货币政策调控与宏观经济波动：基于ARDL—ECM模型的实证分析

朱万里 郑周胜

[摘 要]结合Sidrauski研究，建立货币政策调控对宏观经济影响的微观传导模型，基于ARDL-ECM模型，利用2008～2016年的月频数据，检验金融危机爆发以来我国货币政策调控对宏观经济波动的影响。研究结果表明：从长期来看，宏观经济波动不仅与货币供应量、利率存在协整关系，而且与消费物价指数、资本市场价格之间密切相关；从短期来看，宏观经济波动主要受到货币供应量、消费物价指数影响，利率的影响并不显著。最后，从加强货币供应量管理、推进利率市场化改革、关注消费物价与资本市场价格波动等方面提出加强货币政策调控、促进宏观经济平稳运行的建议。

[关键词]货币供应量；利率；通货膨胀率；资产收益率；宏观经济波动；ARDL-ECM

[中图分类号]F822 [文献标识码] A [文章编号]1673-0461（2018）06-0092-06

一、引 言

国际金融危机爆发以来，世界经济陷入深度低迷与衰退，受此影响，中国出口规模大幅下降，部分企业关停倒闭，失业增加，经济增速急速下挫。为扭转经济下滑趋势，中国适时调整经济政策，实施积极的财政政策与货币政策，通过扩大内需，抵消外需不足给宏观经济造成的负面效应。中国一方面出台4万亿经济刺激计划，增加政府财政支出，另一方面增加货币供应量、下调存贷款基准利率，以刺激经济企稳并向前发展。在短时间内，扩张性财政与货币政策有助于宏观经济企稳，但随着时间推]，该政策也导致产能过剩、债务高企、金融风险积聚等现实困顿。对于货币政策而言，中国货币政策调控对宏观经济波动的影响以及探讨货币政策的实施效果，是一项值得深入研究的课题。

目前，学界对货币政策与宏观经济波动的动态关系研究主要采取向量自回归模型（VAR）与动态随机一般均衡模型（DSGE）进行分析。VAR模型认为所有变量都是内生的，无需经济理论基础，可以通过脉冲响应函数分析变量之间的动态关系，但VAR模型要求变量是平稳序列。DSGE模型则需要立足严格的经济假设，在确保所有市场出清的情况下，随机变量扰动对经济变量的动态影响，但严苛的假设条件与复杂建模要求，使得其结果与现实存在较大出入。相比较而言，自回归分布滞后与误差修正模型（ARDL-ECM）不需要严苛的模型假设条件与变量同阶单整要求，也能检验变量之间的长期关系。目前，学界应用的ARDL-ECM模型分析货币政策与宏观经济波动关系的文献较少。对此，本文通过建立货币政策调控的微观传导模型，运用ARDL-ECM模型，利用2008～2016年的月频数据，检验金融危机爆发以来我国货币政策调控对宏观经济波动的影响，最后得出结论与建议。

二、文献回顾

随着央行货币政策调控的日渐频繁，货币政策对宏观经济波动的影响成为学界关注的焦点。传统货币数量论提出，市场具有很强的自我调节能力，能够实现价格的自我出清，货币供应量只会影响价格，不会对实际产出构成影响。魏克赛尔对此持反对意见，认为货币中性的条件是银行利率与自然利率相等，否则经济就会发生扩张或收缩。20世纪20～30年代爆发的经济危机，给痴迷市场全能的古典经济学观点以沉重打击，时代呼吁新的理论的出炉。1936年，凯恩斯指出，经济发生衰退需要发挥政府的调节功能，实施扩张性财政政策与货币政策，调节社会总需求，减少失业，促进经济平稳发展。弥补市场失灵。从此，采用货币政策干预宏观经济成为学界与政界的主流观点。尽管20世纪70年代西方世界的“滞胀”问题，使得被奉为圭臬的凯恩斯主义走到尽头，但是货币主义学派、理性预期学派等几乎都承认，至少在短期内货币政策对宏观经济波动的影响依然存在，具有产出效应。

货币当局在货币政策调控过程中运用货币政策工具，通过金融机构、金融市场等途径，改变企业、居民等微观主体的决策，进而影响宏观经济。长期以来，在货币政策中介目标中存在瞄准货币供应量与瞄准利率的争议，其背后体现出数量型货币与价格型货币调控差异。数量型调控主要关注货币供应量，货币供给通过改变市场主体的需求函数、使得名义价格与实际价格发生偏离，影响市场主体的消费与投资行为，进而对实体经济产生真实效应。价格型调控把利率作为中介目标，认为利率是企业、居民开展投资、消费决策的重要信号，构成央行货币政策与宏观经济运行的良好连接点与传达点。

中国在1994年以来就把货币供应量作为货币政策调控的中介目标，M2与信贷增长是央行与金融机构主要关注的对象。刘晓倩、王元月（2012）[1]通过建立联立方程，对1996～2010年我国货币供应量对宏观经济的影响进行分析，发现增加货币供应量在短期内能够拉动GDP增长，但是GDP增长到一定时期会停滞甚至下降。张金城（2014）[2]建立动态一般均衡模型，发现货币供给与实际产出存在显著的双向波动溢出效应，货币政策扩张不仅促进产出增长，而且也会提高通货膨胀风险。刘轶、王刚等（2016）[3]持有类似观点，认为货币供给冲击在短时间内对产出、投资、通胀出现较大波动。随着经济环境与金融创新的快速发展，货币供应量与产出的稳定关系逐步松动，市场化特征的利率对宏观经济的影响愈发显著。奚君羊、贺云松（2010）[4]在分析中国货币政策的福利函数时指出，货币供应量变动比利率变动造成的福利损失更大，需要推进货币供应量中介目标向利率中介目标转型。金中夏、洪浩等（2013）[5]也认为，利率市场化改革使得货币政策利率传导渠道会更加顺畅，货币政策冲击对实体经济影响的持续性会增强，有助于改善经济結构并促进经济可持续发展。然而，李琼、王志伟（2009）[6]、王彬（2010）[7]等学者对中国货币政策中介目标有效性持不同观点，他们认为泰勒规则在中国是一种不稳定的利率规则，利率对产出缺口的相关性较低，以存款基准利率为代表的货币政策调控能够解释部分产出、消费与投资波动。这表明，尽管货币政策由数量型向价格型转变是中国未来发展趋势，但是在经济转型阶段，货币供应量与利率不是“非此即彼”的关系，都属于货币政策调控的重要中介目标。

综上分析，学者们运用不同方法对货币政策有效性或产出效应进行研究，得出许多有价值的观点。本文将在前人研究基础上，建立货币政策影响经济波动的微观传导模型，实证检验货币政策调控对宏观经济波动的影响情况，进而为完善我国货币政策调控提供决策参考。

三、货币政策影响经济波动的微观传导模型分析

（一）基础模型

本文在Sidrauski（1967）[8]研究基础上，进一步分析货币政策调控对微观主体决策的影响，形成货币政策调控对宏观经济影响的微观机制。假设市场中有无数个家庭，其效用函数（U）是由消费、实际货币以及闲暇组成。时间贴现率为β（0<β<1），家庭的福利函数是其当前和未来时刻效用水平的贴现，即：

（二）货币政策调控对家庭财富与企业产出的影响

我国货币政策调控是通过准备金、再贴现、公开市场业务操作及其他非常规货币政策工具，调节市场中货币供应量与利率水平，影响市场微观主体的消费与投资决策，进而给宏观经济运行造成冲击。假设货币供给（mt）与前一期相关联且存在随机性，利率（rt）变动也存在类似特点，可得出：

mt=ρmmt-1+um，t（6）

rt=ρrrt-1+ur，t（7）

式（6）、（7）中，ρ（0<ρ<1）表示相邻两期变量的传导系数，u表示随机扰动项。假设家庭效用函数是风险规避型，其表达式是：

其中0<α<1，η>0，γ>0。家庭总财富（At）是由投资收益、工资收入与货币三部分组成，其中投资收益包括实物资产（k）与金融资产投资（d）。由此，家庭拥有的总财富为：

式（10）中右边第一项是货币政策对家庭财富的固定冲击，第二项是货币政策调整产生的冲击部分。由此可见，货币政策通过利率变动影响家庭的财富收益，通过货币供应量变动影响家庭手中持有的货币价值。家庭为了降低经济损失、增加财富收益，会主动调整资产结构与手中的货币持有量，转变原有的消费投资决策，进而对实体经济产生影响。

在两部门经济中，企业产出转化为家庭的投资收益与劳动工资，即Yt=F（Kt，Lt）=atrt+wt。结合式（2），令At=at+mt，企业总产出可以表示为：

式（12）中右边第一项是货币政策对企业产出的固定冲击，第二项是货币政策调整产生的冲击部分。可以看出，货币政策通过利率变动影响企业融资成本，影响其投资决策，进而影响企业总产出。货币供应量变化通过通胀调整传导给企业生产决策，并影响企业总产出。从随机扰动项组成可以看出，货币供应量与利率对产出的影响具有交互作用，对企业产出具有动态效应。

基于上述分析可知，货币政策调控是央行调整货币供应量与利率，导致市场通货膨胀、投资成本以及资产收益发生变动。在此背景下，理性的家庭与企业将结合市场价格变动，适时调整消费、投资决策（包括规模、结构以及期限），进而给宏观经济造成冲击，并产生相应的动态影响。文章第三和第四部分将采用Microfit4.1软件，结合相关数据，实证分析国际金融危机后我国货币政策调控通过微观传导机制，如何影响宏观经济波动的。

四、实证模型设定与变量选择

（一）模型设定

为考察货币政策调控对宏观经济波动的影响，本文将采用自回归分布滞后模型（ARDL）进行估计。ARDL由Pesaran（1997）[9]提出，其优势表现在不需要变量同阶单整，也可以检验变量之间的长期关系，同时在小样本情况下ARDL估计结果更加稳定。结合上述分析，本文建立以下模型：Vol=f（M，r，CPI，AI，U），其中，Vol表示经济波动；M是货币供应量；r表示利率；CPI表示通货膨胀；AI表示资产收益；U是随机误差项。货币政策影响宏观经济波动的ARDL模型具体表达式是：

？驻lnVolt=β0+β1lnVolt-1+β2lnMt-1+β3lnrt-1+

β4lnCPIt-1+β5lnAIt-1+■γ1i？驻lnVolt-1+■γ2i？驻lnMt-i+■γ3i？驻lnrt-i+■γ4i？驻lnCPIt-i+■γ5i？驻lnAIt-i+vt（13）

其中，？驻是滞后算子，βi、γi分别为变量的长期与短期相关系数，q是模型的最大滞后阶数，v是服从正态分布的白噪声序列。ARDL建模包括两个阶段：首先，运用边界检验法检验变量间的关系，通过计算出F统计量，判断变量之间是否存在长期稳定关系，通过ARDL模型估计变量之间的长期关系系数；然后，建立与ARDL模型相对应的误差修正模型（ECM），研究经济系统受到短期冲击的修正过程（Pesaran etc，2001）[10]。

（二）变量选择

在实证分析前，具体变量说明如下：

1.被解释变量

经济波动，通常认为，GDP是反映当前宏观经济发展的重要指标。但用GDP衡量宏观经济波动过于笼统，为了保证样本信息量，采用月频数据作为分析样本。在此，选择与经济波动密切相关的生产资料订单指数（Vol）作为替代变量，描述经济周期波动与走向。

2.解释变量

文章宏观层面的核心解释变量是货币供应量和市场利率，代表了货币政策变动。如上文所示，货币政策效应将会传导至微观家庭和企业，家庭和企业根据通货膨胀和资产收益的变动情况，调整自身的最优决策，进而对宏观经济带来波动。为此，引入通货膨胀率以及资产收益率作为微观层面的解释变量。

（1）貨币供应量：各国货币当局往往根据“货币性”“流动性”差别，把货币供应量分为M0、M1、M2以及M3等，其中，M2是货币政策调控的重要参考指标，仿照学界通常做法，选取M2作为衡量货币供应量的指标。

（2）市场利率：银行间同业拆借利率是银行对不同期限拆借产品进行报价，并对报价进行加权平均的利率，仿照刘达禹等（2017）[11]的做法，为了更好的反映出市场利率短期波动，本文选取7天期银行间同业拆借利率作为市场利率指标。

（3）通货膨胀率：消费者物价指数是反映与居民生活相关的商品与劳务的物价变动指标，常常被用于衡量社会的膨胀状况。在此，本文使用环比的消费者物价指数作为通货膨胀变量。

（4）资产收益率：金融资产收益是影响金融主体的财富、持币规模以及投资结构的重要因素。本文选取上证指数的收盘价格，对该指数取对数作为反映金融资产收益变动的指标。

本文的样本期是2008年1月至2016年12月，所有数据均来源于历年《中国统计年鉴》《中国金融统计年鉴》、中经网统计数据库、wind数据库、东方财富网等整理得出。

五、实证检验结果分析

（一）单位根检验

由表1可以看出，水平变量Vol和ln（AI）都存在单位根，是非平稳的，但是一阶差分后，在5%的显著性水平下两个变量都是平稳数列，满足 I（1），其余三个变量的水平值都是平稳的，满足I（0）。因此，本文所用到的变量符合I（0）或I（1）平稳，没有超过I（1），可以运用ARDL方法研究变量之间的相互关系。

（二）协整检验

在进行ARDL检验前，首先需要确定变量之间是否存在长期协整关系。本文利用Microfit4.1软件进行边限检验，通过计算相关的F统计量来判断。滞后阶数则通过赤池信息准则（AIC）或施瓦茨贝叶斯准则（SBC）确定，结果显示，最优滞后阶数为2，协整检验结果如表2。

Pesaran etc（2001）在1%、5%、10%的显著性水平下，分别报告了一对临界值，一个临界值假定变量为I（0）过程，另一個临界值为I（1）过程，如果F统计量的值高于较大的临界值，拒绝无协整关系的零假设，表明变量间存在长期的协整关系；如果F统计量低于较小的临界值，则不能拒绝原假设，表明变量间不存在协整关系；若F统计量介于两个临界值之间，则无法确定变量间是否存在协整关系。

从表2的检验结果可以看出，当Vol作为被解释变量时，F统计量的值为2.12，大于显著性水平为10%较大的临界值，表明在10%的显著性水平下，变量之间存在长期的协整关系。

（三）长期和短期均衡系数估计

在确定变量间存在长期的协整关系后，需要通过ARDL模型估计解释变量对被解释变量的长期和短期影响。在长期系数估计时，先要确定模型中变量的滞后阶数。对此，本文使用SBC准则确定模型中各变量的最优滞后阶数，发现ARDL（3，1，0，1，0）模型比较合适，（3，1，0，1，0）分别针对文章构建的计量模型（13）中的滞后期的上限。模型的结果见表3。

从表3的结果可以看出，所有变量的系数至少在10%显著性水平下通过显著性检验。货币供应量与生产资料订单指数之间的关系为正，其弹性为2.4220；利率与生产订单指数呈负相关，其弹性为-1.2841；CPI、AI与生产订单指数呈现正相关，其弹性分别是6.2830和1.0206。这些表明，长期来看，增加货币供应量、降低利率都有助于提升生产订单指数，对宏观经济波动产生正向冲击，微观层面，CPI与证券收益率的提高也发挥着促进经济扩张的类似作用。

得到协整方程的长期系数之后，可求得误差项的估计值。本文采用基于ARDL模型的误差修正模型（ECM）来研究各个解释变量的对Vol的短期动态调整关系。

其中，模型中的ECM为误差修正项，系数λ反映的是变量之间的均衡关系偏离长期均衡水平时，将其调整到长期均衡状态时的调整速度。误差修正模型通过ARDL模型能够反映变量之间的短期动态关系，具体结果见表4。

从表4的结果可以看出，从短期来看，？驻Vol1、？驻Vol2对？驻Vol的影响通过1%的显著性检验，其系数为负数，分别是-0.3492和-0.2589。？驻ln（M2）和？驻CPI对？驻Vol的影响分别通过5%、1%的显著性检验，其系数为正数，其弹性分别1.4327和3.1405，但r对宏观经济波动的影响不显著，可能的原因是利率效应需要一个较长的时期才能显现。方程的误差修正项系数ECM（-1）为负数，调整方向符合预期，在10%显著性水平通过检验，这表明货币政策调控能够使经济波动逐渐恢复至长期均衡状态。具体来看，误差修正项的系数为-0.0982，意味着经济波动受到短期影响，系统会以9.82%的速度向长期均衡方向调整。此外，为检验模型的稳定性，本文采用CUSUM检验和CUSUMSQ检验来检验误差修正方程的残差，结果显示残差没有偏离边界范围，表明估计值是稳定、可靠的。

（四）格兰杰因果关系检验

上述协整检验和ARDL-ECM模型，证实了各解释变量对被解释变量存在长期和短期影响。为进一步检验变量之间的因果关系，本文运用格兰杰因果关系检验对Vol、ln（M2）、r、CPI、lnAI之间的关系进行进一步分析。在格兰杰因果关系检验中，当F统计量伴随概率值低于10%时，表示拒接原假设，反之应接受原假设。从表5可以看出，在滞后2期时，货币供应量、利率、物价指数以及资产收益率都构成生产资料订单指数的格兰杰原因，货币供给量、CPI和Vol存在双向因果关系。这表明，货币政策调控是引致宏观经济波动的重要因素。

六、结论与政策建议

本文在前人研究基础上，建立货币政策影响宏观经济波动的微观传导模型，采取ARDL-ECM模型实证检验货币政策调控对宏观经济波动的影响情况，研究结果表明：？譹？訛从长期来看，宏观经济波动不仅与货币供应量、利率存在协整关系，而且与消费物价指数、证券市场价格之间也存在相关性。？譺？訛从短期来看，宏观经济波动主要受到货币供应量、消费物价指数影响，利率的影响并不显著。这表明，我国货币政策正处于由数量型向价格型转型阶段，利率传导机制还不够健全完善，至少表明，短期内，货币供应量对经济波动的影响要比利率对经济波动的影响占优，这和杨源源等（2017）[12]的观点相似。

由此，本文提出如下政策建议：一是加强货币供应量管理，保持适度的货币供应增速与规模。当前，控制货币供应量仍然是我国货币政策调控的重要手段，对市场流动性、利率、物价等因素造成影响。尤其是国际经济危机后，我国经济步入“三期叠加”的新常态，要消化前期政策扩张所带来的负面影响，这就需要加强货币供应量管理，把握货币政策调控的力度与节奏，处理好经济稳发展、调结构、管通胀的关系，防止经济出现大幅度波动。二是继续推进利率市场化改革，发挥利率在资源配置中的价格调节作用。近年来，我国大力推进利率市场化改革，放开存贷款利率管制，探索常备借贷便利等工具，建立利率走廊机制。在此基础上，需要不断督促金融机构健全内控制度，增强自主定价能力和风险管理水平，加强行业自律，监督不顾风险抢占市场的非理性定价行为。同时，加快推进银行经营体制改革，捋顺银企关系，硬化企业预算软约束，提升市场对利率的需求弹性，不断完善货币政策的利率传导机制。三是密切关注消费物价与资产价格波动，正确引导公众预期。物价与资产价格剧烈变动将直接影响公众的消费投资决策，极端情况下会引致信用恐慌、经济下滑。对此，需要采取适宜的货币政策调控方式，保持物价基本稳定，发挥价格调节功能，引导公众预期，同时拓宽市场投资渠道，丰富金融产品与服务，避免股市、房市出现大幅波动，维护金融体系稳定，促进宏观经济平稳运行。

[参考文献]

[1] 刘晓倩，王元月.货币供应量、财政指出对GDP的冲击效应研究[J]. 统计与决策，2012（17）：163-165.

[2] 张金城.货币政策调控、流动性管理与宏观经济稳定[J].国际金融研究，2014（3）：4-20.

[3] 刘轶，王刚，李旭彪.贷款冲击、货币供给冲击和宏观经济波动[J]. 湖南大学学报，2016（7）：100-106.

[4] 奚君羊，贺云松.中国货币政策的福利损失及中介目标的选择——基于新凯恩斯DSGE模型的分析[J].财经研究，2010（2）：89-98.

[5] 金中夏，洪浩，李宏瑾.利率市场化对货币政策有效性与经济结构调整的影响[J].经济研究，2013（4）：69-82.

[6] 李琼，王志伟.泰勒规则与中国宏观经济波动——1994-2006的实证检验[J].经济科学，2009（2）：9-22.

[7] 王彬.财政政策、货币政策调控与宏观经济稳定——基于新凯恩斯主义垄断竞争模型的分析[J].数量经济技术经济研究，2010（11）：3-18.

[8] Sidrauski. Rational Choice and Patterns of Growth in a Monetary Economy[J]. American Economic Review， 1967， 57（2）：534-544.

[9] Pesaran. Microfit 4.0[M]. Oxford University Press， Oxford， 1997.

[10] Pesaran， Shin， Smith. Bounds testing approaches to the analysis of level relationships[J]. Journal of Applied Econometrics， 2001（16）：289-326.

[11] 劉达禹，刘金全，赵婷婷.经济周期与规则型货币政策的动态关联机制研究——基于中国典型经济波动阶段的经验证据[J].经济评论，2017（2）：48-61.

[12] 杨源源，张晓林，于津平.异质性预期、宏观经济波动与货币政策有效性——来自数量型和价格型工具的双重检验[J].国际金融研究，2017（9）：25-34.

Regulation of Monetary Policy and Fluctuation of Macro-economy：

A Positive Analysis Based on the Model of ARDL-ECM

Zhu Wanli1，Zheng Zhousheng2

（1. Longqiao College of Lanzhou University of Finance and Economics，Lanzhou 730101，China；

2. Lanzhou Central Branch of the People's Bank of China，Lanzhou 730101，China）

Abstract： This article sets up a micro-transmission model about the influence of monetary policy regulation on macro-economy combined with Sidrauski study. Based on ARDL-ECM model， using monthly data from 2008 to 2016， the influence of monetary policy regulation to macro-economy since the financial crisis is tested. The results indicate ： In the long run， there are co-integration relationship between the fluctuation of macro-economy and money supply， interest rate， consumer's price index and capital market price； in the short run， the fluctuation of macro-economy is affected by money supply and consumer's price index. Interest rate has no significant influence on it. Finally， we propose the advice to strengthen the regulation of monetary policy and promote the smooth operation of the macro-economy from the aspects of strengthening management of money supply，pushing on the reform of interest market，paying close attention to the fluctuation of consumer's price and Capital market price.

Key words： money supply；interest rate；the rate of inflation；the return on assets； fluctuation of macro-economy；ARDL-ECM