中国货币政策实证研究：有效性探析

中国货币政策有效性实证研究

一、货币政策有效性的概念及内涵

货币政策有效性与货币中性问题是联系在一起的。货币中性可以做如下定义：确定名义货币供给的变化会不会引起均衡的相对价格和利率的变化，并进而影响实际产出。如果仅仅是引起价格水平的同比例变动，则货币是中性的，即意味着名义货币存量的变化不能改变投资、消费、财产或收入的实际均衡值，那么就可以说货币仅仅就是一层“面纱”，或者说货币政策是无效的；反之，如果货币政策能够对产出等实际经济变量产生影响，则货币是非中性的，或者说货币政策是有效的。

就我国情况而言，根据《中国人民银行法》规定，我国货币政策的最终目标是在保证物价稳定的基础上促进经济增长。因此中国货币政策有效性就是指货币政策在稳定货币和促进经济增长这两方面的作用大小和有效程度，即货币政策的实施在多大程度上以尽可能低的通货膨胀来获取尽可能高的经济增长。

关于货币政策效果的研究，国内外文献的研究结果表明，大多数理论家以及经验数据倾向于支持下面的观点：至少货币在短期内具有不可低估的作用。也就是说货币政策的长期效果仅仅体现在物价水平的变动上，不能影响实际经济变量。货币在短期内对实际产出和价格具有正相关关系，因此不能利用货币政策追求长期的经济增长目标（特别是超出经济潜在生产能力的增长目标）

保持人民币币值的稳定的含义，对内是指保持物价总水平稳定，对外是指保持人民币汇率基本稳定。由于我国汇率改革的历史较短，数据不够全面，与其他数据的年份无法匹配，因此我们的研究将重点关注于国内部分。

对于“稳定”概念可以有不同的理解，一种是绝对稳定物价，即实现零通货膨胀率，在计划经济时代，冻结物价是实现零通货膨胀率的具体措施，在市场经济中，通过管理货币供应量，企图实现具体物价有升有降、总体物价保持平稳只是一种诱人的设想，这种设想除了在金属货币阶段之外，从没有实现过。另一种是“基本稳定”，从逻辑上说，通货膨胀率除了稳定为零之外，还可以是低通货膨胀或者低通货紧缩，在低通货紧缩和低通货膨胀之间波动都应该视为“基本稳定”。但由于持续的通货紧缩（即使是长期的物价普遍轻微下降）在理论上也是不可能的，而且由于通货紧缩还常常加剧增长速度下滑甚至经济衰退，所以这种“在零通货膨胀率附近轻微波动”的状态不可能长期持续，“长期基本稳定”的确切含义只能是低通货膨胀，在这种低通货膨胀环境中，经济主体保持稳定的低通货膨胀预期，经济保持“无加速通货膨胀的失业率”和潜在增长率。

二、货币政策有效性的长期趋势分析

（一）货币供应量、经济增长和物价变动特征的统计描述

本文通过分析我国1992－2010年间广义货币供应量（M2）与国内生产总值（GDP）以及居民消费价格指数（CPI）之间的关系，得出货币供应量、经济增长和物价的动态特征，从而揭示我国货币的性质并判断货币政策的有效性。出于数据一致性和样本容量的考虑,本文只引用及分析1992年以后的数据。（货币供应量为1991年以来）

首先，我国广义货币供应量绝对规模逐年扩大，增长速度较快。从绝对规模来看，1991年以来，我国广义货币供应量年底余额从1991年的19349.9亿元增长到2010年的725851.79亿元，增长了37.5倍，年均增长37184.31亿元，其中增长规模呈逐年扩大趋势。从相对规模即增长速度来看，1991年以来我国货币供应量均以较快的速度增长，但增长速度表现出一定的波动性。1991年以来，我国货币供应量按年均21.02％的速度增长，其中最快的年份为1993年的37.31％，最慢的则为2000年的12.27％。按照增长率大小，大致可以将1991－2008年的经济运行划分为三个阶段：第一阶段是1991－1994年的货币扩张阶段，这一时期内货币供给速度逐年加快，一直达到1993年37.31％的最高峰，并延续到1994年的34.53％；第二阶段是1995－2000年的货币紧缩阶段，这一时期货币供给则表现为逐年递减,其原因在于1994年的高通货膨胀率促使政府实施紧缩的货币政策，但这一政策的直接后果便是2000年出现了通货紧缩的现象；第三阶段是2001年至2010年，这一时期内并没有出现明显的单调递增或是单调递减的增长现象，而是表现为较为稳定的有增有减，表明政府在经历交替的通货膨胀和通货紧缩后能够实施更加稳健的货币政策。

其次，我国1992年以来的国内生产总值绝对规模逐年扩大，增长速度较快，表现出与货币供应量相同的特征。从绝对规模上看，我国国内生产总值（按当年价格计算）由1992年的26923.5亿元增加到2010年的397983亿元，接近40万亿元。在这19年中，我国国内生产总值规模年均增加20614.42亿元，其中1992－1994年增加额逐年扩大，之后至1999年则逐年缩小，2000年后增加值的规模出现反弹，逐年递增，延续至今，表现出一定的波动性。从相对规模即增长率来看，国内生产总值同样表现出一定的波动性。1992－2010年国内生产总值年均增长15.23％，增长最高的年份为1994年的36.41％，最低的则为1999年的625％。按照国内生产总值的增长率大小，可以将1992－2010年的经济运行划分为三个阶段：第一阶段是1992－1994年的经济加热阶段，这段时期内经济增长逐年加快，经济过热日渐显现，并直接导致了1994年的过快增长；第二阶段是1995－1999年的经济冷却阶段，受前段时期内经济过热的影响，政府在这段时期内采取了紧缩的货币政策，因此，这一时期经济运行的特征表现在增长速度逐年放缓，但却导致了1999年的低速增长；第三阶段是2000年至2010年的经济稳定增长阶段，虽然2000－2002年增长速度相对较慢，但与1999年低谷相比，这三年已明显摆脱了经济增长放缓的趋势，而表现出较为稳定的增长态势。

最后，我国1992－2010年物价波动相对较为频繁。大体而言，可以将其分为三个阶段:第一阶段是1991－1995年的通货膨胀阶段，这一时期我国物价指数由3.42％上升到1994年的最大值24.1％，并延续到1995年的17.1％。其中，1993、1994和1995年三年表现出较高的通货膨胀率。第二阶段是1996－2002年的通货紧缩阶段，最严重的年份为1998－2002年，其中1998、1999和2002年三年物价为负增长。第三阶段是2003年至今的物价企稳阶段，虽然2007年和2008年物价上升较快，有通货膨胀的趋势，但发端于美国的国际金融危机使这一趋势出现逆转，并造成2009年的物价下降。

粗略而言，广义货币供应量、国内生产总值以及居民消费价格指数之间呈现出大体一致的波动关系，都可以根据三者的波动将1992－2010年的经济运行划分为大致相同的三个阶段，且自2001年以来，我国货币政策的制定与实施变得相对稳健和成熟。

（二）货币供应量、经济增长和物价变动特征的长期趋势分析

进行长期趋势变动分析，需要消除数据中所包含的波动因素。因此，我们的研究采用H－P（Hodrick-Prescott）滤波法计算潜在的国内生产总值增长率、潜在的货币需求增长率以及潜在的物价上升率。并基于平稳性检验和采用Granger因果关系检验，进行长期趋势变动分析。平稳性检验通常采用ADF单位根检验和协整检验。

1.计量模型原理

（1）H－P滤波法原理

设是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，是其中含有的趋势成分，是其中含有的波动成分。则：

计算HP滤波就是从中将分离出来。一般的，时间序列中的可观测部分趋势常被定义为下面最小化问题的解：

其中：c（L）是延迟算子多项式

将式（3）代入式（2），则HP滤波的问题就是使下面损失函数最小，即：

最小化问题用来调整趋势的变化，并随着λ的增大而增大。HP滤波依赖于参数λ，该参数需要预先给定。在进行滤波时，我们必须要在趋势要素对实际序列的跟踪程度和趋势光滑程度之间进行选择。当λ＝0时，满足最小化问题的趋势序列为{Y_t}序列；随着λ值的增加，估计的趋势越光滑；当λ趋于无穷大时，估计的趋势将接近线性函数。

根据一般经验，λ取值为：年度数据取100，季度数据取1600，月度数据取14400。

（2）ADF单位根检验

时间序列数据一般是非平稳的，用非平稳的时间序列建模容易出现伪回归现象。因此在用时间序列数据建模之前，必须先检验序列的平稳性。如果一组时间序列是平稳的，那么它的统计规律就不会随着时间的推移而发生变化。一般围绕均值作不规则波动，序列变量经常回到均值。因此平稳时间序列有唯一的均值，而且它的方差是有限值。

检验序列的平稳性的标准方法是单位根检验，本文采用的是ADF单位根检验。ADF检验方法通过在回归方程右边加入因变量Yt的滞后差分项来控高阶制序列相关（包含足够多的滞后项的目的就是使误差项序列不相关）。

模型1与其他两个模型的区别是：模型2含有截距项，模型3不但含有截距项而且还包括趋势项。

原假设为H₀：γ＝1（有单位根，序列非平稳），备择假设为H₁：γ<1（序列平稳）。

估计上述回归方程式，得到ADF值（系数γ的t检验值）。对于滞后阶数的选择，在Eviews软件中，根据SIC准则自动确认滞后阶数。

当ADF值小于临界值，则拒绝原假设。当ADF值大于临界值，则原假设成立，序列非平稳。可以对序列进行一阶差分后再检验其平稳性，如果一阶差分是平稳的，则序列就是一阶单整，记为I（1）。

（3）协整检验

虽然一些经济变量本身是非平稳序列，但是他们的线性组合却有可能是平稳序列。这种平稳的线性组合被称为协整方程，而且他们可以解释变量之间长期稳定的均衡关系。

本文采用的是EG协整检验。这种检验是对回归方程的残差进行单位根检验。如果自变量和因变量存在协整关系，那么因变量能被自变量的线性组合合理解释，两者之间存在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量解释的部分构成一个残差序列，这个序列应该是平稳的。因此检验一组变量之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否平稳。

这种检验方法的主要步骤是：

第一，变量X、Y都是d阶单整（即I（d））的，用OLS估计方程，并计算残差，得到：

式（8）称为协整回归。

第二，检验et的平稳性，如果et是平稳的，则Y_t与X_t就是协整的；否则，他们之间就是非协整的。检验残差的平稳性，就是用以上ADF检验残差是否平稳，进而确定回归方程的变量之间是否存在协整关系。

（3）Granger因果关系检验

Granger因果关系检验判断x是否引起y的问题，即看现在的y能够在多大程度上被过去的x解释，加入x的滞后值是否使解释程度提高。他度量对y进行预测时，x的前期信息对均方误差的减少是否有贡献，并以此作为因果关系的判断基准。用和不用x的前期信息相比，MSE无变化，称x在Granger意义下对y无因果关系；反之，当x的前期信息对MSE的减少有贡献时，称x在Granger意义下对y有因果关系。

Granger因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中。一个变量如果受到其他变量的滞后影响，则称他们具有Granger因果关系。

在一个二元p阶的VAR模型中：

当且仅当系数矩阵中的系数全部为0时，变量x不能Granger引起y，等价于变量x外生于变量x。

2.长期趋势分析

（1）Granger因果关系检验实证分析

检验货币供应量是否对价格水平和经济增长具有直接作用，Granger因果检验是必要和有效的分析工具。进行Granger因果检验前应该先对数据序列的平稳性进行判断，ADF单位根检验是序列平稳性检验的常用方法。对经季度调整后的国内生产总值（GDJDTZ）、国内生产总值增长率（RGDL）、国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）、广义货币供应量（MDQ）、广义货币供应量增长率（RM2L）、广义货币供应量增长率趋势（RM2LT）、居民们消费价格环比指数（CPHB）、居民们消费价格环比指数增长率（RCPL）、居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）进行ADF检验。各指标的增长率趋势都是增长率指标经H－P滤波法得到的趋势指标。ADF检验结果见表1。

表1　ADF检验结果

*表示10％水平，**表示5％水平，***表示1％水平

由检验结果可见，有单位根的变量是：居民消费价格环比指数（CPHB）、经季度调整后的国内生产总值（GDJDTZ）、广义货币供应量（MDQ）、居民消费价格环比指数增长率（RCPL）。即这些变量序列是非平稳序列。(www.xing528.com)

没有单位根的变量是：居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）、国内生产总值增长率（RGDL）、国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）、广义货币供应量增长率（RM2L）、广义货币供应量增长率趋势（RM2LT）（在10％水平下）。即这些变量序列是平稳序列。

根据平稳性检验结果，我们采用居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）、国内生产总值增长率（RGDL）、国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）、广义货币供应量增长率（RM2L）、广义货币供应量增长率趋势（RM2LT）这五个变量进行格兰杰（Granger）因果关系检验。检验结果见表2。

表2　格兰杰（Granger）因果关系检验表

表2结果表明，国内生产总值增长率（RGDL）与居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）互为格兰杰原因；国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）与居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）互为格兰杰原因；居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）是广义货币供应量增长率（RM2L）的格兰杰原因；国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）与国内生产总值增长率（RGDL）互为格兰杰原因；广义货币供应量增长率（RM2L）是国内生产总值增长率（RGDL）的格兰杰原因；国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）是广义货币供应量增长率（RM2L）的格兰杰原因。广义货币供应量增长率趋势（RM2LT）与居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）互为格兰杰原因。广义货币供应量增长率趋势（RM2LT）是国内生产总值增长率（RGDL）和国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）的格兰杰原因。

表2结果也表明，广义货币供应量增长率（RM2L）不是居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）的格兰杰出原因；国内生产总值增长率（RGDL）不是广义货币供应量增长率（RM2L）的格兰杰原因；广义货币供应量增长率（RM2L）不是国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）的格兰杰原因。国内生产总值增长率（RGDL）和国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）不是广义货币供应量增长率趋势（RM2LT）的格兰杰原因。

这些结果的经济含义是：国内生产总值增长率（RGDL）与居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）的变化存在相互影响的关系；国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）与居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）的变化存在相互影响的关系。这是因为从国内生产总值的支出构成来看，居民最终消费是国内生产总值的组成部分，国内生产总值的增加，应该会带来居民最终消费的增加，需求的增加将会导致价格的上升；而价格上升，导致利润增加，提升增加生产的欲望，会加速国内生产总值的增加。居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）是广义货币供应量增长率（RM2L）的格兰杰原因，但广义货币供应量增长率（RM2L）不是居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）的格兰杰出原因，这一结论说明随着居民消费价格的增加，导致市场消费时对货币的需求增加，进而引起货币供应量的增加；随着市场经济体制的成熟，投资途径在不断增多，货币供应量的增加部分可能被不同的投资途径所吸收，而没有流向居民消费部门，所以不能引起居民消费价格的变动。国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）与国内生产总值增长率（RGDL）两指标来源于同一事物，其互为格兰杰原因则是显然的事情。广义货币供应量增长率（RM2L）是国内生产总值增长率（RGDL）的格兰杰原因，但国内生产总值增长率（RGDL）不是广义货币供应量增长率（RM2L）的格兰杰原因，反映了中国经济运行体系中政府的促进经济增长的投资行为和货币政策的外生性等诸多经济现象。国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）是广义货币供应量增长率（RM2L）的格兰杰原因，但广义货币供应量增长率（RM2L）不是国内生产总值增长率增长趋势（RGDLT）的格兰杰原因，说明国内生产总值增长率增长将导致广义货币供应量增加，但广义货币供应量增加，并不一定能够导致国内生产总值增加。

格兰杰因果关系分析也反映了经过H－P滤波后的数据更能准确地反映国内生产总值、价格波动、广义货币供应量三者变动的相互影响关系。货币供给波动是导致价格变化和经济增长波动的原因，货币供给波动能解释价格变化和经济增长波动。因此，可以初步认为货币在我国既对价格产生影响，同时又对实际经济变量产生影响，货币兼具中性和非中性的特征。

（2）最优联动系数求解

基于平稳性检验和Granger因果关系检验，我们分别建立以广义货币供应量增长率趋势（RM2LT）为解释变量，国内生产总值增长率趋势（RGDLT）和居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）为被解释变量的模型，并采用加权最小二乘法（WLS）对其进行回归分析后得到结果。如表3和表4所示。

表3　国内生产总值增长率趋势与广义货币供应量增长率趋势回归模型结果

表4　居民消费价格环比指数增长率趋势与广义货币供应量增长率趋势回归模型结果

从模型的回归结果看，国内生产总值增长率趋势（RGDLT）与广义货币供应量增长率趋势（RM2LT），居民消费价格环比指数增长率趋势（RCPLT）与广义货币供应量增长率趋势（RM2LT）均存在较高的正相关性，经加权调整后，拟合优度达到1.0000。同时模型系数的T值和相伴概率均能通过1％水平下显著性检验，且D.W值分别为1.65和2.80，表明变量之间均不存在自相关，因此两个模型均具有很强的解释效用。从模型的回归系数看，货币供给增长率每向上波动1个百分点，经济增长率将向上波动1.62个百分点，物价指数变化率将向上波动0.78个百分点；同时回归系数也反映了货币供给波动与经济增长率波动和物价变化率波动的期望联动关系程度，或称最优联动关系程度，因此货币供给增长率波动与经济增长率波动的最优联动系数为1.62，与物价变化率波动的最优联动系数为0，78。

3.货币供给与经济增长和物价变动的联动分析

（1）最优联动系数模型协整检验

最优联动系数模型是否表达了这些变量间的长期稳定的关系，我们运用EG两步法进行协整检验。

表3和表4已经反映了国内生产总值增长率趋势对广义货币供应量增长率趋势、居民消费价格环比指数增长率趋势对广义货币供应量增长率趋势的静态回归方程，我们对静态回归方程提取残差，并对其做ADF单位根检验，得到检验结果如表5和表6所示。

表5　国内生产总值增长率趋势对广义货币供应量增长率趋势回归残差单位根检验

表6　居民消费价格环比指数增长率趋势对广义货币供应量增长率趋势回归残差单位根检验

结果显示残差的ADF检验值在1％的显著性水平下拒绝存在单位根的假设，为平稳序列，因此模型设计合理。

（2）货币供给与经济增长和物价波动的联动分析

由于本文考察的是货币供给对价格和经济增长的影响，因此可以将波动值的相对量定义为货币供给增长率缺口中经济增长率缺口以及物价变化率缺口所占的比重。如果将经济增长率和物价变化率的相对量指标分别设为U和V，则有：

U=（GDZL-GDZLT）/（M2ZL-M2ZLT）　　　　　　（10）

V=（CPZL-CPZLT）/（M2ZL-M2ZLT）　　　　　　（11）

其中：GDZL是GDP增长率，GDZLT是经H-P滤波后的趋势部分；CPZL是物价环比指数增长率，CPZLT是经H-P滤波后的趋势部分；M2ZL是广义货币供应量增长率，M2ZLT是经H-P滤波后的趋势部分。

对于相对量指标U和V，可以从两方面进行分析：U和V的取值符号，分别反映经济增长率波动、物价变化率波动与货币供给增长率波动的变化方向,即协同或联动变化方向。当U和V取正值时，表示经济增长率波动、物价变化率波动与产出波动均具有一致的协同变化关系，货币供给变化能对经济增长率和物价变化的波动做出解释；当U和V取负值时，则表示变量之间成反向变化关系，货币供给变化不能对经济增长率和物价变化率的波动做出合理的解释。U和V的取值大小，既反映货币波动与经济和物价波动的协同变化程度，又反映货币波动对经济和物价波动的解释力度。设定存在一个最优相对值或称最优联动系数，通过将各年的U和V值与其比较，便可大致得出各年经济增长率和物价变化率的偏离程度，也可得出各年受外生变量而非经济波动因素的干扰程度。

根据公式（10）和（11），我们计算1993－2010年各年的联动系数U和V。各年偏离数值大小分别由U-1.62和V-0.78计算而得，若偏离系数的绝对值越大，则与最优联动系数的偏离程度也就越大，反之则反是，解释力度反映各年经济增长率波动和物价变化率波动能在多大程度上由货币供给增长率波动所解释，综合反映了偏离数值和偏离方向的信息。若U和V取正值，则经济增长率波动和物价变化率波动能由货币供给增长率波动所解释，但解释的程度则由偏离数值的大小来决定。本文的判断方法是：在偏离数值不是特别大的情况下，货币供给增长率波动对经济增长率波动和物价变化率波动具有很强的解释力度，反之则解释力度偏弱。

各年具体的联动系数U和V的数值及偏离程度，见表7。在货币供给增长率波动与经济增长率波动的关系中，1993－2010年的18个年份中，有8个年份的货币供给增长率波动并不能合理解释经济增长率的波动，表明在影响经济增长率波动的过程中，还存在着货币供给之外的其他不可控因素。在货币供给增长率波动与物价变化率波动的关系中，也有8个年份两者之间不存在一致的联动关系，表明在影响物价变化率波动的过程中，也还存在着货币供给之外的其他不可控因素。综合这两方面的关系，说明在长期趋势中，货币供给波动影响经济增长波动和价格波动，对经济增长的影响要大于对物价增长的影响，综合效果要有利于实体经济增长，不会产生泡沫经济。但在短期波动中，其他不可控因素的变化将影响着货币供给的作用。

表7　1993－2010年联动系数U和V及偏离程度数值表

货币供给增长率波动在1996年、2006年和2007年均不能对经济增长率和物价变化率波动做出合理的解释。原因在于1995年初中央银行宣布将货币供应量列为货币政策的控制目标之一，1996年开始公布货币供应量的年度调控目标，但是这时控制信贷规模仍然主要手段，货币供给工具的作用还未完全显现，在1990-1996年间，我国的货币供应总量增长率平均都在25％以上，由此直接导致了在二十世纪九十年代中期我国的泡沫经济和平均10％以上的通货膨胀率，给经济发展造成了很大的不确定性和危害。2006年和2007年的波动不同步性则可能源于政府的宏观经济调控政策。由流动性过剩导致的经济过热以及物价、资产等价格上涨过快成为中国宏观经济面临的主要风险，2007年，国家密集出台了各种宏观调控政策，包括高频上调存款准备金率、提高存贷款利率、发行特别国债、调整股票印花税、调整储蓄存款利息所得税、出口退税政策等，配套运用多种政策工具，但实施效果并不理想。

在具备解释能力的年份，偏离系数都很小，说明货币供给增长率波动对经济增长率波动和物价变化率波动的解释力度较强，货币供给增长率波动会直接影响经济增长率波动和物价变化率波动。在2008年物价波动的偏离系数特别大，表明货币供给增长率波动对物价变化率波动的解释力度偏弱，其原因可能在于2008年金融危机背景下，国家4万亿投资经济刺激计划和稳定物价的宏观经济政策，使货币供给增长率波动和物价变化率波动不同步。

在进行统计分析的18年样本数据期间，有近一半期间，货币供给增长率波动并不能合理解释经济增长率的波动和物价变化率波动，说明我国货币供给的内生性显著增强。货币供给的内生性是指货币供给并不是中央银行可以自行决定的，而是由包括商业银行、企业、居民等经济主体的行为决定的。货币政策工具可分为数量型工具与价格型工具。数量型工具主要针对货币与信贷等资金的数量和结构，通过直接调节资金供给来影响市场主体行为，主要包括公开市场操作、调整法定存款准备金率、信贷政策等。价格型工具调控的对象则是利率、汇率等资金的价格，通过改变资金成本，影响市场主体的资金需求，来改变市场主体的行为。

三、结论及政策建议

通过1992年至2010年货币供给、经济增长与物价增长的长期趋势分析，货币在我国既对价格产生影响，同时又对实际经济变量产生影响，货币兼具中性和非中性的特征。通过最优联动模型回归系数得出，货币供给增长率每向上波动1个百分点，经济增长率将向上波动1.62个百分点，物价指数变化率将向上波动0.78个百分点。在货币供给增长率波动与经济增长率波动的关系、货币供给增长率波动与物价变化率波动的关系的长期趋势中，货币供给波动影响经济增长波动和价格波动，对经济增长的影响要大于对物价增长的影响，综合效果要有利于实体经济增长，不会产生泡沫经济。但在短期波动中，其他不可控因素的变化将影响着货币供给的作用。

通过长期趋势分析得出的结论结合我国2011年前九个月的经济运行情况进行分析，九月末广义货币供应量余额为78.74万亿元，同比增长13％，增长幅度比2010年末回落6.7个百分点；GDP实现32.07万亿元，同比增长9.4％，增幅比2010年末回落0.9个百分点，CPI前三季度为5.7％，比上年末上升2.4个百分点，从以上数据直观分析，货币政策从紧，货币供应量减少，对经济增长速度有一定的影响，但目前CPI的上涨仅依靠货币政策调控是不够的。

从忻州市情况看，忻州市2011年9月末广义货币供应量余额测算为1110.96亿元，同比增长12.72％，增长幅度比2010年末回落6.06个百分点；GDP增幅比2010年末回落5.6个百分点，CPI前三季度为5.7％，比上年末上升2.3个百分点，从数据直观情况分析，对局部地区而言，货币供应量增幅的变化与GDP增幅变化相关性更大，对物价的影响则较小，因此控制物价的上涨还需要从非货币因素方面进行调控，财政政策的配合也很重要。

从货币政策调控情况看，货币政策措施的实施对经济金融运行产生一定效应之间总是存在一定的时间间隔，货币政策时滞的存在要求货币政策一定要有前瞻性，在宏观经济刚出现过热迹象时，就及时采取措施。但目前货币政策操作前瞻性并不强，往往在宏观数据发生变化时才采取相应措施，最终造成价格型工具没有起到紧缩的效果，反而表现宽松。在货币供给强内生性的前提下，数量型工具的效果受到限制和削弱。

为提高金融调控的效率和效果，央行应正视我国货币供给的强内生性特征，在深化金融体制改革的同时，将货币政策的着力点从货币供给管理转向货币需求管理。在影响货币需求的诸多因素中，利率和汇率是重要的政策变量。因此，货币政策要在推进利率与汇率市场化改革进程的同时，加强对汇率、利率价格型工具的运用。

参考文献

［1］数据来源，中国统计年鉴

［2］关于我国货币政策对物价水平的作用效果的分析

［3］我国货币政策的有效性分析

［4］我国货币政策对物价调控的有效性分析

中国人民银行忻州市中心支行课题组

课题组组长：王瑞林

副　组　长：张建华

成　　　员：常锦昭　郭艾英　秦孝峰

执　　　笔：郭艾英