中國貨幣長期中性實證研究

中國貨幣長期中性實證研究

一、引言關(guān)于貨幣是否為中性的討論可以追溯到18世紀，休謨等經(jīng)濟學(xué)家提出將所有的經(jīng)濟變量分為兩類：第一類由按貨幣單位衡量的名義變量組成；第二類由按實物單位衡量的實際變量組成，即所謂古典二分法。貨幣供給變動只影響名義變量，不影響實際變量，所帶來的僅是名義價格水平的變動，貨幣為一個外生變量，這稱之為貨幣中性(monetaryneutrality)[1]。根據(jù)費雪的交易方程式MV=PY，當貨幣流通速度V和國民收入Y保持不變時，貨幣供應(yīng)量M的變化完全體現(xiàn)在價格水平P之中，貨幣理論的前提是市場機制使實際資源配置達到瓦爾拉斯均衡狀態(tài)，在此狀態(tài)下，一切行為主體都能掌握充分信息從而達到理性預(yù)期，單純的貨幣政策對經(jīng)濟整體的均衡是沒有任何作用的，因而貨幣是中性的[2]。相反，貨幣非中性是指貨幣供應(yīng)量的變動可以影響實際變量，并通過貨幣傳導(dǎo)機制的作用，使得擴張或收縮的貨幣影響實際生產(chǎn)領(lǐng)域，從而造成實際產(chǎn)出的波動。凱恩斯在《就業(yè)、利息與貨幣通論》中討論了貨幣的重要性，由于有效需求不足的存在，經(jīng)濟通常會達到非充分就業(yè)下的均衡，此時均衡水平低于充分就業(yè)下的均衡產(chǎn)出水平，如果通過降低利率而刺激有效需求，需求的擴大將會帶來產(chǎn)出的增加，此狀態(tài)下貨幣是非中性的[3]。盡管在經(jīng)濟理論中，貨幣的長期中性往往被假設(shè)是成立的，而在實證研究中，其結(jié)果卻并非這么簡單。人們一直試圖檢驗貨幣的長期中性，如果貨幣是非中性的，央行就可通過貨幣政策來影響實際產(chǎn)出；如果相反，那么試圖通過貨幣供給來增加實際產(chǎn)出，其結(jié)果只能造成價格水平的波動。在20世紀60年代，檢驗貨幣長期中性的方法由簡單的回歸方程構(gòu)成，并沒有考慮任何時間序列數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特性。‘Sargent[4]和Lucas[5]質(zhì)疑該方法并沒有考慮貨幣存量是否受到一個隨機趨勢的影響，即沒有考慮單位根的存在，而這種情形下是無法檢驗貨幣長期中性的。為解決隨機趨勢影響的問題，F(xiàn)isher和Seater提出一個二元結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型來檢驗貨幣的長期中性，認為只有當名義貨幣存量和真實產(chǎn)出變量至少為一階單整時才能進行貨幣的長期中性檢驗[6]。國內(nèi)也有很多關(guān)于貨幣中性的研究：陸軍和舒元使用Granger因果檢驗及Fisher和Seater方法得到中國貨幣長期中性的結(jié)論[7]；錢士春利用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型分析1962-2002年度數(shù)據(jù)，認為貨幣供應(yīng)對實際產(chǎn)出增長有正向作用，因而是非中性的[8]；楚爾鳴和喻多嬌針對1996-2008年的季度數(shù)據(jù)使用誤差修正模型、脈沖分析及方差分解，認為我國貨幣在短期及長期內(nèi)均呈現(xiàn)非中性[9]。鑒于近年貨幣政策在中國宏觀經(jīng)濟運行中的重要性，本文將系統(tǒng)地使用Fisher和Seater的方法，利用最新數(shù)據(jù)，對中國貨幣的長期中性進行再檢驗，并對使用該方法所需滿足的前提進行嚴謹?shù)尿炞C，以保證結(jié)論的可靠性，國內(nèi)的相關(guān)研究很少對估計方法的適用性進行細致的討論。所選用的樣本是1997年第1季度—2009年第4季度，中國名義貨幣供應(yīng)量M2及實際GDP數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《中國人民銀行統(tǒng)計季報》，我們利用季報公布的GDP增長率將名義GDP轉(zhuǎn)化為以1997年1季度為基期的實際GDP，實際GDP和M2數(shù)據(jù)都經(jīng)過了X-11季節(jié)調(diào)整，并取對數(shù)后分別記作LRY及LNM。二、Fisher和Seater的貨幣長期中性檢驗?zāi)Ｐ虵isher和Seater假設(shè)貨幣供給與實際產(chǎn)出之間的關(guān)系可以表示為一個平穩(wěn)的、可逆的二元向量自回歸(VAR)模型。變量LN和LR，分別為名義貨幣供給和實際產(chǎn)出的自然對數(shù)，模型設(shè)定如下：三、單位根檢驗在這里我們要討論時間序列的統(tǒng)計特性。在使用前面討論的方法檢驗貨幣長期中性之前，必須要明確名義貨幣和實際GDP的單整階數(shù)。然而單位根檢驗統(tǒng)計量具有低勢的特征，不同的檢驗方法或選擇不同的滯后階數(shù)也能得到不同的結(jié)果。因此，研究者通常采用多種檢驗過程來確定單整階數(shù)。四種常用的單位根檢驗方法包括：(1)ADF檢驗，這是最廣泛使用的一種方法；(2)DF-GLS檢驗；(3)PP檢驗；(4)KPSS檢驗。ADF檢驗、DF-GLS和PP檢驗的零假設(shè)為變量存在單位根，而KPSS檢驗的零假設(shè)為序列是平穩(wěn)的。我們將給出這四種單位根檢驗方法的結(jié)果，并期望得到一致的結(jié)論。通過AIC、BIC和SIC準則，選擇最大滯后階數(shù)為8。在進行上述檢驗之前，首先繪制變量關(guān)于時間維數(shù)的散點圖，以確定序列中是否存在趨勢變動。這一步是非常必要的，因為單位根檢驗的臨界值依賴于樣本容量和是否包含常數(shù)項及時間趨勢。以時間為橫軸對所有數(shù)據(jù)作圖(見圖1)。通過觀察圖1，可以清楚地發(fā)現(xiàn)LRY和LNM都是具有趨勢變動，但很難判斷趨勢是否為線性。為了檢驗是否存在二次趨勢我們對變量的一階差分使用包含常數(shù)項和時間趨勢的ADF檢驗。①圖1LRY和LNM時間趨勢圖表1給出了對變量一階差分進行ADF檢驗的結(jié)果，可以看到t統(tǒng)計量非常顯著，即認為存在線性趨勢。在識別出每個時間序列的一階差分都包含一個線性趨勢后，我們應(yīng)用DF-GLS和PP檢驗，零假設(shè)為存在一個帶漂移的單位根，備擇假設(shè)是一個包含線性時間趨勢的平穩(wěn)時間序列。結(jié)果顯示所有變量的一階差分DF-GLS和PP檢驗都拒絕了零假設(shè)。之后對DLNM、DLRY應(yīng)用KPSS檢驗，零假設(shè)為序列是帶線性趨勢的平穩(wěn)過程，結(jié)果顯示不能拒絕零假設(shè)。表1給出了ADF、DF-GLS、PP、KPSS檢驗的結(jié)果。根據(jù)ADF、DF-GLS、PP和KPSS檢驗的結(jié)果推出DLNM、DLRY是帶線性趨勢的平穩(wěn)過程。這意味著水平變量LNM、LRY包含有二次趨勢。下一步則是要檢驗LNM、LRY是平穩(wěn)的或非平穩(wěn)的包含二次趨勢的變量。由于上述單位根檢驗的臨界值對于存在二次趨勢的情形不適用，本文采用另一種方法。Johansen的協(xié)整檢驗方法討論了時間序列變量的線性組合是平穩(wěn)的或非平穩(wěn)的包含二次時間趨勢的過程。由于Johansen的檢驗方法基于協(xié)整矩陣的秩，這一方法也可以檢驗單變量是否為平穩(wěn)過程。如果一個時間序列變量顯示出與一個二次時間趨勢是非協(xié)整的，則可以得到這個序列是非平穩(wěn)的包含二次時間趨勢的過程[10]。Rahman等在研究日本貨幣長期中性時也使用了這種方法[11]。我們對每個水平變量應(yīng)用Johansen的方法，零假設(shè)為包含二次趨勢的非平穩(wěn)過程。結(jié)果在表2中顯示，可以看出LRY和LNM都無法拒絕不存在協(xié)整的零假設(shè)，因此均為包含二次趨勢的非平穩(wěn)時間序列。四、貨幣長期中性的實證檢驗貨幣的外生性通常是指貨幣供給受約束于貨幣當局政策及操作手段，而并非經(jīng)濟運行中諸變量的變化，雖然關(guān)于貨幣是否具有外生性存在較大爭議，但西方主流貨幣經(jīng)濟理論仍堅持貨幣供應(yīng)量為外生變量。對于中國市場，根據(jù)王晗[12]的分析，自1995年頒布《中國人民銀行法》以來，中國人民銀行不再向中央政府透支，央行基礎(chǔ)貨幣的被動投放主要集中在對政策性銀行和外匯占款上，而公開市場業(yè)務(wù)成為央行基礎(chǔ)貨幣主動性投放的主要渠道，且2000年后我國貨幣市場的快速發(fā)展，也使得央行控制基礎(chǔ)貨幣的能力顯著提高，基礎(chǔ)貨幣表現(xiàn)為外生變量。而1998年后，由于法定準備金率下調(diào)使得貨幣乘數(shù)效應(yīng)明顯放大，綜合上述因素，從1998年以后我國貨幣供應(yīng)量表現(xiàn)為外生變量。因此，本文中我們認為1997年第1季度-2009年第4季度中國的貨幣供給是外生的，符合Fisher和Seater方法之應(yīng)用前提。前面已經(jīng)指出名義貨幣供給LNM和實際產(chǎn)出LRY都是一階單整的，且認為所研究樣本區(qū)間內(nèi)貨幣供給是外生的，這兩個條件對研究貨幣長期中性是不可缺少的。下面將討論1997年第1季度—2009年第4季度區(qū)間內(nèi)中國貨幣的長期中性問題。Fisher-Seater的回歸方程如下：由表3可以看出，在k值較小時，b的值接近于0，且t值很不顯著，隨著k值的增大b逐漸增大，t值越來越顯著，當k=20時，b值為0.84，相應(yīng)的t值為5.32，顯著不為零。由此可見，樣本的長期導(dǎo)數(shù)隨著滯后階數(shù)k的增加而呈現(xiàn)發(fā)散趨勢，我們可以拒絕貨幣長期中性的假設(shè)，認為在1997-2009年這一區(qū)間內(nèi)，中國貨幣呈現(xiàn)長期非中性。圖2給出了估計系數(shù)相對于滯后階數(shù)k的折線圖。圖2關(guān)于滯后階數(shù)k的折線圖五、結(jié)論本文的實證結(jié)果顯示，我國貨幣長期呈現(xiàn)非中性。這一現(xiàn)象與樣本期間內(nèi)我國貨幣政策的取向密不可分?？紤]到1997亞洲金融危機及我國國內(nèi)金融風險影響同時存在的現(xiàn)狀，中國人民銀行提出實施穩(wěn)健的貨幣政策[13]。穩(wěn)健的貨幣政策包括適當增加貨幣供應(yīng)量、引導(dǎo)商業(yè)銀行調(diào)整貸款結(jié)構(gòu)、維護人民幣匯率穩(wěn)定、疏導(dǎo)貨幣政策傳導(dǎo)機制等內(nèi)容。近年的實踐證明，實行穩(wěn)健的貨幣政策是一項正確的宏觀決策[14]。從經(jīng)濟運行結(jié)果來看，1998-2007年，我國宏觀經(jīng)濟呈現(xiàn)了高增長、低通脹的理想走勢。2008年世界金融危機后，央行堅持實行適度寬松的貨幣政策，這一政策對遏制2009年初的通貨緊縮預(yù)期也發(fā)揮了關(guān)鍵性作用[15]。由此可知，1997年以來，央行所實行的貨幣政策都是有效的，這與本文的實證結(jié)果也是一致