貨幣中性或非中性-基于貨幣供應(yīng)量與利率的協(xié)整分析

1、貨幣中性或非中性基于貨幣供給量與利率的協(xié)整分析論文摘要：國內(nèi)的大多研究說明，貨幣在我國呈現(xiàn)非中性，而這些研究多數(shù)集中于貨幣增長與經(jīng)濟增長或物價水平之間的相關(guān)關(guān)系，而對利率的研究較少。本文在對貨幣供給量與利率之間的關(guān)系進行協(xié)整關(guān)系檢驗根底上對二者進行格蘭杰因果檢驗分析，實證得出我國貨幣供給量的變化不是利率變化和物價變化的格蘭杰原因，而物價變化是利率變化的格蘭杰原因。論文關(guān)鍵詞：貨幣供給,利率,協(xié)整檢驗,格蘭杰因果檢驗一、引言關(guān)于貨幣性質(zhì)的研究由來已久，20世紀(jì)30年代凱恩斯革命以來，貨幣政策為金融宏觀調(diào)控工具正式上歷史舞臺。對于貨幣的性質(zhì)，經(jīng)濟學(xué)界一直爭論不休。凱恩斯學(xué)派重視貨幣政策的作用，認為

2、貨幣供給量的變化可以引起利率的變化，從而影響投資和實際產(chǎn)出，主張相機抉擇;。而在凱恩斯主義之前，古典主義認為貨幣只是罩在實物經(jīng)濟上的一層面紗;，后來的貨幣主義學(xué)也認為貨幣供給的增長只會引起物價水平的同比例增加，主張單一規(guī)那么;。隨著經(jīng)濟研方法的不斷開展，關(guān)于貨幣是否中性，經(jīng)濟學(xué)界進行了大量的實證檢驗，我國學(xué)者也不例外。然而我國學(xué)者研究多數(shù)集中在貨幣增長與經(jīng)濟增長或物價水平之間的相關(guān)關(guān)系，而對利率的研究較少。本文將著重對貨幣供給量與利率之間的關(guān)系進行協(xié)整關(guān)系檢驗，貨幣供給量的變化對利率的影響正是凱恩斯貨幣政策有效性的理論根底。一貨幣中性的定義及研究角度關(guān)于貨幣中性的含義,有的學(xué)者認為,貨幣政策的

3、有效性問題在西方被稱為貨幣中性,即貨幣政策能否影響產(chǎn)出等真實經(jīng)濟變量，它指的是影響;，與能否促進經(jīng)濟增長并無必然聯(lián)系?！?】這種認識是有失偏頗的的，因為貨幣政策主要包括央行調(diào)整貨幣供給量和利率兩個方面。關(guān)于貨幣中性，根據(jù)盧卡斯的定義，貨幣中性;是指貨幣因素在長期中不會對實質(zhì)性經(jīng)濟變量(如就業(yè)、實際收入和產(chǎn)出等)產(chǎn)生影響。此外,英國著名貨幣理論家勞倫斯哈里斯LaurenceHarris曾經(jīng)給出一個標(biāo)準(zhǔn)的定義：如果在名義貨幣供給變動所引起的最初均衡破壞之后,新的均衡是在所有的實際變量的數(shù)值和貨幣供給變動之前相同時而到達，貨幣就是中性的。當(dāng)模型不能滿足這些條件時，貨幣就是非中性的。;【2】通過這個定

4、義,我們可以得出,判斷貨幣是不是中性的標(biāo)準(zhǔn)是:根據(jù)名義貨幣供給的變化是否會引起均衡的相對價格和利率的變動。由于利率是凱恩斯理論中貨幣影響實體經(jīng)濟的橋梁，因此本文著重對貨幣供給與利率之間的關(guān)系進行分析。二貨幣中性的研究文獻綜述1、關(guān)于貨幣性質(zhì)的理論分析綜述在西方經(jīng)濟學(xué)界貨幣理論開展的根底上，我國學(xué)者根據(jù)我國的實際情況對貨幣供給量與實體經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了研究。厲以寧1991、袁志剛1993分析了轉(zhuǎn)型過程中中國經(jīng)濟非均衡運行的特點，由于不存在完善的市場，不存在靈敏的價格體系，所以在短期內(nèi)需求管理的擴張政策可能是有效的。陳學(xué)斌1998認為中央銀行對當(dāng)前經(jīng)濟運行狀況的了解比公眾更具信息有事，使得中

5、央銀行可以利用其信息優(yōu)勢來刺激經(jīng)濟增長。曾令華2000認為，所有論證貨幣中性的學(xué)派都是在充分就業(yè)的水平上論證的，這一含義使得貨幣長期中性這一概念沒有多少實際意義?！?】汪紅駒2003認為，中國在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中也表現(xiàn)了貨幣長期中性和短期非中性的特點。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期使價格和工資粘性的因素成為暫時的，價格和工資粘性具有下降的趨勢。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期以后，市場化程度提高，貨幣供給的一次性增加，只能在價格和工資粘性的假定下暫時改變企業(yè)和工人的決策和行為，導(dǎo)致實際產(chǎn)出暫時增加，而在長期，價格和工資會逐步調(diào)整，當(dāng)價格和工資上漲因素吸收了因貨幣供給增加產(chǎn)生的總需求沖擊以后，實際產(chǎn)出將回落，經(jīng)濟會回到潛在產(chǎn)出增長的趨勢。;【4

6、】劉金全2004認為，貨幣供給增長率與同伙膨脹之間不僅存在長期均衡關(guān)系，也存在短期修正機制，兩者之間的影響關(guān)系依賴總供給與總需求之間的相互制約?！?】趙春玲2005等認為，只要市場存在不完全性，價格存在剛性，貨幣政策并不是的，而是有效的?！?】2、關(guān)于貨幣性質(zhì)的實證研究綜述西方經(jīng)濟學(xué)者從實證分析的角度對貨幣中性與否進行了大量的研究，對貨幣供給與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系同樣存在著爭論。弗里德曼和施瓦茨1963通過對美國自1867年的近百年數(shù)據(jù)進行實證分析以及托賓1970通過實證研究法發(fā)現(xiàn)，貨幣供給量的變化對短期產(chǎn)出的波動會產(chǎn)生影響。而斯姆斯Sims，1972)第一次在貨幣的實際效應(yīng)爭論中引入了Gran

7、ger因果檢驗，發(fā)現(xiàn)美國的數(shù)據(jù)明顯說明貨幣是引起名義GDP的Granger原因，貨幣的歷史行為有助于預(yù)測未來的國民生產(chǎn)總值。而巴羅Barro,1978的實證分析那么說明，預(yù)期的貨幣增長對產(chǎn)出具有中性，這符合理性預(yù)期學(xué)派的貨幣中性觀點。隨后，米什金Mishkin對巴羅觀點予以修正，指出在實際分析的過程中，巴羅在建立季度模型滯后階數(shù)上只選取了8階滯后，而事實上17階滯后系數(shù)在統(tǒng)計上仍有意義，因此人們對其結(jié)論產(chǎn)生疑心，但有人對米什金的結(jié)論予以重新估計，結(jié)論具有不穩(wěn)定性，且再一次得出預(yù)期貨幣供給對產(chǎn)出具有中性的觀點。后來，KormendiMeguire1984通過對50個國家的實證研究以及Bosche

8、nMills(1995)通過對美國的實證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供給量對實際產(chǎn)出不會產(chǎn)生影響。再者，McCandlesWeb(1995)通過對110個國家、30年期間的數(shù)據(jù)進行分析得出兩個主要結(jié)論：a通脹與貨幣供給增長率的相關(guān)系數(shù)幾乎為1；b在通脹或貨幣與實際產(chǎn)出的增長率之間沒有相關(guān)。但Lucas對此評論為：有多少經(jīng)濟理論能取得這樣的實證成功呢？;Cover1992通過考察美國戰(zhàn)后的季度數(shù)據(jù)得出結(jié)論，正的貨幣沖擊對產(chǎn)出增加幾乎沒有作用，而負的貨幣沖擊對產(chǎn)出那么有明顯的減少作用。Karras1996利用戰(zhàn)后歐洲國家的年度數(shù)據(jù)不僅得到了上述類似的結(jié)論，而且發(fā)現(xiàn)利率政策的效用也具有非對稱性：利率增加，產(chǎn)出減少

9、；而利率減少，那么幾乎很難觀測到產(chǎn)出增加的效果。在西方學(xué)者通過實證研究取得大量成果的同時，我國學(xué)者也對我國國內(nèi)的貨幣政策與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了大量的實證研究。曾令華2000通過對1987-1999年中國的樣本數(shù)據(jù)進行計量，得出我國名義經(jīng)濟增長與M1、M2的增長率有顯著的線性相關(guān)關(guān)系，實際經(jīng)濟增長率也是隨著貨幣增幅的變化而變化的。黃先開、鄧述慧2000采用普通最小二乘法，利用我故改革開放以來的季度數(shù)據(jù)，分析得出，我國不管是預(yù)期的貨幣供給沖擊，還是非預(yù)期的貨幣供給沖擊對產(chǎn)出的影響根本上都是顯著的，說明貨幣供給在推動我國經(jīng)濟的運行中存在關(guān)鍵的作用?！?】汪紅駒2002應(yīng)用誤差修正模型估計中國19

10、79-2000年間的貨幣需求函數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實際余額與實際GDP和一年期存款利率存在協(xié)整關(guān)系，M2與實際GDP和1年期存款利率以及通貨膨脹率存在協(xié)整關(guān)系。劉霖、靳云匯2005用協(xié)整和向量自回歸模型分析得出，經(jīng)濟增長率、M2增長率、貸款余額增長率、物價之間存在協(xié)整關(guān)系，得出短期內(nèi)貨幣供給擴張可以刺激經(jīng)濟增長，,而通貨膨脹對經(jīng)濟增長的短期作用不明確。從以上的文獻研究可以看出，經(jīng)濟學(xué)界對于貨幣供給與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系的實證研究結(jié)論差異很大?？傮w看來，西方學(xué)者通過研究得出的結(jié)論主要表現(xiàn)為貨幣供給與經(jīng)濟增長之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。而中國的學(xué)者基于中國的實際情況得出，貨幣供給與實際經(jīng)濟增長之間存在著正向的

11、相關(guān)關(guān)系，且研究的切入點多數(shù)集中在貨幣供給與GDP增長率以及貨幣供給與物價之間的關(guān)系，而對作為凱恩斯主義中聯(lián)系貨幣與實際經(jīng)濟的橋梁利率與貨幣供給之間的關(guān)系研究較少，筆者認為主要原因在于我國利率市場化程度較低。但是隨著貨幣市場的開展，銀行間同業(yè)拆借利率逐漸被學(xué)者認為是最市場化的利率，而且中國人民銀行決定從1996年6月1日起，已經(jīng)取消銀行間同業(yè)拆借利率的上限限制，因此利用我國同業(yè)拆借利率來研究利率與貨幣供給之間的關(guān)系就具有可行性。本文利用2000-2021年的月度數(shù)據(jù)共106個樣本數(shù)據(jù)進行分析，包括歷年的貨幣供給量M2，銀行同業(yè)拆借利率由于貨幣供給量數(shù)據(jù)為按月統(tǒng)計，應(yīng)選用交易期限為30天的加權(quán)平

12、均利率，居民消費價格指數(shù)，數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)應(yīng)用系統(tǒng)。二、時間序列數(shù)據(jù)的單位根及相互之間的協(xié)整關(guān)系檢驗一各時間序列數(shù)據(jù)的單位根檢驗為減少數(shù)據(jù)處理過程中可能產(chǎn)生的誤差，我們首先對貨幣供給量M2進行指數(shù)化。以2000年1月為基期，取值100，然后將各年數(shù)據(jù)進行同比例變化。貨幣供給量指數(shù)、銀行同業(yè)拆借利率、居民消費價格指數(shù)分別用m2、i、p表示。同時為使模型的設(shè)定更合理并減少或消除潛在的異方差問題，對各個指數(shù)分別取自然對數(shù)，下面均以這些對數(shù)值為根底，相應(yīng)用lnm2、lni、lnp、表示。其一階差分分別表示貨幣供給變化率、利率變化率、通貨膨脹率，分別用lnm2、lni和lnp表示。我們采用ADF

13、方法來對四個指數(shù)分別進行單位根檢驗，確定滯后階數(shù)根據(jù)AIC準(zhǔn)那么。根據(jù)檢驗由AIC準(zhǔn)那么得出，滯后階數(shù)采取3階最為恰當(dāng)。檢驗單位跟的具體方式為：先進行ADF模型三的檢驗：即：在3階滯后以及一階差分的條件下，檢驗結(jié)果如下表所示：表-1時間序列的單位根檢驗結(jié)果 lnm2 ADF Test Statistic -6.752846 1% Critical Value* -4.0512 5% Critical Value -3.4543 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Variable Coef

14、ficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNM2(-1) -1.830957 0.271139 -6.752846 0.0000 lni ADF Test Statistic -5.513213 1% Critical Value* -4.0512 5% Critical Value -3.4543 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNI(-1)

15、 -1.434763 0.260241 -5.513213 0.0000 lnp ADF Test Statistic -5.811967 1% Critical Value* -4.0512 5% Critical Value -3.4543 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNP(-1) -1.135627 0.195395 -5.811967 0.0000 由表-1可以看出對于

16、lnm2、lni以及l(fā)np這三個數(shù)列，在3階滯后的條件下，均服從I1過程，即在一階差分條件下不存在單位根，呈現(xiàn)平穩(wěn)性。二協(xié)整關(guān)系的檢驗與估計通過上述檢驗我們得出lnm2、lni以及l(fā)np符合I1過程，那么他們之間的協(xié)整關(guān)系如何呢？因此我們對三者進行協(xié)整關(guān)系檢驗。檢驗方法采取Johansen檢驗。依據(jù)AIC及SBC信息準(zhǔn)那么，將VAR模型中自回歸階數(shù)確定為3，檢驗結(jié)果如下：表-2協(xié)整關(guān)系檢驗 Series： LNI LNM2 LNP Hypothesized No of CE(s) Eigen value Trace Statistic 5 Percent Critical Value 1 Pe

17、rcent Critical Value None 0.20 29.51 29.68 35.65 At most 1 0.07 7.41 15.41 20.04 At most 2 1.03E-06 1.04E-04 3.76 6.65 *(*) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level Trace test indicates no co-integration at both 5% and 1% levels 表2說明即使在5%的顯著水平下，三者之間不存在協(xié)整關(guān)系，即；lnm2、lnp、lni三個經(jīng)濟變量之間不存在長期均

18、衡關(guān)系。但是考慮到m2表示各月末貨幣供給量余額，總體而言呈逐月上升的趨勢，而居民消費者指數(shù)和同業(yè)拆借利率那么呈隨機變化趨勢，因此我們不妨考慮將三者一階差分，然后考察貨幣供給變化率、同業(yè)拆借利率變化率以及通貨膨脹率變化之間的關(guān)系。由于lnm2、lni和lnp均符合I0過程，因此可將三者即進行協(xié)整檢驗，檢驗方法仍采用Johansen檢驗。檢驗結(jié)果如下：表-3LNI-LNM2-LNP協(xié)整關(guān)系檢驗 Series： LNI LNM2 LNP Hypothesized No. of CE(s) Eigen value Trace Statistic 5 Percent Critical Value 1 P

19、ercent Critical Value None * 0.27 76.46 29.68 35.65 At most 1 * 0.25 44.40 15.41 20.04 At most 2 * 0.15 16.12 3.76 6.65 *(*) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level Trace test indicates 3 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels 表3說明不管是在5%的顯著水平下還是在1%的顯著水平下，LNI、LNM2、LNP三者之間存

20、在3個協(xié)整關(guān)系，即三個經(jīng)濟變量相互之間存在長期的均衡關(guān)系。在貨幣供給量變化率與利率變化率之間存在協(xié)整關(guān)系的條件下，將二者進行格蘭杰因果關(guān)系分析，結(jié)果如下：表-4格蘭杰因果檢驗結(jié)果 滯后長度 格蘭杰因果性 F值 F的P值 1 貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的格蘭杰原因 3.32809 0.00028 0.07106 0.98659 2 貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的格蘭杰原因 2.47976 1.63655 0.08901 0.19993 3 貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的

21、格蘭杰原因 1.90505 0.91502 0.13400 0.43679 4 貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的格蘭杰原因 1.58707 0.70964 0.18436 0.58739 表4給出了取1-4階滯后的檢驗結(jié)果，可以看出隨著滯后階數(shù)的增加，拒絕貨幣供給變化率是利率變化原因的概率變大，而且根參考ACI準(zhǔn)那么，在一階滯后的條件下ACI值較小。因此我們可以得出，在一階滯后以及10%的顯著水平下，貨幣供給變化率是利率變化的格蘭杰原因，而拒絕利率變化是貨幣供給變化的格蘭杰原因。同時對貨幣供給變化率與通貨膨脹率之間的格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)，兩者之間均不是彼此

22、變化的格蘭杰原因。但是，利率變化率與通貨膨脹率之間的檢驗結(jié)果是，在一階或者二階滯后的條件下，即使在1%的顯著水平下，通貨膨脹率是利率變化率的格蘭杰原因，而接受利率變化率不是通貨膨脹率的格蘭杰原因的概率到達70%以上。表-5利率變化率與通貨膨脹率之間的格蘭杰因果分析 Pair wise Granger Causality Tests Lags: 2 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability LNP does not Granger Cause CFLNI 103 7.15336 0.00126 LNI does not Granger Cause

23、CFLNP 0.06545 0.93669 三、結(jié)果分析根據(jù)以上的實證分析發(fā)現(xiàn)，貨幣供給量與銀行同業(yè)拆借利率以及居民消費物價指數(shù)三者之間不存在長期的協(xié)整均衡關(guān)系。而貨幣供給量的變化率、利率變化率以及通貨膨脹率之間存在長期的均衡關(guān)系，而且在10%的顯著水平以及一階滯后的條件下，貨幣供給變化率以及通貨膨脹率是利率變化的格蘭杰原因。而且從利率與物價指數(shù)之間的走勢看，利率與物價指數(shù)之間呈正相關(guān)關(guān)系，而貨幣供給的變化與利率變化之間沒有明顯的變化規(guī)律。從格蘭杰因果檢驗得出，利率變化是由于貨幣供給變化導(dǎo)致的概率在90%左右，而且從直觀的相關(guān)關(guān)系圖分析，二者之間不存在明顯的相關(guān)關(guān)系，因此就我國實際情況而言，控

24、制貨幣供給量不能夠有效調(diào)節(jié)市場利率。也就是說，從實際分析結(jié)果來看，基于凱恩斯關(guān)于利率是連接貨幣市場與商品市場的中介的觀點出發(fā)，貨幣非中性的證據(jù)不充分。另外，由分析結(jié)果得出，通貨膨脹率是市場利率變化的原因之一，而利率的變化率卻不是通貨膨脹的格蘭杰原因，從這個結(jié)論可以得出，在我國通過調(diào)節(jié)市場利率來影響物價不一定能起到有效的作用。再者，從格蘭杰分析得出，即使在20%的顯著水平下，貨幣供給量變化率和通貨膨脹率均不是彼此的格蘭杰原因。但是由于選取的時間跨度相對于弗里德曼的幾十年;只能算是超;短期，而短期內(nèi)貨幣供給不能影響物價的變化是大多數(shù)經(jīng)濟學(xué)理論及實證研究的結(jié)果。圖-1利率與居民消費物價指數(shù)之間的關(guān)系總而言之，基于以上分析我們得出兩點結(jié)論：第一，控制貨幣供給量不能夠有效調(diào)節(jié)利率和物價的變化；第二，調(diào)節(jié)利率不能有效影響物價的變化。對于這些結(jié)果，我們給出以下幾點解釋：第一，我國貨幣供給量的變化在一定程度上是基于我國大量的對外貿(mào)易順差和資本流入所被動;調(diào)節(jié)的，而不是真正基于市場對貨幣供求的反響；第二，我國利率市場化