□ 郝宇彪

一、引言

關(guān)于貨幣性質(zhì)的研究由來已久,20世紀(jì)30年代凱恩斯革命以來,貨幣政策作為金融宏觀調(diào)控工具正式走上歷史舞臺(tái)。對(duì)于貨幣的性質(zhì),經(jīng)濟(jì)學(xué)界一直爭論不休。凱恩斯學(xué)派重視貨幣政策的作用,認(rèn)為貨幣供應(yīng)量的變化可以引起利率的變化,從而影響投資和實(shí)際產(chǎn)出,主張“相機(jī)抉擇”。而在凱恩斯主義之前,古典主義認(rèn)為貨幣只是罩在實(shí)物經(jīng)濟(jì)上的一層“面紗”,后來的貨幣主義學(xué)派也認(rèn)為貨幣供應(yīng)量的增長只會(huì)引起物價(jià)水平的同比例增加,主張“單一規(guī)則”。隨著經(jīng)濟(jì)研究方法的不斷發(fā)展,關(guān)于貨幣是否中性,經(jīng)濟(jì)學(xué)界進(jìn)行了大量的實(shí)證檢驗(yàn),我國學(xué)者也不例外。然而我國學(xué)者研究多數(shù)集中在貨幣增長與經(jīng)濟(jì)增長或物價(jià)水平之間的相關(guān)關(guān)系,而對(duì)利率的研究較少。本文將著重對(duì)貨幣供應(yīng)量與利率之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn),貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)利率的影響正是凱恩斯貨幣政策有效性的理論基礎(chǔ)。

(一)貨幣中性的定義及研究角度

關(guān)于貨幣中性的含義,有的學(xué)者認(rèn)為,貨幣政策的有效性問題在西方被稱為貨幣中性,即貨幣政策能否影響產(chǎn)出等真實(shí)經(jīng)濟(jì)變量,它指的是“影響”,與能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長并無必然聯(lián)系。[1]這種認(rèn)識(shí)是有失偏頗的,因?yàn)樨泿耪咧饕ㄑ胄姓{(diào)整貨幣供應(yīng)量和利率兩個(gè)方面。關(guān)于貨幣中性,根據(jù)盧卡斯的定義,“貨幣中性”是指貨幣因素在長期中不會(huì)對(duì)實(shí)質(zhì)性經(jīng)濟(jì)變量(如就業(yè)、實(shí)際收入和產(chǎn)出等)產(chǎn)生影響。此外,英國著名貨幣理論家勞倫斯·哈里斯(Laurence Harris)曾經(jīng)給出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的定義:“如果在名義貨幣供給變動(dòng)所引起的最初均衡破壞之后,新的均衡是在所有的實(shí)際變量的數(shù)值和貨幣供給變動(dòng)之前相同時(shí)而達(dá)到,貨幣就是中性的。當(dāng)模型不能滿足這些條件時(shí),貨幣就是非中性的?！盵2]通過這個(gè)定義,我們可以得出,判斷貨幣是不是中性的標(biāo)準(zhǔn)是:根據(jù)名義貨幣供給的變化是否會(huì)引起均衡的相對(duì)價(jià)格和利率的變動(dòng)。由于利率是凱恩斯理論中貨幣影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的橋梁,因此本文著重對(duì)貨幣供應(yīng)與利率之間的關(guān)系進(jìn)行分析。

(二)貨幣中性的研究文獻(xiàn)綜述

1.關(guān)于貨幣性質(zhì)的理論分析綜述

在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界貨幣理論發(fā)展的基礎(chǔ)上,我國學(xué)者根據(jù)我國的實(shí)際情況對(duì)貨幣供應(yīng)量與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。厲以寧(1991)、袁志剛(1993)分析了轉(zhuǎn)型過程中中國經(jīng)濟(jì)非均衡運(yùn)行的特點(diǎn),由于不存在完善的市場,不存在靈敏的價(jià)格體系,所以在短期內(nèi)需求管理的擴(kuò)張政策可能是有效的。陳學(xué)斌(1998)認(rèn)為中央銀行對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的了解比公眾更具信息優(yōu)勢,使得中央銀行可以利用其信息優(yōu)勢來刺激經(jīng)濟(jì)增長。曾令華(2000)認(rèn)為,所有論證貨幣中性的學(xué)派都是在充分就業(yè)的水平上論證的,這一含義使得貨幣長期中性這一概念沒有多少實(shí)際意義。[3]汪紅駒(2003)認(rèn)為,“中國在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中也表現(xiàn)出了貨幣長期中性和短期非中性的特點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期使價(jià)格和工資粘性的因素成為暫時(shí)的,價(jià)格和工資粘性具有下降的趨勢。經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期以后,市場化程度提高,貨幣供給的一次性增加,只能在價(jià)格和工資粘性的假定下暫時(shí)改變企業(yè)和工人的決策和行為,導(dǎo)致實(shí)際產(chǎn)出暫時(shí)增加。而在長期,價(jià)格和工資會(huì)逐步調(diào)整,當(dāng)價(jià)格和工資上漲因素吸收了因貨幣供給增加產(chǎn)生的總需求沖擊以后,實(shí)際產(chǎn)出將回落,經(jīng)濟(jì)會(huì)回到潛在產(chǎn)出增長的趨勢?！盵4]劉金全(2004)認(rèn)為,貨幣供給增長率與通貨膨脹之間不僅存在長期均衡關(guān)系,也存在短期修正機(jī)制,兩者之間的影響關(guān)系依賴總供給與總需求之間的相互制約。[5]趙春玲(2005)等認(rèn)為,只要市場存在不完全性,價(jià)格存在剛性,貨幣政策就是有效的。[6]

2.關(guān)于貨幣性質(zhì)的實(shí)證研究綜述

西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者從實(shí)證分析的角度對(duì)貨幣中性與否進(jìn)行了大量的研究,對(duì)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系同樣存在著爭論。弗里德曼和施瓦茨(1963)通過對(duì)美國自1867年的近百年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析以及托賓(1970)通過實(shí)證研究法發(fā)現(xiàn),貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)短期產(chǎn)出的波動(dòng)會(huì)產(chǎn)生影響。而斯姆斯(Sims,1972)第一次在貨幣的實(shí)際效應(yīng)爭論中引入了Granger因果檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)美國的數(shù)據(jù)明顯表明貨幣是引起名義G DP的Granger原因,貨幣的歷史行為有助于預(yù)測未來的國民生產(chǎn)總值。而巴羅(Barro,1978)的實(shí)證分析表明,預(yù)期的貨幣增長對(duì)產(chǎn)出具有中性,這符合理性預(yù)期學(xué)派的貨幣中性觀點(diǎn)。隨后,米什金(Mishkin)對(duì)巴羅觀點(diǎn)予以修正,指出在實(shí)際分析的過程中,巴羅在建立季度模型滯后階數(shù)上只選取了8階滯后,而事實(shí)上17階滯后系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上仍有意義,因此人們對(duì)其結(jié)論產(chǎn)生懷疑,但有人對(duì)米什金的結(jié)論予以重新估計(jì),結(jié)論具有不穩(wěn)定性,且再一次得出預(yù)期貨幣供給對(duì)產(chǎn)出具有中性的觀點(diǎn)。后來,Kormendi&Meguire(1984)通過對(duì)50個(gè)國家的實(shí)證研究以及Boschen&Mills(1995)通過對(duì)美國的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),貨幣供應(yīng)量對(duì)實(shí)際產(chǎn)出不會(huì)產(chǎn)生影響。再者,Mc Candles&Web(1995)通過對(duì)110個(gè)國家30年期間的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出兩個(gè)主要結(jié)論:(a)通脹與貨幣供應(yīng)增長率的相關(guān)系數(shù)幾乎為1;(b)在通脹或貨幣與實(shí)際產(chǎn)出的增長率之間沒有相關(guān)。但Lucas對(duì)此評(píng)論為:“有多少經(jīng)濟(jì)理論能取得這樣的實(shí)證成功呢?”Cover(1992)通過考察美國戰(zhàn)后的季度數(shù)據(jù)得出結(jié)論,正的貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出增加幾乎沒有作用,而負(fù)的貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出則有明顯的減少作用。Karras(1996)利用戰(zhàn)后歐洲國家的年度數(shù)據(jù)不僅得到了上述類似的結(jié)論,而且發(fā)現(xiàn)利率政策的效用也具有非對(duì)稱性:利率增加,產(chǎn)出減少;而利率減少,則幾乎很難觀測到產(chǎn)出增加的效果。

在西方學(xué)者通過實(shí)證研究取得大量成果的同時(shí),我國學(xué)者也對(duì)我國國內(nèi)的貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。曾令華(2000)通過對(duì)1987-1999年中國的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量,得出我國名義經(jīng)濟(jì)增長與M1、M2的增長率有顯著的線性相關(guān)關(guān)系,實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率也是隨著貨幣增幅的變化而變化的。黃先開、鄧述慧(2000)采用普通最小二乘法,利用我國改革開放以來的季度數(shù)據(jù),分析得出,我國不論是預(yù)期的貨幣供給沖擊,還是非預(yù)期的貨幣供給沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響基本上都是顯著的,說明貨幣供給在推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行中存在關(guān)鍵的作用。[7]汪紅駒(2002)應(yīng)用誤差修正模型估計(jì)中國1979-2000年間的貨幣需求函數(shù),結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)際余額與實(shí)際G DP和一年期存款利率存在協(xié)整關(guān)系,M2與實(shí)際 G DP和1年期存款利率以及通貨膨脹率存在協(xié)整關(guān)系。[8]劉霖、靳云匯(2005)用協(xié)整和向量自回歸模型分析得出,經(jīng)濟(jì)增長率、M2增長率、貸款余額增長率、物價(jià)之間存在協(xié)整關(guān)系,得出短期內(nèi)貨幣供應(yīng)擴(kuò)張可以刺激經(jīng)濟(jì)增長,而通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的短期作用不明確。[9]

從以上的文獻(xiàn)研究可以看出,經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)于貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系的實(shí)證研究結(jié)論差別很大?？傮w看來,西方學(xué)者通過研究得出的結(jié)論主要表現(xiàn)為貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。而中國的學(xué)者基于中國的實(shí)際情況得出,貨幣供給與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長之間存在著正向的相關(guān)關(guān)系,且研究的切入點(diǎn)多數(shù)集中在貨幣供給與G DP增長率以及貨幣供給與物價(jià)之間的關(guān)系,而對(duì)作為凱恩斯主義中聯(lián)系貨幣與實(shí)際經(jīng)濟(jì)的橋梁——利率與貨幣供給之間的關(guān)系研究較少,筆者認(rèn)為主要原因在于我國利率市場化程度較低。但是隨著貨幣市場的發(fā)展,銀行間同業(yè)拆借利率逐漸被學(xué)者認(rèn)為是最市場化的利率,而且中國人民銀行決定從1996年6月1日起,已經(jīng)取消銀行間同業(yè)拆借利率的上限限制,因此利用我國同業(yè)拆借利率來研究利率與貨幣供給之間的關(guān)系就具有可行性。

本文利用2000-2008年的月度數(shù)據(jù)(共106個(gè)樣本數(shù)據(jù))進(jìn)行分析,包括歷年的貨幣供應(yīng)量(M2),銀行同業(yè)拆借利率(由于貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)為按月統(tǒng)計(jì),故選用交易期限為30天的加權(quán)平均利率)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù),數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)應(yīng)用系統(tǒng)。

二、時(shí)間序列數(shù)據(jù)的單位根及相互之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

(一)各時(shí)間序列數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

為減少數(shù)據(jù)處理過程中可能產(chǎn)生的誤差,我們首先對(duì)貨幣供應(yīng)量M2進(jìn)行指數(shù)化。以2000年1月為基期,取值100,然后將各年數(shù)據(jù)進(jìn)行同比例變化。貨幣供給量指數(shù)、銀行同業(yè)拆借利率、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)分別用m2、i、p表示。同時(shí)為使模型的設(shè)定更合理并減少或消除潛在的異方差問題,對(duì)各個(gè)指數(shù)分別取自然對(duì)數(shù),下面均以這些對(duì)數(shù)值為基礎(chǔ),相應(yīng)用lnm2、lni、lnp表示。其一階差分分別表示貨幣供給變化率、利率變化率、通貨膨脹率,分別用Δlnm2、Δlni和Δlnp表示。

我們采用ADF方法來對(duì)四個(gè)指數(shù)分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn),確定滯后階數(shù)根據(jù)AIC準(zhǔn)則。根據(jù)檢驗(yàn)由AIC準(zhǔn)則得出,滯后階數(shù)采取3階最為恰當(dāng)。檢驗(yàn)單位根的具體方式為:先進(jìn)行ADF模型三的檢驗(yàn):

即:

在3階滯后以及一階差分的條件下,檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示:

表1 時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可以看出對(duì)于lnm2、lni以及l(fā)np這三個(gè)數(shù)列,在3階滯后的條件下,均服從 I(1)過程,即在一階差分條件下不存在單位根,呈現(xiàn)平穩(wěn)性。

(二)協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)

通過上述檢驗(yàn)我們得出lnm2、lni以及l(fā)np符合I(1)過程,那么他們之間的協(xié)整關(guān)系如何呢?對(duì)此,我們對(duì)三者進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法采取Johansen檢驗(yàn)。依據(jù)AIC及SBC信息準(zhǔn)則,將VAR模型中自回歸階數(shù)確定為3,檢驗(yàn)結(jié)果如下:

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

表2說明即使在5%的顯著水平下,三者之間不存在協(xié)整關(guān)系,即;lnm2、lnp、lni三個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間不存在長期均衡關(guān)系。但是考慮到m2表示各月末貨幣供應(yīng)量余額,總體而言呈逐月上升的趨勢,而居民消費(fèi)者指數(shù)和同業(yè)拆借利率則呈隨機(jī)變化趨勢,因此我們不妨考慮將三者一階差分,然后考察貨幣供應(yīng)變化率、同業(yè)拆借利率變化率以及通貨膨脹率變化之間的關(guān)系。由于Δlnm2、Δlni和Δlnp均符合 I(0)過程,因此可將三者做協(xié)整檢驗(yàn),檢驗(yàn)方法仍采用Johansen檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下:

表3 ΔLNI-ΔLNM2-ΔLNP協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

表3說明不管是在5%的顯著水平下還是在1%的顯著水平下 ,ΔLNI、ΔLNM2、ΔLNP三者之間存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系,即三個(gè)經(jīng)濟(jì)變量相互之間存在長期的均衡關(guān)系。在貨幣供給量變化率與利率變化率之間存在協(xié)整關(guān)系的條件下,將二者進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析,結(jié)果如下:

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

表4給出了取1-4階滯后的檢驗(yàn)結(jié)果,可以看出隨著滯后階數(shù)的增加,拒絕貨幣供給變化率是利率變化原因的概率變大,而且根參考ACI準(zhǔn)則,在一階滯后的條件下ACI值較小。因此我們可以得出,在一階滯后以及10%的顯著水平下,貨幣供給變化率是利率變化的格蘭杰原因,而拒絕利率變化是貨幣供給變化的格蘭杰原因。同時(shí)對(duì)貨幣供給變化率與通貨膨脹率之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),兩者之間均不是彼此變化的格蘭杰原因。但是,利率變化率與通貨膨脹率之間的檢驗(yàn)結(jié)果是,在一階或者二階滯后的條件下,即使在1%的顯著水平下,通貨膨脹率是利率變化率的格蘭杰原因,而接受利率變化率不是通貨膨脹率的格蘭杰原因的概率達(dá)到70%以上。

表5 利率變化率與通貨膨脹率之間的格蘭杰因果分析

三、結(jié)果分析

根據(jù)以上的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn),貨幣供應(yīng)量與銀行同業(yè)拆借利率以及居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)三者之間不存在長期的協(xié)整均衡關(guān)系。而貨幣供給量的變化率、利率變化率以及通貨膨脹率之間存在長期的均衡關(guān)系,而且在10%的顯著水平以及一階滯后的條件下,貨幣供給變化率以及通貨膨脹率是利率變化的格蘭杰原因。而且從利率與物價(jià)指數(shù)之間的走勢看,利率與物價(jià)指數(shù)之間呈正相關(guān)關(guān)系,而貨幣供給的變化與利率變化之間沒有明顯的變化規(guī)律。從格蘭杰因果檢驗(yàn)得出,利率變化是由于貨幣供給變化導(dǎo)致的概率在90%左右,而且從直觀的相關(guān)關(guān)系圖分析,二者之間不存在明顯的相關(guān)關(guān)系,因此就我國實(shí)際情況而言,控制貨幣供給量不能夠有效調(diào)節(jié)市場利率。也就是說,從實(shí)際分析結(jié)果來看,基于凱恩斯關(guān)于利率是連接貨幣市場與商品市場的中介的觀點(diǎn)出發(fā),貨幣非中性的證據(jù)不充分。另外,由分析結(jié)果得出,通貨膨脹率是市場利率變化的原因之一,而利率的變化率卻不是通貨膨脹的格蘭杰原因,從這個(gè)結(jié)論可以得出,在我國通過調(diào)節(jié)市場利率來影響物價(jià)不一定能起到有效的作用。再者,從格蘭杰分析得出,即使在20%的顯著水平下,貨幣供給量變化率和通貨膨脹率均不是彼此的格蘭杰原因。但是由于選取的時(shí)間跨度相對(duì)于弗里德曼的“幾十年”只能算是“超”短期,而短期內(nèi)貨幣供給不能影響物價(jià)的變化是大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論及實(shí)證研究的結(jié)果。

圖1 利率與居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)之間的關(guān)系

總而言之,基于以上分析我們得出兩點(diǎn)結(jié)論:第一,控制貨幣供給量不能夠有效調(diào)節(jié)利率和物價(jià)的變化;第二,調(diào)節(jié)利率不能有效影響物價(jià)的變化。對(duì)于這些結(jié)果,我們給出以下幾點(diǎn)解釋:第一,我國貨幣供應(yīng)量的變化在一定程度上是基于我國大量的對(duì)外貿(mào)易順差和資本流入所“被動(dòng)”調(diào)節(jié)的,而不是真正基于市場對(duì)貨幣供求的反應(yīng);第二,我國利率市場化程度還不夠,我們分析過程中采用了銀行間同業(yè)拆借利率,而我國實(shí)際資本運(yùn)用所參考的利率為央行所確定的基準(zhǔn)利率。有學(xué)者指出,國際慣例也都是以拆借利率作為基準(zhǔn),但是中國的情況不完全一樣。中國的回購市場比拆借市場大很多,比較為大部分機(jī)構(gòu)所接受的還是銀行間7天期回購利率。另外,中國拆借市場也存在成交價(jià)格扭曲等問題。由于沒有抵押,金融機(jī)構(gòu)一般只和固定的、可以信任的交易對(duì)手進(jìn)行拆借,因此即使在市場資金緊張之際,一些機(jī)構(gòu)仍可從長期合作的交易對(duì)手中拆入低價(jià)資金,這種拆借價(jià)格經(jīng)常無法反映市場真實(shí)情況。第三,就中國目前的發(fā)展階段而言,貨幣供給量的變化對(duì)物價(jià)變化的影響是難以奏效的。一則因?yàn)槲覈嬖谑杖虢Y(jié)構(gòu)不均衡問題,企業(yè)利潤和政府稅收的增長速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于普通居民收入的增長速度,而且這種不均衡的局勢在過去幾年中處于加強(qiáng)的趨勢。另外,由于社保機(jī)制的不健全以及教育住房的種種難以改革的難題,我國面臨消費(fèi)需求不足的現(xiàn)狀。這些因素都抑制了貨幣政策對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的調(diào)節(jié)作用。

圖2 貨幣供給變化與利率變化之間的關(guān)系

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