貨幣中介目標(biāo)與中國國民經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整分析

貨幣中介目標(biāo)與中國國民經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整分析

一、國內(nèi)的貨幣政策中介目標(biāo)20世紀(jì)50年代，恩格斯提出了將利率作為貨幣政策的中介的目標(biāo)。他認(rèn)為國民收入決定于消費(fèi)與投資,利率的高低也直接影響著人們的投資需求與消費(fèi)需求。凱恩斯理論的提出短期內(nèi)取得了一定效果,但是在七八十年代卻導(dǎo)致了滯脹的不斷發(fā)展,通貨膨脹的不斷發(fā)展促進(jìn)了新貨幣數(shù)量論的復(fù)活。經(jīng)過弗里德曼等人的努力,在學(xué)術(shù)界、決策圈乃至公眾范圍內(nèi)逐漸形成了一種思想潮流,即認(rèn)為只要控制了貨幣供應(yīng)量,就可以實(shí)現(xiàn)物價穩(wěn)定和潛在的經(jīng)濟(jì)增長。在這種背景下,英、美等國轉(zhuǎn)而采用貨幣供應(yīng)量充當(dāng)貨幣政策中介目標(biāo)。在美聯(lián)儲采用貨幣量充當(dāng)貨幣政策中介目標(biāo)的同時,貨幣供應(yīng)量指標(biāo)卻發(fā)生了深刻變化,各種結(jié)合了付息特征和隨時支取特征的金融創(chuàng)新產(chǎn)品不斷涌現(xiàn),這不僅模糊了活期存款與定期存款的界限,也模糊了投機(jī)性貨幣持有和交易性貨幣持有的界限,使不同層次貨幣供應(yīng)量變化同實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的穩(wěn)定聯(lián)系趨于破裂。不僅如此,國際資本的大規(guī)模流動也使英美等國越來越難以控制貨幣總量。為了解決這一矛盾,一些國家(如英國、新西蘭等)則走向了“盯住通貨膨脹”。此后,加拿大、英國、澳大利亞、泰國、韓國、南非等國先后宣布“盯住通貨膨脹”。改革開放以來,我國的宏觀調(diào)控方式逐步向間接調(diào)控為主轉(zhuǎn)變,學(xué)術(shù)界對于采用什么貨幣政策中介目標(biāo)也存在不同看法。王松奇(2000)、范從來(2004)等認(rèn)為,目前及今后相當(dāng)一段時期內(nèi),貨幣供給量都是我國貨幣政策最合適的中介指標(biāo)。也有許多學(xué)者強(qiáng)調(diào)采用利率作為主要中介目標(biāo),彭蕓(2003)認(rèn)為,貨幣政策操作應(yīng)以利率作為中介目標(biāo),盯住通貨膨脹率。我國近年來也越來越重視利率的調(diào)控作用,多次調(diào)整利率以維持國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長。參考一些國家的經(jīng)驗(yàn),有些學(xué)者也提出了將通貨膨脹作為貨幣中介目標(biāo)。李揚(yáng)(2002)認(rèn)為根據(jù)西方國家中介目標(biāo)選擇經(jīng)驗(yàn),應(yīng)實(shí)施通貨膨脹目標(biāo),監(jiān)測產(chǎn)出和就業(yè)缺口、貨幣供求、利率和匯率等日常指標(biāo)。國內(nèi)針對貨幣中介變量與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證分析比較多,很多與之相關(guān)的實(shí)證分析都是基于人們常用的協(xié)整與誤差修正模型。但在針對貨幣中介變量與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析中往往會忽略了中國當(dāng)前正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期,在這一時期變量往往存在著結(jié)構(gòu)性突變的因素。結(jié)構(gòu)性突變這一因素的存在會使不同時期變量之間的協(xié)整關(guān)系表現(xiàn)得并不一致,從而使不同時期的模型參數(shù)不一致,甚至在有些情形下會使變量間的協(xié)整關(guān)系不存在。Gregory、Nason和Watt(1996)證實(shí),在分析經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系時,如果存在結(jié)構(gòu)性突變,而仍然采用常用的ADF檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn),會使零假設(shè)通過的可能性大為提高,零假設(shè)通過意味著存在單位根,從而使我們難以采用恰當(dāng)?shù)哪Ｐ蛯?shù)據(jù)進(jìn)行分析。本文以中國近年來的經(jīng)濟(jì)改革和金融發(fā)展為背景,利用1992年1季度至2009年2季度的金融方面的數(shù)據(jù),運(yùn)用結(jié)構(gòu)性突變的單位根檢驗(yàn)與ARDL模型對不同的貨幣政策中介目標(biāo)對我國國民經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行分析,旨在為現(xiàn)階段中國選擇貨幣政策中介目標(biāo)提供參考。二、貨幣政策的介目標(biāo)是什么貨幣中介目標(biāo)的選取受制于許多因素,它與各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、銀行體系與金融市場的發(fā)育狀況、最終目標(biāo)的選取都密切相關(guān)。一般來說,貨幣中介目標(biāo)要發(fā)揮作用主要包括三個方面的內(nèi)容:及時地發(fā)現(xiàn)信息并傳遞信息;調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)體系的運(yùn)行;充當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的參照變量,即所謂的“名義錨”。要使貨幣中介目標(biāo)能發(fā)揮上述作用,作為貨幣中介目標(biāo)的變量必須要滿足三個條件,即具備可測性強(qiáng)、可控性強(qiáng)與貨幣政策最終目標(biāo)相關(guān)性強(qiáng)的條件。在這方面,理論界的意見沒有什么太大的差異。根據(jù)貨幣中介目標(biāo)選取的不同,主要有利率目標(biāo)制、貨幣供應(yīng)量目標(biāo)制及通貨膨脹目標(biāo)制等。(一)實(shí)現(xiàn)利率中介的必要性在凱恩斯的貨幣理論中,利率是貨幣政策傳導(dǎo)的關(guān)鍵環(huán)節(jié),貨幣政策在引起國內(nèi)總支出變化之前,先以其利率的變化,再通過利率(r資本價格)的變動引起投資需求(I)的變動,以致通過乘數(shù)理論改變總支出(E),進(jìn)而總收入(Y)。即r↓→I↑→E↑→Y↑。以利率作為貨幣中介目標(biāo)必須滿足兩個條件,一是利率是由市場對貨幣的供求關(guān)系所決定的,另一個是市場中的不同主體的經(jīng)濟(jì)行為對利率變化能及時做出反應(yīng),尤其投資應(yīng)該對利率有足夠的彈性。當(dāng)前,我國利率市場化雖然不是很完善,但已經(jīng)有了比較大的進(jìn)展,初步滿足了上述兩個條件。(二)貨幣供應(yīng)的中國情境在費(fèi)雪交易方程式(即MV=PY)中,只有貨幣流通速度(V)穩(wěn)定(即貨幣需求穩(wěn)定)時,V=PY/M才有意義,表明貨幣供給(M)與價格水平(P)、實(shí)際國民收入(Y)具有正比例關(guān)系。在20世紀(jì)七八十年代,由于“滯脹”的出現(xiàn),貨幣主義逐漸取代“凱恩斯主義”占據(jù)了政策制定理論支持的主導(dǎo)位置,貨幣供應(yīng)量目標(biāo)制曾普遍被西方發(fā)達(dá)國家所采用,實(shí)際的政策效果也較好,與最終目標(biāo)的相關(guān)性比較強(qiáng)。我國目前采用的也主要是貨幣供應(yīng)量目標(biāo)制。(三)合理穩(wěn)定匯率的實(shí)現(xiàn)通貨膨脹目標(biāo)制,是指貨幣當(dāng)局以達(dá)到和保持低通脹水平為貨幣政策最終目標(biāo)的政策制定與執(zhí)行原則。在執(zhí)行中,貨幣當(dāng)局首先預(yù)測通貨膨脹的未來走勢,將此預(yù)測值與既定的通貨膨脹預(yù)期目標(biāo)值相比較,根據(jù)二者之間的偏離程度,運(yùn)用多種貨幣政策工具(如公開市場操作等)使預(yù)期通貨膨脹率接近目標(biāo)值(或落入目標(biāo)區(qū))。要實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制,一般來說要具備三個條件。第一,中央銀行應(yīng)該具有一定的獨(dú)立性。如果沒有一定的獨(dú)立性,則中央銀行調(diào)控市場的可信度難以建立,這樣在央行調(diào)控通貨膨脹時,公眾不能形成穩(wěn)定的預(yù)期。第二,實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制使將穩(wěn)定匯率作為操作目標(biāo)變得困難。一般來說,如果一個國家以穩(wěn)定匯率為目標(biāo),則難以同時達(dá)到穩(wěn)定通貨膨脹預(yù)期的目標(biāo)。第三,實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制必須能夠?qū)νㄘ浥蛎浡实奈磥碜邉葸M(jìn)行預(yù)測。目前,我國在這三個方面都不是非常成熟。從人民銀行的決策、金融市場的成熟度等方面看,作為我國中央銀行的人民銀行都有所不足。為便于分析上述貨幣中介目標(biāo)的有效性,我們建立了以下的線性回歸方程:lnY=a+blnMdP+clni+dlnp(1)ΜdΡ+clni+dlnp(1)式(1)中,Y為實(shí)際國民收入,MdPΜdΡ為實(shí)際貨幣需求量,i為利率,p為通貨膨脹變量。在本文的分析中,數(shù)據(jù)的選擇參考了葉光、張曉峒和聶巧平(2007)的做法,Y采用的是最終國內(nèi)總支出,等于GDP減去凈出口額后的數(shù)值,再除以累計(jì)消費(fèi)者價格指數(shù)以反映其真實(shí)水平,它比其他指標(biāo)能更好反映貨幣的交易需求。貨幣供給有Mi(i=0,1,2,3)四種不同的統(tǒng)計(jì)口徑,我們選擇M1(狹義貨幣供應(yīng)量)作為主要的分析對象,M1也是我國央行實(shí)現(xiàn)最終政策目標(biāo)的重要中介變量。M1同樣除以累計(jì)消費(fèi)者價格指數(shù)以消除價格影響因素。季通貨膨脹率P等于相鄰兩期累計(jì)價格指數(shù)比值。我們選擇1年期定期存款利率表示利率的變化情況。在分析過程中,由于上述變量都受到季節(jié)因素的影響,為使分析的問題簡化,所有變量都利用SAS的x11過程剔除了季節(jié)因素的影響。上述數(shù)據(jù)中,GDP、凈出口額數(shù)據(jù)從中經(jīng)網(wǎng)獲得,M1、利率及通貨膨脹率的數(shù)據(jù)取自中國金融研究數(shù)據(jù)庫CCER。三、結(jié)構(gòu)性突變點(diǎn)的確定在經(jīng)濟(jì)分析中,一般出現(xiàn)的變量大都是非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量,對這種變量不經(jīng)處理直接建立回歸模型會存在虛假回歸的問題。近年來對經(jīng)濟(jì)時間序列的非平穩(wěn)性研究即單位根檢驗(yàn)的研究越來越引起人們的注意。在常用的協(xié)整分析中,單位根檢驗(yàn)往往被用來判斷能否進(jìn)行協(xié)整分析,普遍被用來檢驗(yàn)單位根是否存在的方法是ADF檢驗(yàn)。但是在存在結(jié)構(gòu)性突變的場合,直接不加處理而應(yīng)用ADF檢驗(yàn)也是不合適的,會存在一定的誤差。Perron(1989)提出在這種情況下,在ADF檢驗(yàn)中通過允許存在一個已知或外生的結(jié)構(gòu)性突變的方法來解決常用的單位根檢驗(yàn)中可能存在的誤差。這一思想隨后得到了進(jìn)一步的發(fā)展,許多學(xué)者將其擴(kuò)展,Zivot和Andrews(1992)及Perron(1997)創(chuàng)造性地提出利用內(nèi)生地決定突變點(diǎn)的方法。Lumsdaine和Papell(1997)進(jìn)一步擴(kuò)展了Zivot和Andrews(1992)方法,將允許存在一個突變點(diǎn)的方法增加到允許存在兩個結(jié)構(gòu)性突變點(diǎn)。上述理論發(fā)展過程表明,在一般的單位根檢驗(yàn)中出現(xiàn)的偏差能夠通過允許存在結(jié)構(gòu)性突變的方式而減少。Perron和Vogelsang(1992)提出了兩種結(jié)構(gòu)性突變的類型:一種是加性異常值(AO),反映的是時間序列在均值水平突然的變化;另一種是新息異常值(IO),捕捉了時間序列逐漸發(fā)展的變化。為了便于更好地了解本文中將要用到的方法,下面公式列出了Lumsdaine和Papell(1997)提出的具有兩種水平變化和兩種趨勢變化的在ADF檢驗(yàn)基礎(chǔ)上修改得出的公式:Δxt=u+βt+θDU1t+γDU1t+ωDU2t+ψDT2t+αxt?1+∑p=1kcΔxt?p+εt(2)2t+αxt-1+∑p=1kcΔxt-p+εt(2)式(2)中同時存在兩類的結(jié)構(gòu)性突變,DT表示時間趨勢,DU表示截距,假設(shè)結(jié)構(gòu)性突變發(fā)生的兩個時間點(diǎn)分別命名為TB1和TB2,并使TB1<TB2。當(dāng)t>TB1時DU1t=1,否則為0;當(dāng)t>TB2時DU2t=1,否則為0;當(dāng)t>TB1時DU1t=t-TB1,否則為0;當(dāng)t>TB2時DU2t=t-TB2,否則為0。為對上面提到的ADF單位根檢驗(yàn)與存在結(jié)構(gòu)性突變的單位根檢驗(yàn)進(jìn)行比較,我們對兩種檢驗(yàn)分別進(jìn)行了計(jì)算。表1列出了方程(1)中所涉及的變量分別進(jìn)行了ADF單位根檢驗(yàn)和允許一個結(jié)構(gòu)性突變的單位根檢驗(yàn),結(jié)果如表1所示。表1顯示,在ADF檢驗(yàn)中l(wèi)nMdPlnΜdΡ、lnp表現(xiàn)為I(0)過程,lni是I(1)序列,lnY序列無論是原序列還是其一階差分都不能拒絕存在單位根的假設(shè)。而在允許存在一個結(jié)構(gòu)性突變的檢驗(yàn)中,除lni在10%的顯著性水平下表現(xiàn)為I(0)序列,其他的變量都在5%水平為I(1)序列。為得出具體的結(jié)構(gòu)性突變發(fā)生的時間,我們對一階差分序列進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)除Δlnp外,結(jié)構(gòu)性突變發(fā)生時間大致都在2007第1季度。對2007年第1個季度的情況進(jìn)行分析,在此階段,正是我國金融資產(chǎn)價格發(fā)生劇烈波動的時期,對貨幣體系穩(wěn)定性產(chǎn)生沖擊,所以在后續(xù)的分析中,我們以2007第1季度作為結(jié)構(gòu)性突變點(diǎn)。四、關(guān)于離子型主要變量的關(guān)系Pesaran、Shin(1995)和Perasan等(2001)采用了自回歸分布滯后(AutoregressiveDistributedLag)方法進(jìn)行協(xié)整分析,與我們常用的Johansen協(xié)整方法比較,這種方法有很多優(yōu)點(diǎn)。與我們常用的Johansen協(xié)整方法相比,ARDL協(xié)整方法應(yīng)用的范圍更加廣泛。首先,它使用的范圍更加廣泛,能適用于樣本數(shù)量較少的場合,而我們常用的Johansen協(xié)整方法只有在大樣本的情形下才適用。其次,Johansen協(xié)整方法要求回歸項(xiàng)必須滿足同階單整的條件,ARDL協(xié)整方法對這一限制卻比較寬松,回歸項(xiàng)可以是I(0)或者是I(1),或同時都存在I(0)和I(1)。這種方法也能應(yīng)用于模型的變量都存在單位根或者都是平穩(wěn)的,甚至能用于上述兩種情況同時出現(xiàn)的場合。ARDL協(xié)整方法的這一特性,使我們在進(jìn)行實(shí)證分析中可以更靈活地處理數(shù)據(jù),在采用Johansen協(xié)整方法時,一般必須先進(jìn)行單位根檢驗(yàn),再根據(jù)檢驗(yàn)的結(jié)果將所要分析的所有變量歸類為I(0)和I(1),而在ARDL協(xié)整方法中,這些步驟不是必須的。Johansen協(xié)整方法存在另一制約因素是在分析過程中必須做出很多判斷,如必須考慮所分析的變量中,哪些變量是外生變量,哪些變量是內(nèi)生變量,回歸模型是幾階自回歸,并要指明變量的滯后期。在這種情形下,分析過程中做出的不同判斷會使得出的結(jié)論出現(xiàn)明顯變化。而如果我們采用ARDL協(xié)整方法,可以在一定程度上避免Johansen協(xié)整面臨的這一問題。ARDL協(xié)整方法相對于Johansen協(xié)整方法還有的一個顯著優(yōu)勢是對于不同的變量可以設(shè)定不同的滯后階數(shù),而Johansen協(xié)整等方法是難以做到的。參考Pesaran和Pesaran(1997)的方法,本文利用ARDL模型對反映貨幣中介變量與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的方程(1)進(jìn)行分析,本文采用Microfit軟件,針對1992年1季度至2009年2季度的貨幣中介變量與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析,在分析前,已對模型中的數(shù)據(jù)消除了季節(jié)因素的影響,我們將ARDL模型中最大滯后期設(shè)定為2期,Microfit軟件將對以各個變量最大滯后2期以內(nèi)的各種情形進(jìn)行多次迭代運(yùn)算,各變量最優(yōu)的滯后期數(shù)及相對應(yīng)參數(shù)值按AIC準(zhǔn)則或SBC準(zhǔn)則進(jìn)行擇優(yōu)判定。進(jìn)行ARDL模型分析前,必須事先判定變量間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。參照Pesaran(1997)方法,對應(yīng)于模型ARDL(2,2,2,2),建立以下方程:Δln(Y)t=a+∑j=12bjΔlnYt?j+∑j=02cjΔln(MdP)t?j+∑j=02djΔlnit?j+∑j=12ejΔlnpt?j+δ1ln(MdP)t?1+δ2lnYt?1+δ3lnit?1+δ4lnpt?1+εt(3)Δln(Y)t=a+∑j=12bjΔlnYt-j+∑j=02cjΔln(ΜdΡ)t-j+∑j=02djΔlnit-j+∑j=12ejΔlnpt-j+δ1ln(ΜdΡ)t-1+δ2lnYt-1+δ3lnit-1+δ4lnpt-1+εt(3)式(3)中,δ1、δ2、δ3、δ4表示的是變量間的長期效應(yīng),bj、cj、dj、ej表示的是ARDL模型中可能存在的短期動態(tài)效應(yīng)。原假設(shè)為變量之間不存在穩(wěn)定的長期關(guān)系。即:H0∶δ1=δ2=δ3=δ4=0。備擇假設(shè)為:H1∶δ1≠0或δ2≠0或δ3≠0或δ4≠0。我們采用熟悉的F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)δ1、δ2、δ3、δ4是否聯(lián)合顯著。經(jīng)過計(jì)算,我們得到以lnY為因變量,自變量為lnMdPlnΜdΡ、lni和lnp的F統(tǒng)計(jì)量值為2.4976(p值等于0.043)。據(jù)此,我們就能夠得出檢驗(yàn)結(jié)論,拒絕前面給出的lnY、lnMdPlnΜdΡ、Lni和lnp之間沒有長期穩(wěn)定關(guān)系的原假設(shè)。我們繼續(xù)確定ARDL模型的最優(yōu)滯后參數(shù),通過多次的迭代運(yùn)算,發(fā)現(xiàn)如果按SBC準(zhǔn)則,SBC=153是所有可能模型中最小的值,而如果按AIC準(zhǔn)則,AIC=159為所有可能模型中的最小值,但無論是按SBC還是AIC準(zhǔn)則,最優(yōu)的模型都表現(xiàn)為ARDL(1,0,0,0)模型。這樣,我們就可以給出模型具體的函數(shù)形式:lnYt=0.16+0.74lnYt?1+0.22ln(MdP)t+0.03lnit?0.47lnpt+0.003DU+εt(4)lnYt=0.16+0.74lnYt-1+0.22ln(ΜdΡ)t+0.03lnit-0.47lnpt+0.003DU+εt(4)t值1.33812.8094.5813.217-2.7670.272p值(0.186)(0.000)(0.000)(0.002)(0.008)(0.786)擬合優(yōu)度指標(biāo)R-Bar-Squared=0.9985,標(biāo)準(zhǔn)誤差SE=0.018,F統(tǒng)計(jì)量為7239.2,F統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)的p值趨近于零,DW統(tǒng)計(jì)量等于2.04,從中可以看出模型整體通過檢驗(yàn)。式(4)中,實(shí)際國民收入與貨幣供應(yīng)量之間正的彈性為0.22,表明貨幣供應(yīng)量對國民收入有較強(qiáng)的拉動作用,貨幣供應(yīng)量每變化1%,會使實(shí)際國民收入變化0.21%。利率對國民收入也有顯著影響,p值為0.002。利率與國民收入之間的彈性為0.03,說明利率對實(shí)際貨幣需求有正面的影響,但是這一彈性值非常小,僅為0.03,較小的彈性表明利率變化對國民收入的影響較弱。通貨膨脹率對國民收入的影響非常顯著,彈性值為-0.47,表明通貨膨脹率是國民收入的重要影響因素,通貨膨脹率每上升1%,會使實(shí)際國民收入減少0.47%。綜上分析,我們可以得出,在貨幣供應(yīng)量、利率、通貨膨脹率三者中,通貨膨脹率對國民收入的影響幅度最大。貨幣供應(yīng)量對國民收入的影響也比較大,而利率對國民收入的影響相對較小。五、以通貨膨脹為中介目標(biāo)的中國金融結(jié)構(gòu)的未來選擇研究表明,通過建立ARDL(1,0,0,0)模型進(jìn)行分析得出以下結(jié)論,在主要的可供選擇的貨幣中介目標(biāo)中,通貨膨脹率對國民