貨幣中性與非中性

【摘要】關(guān)于貨幣中性、非中性就主要是研究貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，貨幣中性與非中性的爭(zhēng)論已經(jīng)延續(xù)了一個(gè)多世紀(jì)，不同經(jīng)濟(jì)學(xué)派在各自的假設(shè)條件下所得出的結(jié)論也各不相同。本文以現(xiàn)代西方貨幣理論中關(guān)于貨幣中性與非中性的判斷方法為理論依據(jù)，選取1991年到2011年最新宏觀數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)貨幣供給與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)，通過(guò)建立誤差修正模型得出了我國(guó)貨幣非中性的結(jié)論。

【關(guān)鍵詞】貨幣供給 貨幣中性 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

一、理論綜述

貨幣中性與非中性的爭(zhēng)論已經(jīng)延續(xù)了一個(gè)多世紀(jì)，不同經(jīng)濟(jì)學(xué)派在各自的假設(shè)條件下所得出的結(jié)論也個(gè)不相同，所謂貨幣中性就是研究貨幣政策的有效性，貨幣對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量在長(zhǎng)期和短期是否產(chǎn)生作用。對(duì)貨幣有效性的研究幾乎同經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展史是同步的，古典主義在完全競(jìng)爭(zhēng)與充分就業(yè)的假設(shè)下，認(rèn)為貨幣就是商品價(jià)值的表現(xiàn)形式，并不會(huì)影響就業(yè)、產(chǎn)出等實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量；然而瑞典學(xué)派奠基者威克塞爾及凱恩斯學(xué)派主張貨幣非中性理論，前者提出了“貨幣利率”和“自然利率”的概念，認(rèn)為只有在貨幣利率和自然利率相一致的時(shí)候，貨幣才會(huì)是中性的，當(dāng)兩者背離時(shí)，就會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)品價(jià)格和生產(chǎn)資料價(jià)格的相對(duì)變動(dòng)，從而導(dǎo)致產(chǎn)出變動(dòng)，并由此影響經(jīng)濟(jì)，后者凱恩斯學(xué)派的基本觀點(diǎn)實(shí)在有效需求不足以及貨幣價(jià)格工資調(diào)整粘性的基礎(chǔ)上，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)在短期會(huì)影響就業(yè)、產(chǎn)出和收入等實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)因素，而在長(zhǎng)期內(nèi)則會(huì)影響價(jià)格，凱恩斯學(xué)派把利率作為研究重心，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)會(huì)引起利率的變動(dòng)，從而會(huì)引起投資的變化，使得宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)生變化；新古典綜合學(xué)派在結(jié)合真實(shí)余額效應(yīng)和凱恩斯效應(yīng)下得出貨幣非中性結(jié)論；以弗里德曼為代表的貨幣主義學(xué)派認(rèn)為貨幣在短期是非中性的，只有在長(zhǎng)期是中性的，這其實(shí)與凱恩斯學(xué)派的帕廷金的觀點(diǎn)是相似的；而理性預(yù)期主義以理性預(yù)期與市場(chǎng)出清為前提得出貨幣政策無(wú)效和貨幣中立的結(jié)論。

其次，在對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行進(jìn)行實(shí)證研究的過(guò)程中，貨幣、價(jià)格等名義變量同實(shí)際產(chǎn)出、就業(yè)等實(shí)際變量之間的因果關(guān)系，一直是宏觀經(jīng)濟(jì)理論研究和實(shí)證檢驗(yàn)的重點(diǎn)。究竟是貨幣供給影響實(shí)際產(chǎn)出，還是實(shí)際產(chǎn)出水平對(duì)貨幣供給具有反饋?zhàn)饔茫苯雨P(guān)系到經(jīng)濟(jì)的古典兩分法是否成立、貨幣政策是否具有中性特征等重要問(wèn)題。而在分析判斷貨幣政策沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)的名義成分和實(shí)際成分的作用機(jī)制和傳導(dǎo)機(jī)制時(shí)，也必然涉及到貨幣—產(chǎn)出等變量之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和貨幣的外生性檢驗(yàn)等，這些研究必然需要大量的理論和計(jì)量檢驗(yàn)支持。

因此，縱觀眾多學(xué)者的理論研究，考慮貨幣中性對(duì)于我國(guó)是否適用，本文將利用Eviews與R軟件，選取1991—2011年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，探討我國(guó)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，并在這個(gè)基礎(chǔ)上提出一些適合我國(guó)國(guó)情的政策和建議。

二、實(shí)證研究

（一）變量與樣本

本文采用GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，衡量貨幣政策行為傳導(dǎo)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。我國(guó)貨幣總量分為四個(gè)層次：M0、M1、M2和M3，其中：M0=流通中的現(xiàn)金；M1=M0+活期存款；M2=M1+準(zhǔn)貨幣（包括儲(chǔ)蓄存款和定期存款+其他存款）；本文選取M0、M1和M2，分別研究其對(duì)經(jīng)濟(jì)作用的大小。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性及樣本的大小，本文選取了1991年第四季度到2011年第三季度的季度數(shù)據(jù)作為分析對(duì)象。（數(shù)據(jù)來(lái)源CSMAR，單位：十億元。）

（二）數(shù)據(jù)的前期處理

從圖1可以清楚地看到，M0、M1、M2和GDP的絕對(duì)值幾乎是同方向變動(dòng)，并且在樣本考察期四個(gè)指標(biāo)都呈上升的趨勢(shì)，這說(shuō)明四者之間存在著一定的相關(guān)性。從數(shù)據(jù)的量上來(lái)看，M0的存量在樣本期內(nèi)雖有變化，但上升趨勢(shì)不明顯；M1的存量跟GDP的值比較相近，可以說(shuō)，GDP圍繞M1呈現(xiàn)出季節(jié)波動(dòng)的長(zhǎng)期時(shí)間趨勢(shì)，M2的存量在1998年之后快速增加，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于并持續(xù)遠(yuǎn)離GDP。

基于本文選取的是季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)可能存在季節(jié)效應(yīng)，我們采用方法Census X12對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了季節(jié)趨勢(shì)的調(diào)整。其結(jié)果如圖2顯示GDP的季節(jié)效應(yīng)最明顯，而在3個(gè)衡量貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)中，M2最不具有季節(jié)效應(yīng)。用GDP_SA、M0_SA、M1_SA、M2_SA表示各數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)季節(jié)效應(yīng)調(diào)整之后的值。

所以，將數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)進(jìn)行平滑，從而更好的估計(jì)變量之間的關(guān)系。取對(duì)數(shù)后的數(shù)據(jù)表示為L(zhǎng)GDPSA、LM0SA、LM1SA、LM2SA，分別表示GDP及各貨幣層次指標(biāo)的季度增長(zhǎng)率值，其趨勢(shì)如圖3所示。

（三）序列的單位根檢驗(yàn)

對(duì)處理后的數(shù)據(jù)LGDPSA、LM0SA、LM1SA、LM2SA進(jìn)行ADF和PP檢驗(yàn)，綜合兩個(gè)指標(biāo)的結(jié)果判斷對(duì)數(shù)化后的數(shù)據(jù)在10%的顯著性水平下并不平穩(wěn)。將對(duì)數(shù)化后的數(shù)據(jù)取差分再進(jìn)行檢驗(yàn)，各指標(biāo)變量在1%的顯著性水平下都拒絕了原假設(shè)，于是認(rèn)為差分變量不存在單位根，服從I（1）的過(guò)程。結(jié)果如表1所示。

本文對(duì)變量LGDPSA與LM0SA、LGDPSA與LM2SA、LGDPSA與LM2SA選擇Johansen法（即JJ檢驗(yàn)）進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，以探討經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貨幣供應(yīng)量各層次之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。結(jié)果分別如下表3、表4、表5所示。

由表3、表4知，變量GDP與M0、M1之間不存在協(xié)整關(guān)系，由表5知，變量GDP與M2之間存在一個(gè)協(xié)整向量，所以，只有GDP與M2之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，故我們通過(guò)對(duì)GDP與M2建立向量誤差修正模型來(lái)分析兩個(gè)變量之間的短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡情況。

（五）向量誤差修正模型（VECM）

從回歸系數(shù)的顯著性來(lái)看，對(duì)于GDP的回歸方程，只有滯后一階與四階的GDP系數(shù)與滯后四階的M2系數(shù)是顯著的，表明M2對(duì)GDP的影響有四個(gè)季度的時(shí)滯；而對(duì)于M2的回歸方程，只有滯后三階的GDP與M2系數(shù)是顯著，表明GDP對(duì)M2的影響有三個(gè)季度的時(shí)滯。

對(duì)模型VECM做單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)有一個(gè)單位根，這與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果——存在一個(gè)協(xié)整向量是一致的，故該模型是平穩(wěn)的，差分項(xiàng)反映了變量之間短期波動(dòng)的影響，vecmt—1反應(yīng)的是前一期的“非均衡誤差”。我們將誤差修正項(xiàng)vecmt—1改寫(xiě)成如下的表達(dá)式：

LGDPSA=0.825LM2SA+0.887

該式反映了GDP與M2之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，表明經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)率與廣義貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率之間成正相關(guān)關(guān)系。從關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量的方程來(lái)看，誤差修正系數(shù)為—0.128，符合反向的誤差修正機(jī)制，并且系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，表明GDP增長(zhǎng)率在上一期偏離長(zhǎng)期均衡的數(shù)量將在下一期得到12.8%的反向調(diào)整。而對(duì)貨幣供應(yīng)量指標(biāo)M2的方程而言，誤差修正系數(shù)為0.048，且其t檢驗(yàn)值不顯著，表明其對(duì)長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的偏離的調(diào)整不明顯。所以，由誤差修正回歸結(jié)果得出，我國(guó)的貨幣是非中性的，符合傳統(tǒng)的凱恩斯理論。

（六）格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系只能說(shuō)明長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，不一定是變量之間的因果關(guān)系，故需要對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)變量之間進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，驗(yàn)證VAR模型中變量的外生性。因?yàn)橹挥性诮?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）與貨幣供應(yīng)量之間因果的時(shí)候，也就是所有變量都為內(nèi)生的時(shí)候，采用VAR模型才是有效的。表6是EVIEWS軟件給出的關(guān)于LGDPSA分別與LM0SA、LM1SA、LM2SA的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果。

第一組是M0的變化值與GDP的變化值的結(jié)果，伴隨概率為0.3932和0.1528，我們可憑10%的顯著水平接受兩個(gè)原假設(shè)，即GDP不是M0的格蘭杰原因，M0也不是GDP的格蘭杰原因，可以說(shuō)，兩者之間沒(méi)有因果關(guān)系。

第二組是M1的變化值與GDP的變化值的結(jié)果，伴隨概率分別為0.0063和0.8184，我們可憑1%的顯著水平認(rèn)為M1的變化值是GDP的變化值的格蘭杰原因，同時(shí)接受假設(shè)“GDP不是M1的格蘭杰原因”，由此，我們判斷M1與GDP之間存在著單向的關(guān)系。

第三組是M2的變化值與GDP的變化值的結(jié)果，伴隨概率為分別為0.0058和0.0701，我們可憑1%的顯著水平認(rèn)為M2的變化值是GDP的變化值的格蘭杰原因，以10%的顯著水平認(rèn)為GDP的變化值是M2的變化值的格蘭杰原因，也就是說(shuō)，在10%的顯著水平下，我們認(rèn)為M2的變化與GDP的變化互為因果關(guān)系。

所以，我們前面對(duì)GDP與M2進(jìn)行VAR與VECM分析結(jié)果是有效的，M2與GDP之間確實(shí)存在著某種因果上的關(guān)系。

（七）脈沖響應(yīng)與方差分解分析

1.LGDPSA與LM2SA的脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來(lái)的影響。對(duì)LGDPSA與LM2SA建立的VECM模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)研究，分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化或者說(shuō)模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。其結(jié)果如圖4所示。

當(dāng)GDP變動(dòng)一單位時(shí)，對(duì)GDP的后期影響是先增加后減少的，在第12期的時(shí)候達(dá)到最大，然后在大概30期時(shí)恢復(fù)至一個(gè)穩(wěn)定值附近；對(duì)LM2SA的影響在前20期出現(xiàn)顯著的增加，隨后遞減恢復(fù)至穩(wěn)定值附近。當(dāng)LM2SA變動(dòng)一單位時(shí)，對(duì)GDP的后期影響在第20期左右達(dá)到最大，然后恢復(fù)至一個(gè)穩(wěn)定值附近；對(duì)LM2SA的影響在前30期出現(xiàn)逐漸增加，隨后遞減恢復(fù)至穩(wěn)定值附近。

2.LGDPSA與LM2SA的方差分解分析。方差分解（variance decomposition）是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化（通常用方差來(lái)度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對(duì)模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要性的信息。對(duì)LGDPSA與LM2SA建立的VECM模型進(jìn)行方差分解，分析LGDPSA與LM2SA的變化分別來(lái)自自身的沖擊與其他變量沖擊所構(gòu)成的貢獻(xiàn)率。其結(jié)果圖5所示。由結(jié)果知，當(dāng)達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)時(shí)，GDP的變化來(lái)自自身沖擊的大小約為25%，而約75%的變化由M2的沖擊來(lái)解釋；而M2的變化受GDP沖擊影響的大小約為19%，約81%的變化由其自身的沖擊引起。所以，我們知道，M2對(duì)GDP的沖擊效應(yīng)是顯著的，它解釋了GDP約3/4的變化。

三、結(jié)論與政策建議

根據(jù)上文的分析，我們得出以下兩個(gè)結(jié)論：

（一）我國(guó)的貨幣是非中性的

從上文的分析可以知道我國(guó)貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)影響是非常大的，貨幣政策在經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中起著十分重要的作用，我國(guó)很多次都成功地利用貨幣政策緩解了經(jīng)濟(jì)發(fā)展中碰到的問(wèn)題。貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)明顯影響經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率上升時(shí)，GDP的增速也加大。廣義的貨幣供應(yīng)量適度增加能夠刺激經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，我國(guó)貨幣供應(yīng)量具有弱外生性，上文實(shí)證結(jié)果表明我國(guó)存在著從貨幣供應(yīng)量到GDP的單向因果關(guān)系，意味著央行以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)的貨幣政策調(diào)控很難把握，央行在履行最后貸款人角色的同時(shí)要確實(shí)有效地合理控制貨幣供應(yīng)量，因此，進(jìn)一步深化我國(guó)金融體制改革，改善貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制，降低貨幣供應(yīng)量的外生性對(duì)提高我國(guó)貨幣政策的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控效果具有重要的意義。

（二）M0、M1、M2在對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響程度上是不同的

通過(guò)上面的分析可知，在對(duì)GDP增長(zhǎng)率的影響上，M0的作用最弱，M1居中，M2最強(qiáng)。M2相比較前兩者雖然流動(dòng)性偏弱，但反應(yīng)的是社會(huì)總需求的變化和未來(lái)通貨膨脹的壓力狀況，所以更能反應(yīng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)變化，所以在進(jìn)行貨幣政策調(diào)控時(shí)必須加強(qiáng)對(duì)M2的控制。

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