鄂州市梁子湖區(qū)財政局 劉 莉

一、文獻(xiàn)綜述

貨幣政策的制定中有一個至關(guān)重要的問題：貨幣供應(yīng)量的改變是否對實際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，即貨幣是否是中性的甚至是超中性的。

國外學(xué)者對貨幣超中性做了理論方面和實證方面的研究。在理論方面，Sidrauski(1967)通過建立一個將貨幣引入經(jīng)濟(jì)主體的效用函數(shù)之中的一般均衡分析模型，最早提出貨幣超中性概念。Fisher(1974)通過在生產(chǎn)函數(shù)中加入貨幣證明貨幣超中性不成立，貨幣供應(yīng)量增長率的提高會導(dǎo)致通貨膨脹率的提高，實際貨幣余額降低，穩(wěn)態(tài)資本存量降低，最終導(dǎo)致實際產(chǎn)出下降。Stockman(1981)通過一個無限生命的代表性個體模型證明：當(dāng)現(xiàn)金只對消費(fèi)有流動性約束時，貨幣具有超中性。在實證方面，King和Watson(1997)發(fā)展了應(yīng)用向量自回歸技術(shù) （VAR）檢驗貨幣長期中性和超中性的技術(shù)，且對美國40年的季度數(shù)據(jù)分析得出貨幣超中性在美國不成立。David E.Rapach(2000)使用三變量結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)研究名義利率、實際產(chǎn)出對通貨膨脹的長期反應(yīng)表明大多數(shù)國家貨幣超中性不成立。

我國學(xué)者在貨幣超中性方面也做了大量的實證研究。黃先開、鄧述慧(2000)以1980—1997年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用兩段OLS方法分析預(yù)期的貨幣供應(yīng)增長對產(chǎn)出的效應(yīng)，結(jié)論是貨幣非中性。錢士春(2004)通過一個三元結(jié)構(gòu)向量自回歸模型研究了貨幣供應(yīng)量增長率的一次永久性變動對實際產(chǎn)出、名義利率的影響，研究表明中國貨幣超中性不成立。張磊(2008)通過引入一個含有資本品生產(chǎn)不對稱信息和消費(fèi)品生產(chǎn)流動性約束的干中學(xué)世代交疊模型，較好地解釋了中國轉(zhuǎn)軌時期正的貨幣非超中性和通貨膨脹并存格局。

二、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

（一）變量選取。根據(jù)我們所研究的問題，選擇了以下四個變量作為研究的對象。M2表示貨幣供應(yīng)量，GDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，R表示銀行間同業(yè)拆借利率，CPI表示消費(fèi)價格指數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)說明。本文實證分析所采用的樣本數(shù)據(jù)取自于1996年1月到2011年6月的季度數(shù)據(jù)。從1996年開始我國中央銀行采用M1、M2作為貨幣政策的中介目標(biāo)，并于同年初正式成立全國統(tǒng)一的銀行間同業(yè)拆借市場。因此選擇1996年后的數(shù)據(jù)更有利于分析中央銀行貨幣政策的變化趨勢。M2、GDP、CPI和R數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。GDP是通過價格調(diào)整后的實際GDP。本文在處理數(shù)據(jù)時統(tǒng)一選擇1996年第一季度數(shù)據(jù)為基準(zhǔn)期。由于本文實證數(shù)據(jù)存在季節(jié)效應(yīng)，我們對實證數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理以消除季節(jié)效應(yīng)。在對數(shù)據(jù)的處理過程中會使用到差分，其相應(yīng)的一階差分序列分別用 D(M2)、D(GDP)、D(R)和 D(CPI)表示。

三、實證和檢驗

首先，檢驗M2、GDP、R和CPI四個時間序列的平穩(wěn)性；其次，在平穩(wěn)性基礎(chǔ)上建立VAR模型，應(yīng)用Johansen協(xié)整檢驗序列之間是否存在協(xié)整關(guān)系，同時，運(yùn)用VAR模型中的脈沖響函數(shù)分析沖擊時的響應(yīng)。再次，利用Grange因果檢驗分析變量之間可能存在的因果關(guān)系。最后，在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上應(yīng)用相應(yīng)的VEC模型來分析變量間為保持長期均衡而在短期中的調(diào)整過程。

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗。我們采用ADF對時間序列M2、GDP、R和CPI進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。由檢驗結(jié)果可知，序列M2經(jīng)過兩次差分之后變成平穩(wěn)序列，即M2的一階差分是I(1)。GDP、R和CPI在5%的顯著性水平下是I(1)。表1是對以上四個序列的樣本值及樣本值的一階差分進(jìn)行ADF檢驗的結(jié)果。

表1 各變量的ADF檢驗結(jié)果

（二）Johansen 協(xié)整檢驗。 由于 D(M2)、GDP、R 和CPI均是I(1)的，那么這四個時間序列之間就有可能存在著協(xié)整關(guān)系。由于傳統(tǒng)的用來檢驗協(xié)整關(guān)系的EG兩步法主要適用于對兩個變量間的分析，因此本文采用了Johansen協(xié)整檢驗法來檢驗以上四個變量的協(xié)整關(guān)系。

1.滯后階數(shù)的選取。Johansen協(xié)整檢驗是基于VAR模型進(jìn)行的，而VAR模型采用了多方程聯(lián)立的形式，在模型的每一個方程中，內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計出全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。

為了選擇最為適合的k值，我們使用LR統(tǒng)計量、FPE、SC信息準(zhǔn)則、AIC信息準(zhǔn)則、HQ信息準(zhǔn)則五個指標(biāo)來進(jìn)行判斷。但是，如果滯后期k選擇的越大，表示模型中待估參數(shù)就越多，自由度就越小。因此，我們要在滯后期和自由度之間尋找一種均衡。有鑒于此，為了適當(dāng)增加VAR模型的自由度，我們相應(yīng)減少了VAR模型的最大滯后期，將其確定為滯后5期，建立VAR(5)模型。

2.Johansen協(xié)整檢驗。由于Johansen檢驗是對無約束的VAR模型施以向量協(xié)整約束后的VAR模型，根據(jù)滯后階數(shù)的選擇確定Johansen檢驗的最大滯后階數(shù)為5期。通過對初始數(shù)據(jù)的分析，我們確定觀測序列具有線性確定性趨勢，協(xié)整方程含截距項但不含有趨勢項。由表2可見，在5%的置信水平下，協(xié)整方程的個數(shù)r=1。即這三個變量之間僅存在著一個協(xié)整關(guān)系，也就是說在95%的概率下，有理由相信D(M2)、GDP、R和CPI之間存在唯一的長期均衡關(guān)系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

協(xié)整表達(dá)式為（括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差）

（三）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無需對變量作任何先驗性約束，因此在分析VAR模型時，主要分析當(dāng)一個誤差項發(fā)生變化或者是模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。以下我們將結(jié)合圖1具體分析模型在分別受到D(M2)沖擊時，GDP、R和CPI所做出的響應(yīng)。

圖1 脈沖響應(yīng)分析

從圖1的三個脈沖響應(yīng)圖中，我們可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)在第1期給貨幣供應(yīng)量M2的增量一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，GDP、R和CPI在初期沒有顯著的變化，但經(jīng)過20期之后以上三個量開始出現(xiàn)波動，這種波動不是向均衡點(diǎn)收斂的而是逐漸發(fā)散并且有擴(kuò)大的趨勢。這說明貨幣供應(yīng)量M2的增量發(fā)生變化時，在短期內(nèi)作用并不明顯，但是在長期中會影響GDP、R和CPI。

（四）VEC模型分析。Engle和Granger將協(xié)整與誤差修正模型結(jié)合起來，建立了VEC模型。只要變量之間存在協(xié)整關(guān)系，就可以由VAR模型導(dǎo)出誤差修正模型。而VAR模型中的每個方程都是一個自回歸分布滯后模型。因此可以認(rèn)為VEC模型是含有協(xié)整約束關(guān)系的VAR模型。通過VEC模型可以分析各解釋變量在偏離均衡狀態(tài)后想均衡速度的方向以及調(diào)整的速度。

（五）Grange因果檢驗。根據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果，D(M2)、GDP、R和CPI之間存在長期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還是僅僅表現(xiàn)為統(tǒng)計上的相關(guān)性需要根據(jù)Granger(1969)和Sims(1972)提出的因果關(guān)系檢驗來解決該問題。表3是應(yīng)用Grange因果檢驗方法得到的檢驗結(jié)果。

表3 Grange因果檢驗結(jié)果

從表3中檢驗的結(jié)果我們可以得出：在95%的置信水平下，由檢驗所給出的P值我們可以拒絕原假設(shè)而接受備擇假設(shè)，GDP和D(M2)之間存在Granger因果關(guān)系，CPI和D(M2)之間也存在相互的Granger因果關(guān)系，但R和D(M2)之間的Granger原因的結(jié)果比較不顯著。這表明在貨幣供應(yīng)量M2的增量發(fā)生變化時會對實際GDP和CPI產(chǎn)生影響。

四、結(jié)論和建議

根據(jù)上述實證分析，由協(xié)整理論我們可以得出D(M2)、GDP、R和CPI之間存在長期的均衡關(guān)系，但是，這種均衡關(guān)系是不穩(wěn)定的，當(dāng)系統(tǒng)受到貨幣供應(yīng)量M2增量變化的沖擊時，系統(tǒng)沒有自動回到均衡狀態(tài)的有效機(jī)制。同時，根據(jù)Granger因果檢驗，貨幣供應(yīng)量M2增量的變化在長期來講會對實際GDP和CPI產(chǎn)生的影響，逐漸使得GDP和CPI的波動加大。因此，在我國市場上并不存在貨幣的超中性現(xiàn)象?？紤]我國貨幣政策為了兼顧經(jīng)濟(jì)增長和控制通貨膨脹，中央銀行在制定貨幣政策時應(yīng)當(dāng)考慮到貨幣供應(yīng)增量變動對實際經(jīng)濟(jì)的影響，而不能片面考慮貨幣政策短期中的經(jīng)濟(jì)刺激作用。

張磊.2008.中國轉(zhuǎn)軌時期的貨幣非超中性和通貨膨脹——兼論中國貨幣政策雙重目標(biāo)的體制根源.金融研究,12。