經濟轉型與貨幣政策有效性實證研究

譚華清　王大中　陳瑞

摘要：在證券市場不完善的發展中國家，貨幣需求函數并不完全，對貨幣的投機需求不足，此時貨幣供給的調整對產出具有明顯而直接的影響；隨著證券市場的逐步完善，貨幣需求的利率彈性開始變大，貨幣供給的調節對于實體經濟的影響會減小。本文構建了基于中國宏觀數據的VAR實證分析模型，實證結果支持了上述理論。

關鍵詞：經濟轉型；貨幣需求的利率彈性；貨幣政策

中圖分類號：F015 文獻標識碼：A

收稿日期：2015-10-14

作者簡介：譚華清（1987-），男，湖南攸縣人，北京大學國家發展研究院博士研究生，研究方向：宏觀經濟學；王大中（1987-），男，河南焦作人，中山大學管理學院在站博士后，經濟學博士，研究方向：微觀經濟理論及其應用；陳瑞（1984-），女，沈陽人，上海財經大學經濟學院博士研究生，研究方向：近現代金融理論史。

一、引言

現代經濟學關于貨幣政策的有效性有一個默認的前提：產品市場和貨幣市場是完全市場化的，產品市場商品價格通過競爭性市場決定，而貨幣市場的利率也是由貨幣供給和貨幣需求決定的（比如，Bernanke，1995）；均衡價格-利率-同時受到供給和需求的影響。然而，對于那些由計劃經濟轉向市場經濟的轉型國家而言，市場化的逐步完善需要很長的路要走。在這些國家比較典型的特征是產品市場已經放開，而以貨幣市場為代表的金融市場還受到嚴格的管制，主要表現為利率管制（Huang，2010）。因此可以說，對于轉型經濟體，貨幣需求函數和發達經濟體在結構上就可能不一樣。這種不對稱性對于我國貨幣政策的有效性有何意義？這是本文試圖回答的問題。

轉型經濟的產品市場的市場化進程要快于要素市場，也就是要素市場存在較嚴重的扭曲，比如金融市場的不完全。在這種經濟環境中，貨幣政策的有效性是否有其自身的特殊性？學術界研究中國貨幣政策有效性的有很多（巴曙松，1999；曹龍騏和鄭建明，2000；鄒運，2000；陸軍和舒元，2002；殷波，2009），但是這些研究并沒有將中國經驗抽象出來，沒有看到中國是轉型經濟，因此很難把握轉型經濟的特點及其貨幣政策的特點。對發展中國家的貨幣經濟具有深刻洞見的典型代表Mckinnon（1973）詳細闡述了發展中國家普遍存在的金融抑制，但是他的研究也缺乏一個動態的觀點，即沒有把發展中國家的貨幣市場看成是一個逐步完善和發展的過程。與我們研究相似的是林仁文和楊熠（2014）用DSGE的框架分析了中國要素配置市場逐步市場化和行業轉入逐步放開的背景下，中國貨幣政策的有效性的問題，但是他們并沒有分析要素市場逐步市場化以及行業準入影響貨幣政策有效性的機制問題。

本文將經濟轉型引入貨幣政策的考察范圍之內，其金融市場的發展程度主要分為證券市場不發達和證券市場接近或已經完善兩個階段。在轉型經濟中，貨幣需求函數與凱恩斯所說的經典的貨幣需求函數有區別。一般而言，轉型經濟的證券市場并不發達，民眾的投資渠道有限，貨幣需求的利率彈性比較小，同等量的貨幣量的調節會帶來利率較大幅度的變動。因此，我們可以預計，在不存在證券市場或者證券市場建立之初，由于投機需求受到抑制，貨幣需求的利率彈性較小，所以貨幣政策對經濟的影響會很大；而相反，隨著金融市場在規模上和在結構上逐步發展和完善，投機需求逐步發展，貨幣需求的利率彈性逐步增大，此時貨幣政策對經濟的影響會減小。我們用IS-LM模型得到了上述理論假說，然后用中國的宏觀數據（1996-2014）和VAR模型對其進行檢驗。具體來說，我們把1996-2004年看成是證券市場相對不發達的區間段，把2005-2014看成是證券市場相對發達的階段，然后對這兩個區間分別構建VAR模型，檢驗貨幣供應量的變化對工業增加值和通貨膨脹的影響。實證分析表明，2005-2014年間的貨幣供應量的調整對工業增加值和通脹的影響要明顯小于1996-2004年間的政策效果。

二、理論模型

（一） 基本分析框架

IS-LM模型很長一段時間（1940年代到1970年代）一直是分析宏觀經濟短期波動和宏觀經濟政策的主要工具（Bentolila，2005）。后來由于宏觀經濟學模型逐步尋求建立微觀基礎，而慢慢地具有微觀基礎的DSGE模型逐步成為宏觀經濟學分析的主要模型。但是，該模型在分析短期經濟波動和宏觀政策仍然有重要作用（Blanchard & Johnson，2013）。

本文將IS-LM模型和資本市場的發展的不同階段的特點結合起來，重點分析LM曲線的不同形態及其對貨幣政策有效性造成的影響。我們假定，描述經濟由以下方程完成：

從上述式子可以看出，當f比較小時候，則Y（M/P）比較大，因此，當f比較小的時候，貨幣量的變化對產出的影響比較大。即，當f比較小，則LM曲線比較陡峭。此時貨幣供給增加，利率變動的幅度較大，從而引起均衡收入的較大幅度的變動。

具體來說，如果LM曲線為：

r=（e/f）Y-（1/f）MP

假定貨幣量增加ΔMP，則此時LM曲線向下移動1fΔMP，很顯然，如果f相對較小，LM曲線移動的幅度較大，則等量貨幣量的調整，f越小的時候對產出的影響越大。這說明，投機需求的增長會削弱貨幣量的調整對產出的影響。

（二）提出假說：發展中國家的經濟發展和貨幣需求的利率彈性

1.證券市場不完善的情形

事實上，f取決于貨幣市場與證券市場的完善程度。根據凱恩斯（Keynes，1936）提出的流動性偏好理論，人們需要貨幣有三種動機：預防動機，交易動機和投機動機。由于預防動機很難模型化，于是人們將交易動機和投機動機模型化構造了凱恩斯貨幣需求函數，即：

Md=L（r）+L（Y）

其中，貨幣需求的L（r）部分表示投機需求部分，另一部分則是交易需求。在發展中國家，證券市場的發展比較緩慢，即使存在也很不完善。就中國而言，證券市場中，內幕消息和財務報表造假時有發生（王果，2014）。同時，我們也發現，隨著發展中國家的發展，證券市場也逐步完善。因此，我們考慮這兩個方面。我們假定，貨幣政策經歷兩個時期，一個是證券市場剛剛起步甚至沒有的時期，另一個是證券市場逐步完善的時期。這兩個時期的區別在于，貨幣需求的利率彈性不同。

在這里我們考察一種極端情況，投機需求為0，即f為0，那么LM曲線是垂直的。當貨幣供給增加ΔMP， LM曲線向右移動，國民收入增加到Y2。

這說明，在證券市場不存在或者不完善的情形下，直接控制貨幣供給量對調控經濟有顯著作用。貨幣量的變動對產出的影響非常顯著。

對于中國而言，中國新時期的資本市場的以1990年上海證券交易所成立為標志，直到1999年7月1日《中華人民共和國證券法》才正式實施。在很長一段時間，中國的證券市場的規模和影響還相對較小。2005年4月，中國開始股權分置改革（吳曉求，2006）。在股權分置改革之前，中國的資本市場被普遍認為存在嚴重的不公平（吳曉求，2006）。雖然股權分置改革之后，中國資本市場還存在很多問題，不過，可以確定的是股權分置改革是中國資本市場最重要的改革之一（吳曉求，2006）。于是我們針對這一階段（1996-2004）的貨幣政策提出假說1：

在證券市場不完善的情況下，貨幣量的調節對經濟的影響非常顯著。

2.證券市場相對完善及其貨幣政策有效性

隨著證券市場逐步完善，人們投機條件更加完備。相對于沒有以往沒有投機渠道的時候，利率的較小幅度的調整，比如，利率的上升，人們會將減少較多的貨幣需求；而利率下降，人們會增加更多的貨幣需求。因此，在證券市場完善的情況下，貨幣需求的利率彈性比不完善的證券市場時要大。

在證券市場已經完善或者接近完善的情況下，貨幣量的調節對產出的影響在下降。

三、 貨幣政策的有效性的檢驗：中國經驗

我們用VAR模型檢驗兩個不同時期（1996-2004和2005-2014）的貨幣政策的有效性。隨著證券市場的不斷健全和完善，發展中國家的貨幣需求函數中的投機需求逐步形成，貨幣政策的效果也會不同。具體來說，我們檢驗不同時期的貨幣量的調整對于產出和通脹的影響。

（一） 1996-2004年貨幣政策有效性的檢驗

在這期間，中國證券市場極度不完善也不發達。上市公司的數目比較少，市值不大，公眾參與程度不高（王果，2014）。

1.建立VAR模型

為了具體分析貨幣量調整的作用機制，我們建立如下VAR模型：

VAR=VAR（inflation，RR，GZ，M2）

其中，inflation為本國居民消費物價指數的同比增速，用來反映通貨膨脹，RR為利率， M2為貨幣供應量，GZ為消除價格因素后的工業增加值同比增速，用來反映產出。

2.數據處理

首先，由于運用VAR模型的前提條件為數據之間不存在同期影響，我們在對早期（1996-2004）的檢驗采用經過季節調整的月度數據

3.實證分析

（1）平穩性檢驗。首先對這些數據進行平穩性檢驗，在滯后期的選擇上參照AIC和SC值。從表2的檢驗結果可知，工業增加值同比增速和M2同比增速在1%的顯著性水平上都不是平穩的，但其一階差分序列平穩，說明它們都是I（1）序列。

（2）脈沖響應分析。進行脈沖響應分析首先要保證VAR是穩定的。通過檢驗單位根的倒數是否在一個單位圓內來反映VAR是否是穩定的。從圖1可以看出，該VAR是穩定的。

通過Eviews7.0，我們讓廣義貨幣量同比增速（M2）出現一個標準差正向變化。圖2和圖3分別展示了工業增加值同比增速和通貨膨脹，因貨幣量的正向變化而產生的動態變化過程。

從脈沖響應函數來看，貨幣量M2的正向調整對工業增加值（產出）和通貨膨脹具有顯著促進作用。分開來看，M2同比增速的一個正向沖擊，工業增加值同比增速最高增加0.4%，從3月份達到最高峰之后下降，直到20個月這種影響消失為0。而通貨膨脹最高增加1.2%附近，在沖擊發生后5個月達到最高峰，隨后下降，直到40個月以后M2的正向沖擊的影響才變得十分微弱。

（二） 2005-2014年貨幣政策有效性的檢驗

相比1996-2004年，2005-2014年中國的資本市場不僅從規模上還是從結構上都有大幅發展。因此，可以認為，在這一階段，整體經濟的貨幣需求函數中投機需求的比重越來越大，因此根據理論預測，貨幣量的調節對經濟的影響要減小。

1.建立VAR模型

類似地，我們同樣建立如下VAR模型：

VAR=VAR（inflation，RR，GZ，M2）

各變量的含義及其來源見表1。由于運用VAR模型的前提條件為數據之間不存在同期影響，若采用季度或者年度數據就很難排除這種同期關系；所以我們仍然選取從2005年1月到2014年12月的月度數據。并且對所有月度數據進行季節調整。

2.實證分析

（1）單位根檢驗 。首先對這些數據進行平穩性檢驗，在滯后期的選擇上參照AIC和SC值。從表3的檢驗結果可知，4個數據在1%的顯著性水平上都不是平穩的，但其一階差分序列平穩，說明它們都是I（1）序列。

（2）脈沖響應分析。進行脈沖響應分析首先要保證VAR是穩定的。通過檢驗單位根的倒數是否在一個單位圓內來反映VAR是否是穩定的。

從圖4可以看出，該VAR是穩定的。

類似的，通過Eviews7.0，我們讓廣義貨幣量同比增速（M2）出現一個標準差正向變化。圖5和圖6分別反映了工業增加值同比增速和通貨膨脹，因貨幣量的正向變化而產生的動態變化過程。

可見，來自M2的正向沖擊仍然對產出和通脹有正向影響。M2的正向沖擊會增加工業增加值的增長速度，沖擊來臨之后3個月左右，工業增加值的增長速度增加到最高至3%附近，隨后開始快速收斂0，正向沖擊影響的持續時間大概為10個月左右。

而對于通脹而言，M2的正向沖擊首先會提高通脹增速大概0.1%（2個月左右），隨后影響就快速下降，正向沖擊影響的持續時間大概為8個月左右。

相比較而言，在2005-2014年這一區間內，M2的正向沖擊雖然對工業增加值和通貨膨脹都有正的影響，但是不管是影響大小還是影響的持續期都比前一時期（1996-2004年）要小。其中影響的持續期只是1996-2004年間的一半左右。可見，貨幣政策的有效性在下降。

四、結論

本文從發展中國家尤其是轉型經濟體的經濟現實出發，基于凱恩斯的流動性偏好理論，討論了轉型經濟的貨幣政策的有效性。研究認為，在證券市場極度不完善的發展中國家，貨幣需求的利率彈性非常小，而貨幣供給的調整則對產出具有明顯而直接的影響；隨著證券市場的逐步完善，貨幣需求的利率彈性開始變大，貨幣供給的變化對產出和價格水平的影響變弱。因此，本文對于我國貨幣供給與產出，貨幣供給與通脹關系的弱化提出了一種解釋。

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Abstract：The money demand function is incomplete in developing countries with undeveloped security market， and the developing countries lack of speculation demand for money，at this time the regulation of money supply has direct and significant effect on output； with the development of the security market， the interest rate elasticity of money demand became larger so that the monetary policy can play a less important role in influencing real economy. Finally， this paper constructs an empirical analysis model of VAR based on the macro data of China， and the empirical results support the theory.

Key words：economic transition； interest rate elasticity of money demand； monetary policy

（責任編輯：李江）