貨幣非中性的實(shí)證研究

1、中國貨幣非中性特征的實(shí)證研究基于1996-2014年的季度數(shù)據(jù)摘要選取貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值和名義價(jià)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(shí)間序列，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證方法分析中國貨幣非中性特征，結(jié)果表明貨幣供應(yīng)長期來看貨幣呈現(xiàn)非中性，貨幣供給量的變化會(huì)影響價(jià)格水平的變化，但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更大，我國貨幣政策具有一定的有效性。關(guān)鍵詞貨幣供應(yīng)量 非中性 貨幣政策1、 引言“貨幣非中性”這一術(shù)語由瑞典的維克賽爾最先提出。在一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中，如果貨幣數(shù)量的變化只對(duì)產(chǎn)出和就業(yè)等實(shí)際變量產(chǎn)生影響，并不改變經(jīng)濟(jì)體中各種商品的相對(duì)價(jià)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(jì)學(xué)爭(zhēng)論的焦點(diǎn)，而且至今在各個(gè)學(xué)派的經(jīng)濟(jì)學(xué)家中也沒有形成統(tǒng)一的意見和看法。當(dāng)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(jì)運(yùn)行的重要手段。對(duì)貨幣政策有效性的爭(zhēng)論源自對(duì)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(jì)學(xué)界關(guān)于貨幣政策的有效性主要有三種觀點(diǎn)：一是認(rèn)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(rèn)為貨幣長期中性，否定貨幣政策的有效性；三是對(duì)肯定貨幣政策的有效性。在經(jīng)濟(jì)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(shí)意義。本文采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證方法，對(duì)我國貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長、價(jià)格水平之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，從而對(duì)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(duì)相關(guān)實(shí)證分析文獻(xiàn)的綜述（一）國外相關(guān)研究 關(guān)于貨幣非中性問題，隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者對(duì)貨幣政策有效性進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。Schwartz和Friedman(1963)發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量的變化在短期內(nèi)會(huì)對(duì)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(dòng)，經(jīng)過“去勢(shì)”處理時(shí)間序列后，

4、產(chǎn)出對(duì)Ml沒有顯著影響，但是Ml能解釋產(chǎn)出的變動(dòng)。Watson和King (1992 )采用不同的假設(shè)條件，數(shù)據(jù)實(shí)證的結(jié)果表明貨幣長期中性，即貨幣相對(duì)于產(chǎn)出是中性的。Friedman和Kutiner(1993)在他們的研究基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)，如果把樣本拓展到1990年，“去勢(shì)”后的Ml無法解釋產(chǎn)出的變動(dòng)，而三個(gè)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(rèn)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(duì)美國1869一1975年間的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

5、，發(fā)現(xiàn)實(shí)證的結(jié)果并不支持長期貨幣中性的假設(shè)。（二）國內(nèi)相關(guān)研究近代以來，國內(nèi)也有部分專家學(xué)者借鑒國外的研究方法，從不同角度構(gòu)建模型對(duì)我國貨幣“非中性”特征進(jìn)行了研究。辛向榮(1999)對(duì)貨幣與產(chǎn)出的相關(guān)性進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，最后得出結(jié)論：貨幣不是中性的，貨幣對(duì)產(chǎn)出有實(shí)質(zhì)性影響。黃先開、鄧述慧(2000)以1980-1997年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用兩步OLS方法分析預(yù)期的貨幣供應(yīng)增長對(duì)產(chǎn)出的效應(yīng)，結(jié)論是貨幣非中性。周錦林(2002)以1994年-2001年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立貨幣供給和實(shí)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(rèn)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(biāo)

6、，收不到預(yù)期的效果。劉斌(2002)分別利用單方程和多方程的VAR模型進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)論表明短期內(nèi)我國產(chǎn)出的變化和貨幣供應(yīng)量的變化有一定的相關(guān)性，但長期來看，貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)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(yàn)以及Fisher與Seater的長期導(dǎo)數(shù)的檢驗(yàn)方法，發(fā)現(xiàn)期間中國產(chǎn)出是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因，長期內(nèi)貨幣是中性的，因此試圖通過擴(kuò)張的貨幣政策實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)的長期持續(xù)增長是不可能的。邱崇明(2003)的理論研究結(jié)果表明貨幣政策在長期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)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(duì)通貨膨脹率與實(shí)際產(chǎn)出增長率之間的短期波動(dòng)和長期均衡關(guān)系的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)我國貨幣中性和超中性等性質(zhì)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(duì)貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)從長期來看，貨幣供應(yīng)擴(kuò)張能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，同時(shí)在經(jīng)濟(jì)貨幣化進(jìn)程中貨幣供應(yīng)的擴(kuò)張并不一定造成通貨膨脹。以上研究都在不同的時(shí)間序列基礎(chǔ)上，采用不同的計(jì)量和統(tǒng)計(jì)分析方法得出的結(jié)論，研究成果不一。從這些實(shí)證文獻(xiàn)可以看出，研究貨幣中性的實(shí)證分析應(yīng)建立在較長數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，其次，單方面地論證貨幣供應(yīng)量和產(chǎn)出或者貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹之間的關(guān)系是不

8、完整的，應(yīng)該綜合起來分析。本文基于1996-2014年季度數(shù)據(jù)的時(shí)間序列，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證方法進(jìn)行研究，對(duì)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長、價(jià)格水平三者之間的關(guān)系檢驗(yàn)我國貨幣“非中性”特征。三、實(shí)證研究（一）變量選取本文為了研究貨幣供給與宏觀經(jīng)濟(jì)中真實(shí)變量和名義變量的影響關(guān)系，選取了廣義貨幣供應(yīng)量M2，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI三個(gè)變量來檢驗(yàn)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(fèi)價(jià)格指數(shù)來代表名義價(jià)格P，文中名義 GDP、CPI取自國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、M2 的數(shù)據(jù)取自中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)， 數(shù)據(jù)區(qū)間為 1996 年第一季度到2014

9、年第四季度。關(guān)于實(shí)際 GDP， 本文通過名義 GDP 剔除價(jià)格因素得到。為了消除數(shù)據(jù)中的異方差。本文對(duì)實(shí)際 GDP，P和 M2 分別取對(duì)數(shù)，得到 LGDP、LNP、LM2，結(jié)果見表 1。本文統(tǒng)計(jì)分析使用的統(tǒng)計(jì)軟件為Eviews7.2。表1 數(shù)據(jù)整理（三）單位根檢驗(yàn)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列分析，首先要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采用非平穩(wěn)時(shí)間序列來研究變量之間的關(guān)系，很可能出現(xiàn)產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，得出錯(cuò)誤的結(jié)論。單位根檢驗(yàn)是平穩(wěn)性檢驗(yàn)的常用方法，包括DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)，PP檢驗(yàn)等。本文運(yùn)用ADF 檢驗(yàn)法，分別對(duì)變量 LGDP、LNP、LM2 進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果經(jīng)過整理，見表2。變量ADF統(tǒng)計(jì)值A(chǔ)DF檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)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(duì)值都小于10%臨界值的絕對(duì)值，不能拒絕原假設(shè)。結(jié)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(duì)值均大于 1%臨界值的絕對(duì)值，表明嚴(yán)格拒絕原假設(shè)，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(yàn)協(xié)整理論是一種建模技術(shù)，它從分析時(shí)間序列的非平穩(wěn)性入手，探求非平穩(wěn)變量間蘊(yùn)含的長期均衡關(guān)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(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)有兩種方法：一是EG 兩步法; 二是 Johansen 檢驗(yàn)。本文采

12、用 EG 兩步法來檢驗(yàn) 2 個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。先將來分析貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在關(guān)系，將LGDP和LM2作為一個(gè)系統(tǒng)。第一步：對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整回歸，可得圖1：圖1：LGDP與LM2的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果方程1： (2.4064) (35.637) D.W=1.8697 F=1269.984(括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)的估計(jì)量的t值)第二步： 對(duì)方程生成的殘差 u 進(jìn)行 EG 檢驗(yàn)，即運(yùn)用 EG 回歸：對(duì)方程生成的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)， 如果殘差不存在單位根， 則可以認(rèn)為上述兩個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系， 殘差u的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如圖2:圖2：方程1殘差u的單位根檢驗(yàn)結(jié)果檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)，通過了在5%的顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由此可知LGDP與LM2存在協(xié)整關(guān)系，LGDP與LM2之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。從第一步式還可以進(jìn)一步得出，LGDP 和 LM2 之間呈正相關(guān)關(guān)系，即貨幣供給量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)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(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長 0.79%。再將LnP和LnM2作為一個(gè)系統(tǒng)，來分析中國貨幣供給對(duì)于價(jià)格的影響，看是否貨幣供給等量引起價(jià)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(yàn)結(jié)果方程2： (100.09

14、10) (11.07215) D.W=0.299617 F=122.5926(括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)的估計(jì)量的t值)根據(jù)以上回歸估計(jì)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(huì)促進(jìn)名義價(jià)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(yīng)量對(duì)價(jià)格水平的影響程度更小。 再對(duì)回歸估計(jì)的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果如圖4。圖4：方程2殘差u的單位根檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)。由此可知LNP與LM2存在協(xié)整關(guān)系，LNP與LM2之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)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(jià)格的相應(yīng)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(huì)影響價(jià)格水平的變化，但是貨幣供給變化不只是影響一般價(jià)格水平，貨幣供應(yīng)量的變化還能夠引起產(chǎn)出水平等實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量的調(diào)整和改變，貨幣是非中性的。5.格蘭杰因果檢驗(yàn)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量間因果關(guān)系常用的一種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，其本質(zhì)是用一種條件概率定義因果關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)的前提條件是序列間存在協(xié)整關(guān)系，在上一部分已經(jīng)證明過LGDP、LNP與M2存在協(xié)整關(guān)系，這里不做敘述了。對(duì)于變量 LGDP 與 LM之間的因果方向檢驗(yàn)，即判斷何者為因、何者為果，本文采用了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法，取滯后期1-4，經(jīng)整

16、理，檢驗(yàn)結(jié)果見表 3、表4。滯后期零假設(shè)ObsF統(tǒng)計(jì)量概率是否因果關(guān)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(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果從表3可知，滯后期分別取 1、2、3、4時(shí)，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(huì)引起產(chǎn)出發(fā)生變化，而產(chǎn)出的變化不會(huì)引起貨幣供給量的變化。滯后期零假設(shè)ObsF統(tǒng)計(jì)量概率是否因果關(guān)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(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果從表4可知，滯后期分別取 1、2、3、4時(shí)，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(huì)引起名義價(jià)格發(fā)生變化，而名義價(jià)格的變化也不會(huì)引起貨幣供給量的變化。綜上表明一方面貨幣供應(yīng)量是引起產(chǎn)出增加的原因，貨幣供應(yīng)擴(kuò)張能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，另一方面貨幣供應(yīng)量不是引發(fā)價(jià)格變化的原因，再一次證實(shí)了我國貨幣的非中性。四、結(jié)論（一）中國貨幣具有非中性特征實(shí)證分析

19、顯示，LGDP、LNP與LM2存在協(xié)整關(guān)系，存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，即貨幣供給變化不只是影響一般價(jià)格水平，還能夠引起產(chǎn)出水平。貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)是GDP變動(dòng)的格蘭杰原因，但不是價(jià)格水平變動(dòng)的格蘭杰原因。由此得出結(jié)論：我國貨幣“非中性”。（二）貨幣供應(yīng)量對(duì)產(chǎn)出的影響更大前面提到通過協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)長期貨幣供給的增加雖然會(huì)導(dǎo)致一定程度的通貨膨脹，但比較而言其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更大。我國經(jīng)濟(jì)雖然保持了持續(xù)快速的增長，目前是第二大經(jīng)濟(jì)體，但與發(fā)達(dá)國家相比，人均收入偏低，科學(xué)技術(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后，我國仍是一個(gè)生產(chǎn)力水平相對(duì)低下、資本積累不足的發(fā)展中國家。這樣的經(jīng)濟(jì)背景決定了人們的消費(fèi)和投資欲望較強(qiáng)，對(duì)貨幣的需求也很旺

20、盛。擴(kuò)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(jì)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(shí)質(zhì)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(guān)系，那么就可以通過調(diào)整貨幣數(shù)量干預(yù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，貨幣政策就是有效的。反之，如果貨幣不能影響實(shí)際利率、產(chǎn)出等實(shí)際變量，只能影響一般價(jià)格水平，那么就是無效的。一方面我國貨幣供應(yīng)量是引起產(chǎn)出增加的原因，貨幣供應(yīng)擴(kuò)張能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，另一方面貨幣供應(yīng)量不是引發(fā)價(jià)格變化的原因，因而我國的貨幣政策可以影響宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行。在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時(shí)期，我國經(jīng)濟(jì)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(jì)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(xiàn)：1 辛向榮.貨幣與產(chǎn)出的相關(guān)性分析J.經(jīng)濟(jì)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(shí)證檢驗(yàn)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(shí)證分析D. 蘭州商學(xué)院 2008：99-1084 何