新常態下貨幣供應量中介目標有效性的格蘭杰檢驗

【摘要】隨著央行2013年1月推出新型宏觀調控工具SLO，貨幣政策工具已經越來越偏向定向化。新型工具的出現是否會改變貨幣政策傳導機制是本文驗證的內容。本文使用2013年1月到2016年10月的月度CPI和貨幣供應量M2、M1數據進行了格蘭杰因果關系檢驗，得出貨幣供應量不再是價格指數的原因，以貨幣供應量作為中介目標需要改進。

【關鍵詞】宏觀調控工具 新常態 格蘭杰因果關系檢驗

一、研究背景

在經歷了史無前例的35年超高速增長之后，中國經濟增長進入了一個新階段，整體經濟增長速度降低到了一個相對低的新臺階。新常態，從統計數據意義上來說，是指類似日本的GDP增速的下臺階的過程。從經濟運行狀況來說，是勞動力成本上升，資源與環境的矛盾加劇。經濟結構型問題嚴重，繼續依賴傳統的粗放型經濟不再可行。與此相適應的，傳統的工具不再滿足宏觀調控需求。

為了應對結構型經濟問題，讓金融工具更有針對性，中國人民銀行開始對金融工具進行創新，于13年1月起分別推出了短期流動性調節工具SLO、中期借貸便利MLF、抵押補充貸款PSL、常設借貸便利SLF等貨幣政策工具。與此同時，央行擴大了合格抵押品的范圍。新型宏觀調控工具的推出，增加了貨幣政策施展的準確性，完善了貨幣政策傳導機制。新型貨幣政策傳導方式改變了流動性不能向目標方向流動的現狀，改變了流動性狀況，降低了對總量調控的依賴程度，使得貨幣政策能夠有的放矢。

二、理論基礎

（一）由貨幣政策中介變量到目標變量的作用機制

我國貨幣政策傳導機制主要由工具變量、中介變量、目標變量三部分組成。貨幣政策的中介目標是一些較短期的、數量化的金融指標，是宏觀調控工具與終極目標之間的紐帶。央行運用政策工具并不直接作用于最終的目標變量，而是通過政策工具引起中間變量的變化，間接影響經濟主體行為和預期發生變化，最終引起實際經濟變量發生變動。貨幣政策中介變量是指介于操作工具與最終目標之間的變量，主要有市場利率r與貨幣供應量M等。貨幣政策最終目標包括穩定物價、經濟增長、充分就業、國際收支平衡和金融穩定。其中，抑制通貨膨脹，防止通縮，保持價格穩定是進行宏觀調控的優先考慮。2003年我國《中央銀行法》也規定，我國貨幣政策的最終目標是幣值穩定和經濟增長。最終目標效果大小也取決于中介目標的有效性如何。作為連接最終目標與宏觀調控工具的紐帶，貨幣政策中介目標是實施貨幣政策的關鍵。

（二）貨幣供應量作為中介目標的選擇

我國從1996年開始以貨幣供應量作為貨幣政策中介目標，此舉有力地推動了經濟增長，但隨著我國宏觀調控工具開始向國際化靠攏，貨幣政策實施體現出“相機決策”的特點，中央銀行也越來越偏愛定向類的“非”傳統工具，降息、降準的出現頻率越發變小，貨幣供應量中介指標地位受到挑戰。

三、實證模型與數據來源

（一）實證模型

1.格蘭杰條件——時間序列平穩性。格蘭杰因果檢驗：在計量經濟學上格蘭杰因果 （Granger Test of Causality）檢驗通常用于確定一個時間序列的變化是否是另一個時間序列變化的原因。使用Granger檢驗的條件是時間序列是平穩的。也就是說，若時間序列平穩，便可做Granger因果檢驗。本文選用ADF單位根檢驗（Augmented Dickey Fuller Test）來對各變量時間序列的平穩性進行檢驗。

2.協整檢驗。非平穩序列很可能出現偽回歸，協整檢驗是檢驗它們的回歸方程所描述的因果關系是否是偽回歸，即檢驗有相同趨勢的兩個甚至多個序列之間是否存在均衡關系。對兩個序列做單整檢驗，將有相同階數的兩個序列進行OLS回歸，檢驗此模型的殘差是否是平穩的，或者幾階是平穩的，若殘差是平穩的，則兩個序列之間存在協整關系，認為他們是長期均衡的。使用協整檢驗可以排除它們的回歸方程所描述的因果關系是偽回歸的情況。

3.Granger因果關系檢驗。如果變量a引起變量b，則變量b的變化將優先于a的變化。基于此，Granger提出了Granger因果關系檢驗：當時間序列{at}和{bt}是平穩序列時，如果根據現有的變量a的信息能夠有助于改善b的序列，則a是b的Granger原因。

（二）數據來源

由于央行[2013]1號文正式推出了SLO標志著宏觀調控政策工具創新的開始，本文以2013年1月至2016年10月我國廣義貨幣量M2和消費者物價指數CPI共46組統計數據作為實證研究的變量數據。因為對變量取自然對數不改變原變量間的協整關系，并可消除時間序列之間的異方差，所以對M2和CPI取自然對數得到LNM2和LNCPI這兩個時間序列。貨幣供給量和CPI的數據來源于Wind萬德終端。

四、實證分析

（一）ADF檢驗

時間序列可能具有趨勢或者截距項，不同情況下的時間序列的單位根檢驗統計量會有著不同的統計性質。一個標準的Granger因果關系檢驗要從含趨勢項、截距項的方程開始，若接受原假設，則對模型中的趨勢項進行t檢驗，若假設仍然被接受則只對含截距項的方程進行檢驗；若仍接受假設，則對滯后一階項的系數進行t檢驗，若仍若接受假設，則差分后再實施ADF單位根檢驗；若拒絕，則序列為平穩序列。

從單位根檢驗結果來看，LNCPI、LNM2、LNM1的時間序列在5%的顯著性水平下都無法通過ADF檢驗，為非平穩時間序列。而它們的一階差分的時間序列都可以在1%的顯著性水平下通過 ADF檢驗，均屬于一階平穩時間序列I（1），可以進行協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗。

（二）協整檢驗

（三）格蘭杰因果關系檢驗

探討因果關系的模型有很多，如格蘭杰因果關系檢驗、相關分析、普通回歸分析。在一些早期的文章也有學者用OLS來進行因果性分析。考慮到Granger因果關系檢驗是一個成熟和完善的模型，在許多領域尤其是經濟領域有著廣泛的應用，所以本文選用Granger檢驗方法。

Granger因果性檢驗結果如下（當概率小于0.05時，表示拒絕原假設。）

原假設LNM2不是LNCPI的格蘭杰原因被接受，LNCPI不是LNM2的格蘭杰原因也被接受。即在95%置信水平下，貨幣供應量M2不是CPI的原因，CPI不是貨幣供應量M2的原因。M1方面，原假設LNM1不是LNCPI的格蘭杰原因被接受，LNCPI不是LNM1的格蘭杰原因也被接受。即在95%置信水平下，貨幣供應量M1不是CPI的原因，CPI也不是貨幣供應量M1的原因。

五、結論

通過格蘭杰因果關系檢驗可以看出，在新常態下，隨著央行宏觀調控工具的進化，由貨幣供應量到價格指數的貨幣政策傳導機制發生了改變，貨幣供應量M2、M1均與價格指數無關。可見短期流動性調節工具MLF、常設借貸便利SLF、抵押補充貸款PSL、中期借貸便利MLF等貨幣政策工具的出現已經改變了貨幣政策傳導機制，貨幣供應總量與經濟運行和價格指數不再存在因果關系。中央銀行需要審時度勢，在實踐中摸索新的平抑物價的宏觀調控工具，以正確發揮貨幣政策的作用。

參考文獻

[1]劉慧悅.劉金全.張小宇.《金融危機前后我國貨幣政策傳導機制的檢驗與識別》[J].上海經濟研究.2012（11）.

[2]王蕾，趙昕.《我國貨幣政策中介目標有效性的格蘭杰檢驗》[J].工業技術經濟.2005（9）.

[3]孔凡文，才旭，于淼.《格蘭杰因果關系檢驗模型分析與應用》[J].沈陽建筑大學學報（自然科學版）.2005（9）.

[4]趙鵬，韓東林.《固定資產投資與CPI格蘭杰因果關系檢驗研究》[J].現代商貿工業.2009（14）.

[5]周英章，蔣振聲.《貨幣渠道、信用渠道與貨幣政策有效性——中國1993～2001年的實證分析和政策含義》[J].金融研究. 2002（09）.

[6]劉金全，劉志強.《中國貨幣政策非中性——貨幣——產出的因果關系和影響關系檢驗》[J].吉林大學社會科學學報.2002（04）.

作者簡介：劉智宇（1990-），男，漢族，內蒙古托克托縣，西南財經大學在讀碩士研究生。