我國貨幣變量與實際產出變量穩健性及靈敏性分析

摘要:基于我國1991年第4季度至2008年第4季度的實際GDP、社會消費品零售總額、固定資產投資、M0、M1以及實際利率季度數據，利用VAR模型中的Leamer靈敏性檢驗方法，通過構建不同貨幣變量和產出變量之間的回歸方程，分析我國貨幣變量和實際產出變量之間Granger影響關系的穩健性及靈敏性。檢驗結果表明，在我國貨幣政策變量中，僅M0對消費具有比較穩健的Granger影響，而M1以及實際利率對我國實際GDP、消費以及投資的影響作用都較為靈敏。

關鍵詞:實際產出;貨幣變量;靈敏性;穩健性

中圖分類號:F822.0 文獻標識碼:B

由于實際產出變量與貨幣變量之間的關系不僅涉及到古典兩分法是否成立，而且涉及到名義經濟與實際經濟之間的作用機制問題以及貨幣政策有效性等重要經濟理論問題，因此對兩變量之間關系的研究一直是現代宏觀經濟理論和實證分析的核心問題 (Walsh，1999)。如果實際產出變量與貨幣變量之間不存在穩定的作用機制或者傳導機制，那么貨幣變量對實際產出變量便沒有顯著影響，因此可能會出現貨幣變量中性和貨幣政策中性，從而導致古典兩分法成立。此時貨幣變量只是經濟運行中的符號，貨幣變量沖擊將會導致其他名義變量 (價格、名義工資和名義利率等) 的成比例變化，實際經濟的運行將不會受到貨幣沖擊的影響。

貨幣變量對實際產出變量是否具有實際影響，經濟學中已經對此進行了大量的理論和實證研究，但是目前還沒有形成一致的結論，其主要原因是表示名義經濟和實際經濟的變量具有多種形式，因此無法利用確定的代表性變量來指定貨幣變量與實際產出之間的關聯機制。Granger (1969) 利用雙變量之間的Granger影響關系檢驗發現基礎貨幣變量對于實際產出變量具有單向的顯著影響，由此認為貨幣政策即使在短期內也是有效的，這樣的實證結論支持了貨幣主義學派的觀點。但是隨后Sims (1980) 的研究產生了對于“貨幣沖擊具有實際效果”觀點的質疑，其主要結論是當在貨幣存量和實際產出變量的關系方程中引入利率變量時，貨幣存量對于實際產出的作用程度將顯著降低，因此動態利率將比存量貨幣具有更強的解釋產出變化能力，這同凱恩斯經濟學的LM曲線機制更加吻合。為了精細地分析貨幣變量和實際產出變量之間的關系，Bernanke和Blinder (1992) 選擇了不同的貨幣變量形式，其中包括M1，M2和三種不同的利率，分別檢驗了其不同組合對實際產出變量:工業產出、資本使用率、就業率和失業率、耐用品定單等的影響程度，結論是聯邦基金利率是對這些實際變量最為重要的影響成分，從而顯示出利率杠桿的基本作用。

我國學者也對相關問題進行了理論和實證研究。其中許祥泰 (2001) 認為，中國經濟結構的內在不穩定性導致貨幣政策中介目標的不可測和不可控性，經濟體制不完善導致了貨幣政策失效。劉金全 (2002) 認為貨幣政策的有效性不僅依賴于貨幣政策的方向和強度，而且依賴于經濟周期的具體階段，即貨幣政策存在非對稱性。劉金全、張艾蓮 (2003) 通過檢驗貨幣供給增長率中存在的趨勢性轉變發現貨幣政策對實際產出變量的影響較弱。

由于分析實際產出變量和貨幣變量之間影響關系的結論不盡相同，因此需要檢驗這些結論相對于變量選取和假設條件的穩健性及靈敏性，Leamer (1983) 給出了檢驗影響關系穩健性及靈敏性的檢驗方法，并且在不同國家的經濟運行中得到了廣泛應用，為此本文將基于我國的具體數據，采用Leamer檢驗方法，判斷我國經濟運行中貨幣政策作用機制的穩健性及靈敏性。

一、向量自回歸模型以及Leamer模型的穩健性與靈敏性分析

Leamer (1983) 認為統計檢驗結論所具有的穩健性體現在所得到的檢驗結果應該對不同的模型假設均成立。與穩健性相對應，也需要對一些重要的檢驗結論在不同模型假設條件下進行靈敏性分析。在具有參數結構的模型當中，主要對不同假設下變量參數的顯著性進行穩健性及靈敏性檢驗，即考察變量系數在符號上和顯著性水平上的變化。如果經驗方程當中引入其他變量以后，原解釋變量系數沒有發生符號上的改變，或者沒有出現變量的非顯著性，則我們認為該變量是穩健的。否則，利用原方程進行檢驗得到該變量的統計結果被認為是脆弱的，即具有靈敏性。

我們主要采用向量自回歸模型當中的簡化式方程檢驗貨幣變量對于實際產出變量的Granger影響，并且判斷檢驗結論的穩健性及靈敏性。如果所考察的貨幣變量在大多數指定條件下仍然具有對于實際產出變量的Granger影響，則認為這個變量對于實際產出具有穩健的解釋和推斷能力。例如考慮變量M1的Granger影響，設是某個實際變量，則通過VAR模型得到下述簡化式:

這些方程中逐步引入解釋變量，然后判斷這些解釋變量對累積消費變量的解釋能力，同時檢驗消費變量對擾動項的沖擊反應，進而獲得模型穩健性和靈敏性檢驗的經驗證據。

二、貨幣政策的穩健性及靈敏性檢驗結果

我們使用樣本區間取自1991年第4季度至2008年第4季度的季度數據，實際GDP (Yt) 由名義GDP和通貨膨脹率 (用居民消費價格指數替代) 計算得到;累積消費 (Ct)用社會消費品零售總額度量;累積投資 (It) 用全社會固定資產投資度量。實際GDP、累積消費和累積投資的季度增長率時間路徑如圖1所示。貨幣變量M0和M1的季度同比增長率由圖2表示。在選取數據時，由于我國實行了有限浮動的利率體制，雖然已經連續調整利率并且開征利息稅，但是仍然無法動態地體現利率變化對于實際產出的影響，為此一年期儲蓄利率 (Rd1)、一年期貸款利率 (Rl1)、五年期儲蓄利率 (Rd5) 和五年期貸款利率 (Rl5) 使用實際利率來進行計算，實際利率是名義利率和通貨膨脹率之差，它們的時間路徑由圖3表示。數據來源于國家統計局《我國經濟景氣月報》和中經網 (http://db.cei.gov.cn)。

如圖1所示，GDP增長率從1991年至1996年期間波動較為劇烈，在1996年底我國經濟順利實現“軟著陸”以后，經濟增長的波動程度明顯降低。消費增長率的波動與GDP大體相同，在時間上稍有滯后。相比而言，投資增長率的波動較為劇烈，在1994年至1995年出現了一次大的波動，1996年經濟“軟著陸”以后波動幅度逐漸減小，在2003年到2005年前后又出現了一次較大的波動，2006年至今逐漸趨于平緩。

由圖2可以看出，M0和M1的增長率路徑大致趨同，從1992年到1996年出現了一次“陡升緩降”，其中M0和M1的增長率都在1993年前后出現了峰值，隨即又迅速下降，直至1994年—1996年間出現了一次小幅波動，從1996年到目前為止波幅放緩。

圖3表明，我國實際存款利率和貸款利率也在1992年到1996年出現了“陡降陡升”，在1994年—1995年間達到谷底，而后迅速攀升，直到1998年—1999年達到峰值，此后實際利率的起伏較為平緩，從2006年至今一直處于下降態勢。

為了檢驗貨幣變量與實際產出變量是否顯著相關，我們列出了貨幣變量對實際產出變量具有顯著Granger影響的VAR方程數量除以總方程數，顯著性水平為10%。我們的計算結果在表1中列出:由表1可以看出，在包含M0和消費的16個VAR方程中，每個方程中的M0都對消費變量具有顯著的Granger影響，因此我們認為貨幣變量M0對實際產出變量消費的Granger影響是穩健的。而在分別包括M1、一年期存款利率、五年期存款利率、一年期貸款利率、五年期貸款利率和消費變量的方程中，具有顯著Granger影響的VAR方程數量分別占總方程數量的1/16、2/8、6/8、4/8和2/8，所以我們認為M1、一年期存款利率、五年期存款利率、一年期貸款利率及五年期貸款利率對消費的Granger影響是靈敏的。

同理，在分別包含M0、M1、一年期存款利率、五年期存款利率、一年期貸款利率、五年期貸款利率和投資的8個VAR方程中，具有顯著Granger影響的VAR方程數量分別占總方程數量的0/16、0/16、1/8、4/8、1/8和6/8，所以我們認為一年期存款利率、五年期存款利率、一年期貸款利率及五年期貸款利率對投資的Granger影響是靈敏的。

與之相類似的是，在分別包括M0、M1、一年期存款利率、五年期存款利率、一年期貸款利率、五年期貸款利率和GDP的方程中，具有顯著Granger影響的VAR方程數量分別占總方程數量的6/16、0/16、2/8、3/8、3/8和5/8，所以我們認為M0、一年期存款利率、五年期存款利率、一年期貸款利率及五年期貸款利率對GDP的Granger影響是靈敏的。

以上實證結果表明，只有M0對消費變量具有顯著的穩健影響，而M1、一年期存款利率、五年期存款利率、一年期貸款利率及五年期貸款利率對消費的影響都是靈敏的，即當與其它貨幣變量共同作用時，M1、一年期存款利率、五年期存款利率、一年期貸款利率和五年期貸款利率將對消費沒有顯著影響。存款利率和貸款利率對投資和GDP的Granger影響都是靈敏的，即考慮多種貨幣變量共同作用時，一年期存款利率、五年期存款利率、一年期貸款利率和五年期貸款利率對投資和GDP也沒有顯著影響。

三、經濟政策分析與啟示

從理論上講，利率是經濟活動中一個至關重要的變量，是借貸資本的成本與報酬，是推行貨幣政策的重要工具，是國家調控經濟的重要杠桿。利率波動應該對國民經濟各行各業，以至儲蓄、投資、消費都有影響，特別是對一些利率敏感行業如建筑業、房地產業等的影響應該很大。但從對我國數據的計算分析來看，我國具有明顯的“利率機制失靈”。

從消費方面來說，現金對于市場的影響要強于存款及貸款利率，貨幣供給量的增加能夠促進消費的增加，而通過利率水平的調整來影響消費收效甚微，即使實際利率為負時，我國居民的儲蓄存款額也一直居高不下。我們認為出現這種情況是因為:首先，我國具有“勤儉節約”的傳統美德，受這種傳統思想的影響，削弱了利率變化的對消費者的消費刺激，使得消費者很難改變長期的儲蓄習慣。并且隨著我國住房、養老、醫療、就業和教育等改革的深入，導致消費者對未來的支出預期增加，對當期消費更加謹慎。此外，我國目前貧富差距較大，大部分中低收入者的消費傾向很高，并主要用于滿足基本生活需求，因此對利率的影響并不敏感。而對于高收入者，利率的變化并不能改變他們的消費能力，從而利率變化對他們的影響也不大。

從投資和GDP方面來說，利率在理論上通過影響投資進而影響GDP，但從本文的實證檢驗結果可以發現我國利率波動對投資和GDP沒有較為穩健的影響。我們認為這首先是因為中央銀行是利率的唯一制定者，而中央銀行作為宏觀調控部門為了追求貨幣穩定等其他宏觀經濟目標，不能使利率完全隨貨幣資金供求關系的變化而變動，因此形成的利率水平和波動幅度容易失真。其次，我國的基礎設施建設和房地產投資在固定資產投資中占有較大比例，近些年來，這些行業的投資回報率較高，有的甚至高達幾倍，這導致貸款成本相對較低，因而利率調節不能對相關行業產生較為顯著的影響。

由于存在以上原因，致使我國的利率調整不能對宏觀經濟產生較為穩健的影響。為了提高貨幣政策對實際產出的影響以達到對宏觀經濟進行調控的目的，有效發揮“利率杠桿”的作用，我們提出以下建議:(1) 建立健全社會保障體系。考慮到消費者普遍的儲蓄動機，我國應加快住房、養老、醫療、就業和教育等改革的步伐，完善社會保障體系，以減少消費者對于未來不確定支出預期，從而使消費者改變消費觀念，使貨幣政策在較大程度上影響個人消費與投資決策。(2) 提高消費者收入水平。在現有基礎上進一步健全和完善最低生活保障制度，并能使中低收入者的收入水平保持長期穩定增長。通過增加稅收等財政政策降低過高收入，從而在一定程度上縮小貧富差距。(3) 推動利率市場化進程。貨幣政策要充分發揮作用，離不開市場化條件下健全的貨幣政策工具。利率市場化是發展現代貨幣政策工具的前提。改革利率管理體制，使利率能真正反映資本市場供求狀況，才能使貨幣政策更好的發揮調控宏觀經濟的作用。(4) 控制固定資產投資的部分行業。對于房地產等高利潤行業，政府應采取相應措施減少其過高利潤，降低其投資回報率，從而增加貸款成本在其總投資額中所占的比例，使貨幣政策變化對投資能夠起到有效的促進或抑制作用。

參考文獻:

[1] 劉金全.貨幣政策作用的有效性和非對稱性研究[J].管理世界，2002(3).

[2] 劉金全，張艾蓮.我國貨幣政策作用機制的階段性與貨幣—產出之間影響關系檢驗[J].統計研究，2003(8).

[3] Bernanke， B. S. and Blinder， A. S.The Federal Funds rate and the channels of monetary transmission， American Economic Review，1992(82): 901-921.

[4] Leamer， E. E.Sensitivity analysis would help， American Economic Review，1985(75):308-313.

[5] Sims， C. Money， Income， and Causality， American Economic Review，1972(62):540-542.

[6] Walsh， C. E. Monetary Theory and Policy， CM: MIT Press，1998.

[7] Granger， C. W. J.， Investigativing causal relations by econometric models and cross-spectral methods. Econometrica，1969(37):24-36.

(責任編輯:陳樹明)