貨幣非中性的實證研究

1、中國貨幣非中性特征的實證研究基于1996-2014年的季度數(shù)據(jù)摘要選取貨幣供應量、國內(nèi)生產(chǎn)總值和名義價格水平等變量，基于1996年第一季度到2014年第四季度的季度數(shù)據(jù)時間序列，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量經(jīng)濟學實證方法分析中國貨幣非中性特征，結果表明貨幣供應長期來看貨幣呈現(xiàn)非中性，貨幣供給量的變化會影響價格水平的變化，但對經(jīng)濟增長的促進作用更大，我國貨幣政策具有一定的有效性。關鍵詞貨幣供應量 非中性 貨幣政策1、 引言“貨幣非中性”這一術語由瑞典的維克賽爾最先提出。在一個經(jīng)濟體中，如果貨幣數(shù)量的變化只對產(chǎn)出和就業(yè)等實際變量產(chǎn)生影響，并不改變經(jīng)濟體中各種商品的相對價格水平，可

2、稱之為貨幣非中性，否則稱為貨幣中性。貨幣中性和非中性問題一直是經(jīng)濟學爭論的焦點，而且至今在各個學派的經(jīng)濟學家中也沒有形成統(tǒng)一的意見和看法。當今世界各國政府毫無例外地都將貨幣政策作為調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟運行的重要手段。對貨幣政策有效性的爭論源自對貨幣“中性”還是“非中性”的不同看法。若貨幣“中性”，則貨幣政策無效；若貨幣“非中性”，則貨幣政策有效。國內(nèi)經(jīng)濟學界關于貨幣政策的有效性主要有三種觀點：一是認為貨幣政策作用具有非均衡性，即治理通貨膨脹得力而治理通貨緊縮乏力；二是認為貨幣長期中性，否定貨幣政策的有效性；三是對肯定貨幣政策的有效性。在經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)的大背景下，深入探討我國中國貨幣非中性特征問題，不僅

3、具有重大的理論意義而且具有極其重要的現(xiàn)實意義。本文采用計量經(jīng)濟學實證方法，對我國貨幣供給與經(jīng)濟增長、價格水平之間的關系進行實證檢驗，從而對我國貨幣“中性”或“非中性”做出初步判斷，以明確我國貨幣政策的有效性。二、對相關實證分析文獻的綜述（一）國外相關研究 關于貨幣非中性問題，隨著計量經(jīng)濟學的發(fā)展，西方經(jīng)濟學者對貨幣政策有效性進行了大量的實證研究。Schwartz和Friedman(1963)發(fā)現(xiàn)，貨幣供應量的變化在短期內(nèi)會對產(chǎn)出產(chǎn)生影響。stock和Watson(1989)以1960一1985年的月度數(shù)據(jù)，建立多變量VAR模型，發(fā)現(xiàn)Ml并不能顯著解釋工業(yè)指數(shù)的變動，經(jīng)過“去勢”處理時間序列后，

4、產(chǎn)出對Ml沒有顯著影響，但是Ml能解釋產(chǎn)出的變動。Watson和King (1992 )采用不同的假設條件，數(shù)據(jù)實證的結果表明貨幣長期中性，即貨幣相對于產(chǎn)出是中性的。Friedman和Kutiner(1993)在他們的研究基礎上發(fā)現(xiàn)，如果把樣本拓展到1990年，“去勢”后的Ml無法解釋產(chǎn)出的變動，而三個月的國庫券票據(jù)和商業(yè)票據(jù)利率之間的利差則能解釋，從而認為貨幣是“中性”的。 閆力,劉克宮,張次蘭. 貨幣政策有效性問題研究基于19982009年月度數(shù)據(jù)的分析J. 金融研究. 2009(12)：59-70Seater和Fisher(1993)利用ARMA模型對美國1869一1975年間的數(shù)據(jù)檢驗

5、，發(fā)現(xiàn)實證的結果并不支持長期貨幣中性的假設。（二）國內(nèi)相關研究近代以來，國內(nèi)也有部分專家學者借鑒國外的研究方法，從不同角度構建模型對我國貨幣“非中性”特征進行了研究。辛向榮(1999)對貨幣與產(chǎn)出的相關性進行了實證檢驗，最后得出結論：貨幣不是中性的，貨幣對產(chǎn)出有實質性影響。黃先開、鄧述慧(2000)以1980-1997年的數(shù)據(jù)為基礎，采用兩步OLS方法分析預期的貨幣供應增長對產(chǎn)出的效應，結論是貨幣非中性。周錦林(2002)以1994年-2001年數(shù)據(jù)為基礎，建立貨幣供給和實際GDP的雙變量VAR模型和包含利率在內(nèi)的多變量VAR模型，認為貨幣呈現(xiàn)“中性”特征，我國貨幣政策以“貨幣供給”為中介目標

6、，收不到預期的效果。劉斌(2002)分別利用單方程和多方程的VAR模型進行實證分析，結論表明短期內(nèi)我國產(chǎn)出的變化和貨幣供應量的變化有一定的相關性，但長期來看，貨幣供應量的變化對產(chǎn)出不產(chǎn)生永久性影響。陸軍、舒元(2002)利用1978-2000年數(shù)據(jù)，通過使用格蘭杰因果檢驗以及Fisher與Seater的長期導數(shù)的檢驗方法，發(fā)現(xiàn)期間中國產(chǎn)出是貨幣供應量的格蘭杰原因，長期內(nèi)貨幣是中性的，因此試圖通過擴張的貨幣政策實現(xiàn)中國經(jīng)濟的長期持續(xù)增長是不可能的。邱崇明(2003)的理論研究結果表明貨幣政策在長期內(nèi)對經(jīng)濟增長和就業(yè)的影響是中性的，從短期看，則可能是非中性的，既可能是積極的也可能是消極的。劉金全、

7、張鶴(2004)通過對通貨膨脹率與實際產(chǎn)出增長率之間的短期波動和長期均衡關系的檢驗，發(fā)現(xiàn)我國貨幣中性和超中性等性質在短期內(nèi)并不成立。劉霖、靳云匯(2005)基于1978-2003年度數(shù)據(jù)，采用協(xié)整和向量自回歸的方法對貨幣供應、通貨膨脹與經(jīng)濟增長的關系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)從長期來看，貨幣供應擴張能夠推動經(jīng)濟增長，同時在經(jīng)濟貨幣化進程中貨幣供應的擴張并不一定造成通貨膨脹。以上研究都在不同的時間序列基礎上，采用不同的計量和統(tǒng)計分析方法得出的結論，研究成果不一。從這些實證文獻可以看出，研究貨幣中性的實證分析應建立在較長數(shù)據(jù)的基礎上，其次，單方面地論證貨幣供應量和產(chǎn)出或者貨幣供應量和通貨膨脹之間的關系是不

8、完整的，應該綜合起來分析。本文基于1996-2014年季度數(shù)據(jù)的時間序列，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量經(jīng)濟學實證方法進行研究，對貨幣供給與經(jīng)濟增長、價格水平三者之間的關系檢驗我國貨幣“非中性”特征。三、實證研究（一）變量選取本文為了研究貨幣供給與宏觀經(jīng)濟中真實變量和名義變量的影響關系，選取了廣義貨幣供應量M2，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，消費價格指數(shù)CPI三個變量來檢驗我國貨幣“非中性”特征。（二）數(shù)據(jù)說明和初步的數(shù)據(jù)處理本文選取消費價格指數(shù)來代表名義價格P，文中名義 GDP、CPI取自國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、M2 的數(shù)據(jù)取自中國人民銀行統(tǒng)計季報， 數(shù)據(jù)區(qū)間為 1996 年第一季度到2014

9、年第四季度。關于實際 GDP， 本文通過名義 GDP 剔除價格因素得到。為了消除數(shù)據(jù)中的異方差。本文對實際 GDP，P和 M2 分別取對數(shù)，得到 LGDP、LNP、LM2，結果見表 1。本文統(tǒng)計分析使用的統(tǒng)計軟件為Eviews7.2。表1 數(shù)據(jù)整理（三）單位根檢驗進行經(jīng)濟時間序列分析，首先要進行平穩(wěn)性檢驗，采用非平穩(wěn)時間序列來研究變量之間的關系，很可能出現(xiàn)產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，得出錯誤的結論。單位根檢驗是平穩(wěn)性檢驗的常用方法，包括DF檢驗和ADF檢驗，PP檢驗等。本文運用ADF 檢驗法，分別對變量 LGDP、LNP、LM2 進行單位根檢驗，檢驗結果經(jīng)過整理，見表2。變量ADF統(tǒng)計值ADF檢驗的臨

10、界值P值（是否顯著）1%的顯著性水平5%的顯著性水平10%的顯著性水平一階滯后值一階差分二階差分LGDP1.444636-3.524233-2.902358-2.5885870.15320.00000.0000LM20.483558-3.520307-2.9000670-2.5876910.6301LNP0.885093-2.597025-1.945324-1.6138760.37870.01150.0001表2：平穩(wěn)性檢驗結果由表2可知，在1%、5%、10%的顯著水平下，LGDP、LNP 和LM2序列的 ADF 絕對值都小于10%臨界值的絕對值，不能拒絕原假設。結果表明 LGDP、LNP和L

11、M2序列均存在著單位根，序列是非平穩(wěn)的。從圖中還可以看出LM2和LGDP序列的一階滯后值是不顯著的，但是LGDP、LNP序列的一階差分、二階差分是顯著的。LGDP、LM2 經(jīng)過一次差分變化以后的 ADF 絕對值均大于 1%臨界值的絕對值，表明嚴格拒絕原假設，LGDP、LM2 的差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。（四）協(xié)整檢驗協(xié)整理論是一種建模技術，它從分析時間序列的非平穩(wěn)性入手，探求非平穩(wěn)變量間蘊含的長期均衡關系。由于之前涉及到的變量都是一階差分平穩(wěn)的，如果這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，那么這些變量之間存在協(xié)整關系。協(xié)整檢驗有兩種方法：一是EG 兩步法; 二是 Johansen 檢驗。本文采

12、用 EG 兩步法來檢驗 2 個變量之間是否存在協(xié)整關系。先將來分析貨幣供給量與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在關系，將LGDP和LM2作為一個系統(tǒng)。第一步：對變量進行協(xié)整回歸，可得圖1：圖1：LGDP與LM2的協(xié)整檢驗結果方程1： (2.4064) (35.637) D.W=1.8697 F=1269.984(括號內(nèi)為相應的估計量的t值)第二步： 對方程生成的殘差 u 進行 EG 檢驗，即運用 EG 回歸：對方程生成的殘差進行單位根檢驗， 如果殘差不存在單位根， 則可以認為上述兩個變量存在協(xié)整關系， 殘差u的單位根檢驗結果如圖2:圖2：方程1殘差u的單位根檢驗結果檢驗結果顯示：LGDP與LM2回歸方程的殘差

13、未通過1%的顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗，通過了在5%的顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗。由此可知LGDP與LM2存在協(xié)整關系，LGDP與LM2之間存在長期穩(wěn)定的關系。從第一步式還可以進一步得出，LGDP 和 LM2 之間呈正相關關系，即貨幣供給量對經(jīng)濟增長有促進作用，變量LGDP的變化中94.42%可以由LM2解釋，而且貨幣投放量每增加 1%，會促進經(jīng)濟增長 0.79%。再將LnP和LnM2作為一個系統(tǒng)，來分析中國貨幣供給對于價格的影響，看是否貨幣供給等量引起價格的變化。如同LnGDP、LnM2系統(tǒng)一樣，建立LnM2與LnP協(xié)整回歸方程，如圖3：圖3：LNP與LM2的協(xié)整檢驗結果方程2： (100.09

14、10) (11.07215) D.W=0.299617 F=122.5926(括號內(nèi)為相應的估計量的t值)根據(jù)以上回歸估計量可以看出，變量LNP的變化中61.85%可以由LM2解釋，貨幣投放量每增加 1%，會促進名義價格上漲 0.0375%。此外，相比于變量LGDP的變化中94.42%可以由LM2解釋，貨幣供應量對價格水平的影響程度更小。 再對回歸估計的殘差進行平穩(wěn)性檢驗，ADF檢驗結果如圖4。圖4：方程2殘差u的單位根檢驗結果可見，LNP與LM2回歸方程的殘差通過1%的顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗。由此可知LNP與LM2存在協(xié)整關系，LNP與LM2之間存在長期穩(wěn)定的關系。這說明了長期中中國貨幣供

15、給與貨幣中性理論所說的價格的相應變化。綜上所述，長期下中國貨幣是非中性的，雖然貨幣供給量的變化會影響價格水平的變化，但是貨幣供給變化不只是影響一般價格水平，貨幣供應量的變化還能夠引起產(chǎn)出水平等實際經(jīng)濟變量的調(diào)整和改變，貨幣是非中性的。5.格蘭杰因果檢驗格蘭杰因果關系檢驗是檢驗經(jīng)濟變量間因果關系常用的一種計量經(jīng)濟學方法，其本質是用一種條件概率定義因果關系。格蘭杰因果檢驗的前提條件是序列間存在協(xié)整關系，在上一部分已經(jīng)證明過LGDP、LNP與M2存在協(xié)整關系，這里不做敘述了。對于變量 LGDP 與 LM之間的因果方向檢驗，即判斷何者為因、何者為果，本文采用了格蘭杰因果關系檢驗法，取滯后期1-4，經(jīng)整

16、理，檢驗結果見表 3、表4。滯后期零假設ObsF統(tǒng)計量概率是否因果關系1LM2不是 LGDP的格蘭杰原因7554.62182.E-10是0.854890.3583 否LGDP不是 LM2 的格蘭杰原因2LM2不是 LGDP的格蘭杰原因7410.76569.E-05是LGDP不是 LM2 的格蘭杰原因2.722970.0727否3LM2不是 LGDP的格蘭杰原因735.678310.0016是LGDP不是 LM2 的格蘭杰原因2.352290.0801否4LM2不是LGDP的格蘭杰原因724.609930.0025是LGDP不是 LM2 的格蘭杰原因1.45580 0.2263否表3：LGDP與

17、LM2格蘭杰因果關系檢驗結果從表3可知，滯后期分別取 1、2、3、4時，LGDP 都不是 LM2 的格蘭杰原因，而 LM2 是 LGDP 的格蘭杰原因，即貨幣供給量的變化會引起產(chǎn)出發(fā)生變化，而產(chǎn)出的變化不會引起貨幣供給量的變化。滯后期零假設ObsF統(tǒng)計量概率是否因果關系1LNP不是 LM2的格蘭杰原因750.50380.4801否2.549200.1147 否LM2不是 LNP的格蘭杰原因2LNP不是 LM2的格蘭杰原因740.290840.7486否LM2不是 LNP的格蘭杰原因3.124810.0502否3LNP不是 LM2的格蘭杰原因730.659860.5797否LM2不是 LNP的格

18、蘭杰原因1.356660.2637否4LNP不是 LM2的格蘭杰原因720.998000.4154否LM2不是 LNP的格蘭杰原因2.75229 0.0356否表4：LNP與LM2格蘭杰因果關系檢驗結果從表4可知，滯后期分別取 1、2、3、4時，LNP都不是 LM2的格蘭杰原因，而 LM2也都不是 LNP的格蘭杰原因，即貨幣供給量的變化不會引起名義價格發(fā)生變化，而名義價格的變化也不會引起貨幣供給量的變化。綜上表明一方面貨幣供應量是引起產(chǎn)出增加的原因，貨幣供應擴張能夠推動經(jīng)濟增長，另一方面貨幣供應量不是引發(fā)價格變化的原因，再一次證實了我國貨幣的非中性。四、結論（一）中國貨幣具有非中性特征實證分析

19、顯示，LGDP、LNP與LM2存在協(xié)整關系，存在長期穩(wěn)定的關系，即貨幣供給變化不只是影響一般價格水平，還能夠引起產(chǎn)出水平。貨幣供應量的變動是GDP變動的格蘭杰原因，但不是價格水平變動的格蘭杰原因。由此得出結論：我國貨幣“非中性”。（二）貨幣供應量對產(chǎn)出的影響更大前面提到通過協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)長期貨幣供給的增加雖然會導致一定程度的通貨膨脹，但比較而言其對經(jīng)濟增長的促進作用更大。我國經(jīng)濟雖然保持了持續(xù)快速的增長，目前是第二大經(jīng)濟體，但與發(fā)達國家相比，人均收入偏低，科學技術遠遠落后，我國仍是一個生產(chǎn)力水平相對低下、資本積累不足的發(fā)展中國家。這樣的經(jīng)濟背景決定了人們的消費和投資欲望較強，對貨幣的需求也很旺

20、盛。擴大貨幣供給可以充分利用各種潛在的生產(chǎn)要素，增加就業(yè)和投資，刺激經(jīng)濟的快速發(fā)展。(二)我國貨幣政策具有一定有效性貨幣政策是否有效的實質就是貨幣是否是“中性”的，如果貨幣與產(chǎn)出之間存在穩(wěn)定的關系，那么就可以通過調(diào)整貨幣數(shù)量干預經(jīng)濟運行，貨幣政策就是有效的。反之，如果貨幣不能影響實際利率、產(chǎn)出等實際變量，只能影響一般價格水平，那么就是無效的。一方面我國貨幣供應量是引起產(chǎn)出增加的原因，貨幣供應擴張能夠推動經(jīng)濟增長，另一方面貨幣供應量不是引發(fā)價格變化的原因，因而我國的貨幣政策可以影響宏觀經(jīng)濟運行。在經(jīng)濟新常態(tài)時期，我國經(jīng)濟面臨一系列新的挑戰(zhàn)，制定正確合理貨幣政策，是維持宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的重要保障。我國目前的貨幣政策具有一定的有效性，但效果弱化。貨幣政策的效果不在于貨幣政策本身，而取決于貨幣政策發(fā)揮作用的環(huán)境和條件，因此，為了提高貨幣政策的有效性，我們必須創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。參考文獻：1 辛向榮.貨幣與產(chǎn)出的相關性分析J.經(jīng)濟問題,1999(1):56-58.2 楚爾鳴,喻多嬌. 中國貨幣中性與非中性的實證檢驗J. 金融發(fā)展研究. 2009(03)：26-303 徐青嬌. 我國貨幣政策有效性問題實證分析D. 蘭州商學院 2008：99-1084 何