中國貨幣政策超中性實證研究

鄂州市梁子湖區財政局 劉 莉

一、文獻綜述

貨幣政策的制定中有一個至關重要的問題：貨幣供應量的改變是否對實際經濟產生影響，即貨幣是否是中性的甚至是超中性的。

國外學者對貨幣超中性做了理論方面和實證方面的研究。在理論方面，Sidrauski(1967)通過建立一個將貨幣引入經濟主體的效用函數之中的一般均衡分析模型，最早提出貨幣超中性概念。Fisher(1974)通過在生產函數中加入貨幣證明貨幣超中性不成立，貨幣供應量增長率的提高會導致通貨膨脹率的提高，實際貨幣余額降低，穩態資本存量降低，最終導致實際產出下降。Stockman(1981)通過一個無限生命的代表性個體模型證明：當現金只對消費有流動性約束時，貨幣具有超中性。在實證方面，King和Watson(1997)發展了應用向量自回歸技術 （VAR）檢驗貨幣長期中性和超中性的技術，且對美國40年的季度數據分析得出貨幣超中性在美國不成立。David E.Rapach(2000)使用三變量結構向量自回歸模型(SVAR)研究名義利率、實際產出對通貨膨脹的長期反應表明大多數國家貨幣超中性不成立。

我國學者在貨幣超中性方面也做了大量的實證研究。黃先開、鄧述慧(2000)以1980—1997年的數據為基礎，采用兩段OLS方法分析預期的貨幣供應增長對產出的效應，結論是貨幣非中性。錢士春(2004)通過一個三元結構向量自回歸模型研究了貨幣供應量增長率的一次永久性變動對實際產出、名義利率的影響，研究表明中國貨幣超中性不成立。張磊(2008)通過引入一個含有資本品生產不對稱信息和消費品生產流動性約束的干中學世代交疊模型，較好地解釋了中國轉軌時期正的貨幣非超中性和通貨膨脹并存格局。

二、變量選擇與數據說明

（一）變量選取。根據我們所研究的問題，選擇了以下四個變量作為研究的對象。M2表示貨幣供應量，GDP表示國內生產總值，R表示銀行間同業拆借利率，CPI表示消費價格指數。

（二）數據說明。本文實證分析所采用的樣本數據取自于1996年1月到2011年6月的季度數據。從1996年開始我國中央銀行采用M1、M2作為貨幣政策的中介目標，并于同年初正式成立全國統一的銀行間同業拆借市場。因此選擇1996年后的數據更有利于分析中央銀行貨幣政策的變化趨勢。M2、GDP、CPI和R數據來源于中國經濟信息網數據庫。GDP是通過價格調整后的實際GDP。本文在處理數據時統一選擇1996年第一季度數據為基準期。由于本文實證數據存在季節效應，我們對實證數據進行了處理以消除季節效應。在對數據的處理過程中會使用到差分，其相應的一階差分序列分別用 D(M2)、D(GDP)、D(R)和 D(CPI)表示。

三、實證和檢驗

首先，檢驗M2、GDP、R和CPI四個時間序列的平穩性；其次，在平穩性基礎上建立VAR模型，應用Johansen協整檢驗序列之間是否存在協整關系，同時，運用VAR模型中的脈沖響函數分析沖擊時的響應。再次，利用Grange因果檢驗分析變量之間可能存在的因果關系。最后，在協整關系的基礎上應用相應的VEC模型來分析變量間為保持長期均衡而在短期中的調整過程。

（一）變量的平穩性檢驗。我們采用ADF對時間序列M2、GDP、R和CPI進行平穩性檢驗。由檢驗結果可知，序列M2經過兩次差分之后變成平穩序列，即M2的一階差分是I(1)。GDP、R和CPI在5%的顯著性水平下是I(1)。表1是對以上四個序列的樣本值及樣本值的一階差分進行ADF檢驗的結果。

表1 各變量的ADF檢驗結果

（二）Johansen 協整檢驗。 由于 D(M2)、GDP、R 和CPI均是I(1)的，那么這四個時間序列之間就有可能存在著協整關系。由于傳統的用來檢驗協整關系的EG兩步法主要適用于對兩個變量間的分析，因此本文采用了Johansen協整檢驗法來檢驗以上四個變量的協整關系。

1.滯后階數的選取。Johansen協整檢驗是基于VAR模型進行的，而VAR模型采用了多方程聯立的形式，在模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計出全部內生變量的動態關系。

為了選擇最為適合的k值，我們使用LR統計量、FPE、SC信息準則、AIC信息準則、HQ信息準則五個指標來進行判斷。但是，如果滯后期k選擇的越大，表示模型中待估參數就越多，自由度就越小。因此，我們要在滯后期和自由度之間尋找一種均衡。有鑒于此，為了適當增加VAR模型的自由度，我們相應減少了VAR模型的最大滯后期，將其確定為滯后5期，建立VAR(5)模型。

2.Johansen協整檢驗。由于Johansen檢驗是對無約束的VAR模型施以向量協整約束后的VAR模型，根據滯后階數的選擇確定Johansen檢驗的最大滯后階數為5期。通過對初始數據的分析，我們確定觀測序列具有線性確定性趨勢，協整方程含截距項但不含有趨勢項。由表2可見，在5%的置信水平下，協整方程的個數r=1。即這三個變量之間僅存在著一個協整關系，也就是說在95%的概率下，有理由相信D(M2)、GDP、R和CPI之間存在唯一的長期均衡關系。

表2 Johansen協整檢驗結果

協整表達式為（括號內數值為回歸系數的標準差）

（三）脈沖響應函數分析。由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無需對變量作任何先驗性約束，因此在分析VAR模型時，主要分析當一個誤差項發生變化或者是模型受到某種沖擊時對系統的動態影響。以下我們將結合圖1具體分析模型在分別受到D(M2)沖擊時，GDP、R和CPI所做出的響應。

圖1 脈沖響應分析

從圖1的三個脈沖響應圖中，我們可以發現，當在第1期給貨幣供應量M2的增量一個單位標準差的沖擊后，GDP、R和CPI在初期沒有顯著的變化，但經過20期之后以上三個量開始出現波動，這種波動不是向均衡點收斂的而是逐漸發散并且有擴大的趨勢。這說明貨幣供應量M2的增量發生變化時，在短期內作用并不明顯，但是在長期中會影響GDP、R和CPI。

（四）VEC模型分析。Engle和Granger將協整與誤差修正模型結合起來，建立了VEC模型。只要變量之間存在協整關系，就可以由VAR模型導出誤差修正模型。而VAR模型中的每個方程都是一個自回歸分布滯后模型。因此可以認為VEC模型是含有協整約束關系的VAR模型。通過VEC模型可以分析各解釋變量在偏離均衡狀態后想均衡速度的方向以及調整的速度。

（五）Grange因果檢驗。根據協整檢驗結果，D(M2)、GDP、R和CPI之間存在長期的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，還是僅僅表現為統計上的相關性需要根據Granger(1969)和Sims(1972)提出的因果關系檢驗來解決該問題。表3是應用Grange因果檢驗方法得到的檢驗結果。

表3 Grange因果檢驗結果

從表3中檢驗的結果我們可以得出：在95%的置信水平下，由檢驗所給出的P值我們可以拒絕原假設而接受備擇假設，GDP和D(M2)之間存在Granger因果關系，CPI和D(M2)之間也存在相互的Granger因果關系，但R和D(M2)之間的Granger原因的結果比較不顯著。這表明在貨幣供應量M2的增量發生變化時會對實際GDP和CPI產生影響。

四、結論和建議

根據上述實證分析，由協整理論我們可以得出D(M2)、GDP、R和CPI之間存在長期的均衡關系，但是，這種均衡關系是不穩定的，當系統受到貨幣供應量M2增量變化的沖擊時，系統沒有自動回到均衡狀態的有效機制。同時，根據Granger因果檢驗，貨幣供應量M2增量的變化在長期來講會對實際GDP和CPI產生的影響，逐漸使得GDP和CPI的波動加大。因此，在我國市場上并不存在貨幣的超中性現象。考慮我國貨幣政策為了兼顧經濟增長和控制通貨膨脹，中央銀行在制定貨幣政策時應當考慮到貨幣供應增量變動對實際經濟的影響，而不能片面考慮貨幣政策短期中的經濟刺激作用。

張磊.2008.中國轉軌時期的貨幣非超中性和通貨膨脹——兼論中國貨幣政策雙重目標的體制根源.金融研究,12。