貨幣中性或非中性探討
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論文關(guān)鍵詞：貨幣供給,利率,協(xié)整檢驗,格蘭杰因果檢驗
一、引言
關(guān)于貨幣性質(zhì)的研究由來已久，20世紀30年代凱恩斯革命以來，貨幣政策為金融宏觀調(diào)控工具正式上歷史舞臺。對于貨幣的性質(zhì)，經(jīng)濟學(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，從而影響投資和實際產(chǎn)出，主張“相機抉擇”。而在凱恩斯主義之前，古典主義認為貨幣只是罩在實物經(jīng)濟上的一層“面紗”，后來的貨幣主義學(xué)也認為貨幣供應(yīng)的增長只會引起物價水平的同比例增加，主張“單一規(guī)則”。隨著經(jīng)濟研方法的不斷發(fā)展，關(guān)于貨幣是否中性，經(jīng)濟學(xué)界進行了大量的實證檢驗，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)濟增長或物價水平之間的相關(guān)關(guān)系，而對利率的研究較少。本文將著重對貨幣供應(yīng)量與利率之間的關(guān)系進行協(xié)整關(guān)系檢驗，貨幣供應(yīng)量的變化對利率的影響正是凱恩斯貨幣政策有效性的理論基礎(chǔ)。
�。ㄒ唬┴泿胖行缘亩x及研究角度
關(guān)于貨幣中性的含義,有的學(xué)者認為,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)出等真實經(jīng)濟變量，它指的是“影響”，與能否促進經(jīng)濟增長并無必然聯(lián)系。[1]這種認識是有失偏頗的的，因為貨幣政策主要包括央行調(diào)整貨幣供應(yīng)量和利率兩個方面。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對實質(zhì)性經(jīng)濟變量(如就業(yè)、實際收入和產(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（LaurenceHarris）曾經(jīng)給出一個標準的定義：“如果在名義貨幣供給變動所引起的最初均衡破壞之后,新的均衡是在所有的實際變量的數(shù)值和貨幣供給變動之前相同時而達到，貨幣就是中性的。當(dāng)模型不能滿足這些條件時，貨幣就是非中性的�！盵2]通過這個定義,我們可以得出,判斷貨幣是不是中性的標準是:根據(jù)名義貨幣供給的變化是否會引起均衡的相對價格和利率的變動。由于利率是凱恩斯理論中貨幣影響實體經(jīng)濟的橋梁，因此本文著重對貨幣供應(yīng)與利率之間的關(guān)系進行分析。
�。ǘ┴泿胖行缘难芯课墨I綜述
1、關(guān)于貨幣性質(zhì)的理論分析綜述
在西方經(jīng)濟學(xué)界貨幣理論發(fā)展的基礎(chǔ)上，我國學(xué)者根據(jù)我國的實際情況對貨幣供應(yīng)量與實體經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了研究。厲以寧（1991）、袁志剛（1993）分析了轉(zhuǎn)型過程中中國經(jīng)濟非均衡運行的特點，由于不存在完善的市場，不存在靈敏的價格體系，所以在短期內(nèi)需求管理的擴張政策可能是有效的。陳學(xué)斌（1998）認為中央銀行對當(dāng)前經(jīng)濟運行狀況的了解比公眾更具信息有事，使得中央銀行可以利用其信息優(yōu)勢來刺激經(jīng)濟增長。曾令華（2000）認為，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際意義。[3]汪紅駒（2003）認為，“中國在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中也表現(xiàn)了貨幣長期中性和短期非中性的特點。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期使價格和工資粘性的因素成為暫時的，價格和工資粘性具有下降的趨勢。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期以后，市場化程度提高，貨幣供給的一次性增加，只能在價格和工資粘性的假定下暫時改變企業(yè)和工人的決策和行為，導(dǎo)致實際產(chǎn)出暫時增加，而在長期，價格和工資會逐步調(diào)整，當(dāng)價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，實際產(chǎn)出將回落，經(jīng)濟會回到潛在產(chǎn)出增長的趨勢�！盵4]劉金全（2004）認為，貨幣供給增長率與同伙膨脹之間不僅存在長期均衡關(guān)系，也存在短期修正機制，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）等認為，只要市場存在不完全性，價格存在剛性，貨幣政策并不是的，而是有效的。[6]
2、關(guān)于貨幣性質(zhì)的實證研究綜述
西方經(jīng)濟學(xué)者從實證分析的角度對貨幣中性與否進行了大量的研究，對貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系同樣存在著爭論。弗里德曼和施瓦茨（1963）通過對美國自1867年的近百年數(shù)據(jù)進行實證分析以及托賓（1970）通過實證研究法發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量的變化對短期產(chǎn)出的波動會產(chǎn)生影響。而斯姆斯（Sims，1972)第一次在貨幣的實際效應(yīng)爭論中引入了Granger因果檢驗，發(fā)現(xiàn)美國的數(shù)據(jù)明顯表明貨幣是引起名義GDP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）的實證分析則表明，預(yù)期的貨幣增長對產(chǎn)出具有中性，這符合理性預(yù)期學(xué)派的貨幣中性觀點。隨后，米什金（Mishkin）對巴羅觀點予以修正，指出在實際分析的過程中，巴羅在建立季度模型滯后階數(shù)上只選取了8階滯后，而事實上17階滯后系數(shù)在統(tǒng)計上仍有意義，因此人們對其結(jié)論產(chǎn)生懷疑，但有人對米什金的結(jié)論予以重新估計，結(jié)論具有不穩(wěn)定性，且再一次得出預(yù)期貨幣供給對產(chǎn)出具有中性的觀點。后來，Kormendi&Meguire（1984）通過對50個國家的實證研究以及Boschen&Mills(1995)通過對美國的實證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量對實際產(chǎn)出不會產(chǎn)生影響。再者，McCandles&Web(1995)通過對110個國家、30年期間的數(shù)據(jù)進行分析得出兩個主要結(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）在通脹或貨幣與實際產(chǎn)出的增長率之間沒有相關(guān)。 但Lucas對此評論為：“有多少經(jīng)濟理論能取得這樣的實證成功呢？”Cover（1992）通過考察美國戰(zhàn)后的季度數(shù)據(jù)得出結(jié)論，正的貨幣沖擊對產(chǎn)出增加幾乎沒有作用，而負的貨幣沖擊對產(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)者通過實證研究取得大量成果的同時，我國學(xué)者也對我國國內(nèi)的貨幣政策與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了大量的實證研究。曾令華（2000）通過對1987-1999年中國的樣本數(shù)據(jù)進行計量，得出我國名義經(jīng)濟增長與M1、M2的增長率有顯著的線性相關(guān)關(guān)系，實際經(jīng)濟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，利用我故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產(chǎn)出的影響基本上都是顯著的，說明貨幣供給在推動我國經(jīng)濟的運行中存在關(guān)鍵的作用。[7]汪紅駒（2002）應(yīng)用誤差修正模型估計中國1979-2000年間的貨幣需求函數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實際余額與實際GDP和一年期存款利率存在協(xié)整關(guān)系，M2與實際GDP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)濟增長率、M2增長率、貸款余額增長率、物價之間存在協(xié)整關(guān)系，得出短期內(nèi)貨幣供應(yīng)擴張可以刺激經(jīng)濟增長，,而通貨膨脹對經(jīng)濟增長的短期作用不明確。[9]
從以上的文獻研究可以看出，經(jīng)濟學(xué)界對于貨幣供給與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系的實證研究結(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)者基于中國的實際情況得出，貨幣供給與實際經(jīng)濟增長之間存在著正向的相關(guān)關(guān)系，且研究的切入點多數(shù)集中在貨幣供給與GDP增長率以及貨幣供給與物價之間的關(guān)系，而對作為凱恩斯主義中聯(lián)系貨幣與實際經(jīng)濟的橋梁——利率與貨幣供給之間的關(guān)系研究較少，筆者認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個樣本數(shù)據(jù)）進行分析，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，故選用交易期限為30天的加權(quán)平均利率），居民消費價格指數(shù)，數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)應(yīng)用系統(tǒng)。
二、時間序列數(shù)據(jù)的單位根及相互之間的協(xié)整關(guān)系檢驗
�。ㄒ唬└鲿r間序列數(shù)據(jù)的單位根檢驗
為減少數(shù)據(jù)處理過程中可能產(chǎn)生的誤差，我們首先對貨幣供應(yīng)量M2進行指數(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、居民消費價格指數(shù)分別用m2、i、p表示。同時為使模型的設(shè)定更合理并減少或消除潛在的異方差問題，對各個指數(shù)分別取自然對數(shù)，下面均以這些對數(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方法來對四個指數(shù)分別進行單位根檢驗，確定滯后階數(shù)根據(jù)AIC準則。根據(jù)檢驗由AIC準則得出，滯后階數(shù)采取3階最為恰當(dāng)。檢驗單位跟的具體方式為：先進行ADF模型三的檢驗：
即：
在3階滯后以及一階差分的條件下，檢驗結(jié)果如下表所示：
表-1時間序列的單位根檢驗結(jié)果
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lnm2 |
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|||||||||||||||||||||||||
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lni |
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|||||||||||||||||||||||||
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lnp |
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|||||||||||||||||||||||||
�。ǘ﹨f(xié)整關(guān)系的檢驗與估計
通過上述檢驗我們得出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？因此我們對三者進行協(xié)整關(guān)系檢驗。檢驗方法采取Johansen檢驗。依據(jù)AIC及SBC信息準則，將VAR模型中自回歸階數(shù)確定為3，檢驗結(jié)果如下：
表-2協(xié)整關(guān)系檢驗
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Series： LNI LNM2 LNP |
||||
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Hypothesized No of CE(s) |
Eigen value |
Trace Statistic |
5 Percent Critical Value |
1 Percent Critical Value |
|
None |
0.20 |
29.51 |
29.68 |
35.65 |
|
At most 1 |
0.07 |
7.41 |
15.41 |
20.04 |
|
At most 2 |
1.03E-06 |
1.04E-04 |
3.76 |
6.65 |
|
*(**) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level |
||||
|
Trace test indicates no co-integration at both 5% and 1% levels |
||||
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三個經(jīng)濟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，而居民消費者指數(shù)和同業(yè)拆借利率則呈隨機變化趨勢，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，因此可將三者即進行協(xié)整檢驗，檢驗方法仍采用Johansen檢驗。 檢驗結(jié)果如下：
表-3ΔLNI-ΔLNM2-ΔLNP協(xié)整關(guān)系檢驗
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Series： ΔLNI ΔLNM2 ΔLNP |
||||
|
Hypothesized No. of CE(s) |
Eigen value |
Trace Statistic |
5 Percent Critical Value |
1 Percent Critical Value |
|
None ** |
0.27 |
76.46 |
29.68 |
35.65 |
|
At most 1 ** |
0.25 |
44.40 |
15.41 |
20.04 |
|
At most 2 ** |
0.15 |
16.12 |
3.76 |
6.65 |
|
*(**) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level |
||||
|
Trace test indicates 3 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels |
||||
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個協(xié)整關(guān)系，即三個經(jīng)濟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格蘭杰因果檢驗結(jié)果
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滯后長度 |
格蘭杰因果性 |
F值 |
F的P值 |
|
1 |
貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的格蘭杰原因 |
3.32809 0.00028 |
0.07106 0.98659 |
|
2 |
貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的格蘭杰原因 |
2.47976 1.63655 |
0.08901 0.19993 |
|
3 |
貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的格蘭杰原因 |
1.90505 0.91502 |
0.13400 0.43679 |
|
4 |
貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的格蘭杰原因 |
1.58707 0.70964 |
0.18436 0.58739 |
表4給出了取1-4階滯后的檢驗結(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。同時對貨幣供給變化率與通貨膨脹率之間的格蘭杰因果檢驗發(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
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Pair wise Granger Causality Tests |
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|
Lags: 2 |
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Null Hypothesis: |
Obs |
F-Statistic |
Probability |
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ΔLNP does not Granger Cause CFLNI |
103 |
7.15336 |
0.00126 |
|
ΔLNI does not Granger Cause CFLNP |
0.06545 |
0.93669 |
|
三、結(jié)果分析
根據(jù)以上的實證分析發(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物價指數(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。而且從利率與物價指數(shù)之間的走勢看，利率與物價指數(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。但是由于選取的時間跨度相對于弗里德曼的“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的變化是大多數(shù)經(jīng)濟學(xué)理論及實證研究的結(jié)果。
圖-1利率與居民消費物價指數(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)利率和物價的變化；第二，調(diào)節(jié)利率不能有效影響物價的變化。對于這些結(jié)果，我們給出以下幾點解釋：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外貿(mào)易順差和資本流入所“被動”調(diào)節(jié)的，而不是真正基于市場對貨幣供求的反應(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，而我國實際資本運用所參考的利率為央行所確定的基準利率。有學(xué)者指出，國際慣例也都是以拆借利率作為基準，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格扭曲等問題。由于沒有抵押，金融機構(gòu)一般只和固定的、可以信任的交易對手進行拆借，因此即使在市場資金緊張之際，一些機構(gòu)仍可從長期合作的交易對手中拆入低價資金，這種拆借價格經(jīng)常無法反映市場真實情況。第三，就中國目前的發(fā)展階段而言，貨幣供給量的變化對物價變化的影響是難以奏效的。一則因為我國存在收入結(jié)構(gòu)不均衡問題，企業(yè)利潤和政府稅收的增長速度遠遠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的趨勢。另外，由于社保機制的不健全以及教育住房的種種難以改革的難題，我國面臨消費需求不足的現(xiàn)狀。這些因素都抑制了貨幣政策對我國經(jīng)濟發(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圖示
參考文獻
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