朱萬里 鄭周勝

[摘 要]結(jié)合Sidrauski研究，建立貨幣政策調(diào)控對宏觀經(jīng)濟影響的微觀傳導模型，基于ARDL-ECM模型，利用2008～2016年的月頻數(shù)據(jù)，檢驗金融危機爆發(fā)以來我國貨幣政策調(diào)控對宏觀經(jīng)濟波動的影響。研究結(jié)果表明：從長期來看，宏觀經(jīng)濟波動不僅與貨幣供應量、利率存在協(xié)整關系，而且與消費物價指數(shù)、資本市場價格之間密切相關；從短期來看，宏觀經(jīng)濟波動主要受到貨幣供應量、消費物價指數(shù)影響，利率的影響并不顯著。最后，從加強貨幣供應量管理、推進利率市場化改革、關注消費物價與資本市場價格波動等方面提出加強貨幣政策調(diào)控、促進宏觀經(jīng)濟平穩(wěn)運行的建議。

[關鍵詞]貨幣供應量；利率；通貨膨脹率；資產(chǎn)收益率；宏觀經(jīng)濟波動；ARDL-ECM

[中圖分類號]F822 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2018）06-0092-06

一、引 言

國際金融危機爆發(fā)以來，世界經(jīng)濟陷入深度低迷與衰退，受此影響，中國出口規(guī)模大幅下降，部分企業(yè)關停倒閉，失業(yè)增加，經(jīng)濟增速急速下挫。為扭轉(zhuǎn)經(jīng)濟下滑趨勢，中國適時調(diào)整經(jīng)濟政策，實施積極的財政政策與貨幣政策，通過擴大內(nèi)需，抵消外需不足給宏觀經(jīng)濟造成的負面效應。中國一方面出臺4萬億經(jīng)濟刺激計劃，增加政府財政支出，另一方面增加貨幣供應量、下調(diào)存貸款基準利率，以刺激經(jīng)濟企穩(wěn)并向前發(fā)展。在短時間內(nèi)，擴張性財政與貨幣政策有助于宏觀經(jīng)濟企穩(wěn)，但隨著時間推]，該政策也導致產(chǎn)能過剩、債務高企、金融風險積聚等現(xiàn)實困頓。對于貨幣政策而言，中國貨幣政策調(diào)控對宏觀經(jīng)濟波動的影響以及探討貨幣政策的實施效果，是一項值得深入研究的課題。

目前，學界對貨幣政策與宏觀經(jīng)濟波動的動態(tài)關系研究主要采取向量自回歸模型（VAR）與動態(tài)隨機一般均衡模型（DSGE）進行分析。VAR模型認為所有變量都是內(nèi)生的，無需經(jīng)濟理論基礎，可以通過脈沖響應函數(shù)分析變量之間的動態(tài)關系，但VAR模型要求變量是平穩(wěn)序列。DSGE模型則需要立足嚴格的經(jīng)濟假設，在確保所有市場出清的情況下，隨機變量擾動對經(jīng)濟變量的動態(tài)影響，但嚴苛的假設條件與復雜建模要求，使得其結(jié)果與現(xiàn)實存在較大出入。相比較而言，自回歸分布滯后與誤差修正模型（ARDL-ECM）不需要嚴苛的模型假設條件與變量同階單整要求，也能檢驗變量之間的長期關系。目前，學界應用的ARDL-ECM模型分析貨幣政策與宏觀經(jīng)濟波動關系的文獻較少。對此，本文通過建立貨幣政策調(diào)控的微觀傳導模型，運用ARDL-ECM模型，利用2008～2016年的月頻數(shù)據(jù)，檢驗金融危機爆發(fā)以來我國貨幣政策調(diào)控對宏觀經(jīng)濟波動的影響，最后得出結(jié)論與建議。

二、文獻回顧

隨著央行貨幣政策調(diào)控的日漸頻繁，貨幣政策對宏觀經(jīng)濟波動的影響成為學界關注的焦點。傳統(tǒng)貨幣數(shù)量論提出，市場具有很強的自我調(diào)節(jié)能力，能夠?qū)崿F(xiàn)價格的自我出清，貨幣供應量只會影響價格，不會對實際產(chǎn)出構(gòu)成影響。魏克賽爾對此持反對意見，認為貨幣中性的條件是銀行利率與自然利率相等，否則經(jīng)濟就會發(fā)生擴張或收縮。20世紀20～30年代爆發(fā)的經(jīng)濟危機，給癡迷市場全能的古典經(jīng)濟學觀點以沉重打擊，時代呼吁新的理論的出爐。1936年，凱恩斯指出，經(jīng)濟發(fā)生衰退需要發(fā)揮政府的調(diào)節(jié)功能，實施擴張性財政政策與貨幣政策，調(diào)節(jié)社會總需求，減少失業(yè)，促進經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展。彌補市場失靈。從此，采用貨幣政策干預宏觀經(jīng)濟成為學界與政界的主流觀點。盡管20世紀70年代西方世界的“滯脹”問題，使得被奉為圭臬的凱恩斯主義走到盡頭，但是貨幣主義學派、理性預期學派等幾乎都承認，至少在短期內(nèi)貨幣政策對宏觀經(jīng)濟波動的影響依然存在，具有產(chǎn)出效應。

貨幣當局在貨幣政策調(diào)控過程中運用貨幣政策工具，通過金融機構(gòu)、金融市場等途徑，改變企業(yè)、居民等微觀主體的決策，進而影響宏觀經(jīng)濟。長期以來，在貨幣政策中介目標中存在瞄準貨幣供應量與瞄準利率的爭議，其背后體現(xiàn)出數(shù)量型貨幣與價格型貨幣調(diào)控差異。數(shù)量型調(diào)控主要關注貨幣供應量，貨幣供給通過改變市場主體的需求函數(shù)、使得名義價格與實際價格發(fā)生偏離，影響市場主體的消費與投資行為，進而對實體經(jīng)濟產(chǎn)生真實效應。價格型調(diào)控把利率作為中介目標，認為利率是企業(yè)、居民開展投資、消費決策的重要信號，構(gòu)成央行貨幣政策與宏觀經(jīng)濟運行的良好連接點與傳達點。

中國在1994年以來就把貨幣供應量作為貨幣政策調(diào)控的中介目標，M2與信貸增長是央行與金融機構(gòu)主要關注的對象。劉曉倩、王元月（2012）[1]通過建立聯(lián)立方程，對1996～2010年我國貨幣供應量對宏觀經(jīng)濟的影響進行分析，發(fā)現(xiàn)增加貨幣供應量在短期內(nèi)能夠拉動GDP增長，但是GDP增長到一定時期會停滯甚至下降。張金城（2014）[2]建立動態(tài)一般均衡模型，發(fā)現(xiàn)貨幣供給與實際產(chǎn)出存在顯著的雙向波動溢出效應，貨幣政策擴張不僅促進產(chǎn)出增長，而且也會提高通貨膨脹風險。劉軼、王剛等（2016）[3]持有類似觀點，認為貨幣供給沖擊在短時間內(nèi)對產(chǎn)出、投資、通脹出現(xiàn)較大波動。隨著經(jīng)濟環(huán)境與金融創(chuàng)新的快速發(fā)展，貨幣供應量與產(chǎn)出的穩(wěn)定關系逐步松動，市場化特征的利率對宏觀經(jīng)濟的影響愈發(fā)顯著。奚君羊、賀云松（2010）[4]在分析中國貨幣政策的福利函數(shù)時指出，貨幣供應量變動比利率變動造成的福利損失更大，需要推進貨幣供應量中介目標向利率中介目標轉(zhuǎn)型。金中夏、洪浩等（2013）[5]也認為，利率市場化改革使得貨幣政策利率傳導渠道會更加順暢，貨幣政策沖擊對實體經(jīng)濟影響的持續(xù)性會增強，有助于改善經(jīng)濟結(jié)構(gòu)并促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。然而，李瓊、王志偉（2009）[6]、王彬（2010）[7]等學者對中國貨幣政策中介目標有效性持不同觀點，他們認為泰勒規(guī)則在中國是一種不穩(wěn)定的利率規(guī)則，利率對產(chǎn)出缺口的相關性較低，以存款基準利率為代表的貨幣政策調(diào)控能夠解釋部分產(chǎn)出、消費與投資波動。這表明，盡管貨幣政策由數(shù)量型向價格型轉(zhuǎn)變是中國未來發(fā)展趨勢，但是在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型階段，貨幣供應量與利率不是“非此即彼”的關系，都屬于貨幣政策調(diào)控的重要中介目標。

綜上分析，學者們運用不同方法對貨幣政策有效性或產(chǎn)出效應進行研究，得出許多有價值的觀點。本文將在前人研究基礎上，建立貨幣政策影響經(jīng)濟波動的微觀傳導模型，實證檢驗貨幣政策調(diào)控對宏觀經(jīng)濟波動的影響情況，進而為完善我國貨幣政策調(diào)控提供決策參考。

三、貨幣政策影響經(jīng)濟波動的微觀傳導模型分析

（一）基礎模型

本文在Sidrauski（1967）[8]研究基礎上，進一步分析貨幣政策調(diào)控對微觀主體決策的影響，形成貨幣政策調(diào)控對宏觀經(jīng)濟影響的微觀機制。假設市場中有無數(shù)個家庭，其效用函數(shù)（U）是由消費、實際貨幣以及閑暇組成。時間貼現(xiàn)率為β（0<β<1），家庭的福利函數(shù)是其當前和未來時刻效用水平的貼現(xiàn)，即：

（二）貨幣政策調(diào)控對家庭財富與企業(yè)產(chǎn)出的影響

我國貨幣政策調(diào)控是通過準備金、再貼現(xiàn)、公開市場業(yè)務操作及其他非常規(guī)貨幣政策工具，調(diào)節(jié)市場中貨幣供應量與利率水平，影響市場微觀主體的消費與投資決策，進而給宏觀經(jīng)濟運行造成沖擊。假設貨幣供給（mt）與前一期相關聯(lián)且存在隨機性，利率（rt）變動也存在類似特點，可得出：

mt=ρmmt-1+um，t（6）

rt=ρrrt-1+ur，t（7）

式（6）、（7）中，ρ（0<ρ<1）表示相鄰兩期變量的傳導系數(shù)，u表示隨機擾動項。假設家庭效用函數(shù)是風險規(guī)避型，其表達式是：

其中0<α<1，η>0，γ>0。家庭總財富（At）是由投資收益、工資收入與貨幣三部分組成，其中投資收益包括實物資產(chǎn)（k）與金融資產(chǎn)投資（d）。由此，家庭擁有的總財富為：

式（10）中右邊第一項是貨幣政策對家庭財富的固定沖擊，第二項是貨幣政策調(diào)整產(chǎn)生的沖擊部分。由此可見，貨幣政策通過利率變動影響家庭的財富收益，通過貨幣供應量變動影響家庭手中持有的貨幣價值。家庭為了降低經(jīng)濟損失、增加財富收益，會主動調(diào)整資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與手中的貨幣持有量，轉(zhuǎn)變原有的消費投資決策，進而對實體經(jīng)濟產(chǎn)生影響。

在兩部門經(jīng)濟中，企業(yè)產(chǎn)出轉(zhuǎn)化為家庭的投資收益與勞動工資，即Yt=F（Kt，Lt）=atrt+wt。結(jié)合式（2），令At=at+mt，企業(yè)總產(chǎn)出可以表示為：

式（12）中右邊第一項是貨幣政策對企業(yè)產(chǎn)出的固定沖擊，第二項是貨幣政策調(diào)整產(chǎn)生的沖擊部分。可以看出，貨幣政策通過利率變動影響企業(yè)融資成本，影響其投資決策，進而影響企業(yè)總產(chǎn)出。貨幣供應量變化通過通脹調(diào)整傳導給企業(yè)生產(chǎn)決策，并影響企業(yè)總產(chǎn)出。從隨機擾動項組成可以看出，貨幣供應量與利率對產(chǎn)出的影響具有交互作用，對企業(yè)產(chǎn)出具有動態(tài)效應。

基于上述分析可知，貨幣政策調(diào)控是央行調(diào)整貨幣供應量與利率，導致市場通貨膨脹、投資成本以及資產(chǎn)收益發(fā)生變動。在此背景下，理性的家庭與企業(yè)將結(jié)合市場價格變動，適時調(diào)整消費、投資決策（包括規(guī)模、結(jié)構(gòu)以及期限），進而給宏觀經(jīng)濟造成沖擊，并產(chǎn)生相應的動態(tài)影響。文章第三和第四部分將采用Microfit4.1軟件，結(jié)合相關數(shù)據(jù)，實證分析國際金融危機后我國貨幣政策調(diào)控通過微觀傳導機制，如何影響宏觀經(jīng)濟波動的。

四、實證模型設定與變量選擇

（一）模型設定

為考察貨幣政策調(diào)控對宏觀經(jīng)濟波動的影響，本文將采用自回歸分布滯后模型（ARDL）進行估計。ARDL由Pesaran（1997）[9]提出，其優(yōu)勢表現(xiàn)在不需要變量同階單整，也可以檢驗變量之間的長期關系，同時在小樣本情況下ARDL估計結(jié)果更加穩(wěn)定。結(jié)合上述分析，本文建立以下模型：Vol=f（M，r，CPI，AI，U），其中，Vol表示經(jīng)濟波動；M是貨幣供應量；r表示利率；CPI表示通貨膨脹；AI表示資產(chǎn)收益；U是隨機誤差項。貨幣政策影響宏觀經(jīng)濟波動的ARDL模型具體表達式是：

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

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

其中，？駐是滯后算子，βi、γi分別為變量的長期與短期相關系數(shù)，q是模型的最大滯后階數(shù)，v是服從正態(tài)分布的白噪聲序列。ARDL建模包括兩個階段：首先，運用邊界檢驗法檢驗變量間的關系，通過計算出F統(tǒng)計量，判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定關系，通過ARDL模型估計變量之間的長期關系系數(shù)；然后，建立與ARDL模型相對應的誤差修正模型（ECM），研究經(jīng)濟系統(tǒng)受到短期沖擊的修正過程（Pesaran etc，2001）[10]。

（二）變量選擇

在實證分析前，具體變量說明如下：

1.被解釋變量

經(jīng)濟波動，通常認為，GDP是反映當前宏觀經(jīng)濟發(fā)展的重要指標。但用GDP衡量宏觀經(jīng)濟波動過于籠統(tǒng)，為了保證樣本信息量，采用月頻數(shù)據(jù)作為分析樣本。在此，選擇與經(jīng)濟波動密切相關的生產(chǎn)資料訂單指數(shù)（Vol）作為替代變量，描述經(jīng)濟周期波動與走向。

2.解釋變量

文章宏觀層面的核心解釋變量是貨幣供應量和市場利率，代表了貨幣政策變動。如上文所示，貨幣政策效應將會傳導至微觀家庭和企業(yè)，家庭和企業(yè)根據(jù)通貨膨脹和資產(chǎn)收益的變動情況，調(diào)整自身的最優(yōu)決策，進而對宏觀經(jīng)濟帶來波動。為此，引入通貨膨脹率以及資產(chǎn)收益率作為微觀層面的解釋變量。

（1）貨幣供應量：各國貨幣當局往往根據(jù)“貨幣性”“流動性”差別，把貨幣供應量分為M0、M1、M2以及M3等，其中，M2是貨幣政策調(diào)控的重要參考指標，仿照學界通常做法，選取M2作為衡量貨幣供應量的指標。

（2）市場利率：銀行間同業(yè)拆借利率是銀行對不同期限拆借產(chǎn)品進行報價，并對報價進行加權(quán)平均的利率，仿照劉達禹等（2017）[11]的做法，為了更好的反映出市場利率短期波動，本文選取7天期銀行間同業(yè)拆借利率作為市場利率指標。

（3）通貨膨脹率：消費者物價指數(shù)是反映與居民生活相關的商品與勞務的物價變動指標，常常被用于衡量社會的膨脹狀況。在此，本文使用環(huán)比的消費者物價指數(shù)作為通貨膨脹變量。

（4）資產(chǎn)收益率：金融資產(chǎn)收益是影響金融主體的財富、持幣規(guī)模以及投資結(jié)構(gòu)的重要因素。本文選取上證指數(shù)的收盤價格，對該指數(shù)取對數(shù)作為反映金融資產(chǎn)收益變動的指標。

本文的樣本期是2008年1月至2016年12月，所有數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、wind數(shù)據(jù)庫、東方財富網(wǎng)等整理得出。

五、實證檢驗結(jié)果分析

（一）單位根檢驗

由表1可以看出，水平變量Vol和ln（AI）都存在單位根，是非平穩(wěn)的，但是一階差分后，在5%的顯著性水平下兩個變量都是平穩(wěn)數(shù)列，滿足 I（1），其余三個變量的水平值都是平穩(wěn)的，滿足I（0）。因此，本文所用到的變量符合I（0）或I（1）平穩(wěn)，沒有超過I（1），可以運用ARDL方法研究變量之間的相互關系。

（二）協(xié)整檢驗

在進行ARDL檢驗前，首先需要確定變量之間是否存在長期協(xié)整關系。本文利用Microfit4.1軟件進行邊限檢驗，通過計算相關的F統(tǒng)計量來判斷。滯后階數(shù)則通過赤池信息準則（AIC）或施瓦茨貝葉斯準則（SBC）確定，結(jié)果顯示，最優(yōu)滯后階數(shù)為2，協(xié)整檢驗結(jié)果如表2。

Pesaran etc（2001）在1%、5%、10%的顯著性水平下，分別報告了一對臨界值，一個臨界值假定變量為I（0）過程，另一個臨界值為I（1）過程，如果F統(tǒng)計量的值高于較大的臨界值，拒絕無協(xié)整關系的零假設，表明變量間存在長期的協(xié)整關系；如果F統(tǒng)計量低于較小的臨界值，則不能拒絕原假設，表明變量間不存在協(xié)整關系；若F統(tǒng)計量介于兩個臨界值之間，則無法確定變量間是否存在協(xié)整關系。

從表2的檢驗結(jié)果可以看出，當Vol作為被解釋變量時，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為2.12，大于顯著性水平為10%較大的臨界值，表明在10%的顯著性水平下，變量之間存在長期的協(xié)整關系。

（三）長期和短期均衡系數(shù)估計

在確定變量間存在長期的協(xié)整關系后，需要通過ARDL模型估計解釋變量對被解釋變量的長期和短期影響。在長期系數(shù)估計時，先要確定模型中變量的滯后階數(shù)。對此，本文使用SBC準則確定模型中各變量的最優(yōu)滯后階數(shù)，發(fā)現(xiàn)ARDL（3，1，0，1，0）模型比較合適，（3，1，0，1，0）分別針對文章構(gòu)建的計量模型（13）中的滯后期的上限。模型的結(jié)果見表3。

從表3的結(jié)果可以看出，所有變量的系數(shù)至少在10%顯著性水平下通過顯著性檢驗。貨幣供應量與生產(chǎn)資料訂單指數(shù)之間的關系為正，其彈性為2.4220；利率與生產(chǎn)訂單指數(shù)呈負相關，其彈性為-1.2841；CPI、AI與生產(chǎn)訂單指數(shù)呈現(xiàn)正相關，其彈性分別是6.2830和1.0206。這些表明，長期來看，增加貨幣供應量、降低利率都有助于提升生產(chǎn)訂單指數(shù)，對宏觀經(jīng)濟波動產(chǎn)生正向沖擊，微觀層面，CPI與證券收益率的提高也發(fā)揮著促進經(jīng)濟擴張的類似作用。

得到協(xié)整方程的長期系數(shù)之后，可求得誤差項的估計值。本文采用基于ARDL模型的誤差修正模型（ECM）來研究各個解釋變量的對Vol的短期動態(tài)調(diào)整關系。

其中，模型中的ECM為誤差修正項，系數(shù)λ反映的是變量之間的均衡關系偏離長期均衡水平時，將其調(diào)整到長期均衡狀態(tài)時的調(diào)整速度。誤差修正模型通過ARDL模型能夠反映變量之間的短期動態(tài)關系，具體結(jié)果見表4。

從表4的結(jié)果可以看出，從短期來看，？駐Vol1、？駐Vol2對？駐Vol的影響通過1%的顯著性檢驗，其系數(shù)為負數(shù)，分別是-0.3492和-0.2589。？駐ln（M2）和？駐CPI對？駐Vol的影響分別通過5%、1%的顯著性檢驗，其系數(shù)為正數(shù)，其彈性分別1.4327和3.1405，但r對宏觀經(jīng)濟波動的影響不顯著，可能的原因是利率效應需要一個較長的時期才能顯現(xiàn)。方程的誤差修正項系數(shù)ECM（-1）為負數(shù)，調(diào)整方向符合預期，在10%顯著性水平通過檢驗，這表明貨幣政策調(diào)控能夠使經(jīng)濟波動逐漸恢復至長期均衡狀態(tài)。具體來看，誤差修正項的系數(shù)為-0.0982，意味著經(jīng)濟波動受到短期影響，系統(tǒng)會以9.82%的速度向長期均衡方向調(diào)整。此外，為檢驗模型的穩(wěn)定性，本文采用CUSUM檢驗和CUSUMSQ檢驗來檢驗誤差修正方程的殘差，結(jié)果顯示殘差沒有偏離邊界范圍，表明估計值是穩(wěn)定、可靠的。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

上述協(xié)整檢驗和ARDL-ECM模型，證實了各解釋變量對被解釋變量存在長期和短期影響。為進一步檢驗變量之間的因果關系，本文運用格蘭杰因果關系檢驗對Vol、ln（M2）、r、CPI、lnAI之間的關系進行進一步分析。在格蘭杰因果關系檢驗中，當F統(tǒng)計量伴隨概率值低于10%時，表示拒接原假設，反之應接受原假設。從表5可以看出，在滯后2期時，貨幣供應量、利率、物價指數(shù)以及資產(chǎn)收益率都構(gòu)成生產(chǎn)資料訂單指數(shù)的格蘭杰原因，貨幣供給量、CPI和Vol存在雙向因果關系。這表明，貨幣政策調(diào)控是引致宏觀經(jīng)濟波動的重要因素。

六、結(jié)論與政策建議

本文在前人研究基礎上，建立貨幣政策影響宏觀經(jīng)濟波動的微觀傳導模型，采取ARDL-ECM模型實證檢驗貨幣政策調(diào)控對宏觀經(jīng)濟波動的影響情況，研究結(jié)果表明：？譹？訛從長期來看，宏觀經(jīng)濟波動不僅與貨幣供應量、利率存在協(xié)整關系，而且與消費物價指數(shù)、證券市場價格之間也存在相關性。？譺？訛從短期來看，宏觀經(jīng)濟波動主要受到貨幣供應量、消費物價指數(shù)影響，利率的影響并不顯著。這表明，我國貨幣政策正處于由數(shù)量型向價格型轉(zhuǎn)型階段，利率傳導機制還不夠健全完善，至少表明，短期內(nèi)，貨幣供應量對經(jīng)濟波動的影響要比利率對經(jīng)濟波動的影響占優(yōu)，這和楊源源等（2017）[12]的觀點相似。

由此，本文提出如下政策建議：一是加強貨幣供應量管理，保持適度的貨幣供應增速與規(guī)模。當前，控制貨幣供應量仍然是我國貨幣政策調(diào)控的重要手段，對市場流動性、利率、物價等因素造成影響。尤其是國際經(jīng)濟危機后，我國經(jīng)濟步入“三期疊加”的新常態(tài)，要消化前期政策擴張所帶來的負面影響，這就需要加強貨幣供應量管理，把握貨幣政策調(diào)控的力度與節(jié)奏，處理好經(jīng)濟穩(wěn)發(fā)展、調(diào)結(jié)構(gòu)、管通脹的關系，防止經(jīng)濟出現(xiàn)大幅度波動。二是繼續(xù)推進利率市場化改革，發(fā)揮利率在資源配置中的價格調(diào)節(jié)作用。近年來，我國大力推進利率市場化改革，放開存貸款利率管制，探索常備借貸便利等工具，建立利率走廊機制。在此基礎上，需要不斷督促金融機構(gòu)健全內(nèi)控制度，增強自主定價能力和風險管理水平，加強行業(yè)自律，監(jiān)督不顧風險搶占市場的非理性定價行為。同時，加快推進銀行經(jīng)營體制改革，捋順銀企關系，硬化企業(yè)預算軟約束，提升市場對利率的需求彈性，不斷完善貨幣政策的利率傳導機制。三是密切關注消費物價與資產(chǎn)價格波動，正確引導公眾預期。物價與資產(chǎn)價格劇烈變動將直接影響公眾的消費投資決策，極端情況下會引致信用恐慌、經(jīng)濟下滑。對此，需要采取適宜的貨幣政策調(diào)控方式，保持物價基本穩(wěn)定，發(fā)揮價格調(diào)節(jié)功能，引導公眾預期，同時拓寬市場投資渠道，豐富金融產(chǎn)品與服務，避免股市、房市出現(xiàn)大幅波動，維護金融體系穩(wěn)定，促進宏觀經(jīng)濟平穩(wěn)運行。

[參考文獻]

[1] 劉曉倩，王元月.貨幣供應量、財政指出對GDP的沖擊效應研究[J]. 統(tǒng)計與決策，2012（17）：163-165.

[2] 張金城.貨幣政策調(diào)控、流動性管理與宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定[J].國際金融研究，2014（3）：4-20.

[3] 劉軼，王剛，李旭彪.貸款沖擊、貨幣供給沖擊和宏觀經(jīng)濟波動[J]. 湖南大學學報，2016（7）：100-106.

[4] 奚君羊，賀云松.中國貨幣政策的福利損失及中介目標的選擇——基于新凱恩斯DSGE模型的分析[J].財經(jīng)研究，2010（2）：89-98.

[5] 金中夏，洪浩，李宏瑾.利率市場化對貨幣政策有效性與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響[J].經(jīng)濟研究，2013（4）：69-82.

[6] 李瓊，王志偉.泰勒規(guī)則與中國宏觀經(jīng)濟波動——1994-2006的實證檢驗[J].經(jīng)濟科學，2009（2）：9-22.

[7] 王彬.財政政策、貨幣政策調(diào)控與宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定——基于新凱恩斯主義壟斷競爭模型的分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，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] 劉達禹，劉金全，趙婷婷.經(jīng)濟周期與規(guī)則型貨幣政策的動態(tài)關聯(lián)機制研究——基于中國典型經(jīng)濟波動階段的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟評論，2017（2）：48-61.

[12] 楊源源，張曉林，于津平.異質(zhì)性預期、宏觀經(jīng)濟波動與貨幣政策有效性——來自數(shù)量型和價格型工具的雙重檢驗[J].國際金融研究，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