中國貨幣中性與非中性的實證檢驗

摘要：當前這場席卷全球的金融危機告訴我們：正確地認識貨幣供應量與實體經濟之間的關系并確定相應的貨幣政策中介目標，是引導經濟持續健康發展的重要前提。鑒于此，本文采用了中國1996—2008年的季度數據，通過建立向量誤差修正模型，對中國貨幣是否為中性進行了實證檢驗。結果表明，中國貨幣不但在短期表現為非中性，在長期也是非中性的。

關鍵詞：貨幣中性；貨幣非中性；中性貨幣政策；誤差修正模型

Abstract：The current financial crisis sweeping through the world tell us that: understandingcorrectly the relationship between the money supply and the real economy ，and to determine the appropriate monetary policy intermediate goal， which are important prerequisite to guide the economic develophealth .In view of this， the paper ，using the quarterly data of China 1996 - 2008 years， through established the vector error correction model ，tested the neutral of China's currency by the way of empirically. The results show that China's money supply and the real economy is closely related. China's currency not only performance of non-neutral in the short-term，butalso performance of non-neutral in the long term.

Key Word：currency neutral，non-currency neutral，neutral monetary policy，error correction model

中圖分類號：F822.0文獻標識碼：A文章編號：1674-2265（2009）03-0026-05

一、引言

關于貨幣是否中性的問題，多年來，大部分經濟學家都承認，貨幣的長期效應完全或者近乎完全地落在價格上，對實際變量幾乎沒有影響，表現為貨幣中性①；同時大多數人也相信，貨幣干擾在短期對產出等實際變量有重大的干擾，表現為貨幣政策的短期非中性。就像盧卡斯表述的那樣，“至少從休謨（Hume）的文字開始，就有兩種互不相容的觀點——認為貨幣變化是中性的單位變化，以及認為這些變化引致了就業和產業的同方向變化——之間的拉鋸戰，就一直是貨幣理論的核心”（1996）。正是基于貨幣長期中性和短期非中性的基礎上，不同的國家和地區根據自己的實際情況采取中性貨幣政策②或非中性貨幣政策。以美國為例，1993年，格林斯潘用大量的數據證明美國貨幣供應量與經濟增長之間的穩定關系被逐步打破，美聯儲決定放棄實行了十余年的以調控貨幣供應量來調控經濟運行的貨幣政策規則，改以調整實際利率作為對經濟實施宏觀調控的主要手段，實行中性的貨幣政策。這一政策的推出促進了美國經濟十幾年的增長，給世界呈現了一種新的發展態勢——即高經濟增長、低通貨膨脹、低失業率相伴而行。但是美國為了追求中性的貨幣環境，在2004年6月開始了連續17次加息，直接為當前這場席卷全球的金融危機埋下了隱患。至此，人們開始對曾經備受推崇的中性貨幣政策提出了質疑。對我國目前而言，分清楚我國貨幣是否中性，制定正確的貨幣政策中介目標，以減輕世界經濟危機對中國的影響和加快經濟的增長，成為了一個重要的問題。本文主要采用實證研究的方法對我國的貨幣中性或非中性進行檢驗。

就國外而言，在短期的貨幣政策是否中性方面，弗里德曼和施瓦茨以美國近百年的數據資料，以選擇時間模式為基礎，對貨幣與經濟周期關系進行研究，得出了貨幣增長率的變化，在長（且可變的）超前期下，引起了實際經濟活動的變化（M.弗里德曼和施瓦茨，1963）。B.弗里德曼和卡特納（1992年）利用granger因果關系分析，考察了各種貨幣定義和樣本期的影響，從而得出結論：美國的貨幣和產出的相關性并不穩定。特別是在二十世紀90年代后這種關系正在惡化。 希姆斯（Sims，1992）對法國、德國、日本、英國和美國貨幣與產出的關系進行了研究，利用VAR模型，得出的結論是：利率的變化對實際產出是有顯著的影響的。在長期的實證研究方面，麥克德里斯和韋伯（1995）用來自110個國家、跨時30年的數據資料對長期貨幣中性進行研究，得出了兩點結論：一是貨幣供給的增長率和通貨膨脹的相關系數幾乎為1；二是不論通貨膨脹還是貨幣增加，與實際產出增長率之間沒有相關關系。但這一結論不像有關貨幣增長與通貨膨脹相關性的結論那樣有力，因為他們發現在OECD構成的樣本集中，實際經濟增長與貨幣增長之間存在著一個正的相關系數。考曼迪和邁格爾（1984）檢驗了一個包括約50個國家的樣本集，格威爾（1986）考察了美國的情況，他們指出，有關數據并沒有表明貨幣增長對實際的經濟產出增長存在長期的影響。伯斯肯和米爾斯（1995）也得出類似的結論，即美國的永久性貨幣沖擊對GDP的永久性變化沒有作用。

關于中國國內貨幣中性問題的研究，陸軍、舒元（2002）使用granger因果檢驗以及Fisher與Seater的長期導數檢驗方法，得出了中國貨幣在長期是中性的結論。劉斌（2001）用向量自回歸的方法研究了貨幣政策沖擊對實際消費和投資的影響，發現政策沖擊在短期內對實體經濟產生影響，長期則沒有影響。曾令華、王朝軍（2004）通過利用協整和granger因果檢驗驗證了我國的經濟增長與信貸規模之間的關系并得出結論：除了經濟已經達到充分就業和嚴重壞賬掣肘商業銀行放款這兩種情形外，貨幣不是中性的。楊小娟、張颯（2006）運用合理預期下的貨幣中性假設模型對我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。

盡管國內外對貨幣與產出的關系有非常廣泛的研究，但就國內而言，在貨幣與產出的實證分析上，仍然存在著一些問題：一是只進行了簡單的線性回歸，滿足于兩者的相關關系。二是只進行了了granger and Sims 因果關系分析，有混淆貨幣短期中性和長期中性概念之嫌。三是在進行實證分析時，所采用的數據長度不夠。四是國內關于貨幣中性問題的研究一般是基于貨幣供應量和GDP兩變量，對GDP、貨幣供應量、CPI以及實際利率四變量的研究很少涉及。

本文則主要利用實際GDP、貨幣供應量、CPI以及實際利率四變量來研究我國貨幣的中性問題。采用了1996年第一季度到2008年第二季度的季度數據，對實際GDP、貨幣供應量、CPI以及實際利率的數據進行處理并采用ADF檢驗，發現其都為I（1）序列，在四變量存在協整條件下建立向量誤差修正模型(VEC)，并在VEC方程的基礎上做granger因果檢驗、脈沖響應和方差分解。

二 、向量誤差修正模型（VEC）介紹

Engle 和Granger將協整與誤差修正模型結合起來，建立了向量誤差修正模型。我們可以認為它是含有協整約束的向量自回歸（VAR）模型，多用于具有協整關系的非平穩時間序列的建模。本文采用向量誤差修正模型，主要原因在于我們通過對LM2、RGDP、RR、CPI進行ADF檢驗，得出他們都是非平穩的I(1)序列，采用Johansen方法基于向量自回歸模型（VAR）對變量協整關系進行檢驗，得出LM2、RGDP、RR、CPI四變量之間存在著協整的關系。但由于VAR模型僅限于平穩序列的建模，對于非平穩數列之間的相互關系我們無法對它進行進一步的驗證說明。所以我們采用向量誤差修正模型。下面是誤差修正模型的主要內容：

首先建立一個VAR（p）模型

其中 都是非平穩的I（1）變量； 是一個確定的d維的外生變量，代表趨勢項、常數項等確定性項； 是k維擾動向量。將式（1）經過差分變換以后，可得到下面的式子：

其中

如果式（1）的所包含的k個I（1）過程存在協整關系，則不包含外生變量的（2）式可以寫為：

其中 為調整參數矩陣， 為協整向量矩陣。式（3）中的每個方程都具有平穩性。用誤差修正模型表示，即：

其中每一個方程都是誤差修正模型， =[RGDP，M2，CPI，RR]’其中RGDP為實際GDP，M2為貨幣供應量，CPI為居民消費指數、RR為實際利率。

其中是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關系③，系數向量 反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡的狀態時，將其調整到均衡狀態的調整速度。所有作為解釋變量的差分項的系數反映各變量的短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響，我們可以剔除其中統計不顯著的滯后差分項。

三、我國貨幣中性的實證檢驗

（一）數據④說明

對我國貨幣的非中性研究，本文主要采用的1996年1季度到2008年2季度的季度數據。分別引用了實際GDP，貨幣供應量M2，居民消費價格指數CPI、實際利率RR（采用居民儲蓄存款定期一年期的名義利率減去以上年同期為基期的居民消費價格指數CPI來計算實際利率）。

由于實際GDP有明顯的季節性波動，先對它進行季節性處理得到數據RGDPsa，同時，考慮到各數據序列并非是完全的線性變化，并消除序列中可能存在的異方差，對除實際利率RR以外的數據取對數，分別得到LM2，LRGDPsa，LCPI。下面我們通過簡單的描點對數據之間的相關關系進行分析。圖1是給出了消除了趨勢項的實際GDP和貨幣供應量M2的供給指標曲線。從圖中可以看出，貨幣供給增長之后，將帶來產出超趨勢水平的增長，如1996年4季度到2000年1季度貨幣供應量的增長帶來了實際產出的增加；而貨幣增長速度的減緩，也帶來了產出水平的下降，如2000年2季度到2002年4季度貨幣供給速度的減緩帶來了產出水平的下降。對此，我們可以得出結論：我國貨幣供應量的變化在一定的程度上影響產出水平的變化，表現了我國貨幣短期非中性的特點。同時，2003年1季度到2004年2季度貨幣供應量超趨勢的增長不但帶來了同期GDP的超趨勢增長，也引起了在此后相當長的一段時間內，貨幣供應量超趨勢減少的情況下GDP仍保持超趨勢的增長，這在一定的意義上說明我國貨幣供應量的長期非中性。圖2是消除了趨勢項的貨幣供應量LM2和消費價格指數LCPI，從圖中可以看出，貨幣供應量超趨勢的增長在短期并沒有帶來物價水平的上漲，如1997年4季度到2000年1季度貨幣供應量的增長卻伴隨物價水平的下降；但同時我們也可以看出，貨幣供應量超趨勢的增減在一定的滯后期會引起物價水平的變動。這一現象盡管無法說明貨幣供應量的增加最終會反映在物價水平上表現出長期的中性，但至少可以說明我國貨幣供應量的增加在短期內并非全部表現在價格上，而是會對實體經濟產生一定的影響。雖然描點法能從直觀的角度說明我國貨幣的非中性，但是由于我國的實體經濟可能受到其它因素的影響，暗含著這一結論的不可靠性。本文采用計量方法對我國貨幣非中性進行進一步驗證和分析。

（二）時間序列的平穩性檢驗

首先對各變量進行平穩性檢驗。這里采用ADF（Augmented Dickey Fuller）對各序列進行單位根檢驗，各變量單位根檢驗最大滯后階數選6，以AIC最小值為準則。

原假設：在5%的顯著水平下變量具有單位根 。當變量的ADF檢驗值小于Mackinnon臨界值時，表明該序列為非平穩序列，再對這些變量進行一階差分檢驗，若此時的ADF檢驗值明顯大于臨界值，則可以推斷這些序列是為一階單整I（1）序列。

由上表可知：LRGDPsa ，LM2 ，RR為I（1）序列。

（三）變量的協整檢驗

由于LRGDPsa，LM2，LCPI，RR為I（1）序列，對這些變量進行進一步的協整檢驗，本文采用Johansen方法基于向量自回歸模型對變量進行協整檢驗。由于Johansen協整檢驗對滯后階數非常敏感，所以在做Johansen檢驗之前必須確定好模型的滯后階數，根據AIC與SC的信息準則，并通過LR檢驗進行取舍，選滯后階為5，檢驗結果如表2所示。

Johansen協整檢驗的結果顯示，在5%的顯著水平下，特征根跡統計量檢驗和最大特征根檢驗都顯示上述的四個變量之間至少存在2個協整關系。這就意味著這四個數據之間至少存在兩個長期穩定的均衡關系。

（四）向量誤差修正模型（VEC）

根據granger定理，協整變量之間一定存在著誤差修正模型。為了建立實際GDP、貨幣供應量、消費物價指數以及實際利率四變量的向量誤差修正模型，基于附加協整約束的向量自回歸模型（VAR）確定滯后階數，選滯后5階，結果如下：

其中 =[ LRGDPsa LM2 LCPI RR]’，基于此模型，我們可以進行granger因果分析，并通過脈沖響應函數和方差分解來觀察其短期的動態變化。

（五）Granger因果分析

理論上，granger因果關系的檢驗應選擇最優滯后階數，但實際上最優滯后階數的選擇難以確定，因此通常選取T/4或T的平方根，這里選滯后階數為7，檢驗結果如表3所示：

我們可以看出：在5%的顯著水平下，貨幣供應量的變化是實際GDP和實際利率變化的原因；同時，實際GDP也是實際利率變化的原因。

（六）脈沖響應

為了觀察貨幣供應量LM2對實際GDP、CPI 、實際利率RR的短期動態影響，我們可以用上述的VEC模型運用脈沖反應函數來計算一個來自LM2的信息沖擊對其它變量的影響情況。其沖擊情況如圖3所示。

從圖3看出：首先看CPI對來自貨幣供應量LM2沖擊的反應。貨幣供應量的增加將迅速地導致CPI上漲，但隨著時間的推移，貨幣供應量變化對物價水平的影響將逐漸消失。其次看RR對來自LM2的沖擊產生的反應。貨幣供應量的增加將導致RR的減少。最后分析實際GDP對來自LM2沖擊的反應，在開始的四個季度，貨幣供應量的增長給實際GDP帶來了反向的沖擊。這主要是由于人們對物價水平上漲的預期以及貨幣供應量對實體經濟影響的滯后性決定的。從第五個季度開始，實際GDP受貨幣供應量的沖擊產生正向的變化，在11期達到最大，隨后減少但并不收斂。這不但說明了我國貨幣供應量的短期非中性，也說明了它的長期非中性。

（七）方差分解

為了解這種信息沖擊對分析變量的相對重要性，我們可以再基于上述的VEC模型進行方差分解，其結果顯示如表4。

表4反映的是貨幣供應量的結構沖擊對各變量的貢獻率。每一列表示了不同時期貨幣沖擊對各變量的影響度。對于實際產出來說，在第6個季度時，產生的預測誤差方差中有2.08%是由貨幣供應量變化的沖擊引起的，這個數字在第11個季度達到3.22%。而對于CPI和實際利率RR來說，產生的預測誤差方差中貨幣供應量LM2變化的沖擊在第5個季度達到最大，其值分別為2.24%和5.73%。所以，在貨幣供應量變動度量沖擊大小的時段上，貨幣供應量對產出、消費物價水平和實際利率的波動都有一定的作用。但無論是沖擊反應函數還是方差分解，貨幣沖擊的影響只有在一定時滯的條件下才能出現。

四、結論及政策建議

通過實證分析，我們可以得出以下結論：

第一，在短期來看，不論是Granger因果檢驗、還是脈沖分析和方差分解都顯示，中國的貨幣供應量在短期影響著實體經濟，表現出非中性。

第二，從長期來看，脈沖分析顯示，貨幣供應量對實際GDP存在著長期的影響，表現為長期的非中性。

第三，在當前的經濟體制下，貨幣供應量作為中間目標是可行的。選擇貨幣供應量作為中介目標的理論前提是：貨幣供應量、居民收入以及價格之間存在穩定的、規律性的聯系。這樣，經濟增長的變化、價格水平的起伏才可以從貨幣供應量的變化上觀測到。而本文通過對貨幣供應量（M2）、實際利率，實際GDP和CPI的協整檢驗得出了這四個變量之間存在著長期穩定的關系。

鑒于中國貨幣短期和長期的非中性以及當前金融危機下嚴峻的國際環境，筆者認為：

第一，中央銀行要繼續盯住貨幣供應量的操作實踐，并逐步完善以數量為主導的調控體系，而中性貨幣政策對目前中國來說暫時是不可行的。近些年來，在美國形勢發展形勢一度大好的情況下，中國也開始考慮推行中性的貨幣政策，但中國的貨幣供應量與經濟增長之間存在著長期穩定的關系，表現著非中性，貨幣供應量的變化直接影響著經濟的增長；同時債券市場不完善、利率市場化的程度還不高這些因素，制約著“中性”貨幣環境的形成。

第二，要加快利率市場化的步伐，放開包括本外幣存貸款利率在內的資金定價約束。這樣不僅有利于培養自主經營意識強、價格機制敏感性高的金融機構，而且也有利于進一步完善貨幣政策傳導機制。

第三，加快完善金融體系，特別是大力發展我國的債券市場，真正建立一個正常的貨幣體系，降低投資者的不確定性、優化產業結構和促進資源的合理配置。

注：

①所謂的貨幣中性是指貨幣存量的變動最終只能影響名義工資等名義變量，而對實際變量沒有影響（Bullard，1999）。而所謂的長期中性是指長期貨幣供應水平對實際利率或實際產出的增長沒有影響。

②中性貨幣政策指的是使貨幣利率與自然利率完全相等的貨幣政策，換句話說，就是一種保證貨幣因素不對經濟運行產生影響，從而保證市場機制可以不受干擾地在資源配置過程中發揮基礎性作用的貨幣政策。

③本文實證所得到的模型、表和圖都是利用Eviews5.0版操作所得。

④本文所有原始數據中，2007年三季度以前的（包括第三季度）來自國泰安數據庫，以后的來自國家統計局。

參考文獻：

[1]高鐵梅.計量經濟學分析方法與建模-Eviews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2005.

[2]劉斌.貨幣政策沖擊的識別及我國貨幣政策有效性的實證檢驗[J]. 金融研究，2001，(7) .

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

[4]楊小娟、張 颯、姜 文. 我國貨幣中性問題實證分析[J]. 經濟問題，2006，（6）.

（責任編輯 代金奎）