中美貨幣政策有效性：比較與借鑒

摘要：美國具有發達的金融市場和較為成熟的貨幣政策操作經驗，我國仍處在貨幣政策中介目標和政策工具的嘗試階段，尚未形成市場化利率。對中美兩國貨幣政策的有效性進行實證研究，分析中美貨幣政策效果異同及形成的原因，對我國現階段貨幣政策操作和改進具有重要借鑒意義。

關鍵詞：貨幣政策；實證分析；有效性；比較借鑒

一、貨幣政策有效性理論與實證研究綜述

理論研究主要集中于貨幣政策對實體經濟有沒有影響，即貨幣供給變化是否導致實際經濟變量變化的問題，這涉及到貨幣是否中性的問題。如果名義貨幣存量的變化能夠改變投資、消費、產出的實際值，即貨幣是非中性的，則貨幣政策是有效的。早期貨幣非中性論的先驅人物主要有約翰·羅、馬克思和維克賽爾，已經初步論述了貨幣政策的重要性。

現代意義上首先論證貨幣政策有效性的是凱恩斯，凱恩斯主義的貨幣理論強調了貨幣對實物經濟活動的影響，指出貨幣主要通過兩個方面影響實物經濟：首先，貨幣市場決定利率，再通過利率影響投資從而影響總需求，導致總產量變化；其次，貨幣作為一種資產與其它金融資產存在替代效應，由于貨幣量的變化，影響人們對各種不同金融資產的選擇，從而影響投資，進而影響總需求，導致總產量變化。

新凱恩斯主義者從合同的長期性、效率工資論以及集體談判理論出發論證工資黏性，從菜單學說、交錯價格調整以及投入產出關聯論出發去論證價格黏性，多方面進一步完善了凱恩斯學派的貨幣非中性論。

貨幣主義認為，貨幣是經濟行為最主要的決定因素，經濟中關鍵的關系不是凱恩斯理論認為的總收入與總支出之間的關系，而是總收入與公眾偏好持有的貨幣數量之間的關系。弗里德曼和費爾普斯在自然率理論、適應性預期和粘性價格的理論基礎上提出了附加預期的菲利浦斯曲線，并分別利用長期和短期的帶預期的菲利浦斯曲線證明了貨幣政策在短期內有效而在長期內是無效的結論。

20世紀80年代中期的新經濟增長理論，將人力資本等因素引入其經濟增長模型。他們通過對發展中國家經濟發展的分析，說明了在勞動力無限供給的條件下，貨幣是非中性的。在經濟發展的初期，實際資本和金融資產的存量很少，貨幣擴張有助于提高產出水平；當貨幣擴張超過某一臨界值時，經濟增長受到貨幣政策的反向制約，將出現“增長陷阱”。

實證方面較有影響的文獻包括：Friedman和Schwartz(1963)實證發現，在周期當中(即在一個短期內)，貨幣存量的周期變動與實際國民收入或商業活動的周期變動之間存在著密切的關系；Sims(1972)發現，一些國家貨幣供給上發生的擾動經常同實際產出中的擾動序列相關，貨幣通過格蘭杰因果關系導致了GNP變動；Bernanke(1992)利用Granger因果檢驗分別考察了美國的聯邦基金利率、票據利率和基金利率等數據之間的關系，發現聯邦基金利率是真實經濟的一個比較好的預測器，而且聯邦基金利率與其他利率之間的利差是貨幣政策的良好指示器；Thoma(1994)對貨幣政策的非對稱效應進行了分析，認為正的貨幣供給沖擊對產出并沒有影響，而負的貨幣沖擊則會帶來產出的變動；Mishkin(2001)利用美聯儲聯邦基金利率作為衡量貨幣政策操作的指標，并利用事件分析方法對美聯儲的貨幣政策、美國對貨幣市場以及匯率的干預操作效應進行了實證檢驗。

國內主要實證研究結論包括：陸軍、舒元(2002)使用Fisher與Seater的長期導數檢驗方法，發現中國在1978到2000年期間，產出是貨幣供應量的格蘭杰原因，長期導數檢驗的結果表明在中國長期內貨幣是中性的；劉霖、靳云匯(2005)基于1978—2003年度數據，采用協整方法，認為從短期和長期來看，貨幣供應擴張都能夠推動經濟增長；楊小娟等(2006)運用合理預期下的貨幣中性假設模型對中國貨幣中性問題進行了實證分析，認為不論是預期的貨幣供給沖擊，還是非預期的貨幣供給沖擊對產出的影響基本上都是顯著的。蔡風景等(2008)利用DAG方法對我國的貨幣供給、投資、GDP和通貨膨脹的因果關系進行研究，發現投資和貨幣供給量是我國GDP增長的同期原因，又是經濟增長的短期和長期原因，說明了我國貨幣政策的非中性。

二、實證研究

(一)變量選取。實證中以實際GDP(中、美序列之前分別加C和A以區別)表示實際產出，實際GDP通過名義GDP扣除物價指數得出。以什么變量來表示貨幣政策要看中央銀行的中介指標。一般來說，在金融市場發育程度低，可用的信用工具較少的情況下，現金可以作為中央銀行的控制重點；在發達金融市場條件下，M₂與國民收入的聯系比M₁更為緊密，且M₂比M₁更便于中央銀行控制。為便于比較，本文選取中、美兩國的實際GDP、M₁、M₂的季度數據作為研究變量，價格指數以消費物價指數CPI代替。數據持續期為1996年一季度至2007年四季度，數據來源為OECD月度數據庫，處理采用Eviews5.0。

(二)數據平穩性檢驗。對金融時間序列進行分析時要求所用時間序列必須是平穩的，否則在估計將會產生“偽回歸”現象。判斷時間序列平穩性的方法為單位根檢驗，本文采用ADF檢驗法。在分別加入常數項和時間趨勢項之后判斷，每個時間序列都為一階單整過程，即服從I(1)過程。其中CGDP需要作季度平滑消除季節波動；AGDP、ACPI、AM₂、CM₂分別包含常數項和時間趨勢項；AM₁包含常數項；上述序列在1%的顯著性水平下檢驗顯著。CCPI序列在在5%的顯著性水平下檢驗顯著。

(三)協整分析。雖然一些經濟變量本身不平穩，但它們的線性組合卻可能平穩，這種平穩的線性組合被稱為協整方程并且可被解釋為變量之間的長期穩定的均衡關系，此即為變量間的協整分析。協整檢驗方法采用EG兩步法，檢驗原理為：第一步，對同階單整變量建立回歸方程，紀錄回歸殘差；第二步，檢驗殘差序列的平穩性，如果殘差序列是平穩的，則確定回歸方程中的變量之間存在協整關系，否則不存在協整關系。回歸變量選擇中美兩國的實際GDP、M₁、M₂。結果見表1：

美國的實際產出與M₂之間的協整檢驗在5%的顯著性水平下統計顯著；中國的實際產出與M₁之間的協整檢驗在5%的顯著性水平下統計顯著，而與M₂間不存在協整關系。我國變量間回歸方程中的R2明顯偏低，說明貨幣變量與經濟增長之間的關系比較美國講偏弱，經濟增長可能存在較多其他(例如制度變遷、市場體制變動)因素。

(四)誤差修正模型。建立在協整理論分析上的誤差修正模型，既能反映不同經濟變量間的長期均衡關系，又能反映變量從短期偏離向長期均衡修正的機制。對兩國的實際產出、M₁、M₂建立誤差修正模型：

△CGDP_t=-10.695△CM_{1， t-2}-11.857△CM_1，t-3+13.722△CM_1，t-4+3.992△CM_>2，t-2-0.886CECM_t-1[1]

(-4.6296)* (-4.0803)* (4.9284)*

(2.0104)** (-5.7562)*

△AGDP_t=-123.44△AM_1，t-1+63.77△AM_2，t-1+21.47△AM_2，t-2+47.12△AM_2，t-3-4.35AECM_t-4[2]

(-4.6186)* (7.0366)* (9.1119)** (5.586)* (-1.8875)**

我國經濟增長變化主要由M₁的變化解釋。貨幣政策效應存在四期(即一年)時滯。[1]式中，滯后一期M₁的變化對經濟影響并不明顯，滯后兩期的M₁增加對當期的經濟增長存在負面效應，滯后四期M₁增加對當期的經濟增長起促進作用，影響因子為13.7左右。誤差修正系數為-0.886，符合反向修正機制，表明了經濟增長對于貨幣供給量M₁的增加從非均衡向均衡狀態調整的速度。

而美國貨幣的政策效應主要體現在M₂的變化：滯后三期的M₂變化對當期經濟增長都有正面效應，說明了貨幣供給量的變化對經濟增長影響具有持續性。誤差修正系數為-4.35，表明美國經濟對于貨幣供給量M₂的變化從非均衡向均衡狀態調整的速度較快，貨幣政策傳導機制較為順暢，原因可能是美國貨幣政策主要是通過利率機制來傳導。

三、中美貨幣政策有效性差異的原因分析

美國的貨幣政策由美國聯邦儲備委員會獨立制定和執行，目標是實現充分就業并保持市值的穩定。發達的金融市場使得美國建立起了比較完善的市場利率體系，利率能有效地反映和調節資金供求，從而對產出、就業和物價水平產生更為直接穩定的影響，貨幣政策主要是通過利率機制來傳導。貨幣政策實施主要包括：(1)調節貨幣供應量。美聯儲主要通過控制基礎貨幣的規模(主要是M₂)和調節貨幣乘數來調節貨幣供應量的大小，政策工具主要是公開市場業務、貼現政策和法定儲備要求；(2)調控利率。通過運用貨幣政策工具實現對作為操作目標的聯邦基金利率和國庫券利率的決定和影響來實現對利率的調控，通過在公開市場上買賣國庫券，可以實現對聯邦基金利率的調控。同時，由于市場利率與債券價格成反比關系，公開市場操作還形成了短期國庫券的市場利率。利用再貼現率影響市場利率主要是改變商業銀行的準備金規模，通過存款創造的擴張或收縮來調節金融市場上的貨幣供應量，以此影響市場利率；同時改變商業銀行再貼現貸款的成本，通過“告示效應”向社會公眾傳達美聯儲的貨幣政策意圖，引致金融市場上資金借貸利率的變動。法定準備金率的變動也會通過擴張或收縮貨幣供應量來影響市場利率。

美聯儲實施貨幣政策的主要特點是，通過政策工具改變商業銀行的準備金以及貨幣乘數來影響貨幣供應量；不同層次貨幣供應量的變動會靈敏地反映到各種層次的資金市場上，引起不同層次資金市場上的利率變動。美聯儲還會利用公開市場操作配合再貼現利率影響聯邦基金利率和國庫券利率；商業銀行存貸款利率對聯邦基金利率和短期貨幣市場利率迅速做出反應。

我國現階段金融市場發達程度和利率體系完善程度尚未達到美國水平，在整個利率體系中，最重要、影響最廣的存貸款利率仍由利率決策部門直接確定，是典型的外生變量。金融市場不發達、利率市場化尚未完全實現，這在很大程度上限制了貨幣政策的有效性。在此條件下，我國貨幣政策的中介目標選擇的是貨幣供應量(最重要的是M₁)，存貸款利率成為近十年來常用的貨幣政策工具。因此，不同于美國的市場經濟國家的貨幣政策利率傳導機制(M→r→I→Y)，對我國貨幣政策有效性的分析可以直接從中央銀行調整存貸款利率產生的效應開始，中國人民銀行通過調控基礎貨幣(M₁)來影響貨幣供應量，從而影響產出，同時通過利率的變動影響投資和消費，從而影響產出(r→I→Y←M)。

四、美國貨幣政策實踐的借鑒意義

實證分析表明我國目前的貨幣政策具有一定的有效性，但效果有限，相對而言，美國貨幣政策更為有效，這對我國現階段貨幣政策操作的目標和方向具有重要借鑒意義。

第一，提高中央銀行決策獨立性，增強貨幣供給的外生性。美國貨幣政策由美國聯邦儲備委員會獨立制定和執行，美聯儲的獨立性是貨幣政策有效性的基本保證。我國需要深化市場體制改革，促進形成合理、穩定的貨幣需求，從根本上解決由于“倒逼機制”導致的貨幣內生性問題，使中央銀行處于操作貨幣政策的主動地位。

第二，推進利率市場化改革，提高貨幣政策的傳導效率。美國形成的比較完善的市場利率體系能有效地反映和調節資金供求，從而對產出、就業和物價水平產生更為直接和穩定的影響。因此我國要逐步放寬對利率的管制，加快利率市場化的步伐。尋求利率市場化的有利時機，逐步放開利率管制，形成完整的短期貨幣市場利率體系，為央行確定基準利率提供參照。

第三，進一步完善金融市場，奠定健康的貨幣政策調控基礎。完善的金融市場是提高貨幣政策有效性的重要前提，美國發達的金融市場為貨幣政策操作工具的展開提供了良好的平臺。我國未來需要增加貨幣市場工具，大力發展票據市場，增發適合公開市場業務操作需要的短期國債，提高貨幣政策的可操作性。同時擴大貨幣市場交易主體，拓展貨幣政策有效的操作范圍。努力發展資本市場，提高企業直接融資比重。

參考文獻：

[1]Friedman，M. and A. J. Schwartz. A Monetary History of the United States [M]. 1867-1960，University of Chicago Press for NBER，307-422，1963.

[2]Sims，Christopher. Money，Income，and causality [J]. American Economic Review，1972 (62)， 540-552.

[3]Ben S. Bernanke and Alan S. Blinder. The Federal Funds Rate and the Channels of Monetary Transmission [J]. The American Economic Review，1992 (82)，901-921.

[4]Thoma，M. A.. Subsample instability and asymmetries in money-income causality [J]. Journal of Econometrics，1994 (64)，279-306.

[5]Mishkin，A. Monetary policy Actions，Intervention and Exchange rates： A Reexammination of the Empirical Relationships Using FederalFunds Rate Target Data [J]. Journal of Business，2001 (71)，147-177.

[6]陸軍，舒元.期貨幣中性：理論及其中國的實證[J].金融研究，2002(6)，32-40.

[7]劉霖，靳云匯.貨幣供應!通貨膨脹與中國經濟增長——基于協整的實證分析[J].統計研究，2005(3)，14-19.

[8]楊小娟，姜文.我國貨幣中性問題實證分析[J].經濟問題，2006(6)，67-68.

[9]蔡風景，李元，王慧敏.貨幣、投資、通貨膨脹與經濟增長的實證[J].統計與決策，2008(1)，102-104.

[10](美)米什金.貨幣金融學[M].中國人民大學出版社北京中國人民大學出版社，2005.

(河南省臺前縣農村信用合作聯社、青島大學經濟學院、東北財經大學研究生院)