【摘要】貨幣政策是一個國家促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，穩(wěn)定物價，進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要工具之一，對貨幣政策的有效性研究由來已久并且具有重要的理論與實(shí)際意義。為了找到政策變量與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，本文建立了VAR模型。在變量選取方面，本文選取了8大宏觀經(jīng)濟(jì)變量綜合反應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，通過主成分分析提取出兩個能代表宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況的主成分，然后選取了貨幣供應(yīng)量作為政策變量，將政策變量和宏觀經(jīng)濟(jì)變量分別建立VAR模型，尋求政策變量與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系。

通過主成分分析，我們將宏觀經(jīng)濟(jì)變量分成了價格因子和產(chǎn)出因子。又通過建立的VAR模型發(fā)現(xiàn)，調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量在短期內(nèi)效果顯著，其影響力在過了峰值后逐漸減小。其次政策效果的好壞也與其他政策密切相關(guān)。并且貨幣政策具有時滯，在政策制定是需要特別注意。

【關(guān)鍵詞】貨幣政策有效性；主成分分析；VAR模型

一、緒論

1.1研究背景

貨幣政策一直是政府調(diào)控本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段。自2008年金融危機(jī)以來，世界金融市場動蕩，以美國為首的發(fā)達(dá)國家為刺激本國經(jīng)濟(jì)的快速復(fù)蘇相繼出臺了一系列量化寬松的貨幣政策，使得貨幣政策手段在一國促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、防范外部風(fēng)險等方面發(fā)揮的作用日益顯著。同時由于在半開放、完全開放的資本市場背景下，財政政策的實(shí)施效果由于資本的流動和匯率浮動等原因被大大削弱，導(dǎo)致貨幣政策成為一個國家調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的主要手段。

1.2研究意義

1.學(xué)習(xí)使用主成分分析方法，建立VAR模型來分析實(shí)際問題。

2.選擇更符合中國國情的方法，對不同時間段變量之間的影響進(jìn)行分析。

3.突出貨幣供應(yīng)量在貨幣政策中的重要地位，為貨幣政策變量的選擇與貨幣政策 實(shí)施的效果提供客觀評價。

二、變量選取和因子提取

2.1變量設(shè)定與數(shù)據(jù)預(yù)處理

本文選取了貨幣供應(yīng)量為貨幣政策變量，選取居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）、商品零售價格指數(shù)（PPI）、工業(yè)生產(chǎn)者購進(jìn)價格指數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資、政府財政收入、進(jìn)出口總額、社會消費(fèi)品零售總額作為代表中國宏觀經(jīng)濟(jì)總體運(yùn)行情況的變量，選取的貨幣政策變量與宏觀經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)。選取期間為1990年至2013年。

由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原有的協(xié)整關(guān)系，并能使其其實(shí)線性化，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以對所有數(shù)據(jù)取其自然對數(shù)，以增強(qiáng)數(shù)據(jù)線性化趨勢、消除異方差，同時便于考察各變量對所研究變量的敏感性。

2.2主成分分析

對居民消費(fèi)價格指數(shù)到社會消費(fèi)品零售總額八個宏觀經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行主成分分析，通過表2.2可知在8個主成分中，第一個和第二個主成分的特征根比一大，其余六個均比1小，由此可以確定主成分為第一第二個主成分。通過該表可以進(jìn)一步得知，第一第二個主成分對總體的解釋比例達(dá)到了95.2%，由此進(jìn)一步說明第一第二個主成分可以較為完整的代表總體。另一方面，有表2.3可以看出，在第一個主成分中，固定資產(chǎn)投資以及社會消費(fèi)品零售總額等占比較大；在第二個主成分中，居民消費(fèi)價格指數(shù)，商品零售價格指數(shù)占比較大。綜上所述，本文選擇第一，第二兩個主成分作為信息因子進(jìn)入VAR模型，并分別命名為因子和價格因子。

三、貨幣供給量的貨幣政策有效性研究

3.1貨幣政策在產(chǎn)出水平的有效性研究

3.1.1 var模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

檢驗(yàn)可知，以貨幣供應(yīng)量和產(chǎn)出水平這兩個因素建立的VAR模型所有根模的倒數(shù)均在單位圓內(nèi)，因此所建立的模型是平穩(wěn)的。

3.1.2 Granger因果檢驗(yàn)

為了確定產(chǎn)出因子與貨幣供應(yīng)量之間的聯(lián)系，需要對變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，從表3.1可知變量X能Granger引起變量Y1，而變量Y1不能Granger引起變量X。

表3.1 產(chǎn)出因子和貨幣供應(yīng)量的Granger因果檢驗(yàn)

Y1代表的是產(chǎn)出因子，X代表的是貨幣供應(yīng)量因子

3.1.3 VAR模型階數(shù)的確定

根據(jù)eviews軟件的輸出結(jié)果，模型合理的滯后階數(shù)為2階。

3.1.4 Var模型的建立及脈沖響應(yīng)分析

由上確定了模型的階數(shù)為2后，建立如下的VAR模型。

圖3.1為采用1993年至2013年的數(shù)據(jù)建立VAR模型后，貨幣供應(yīng)量M1發(fā)生一個單位正向擾動時對產(chǎn)出因子產(chǎn)生的沖擊。從圖3.1中可以看出，宏觀經(jīng)濟(jì)總體運(yùn)行對貨幣供應(yīng)量的正向擾動產(chǎn)生正向的反應(yīng)，整體呈現(xiàn)在拋物線的形狀，在反應(yīng)開始階段反應(yīng)的增長速率逐步上升，在滯后7期時達(dá)到最大沖擊效果，最大值為0.16，之后開始緩慢下降。

由貨幣政策的傳到機(jī)制角度出發(fā)，當(dāng)人民銀行增加貨幣供應(yīng)量時，貨幣供應(yīng)量的增加使得銀行的貸款利率下降，由此引發(fā)社會投資的增加，最終使得社會總產(chǎn)出增加，國家宏觀經(jīng)濟(jì)總體呈現(xiàn)繁榮狀態(tài)。因此，本文所建立的VAR模型的分析結(jié)果與貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論相符。

四、結(jié)論與建議

4.1貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出水平方面的結(jié)論

由上面的脈沖分析圖可以看出，貨幣供應(yīng)量增加會促使社會的產(chǎn)出增加，但隨著時間的推移，這種促進(jìn)效果在不斷的減弱，直至消失。這與現(xiàn)代凱恩斯學(xué)派對貨幣政策的觀點(diǎn)是一致的。在短期內(nèi)，貨幣政策是有效的，會促進(jìn)社會的投資由此使產(chǎn)出增加，經(jīng)濟(jì)繁榮；但從長期來看，貨幣政策是無效的，貨幣對于實(shí)際產(chǎn)出沒有影響。從另一個方面來看，如果擴(kuò)張的貨幣政策，再配合上積極的財政政策，那么其增加社會產(chǎn)出的效果會更好，更長久。

參考文獻(xiàn)

[1]陳宗義.人民幣匯率對中國長期貿(mào)易順差的影響性分析—基于TVP—VAR模型的市政檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計與信息論壇，2012，2（27）：66-79.

[2]趙偉.貨幣政策有效性研究的最新文獻(xiàn)評述[J].上海金融，2010，3：42-79.

[3]張成思.中國CPI通貨膨脹率子成分動態(tài)傳導(dǎo)機(jī)制研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2009，11：50-62.

[4]于菁.影子銀行對我國貨幣政策的影響研究——基于VAR模型的實(shí)證分析[J].蘭州學(xué)刊，2013（04）.