如下：

通过上述协整方程可以看出，不同口径的货币供应量M0，M1，M2都对实体经济的经济增长产生正向的影响。

由此可见，货币政策的扩张对国内生产总值的增加可以起到推进作用，加快实体经济的经济增长速度。缩紧的货币政策可以减缓经济的增长，国内生产总值收到货币供给量的影响。我国可以将基础货币供应量作为货币当局的重点监控目标，这恰好配合了我国目前的货币政策。而我国金融市场不断在发展，金融工具在不断创新，金融制度也在不断更新，实体经济的经济增长收到M1，M2的影响会越来越大。但是，实体经济的经济增长的原因是不是M0，M1，M2，若是，又为其增长做了多少贡献，这些必须进行Granger的因果检验来解释。

3.Granger因果检验

我们通过协整关系检验了解到变量之间的关系存在着长期均衡的情况，但是究竟谁影响了谁无从得知，所以，对一个变量能不能引起另外一个变量变化的判断，成为了计量经济学中十分重要的问题之一。恰好1969年GrangerC提出的因果检验能够解决此类问题。

一般检验方程如下：

原假设为H0：=0，备择假设为H0：≠0（i=0，1，2，…，n）。若H0成立则有：

其中，样本容量为n，m是无限制回归方程的数量，限制中的参数个数r，RSS0是有限制回归方程的残差和RSS1无限制回归方程的残差和。

前述中我们已经论证了了 M2，M1与GDP之间有着协整关系，接下来需要对GDP与M1，M2进行格兰杰因果检验。我们分别通过选取滞后期为2和滞后期为1，对GDP和M1，M2进行Granger因果关系检验。

从数据中可以发现，实体经济的经济增长与货币供应量之间有着因果关系，能够相互影响，构成一个复杂的循环。这证明实体经济的经济增长和货币政策之间有着一定的互联系。

4.脈冲响应函数

本文通过采用脉冲响应函数对实体经济的经济增长受到货币供给量的影响进行分析。从实证结果中可以看出，当对M0，M1，M2的随机扰动项进行一个标准差大小的冲击时，M0对实体经济的经济增长呈波动的正向作用，M2比M1对实体经济的经济增长冲击的影响幅度要大。当对GDP的随机扰动项进行一个标准差大小的冲击时，对M0变成负向作用，后变为正向作用，并逐渐稳定，对M1的影响一直是正向作用，对M2的影响首先为负向作用，之后为正向作用并趋于稳定。

实证研究表明：从长期来看，GDP与货币供给之间存在协整关系，二者之间存在因果关系，相互影响，形成一个复杂的循环。即一方面货币供应量的变化会引起实体经济的经济增长的变化；另一方面实体经济的经济增长的变化也会引起货币供应量的变化。

对于我国货币政策对实体经济的经济增长影响的研究，不少学者都从不同的角度进行了深入研究，并试图寻找两者之间确定性的关系。因此，笔者从货币供应量传导机制的角度分析我国货币政策对实体经济的经济增长的影响，探讨了我国货币政策对实体经济的经济增长影响效果的变化。随着我国经济的向前发展，金融市场的逐步完善，货币供应量政策越来越对实体经济的经济增长产生不容忽视的影响。因此，我国应结合目前的经济形势，适时提出并完善我国货币政策，制定正确的宏观经济调控政策。

参考文献

[1]赵听东，陈飞，高铁梅.我国货币政策工具变量效应的实证分析[J].数量经济技术经济研究，2012.

[2]王雪标，王志强.财政政策、金融政策与协整分析[M].大连：东北财经大学出版社，2013.

[3]王晓芳，黎紫丹.中国货币正价值实证研究[J].数量经济与技术经济研究，2014（9）.

[4]郭菊娥.中国货币政策调控模式运行机制研究[M].北京：中国金融出版社，2011.

[5]徐龙炳.货币政策效果的度量[M].上海：复旦大学出版社，2011.

[6]王明舰.中国通货膨胀问题分析：经济计量方法与应用[M].北京：北京大学出版社，2011.

[7]汪红驹.中国货币政策有效性研究[M].北京：中国人民大学出版社，2013.

[8]刘金全.现代宏观经济冲击理论[M].吉林：吉林大学出版社，2013