■ 李 菁 趙邦宏 教授（河北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院 河北保定 071000）

引言

2011年12月末，我國M2余額85.16萬億元，同比增長17.32%，GDP為47.16萬億元，同比增長9.2%。2012年央行將繼續(xù)保持穩(wěn)健的貨幣政策抑制通脹壓力，有學(xué)者呼吁緊縮貨幣應(yīng)適度，以免引發(fā)滯脹。學(xué)界關(guān)于貨幣供給和宏觀經(jīng)濟波動關(guān)系的爭論一直十分激烈，其本質(zhì)是貨幣金融與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系問題：一方面，貨幣供給是否影響宏觀經(jīng)濟波動，即貨幣中性問題；另一方面，宏觀經(jīng)濟波動是否影響貨幣供給，即貨幣內(nèi)生性問題。由于研究方法、數(shù)據(jù)定義等方面存在較大差異，特別是樣本時間區(qū)間不同，貨幣供給與經(jīng)濟產(chǎn)出本身在不同時期具有不同內(nèi)在聯(lián)系，結(jié)論有明顯分歧。所得到的實證研究結(jié)果可歸納為四類：一是貨幣非中性或短期非中性，例如弗里德曼和施瓦茨（1963）、Sims（1972）、Cover（1992）和孔丹鳳等（2007）。二是貨幣中性或長期中性，例如Sims（1980）、Free-man（1991）和劉斌（2001）。三是貨幣非內(nèi)生，例如姚遠(yuǎn)（2007）。四是貨幣內(nèi)生，例如陸軍和舒元（2002）、陸云航（2005）。所采用的實證方法可歸納為兩類：一是利用OLS進(jìn)行線性回歸，但無法發(fā)現(xiàn)變量間因果關(guān)系；二是利用Granger因果檢驗進(jìn)行研究，但很少涉及動態(tài)分析。具體處理中，普遍存在如下問題：第一，采用名義GDP，無法反映真實產(chǎn)出與貨幣供給的關(guān)系；第二，采用GDP和M2原始數(shù)據(jù)，但要考查的是GDP變化與M2變化的關(guān)系。

對貨幣中性和內(nèi)生性問題的不同認(rèn)識，將直接影響貨幣政策的制定和執(zhí)行。鑒于此，本文采用2003至2012年實際GDP季度同比增長率和廣義貨幣供應(yīng)量M2季度同比增長率的最新統(tǒng)計數(shù)據(jù)，應(yīng)用Granger因果檢驗考察變量間因果關(guān)系，利用脈沖響應(yīng)方法進(jìn)行變量間動態(tài)分析，實證研究我國貨幣中性和內(nèi)生性問題，以期揭示現(xiàn)階段貨幣增長率和產(chǎn)出增長率的關(guān)系。

貨幣因素影響宏觀經(jīng)濟的機制分析

傳統(tǒng)經(jīng)濟理論大多以貨幣供給外生性為前提：凱恩斯主義和貨幣主義認(rèn)為貨幣當(dāng)局能夠決定基礎(chǔ)貨幣，貨幣供給量是基礎(chǔ)貨幣量的穩(wěn)定函數(shù)，因而貨幣當(dāng)局控制貨幣供給。但貨幣外生性理論未被普遍接受：新劍橋?qū)W派文特勞布依工資定價原理，卡爾多從中央銀行作為最后貸款人職能角度，后凱恩斯學(xué)派格利等從金融創(chuàng)新和貨幣乘數(shù)角度分別說明貨幣供給具有內(nèi)生性。

根據(jù)米什金（1996）貨幣政策傳導(dǎo)機制理論，貨幣政策影響宏觀經(jīng)濟的渠道主要有以下四種：

第一，利率傳導(dǎo)渠道。以維克米爾的自然利率學(xué)說為基礎(chǔ)，凱恩斯提出利率傳導(dǎo)渠道理論，假設(shè)貨幣與其他金融資產(chǎn)完全替代且只有貨幣系統(tǒng)一種金融機構(gòu)，認(rèn)為利率是貨幣傳導(dǎo)機制核心，利率渠道是否通暢取決于貨幣需求的利率彈性、投資需求的利率彈性和投資乘數(shù)三個因素。傳導(dǎo)機制可表示為：Ms↑→r ↓→I ↑→Y↑。

第二，匯率傳導(dǎo)渠道。以浮動匯率制為前提，即在開放經(jīng)濟條件下，貨幣供應(yīng)量上升，實際利率下降，本幣需求減少，本幣貶值，凈出口上升，產(chǎn)出增加。

第三，股票市場傳導(dǎo)渠道。貨幣主義認(rèn)為股票價格通過托賓q理論和財富效應(yīng)兩種途徑作用于貨幣政策傳導(dǎo)。股票市場傳導(dǎo)渠道發(fā)揮作用以資本市場高度成熟為前提，在資本市場不發(fā)達(dá)國家，效應(yīng)不明顯。

第四，信貸傳導(dǎo)渠道。后凱恩斯主義認(rèn)為銀行貸款與其他金融資產(chǎn)不能完全替代，核心思想是只能通過銀行信貸滿足特定融資需求，貨幣當(dāng)局改變銀行貸款供給影響產(chǎn)出。信貸傳導(dǎo)機制有銀行借貸渠道和資產(chǎn)負(fù)債表渠道。銀行信貸渠道指貨幣當(dāng)局通過貨幣供給影響依賴銀行貸款企業(yè)投資，最終影響產(chǎn)出。資產(chǎn)負(fù)債表渠道是一種財富效應(yīng)，通過企業(yè)市值變化影響貸款供給，最終影響產(chǎn)出。另外在利率市場化國家，貨幣供應(yīng)量上升，名義利率下降，企業(yè)負(fù)擔(dān)減小，逆向選擇和道德風(fēng)險降低，銀行信貸增加，投資上升，產(chǎn)出增加。信貸傳導(dǎo)渠道主要受貨幣當(dāng)局控制基礎(chǔ)貨幣能力、商業(yè)銀行投放貸款意愿和投資需求的利率彈性影響。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

表2 VAR模型滯后階數(shù)的確定

表3 VAR模型平穩(wěn)性檢驗

由于我國利率仍未實現(xiàn)市場化，根據(jù)大多數(shù)學(xué)者做法，本文將采用貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)，應(yīng)用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)實證檢驗我國宏觀經(jīng)濟中貨幣因素的作用。

我國宏觀經(jīng)濟中貨幣因素的實證檢驗

（一）變量選取和數(shù)據(jù)說明

中國目前公布的貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計數(shù)據(jù)有M0（流通中現(xiàn)金），M1（狹義貨幣）和M2（廣義貨幣），由于M2包含的儲蓄存款等是投資資金重要來源，本文用廣義貨幣供應(yīng)量M2的增長率反應(yīng)貨幣供應(yīng)量增長情況，同時選取剔除價格因素影響的實際GDP增長率作為經(jīng)濟增長指標(biāo)。下文中使用M2和GDP分別代表上述兩個增長率。本文樣本范圍是2003年第一季度至2012年第二季度的季度數(shù)據(jù)，因為所有數(shù)據(jù)均為季度同比增長率，所以無需采用季節(jié)調(diào)整和對數(shù)化等數(shù)據(jù)處理方法。本文數(shù)據(jù)全部來源于中國人民銀行網(wǎng)站和中華人民共和國統(tǒng)計局網(wǎng)站。樣本總數(shù)為38個，分析軟件采用Eviews5.0。

（二）ADF單位根檢驗

VAR模型要求所使用的時間序列變量M2和GDP是平穩(wěn)的，而隨機擾動項常常因為存在序列相關(guān)不滿足白噪聲假設(shè)，故采用ADF方式檢驗其平穩(wěn)性，結(jié)果如表1所示。

由表1可以看出，GDP 和M2都是一階單整時間序列，即本身都是非平穩(wěn)時間序列，而一階差分后的d GDP 和d M2都是平穩(wěn)時間序列，滿足協(xié)整檢驗前提。

（三）VAR模型滯后階數(shù)的確定及其平穩(wěn)性檢驗

滯后階數(shù)的選擇可能影響 VAR 模型估計結(jié)果。滯后期過小，可能導(dǎo)致誤差項存在嚴(yán)重序列相關(guān)，滯后期過大，則會影響自由度。本文采用LR檢驗、AIC信息準(zhǔn)則和SC信息準(zhǔn)則等確定其滯后階數(shù)，結(jié)果如表2所示，因而建立 VAR(1) 模型。

VAR 模型的穩(wěn)定性是模型適用的前提，脈沖響應(yīng)和方差分解的基礎(chǔ)是VAR模型具有平穩(wěn)性，本文通過AR根表對模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表3所示，特征值的模都在單位圓內(nèi)，可見VAR（1）模型是平穩(wěn)的。

（四）協(xié)整關(guān)系檢驗

由于一階差分后的d GDP 和d M2都是平穩(wěn)時間序列，因而可以利用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗。第一步，得到E-G協(xié)整方程，即以M2為自變量，GDP為因變量，利用OLS進(jìn)行回歸，得到殘差序列估計值；第二步，用ADF對回歸殘差序列估計值進(jìn)行單位根檢驗，以確定其有無長期關(guān)系，得到T檢驗值為-3.439938，5%和10%顯著水平下相應(yīng)臨界值分別為-3.540328和-3.202445， T檢驗值小于在10%的顯著水平下的臨界值，檢驗結(jié)果表明，GDP與M2之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（五）Granger因果檢驗

協(xié)整關(guān)系只能表明GDP與M2之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但不能判斷影響的方向。Granger因果檢驗可以檢驗M2增長率是否是GDP增長率的Granger原因（即貨幣是否中性）和GDP增長率是否是M2增長率的Granger原因（即貨幣是否內(nèi)生）。本文Granger因果檢驗結(jié)果見表4所示。

首先檢驗貨幣是否能影響實物經(jīng)濟活動，即貨幣中性問題。由表4第一行結(jié)果，可以拒絕原假設(shè)“M2不是GDP的Granger原因”，即貨幣供給量的變化影響宏觀實物經(jīng)濟波動（貨幣非中性）；接下來檢驗實物經(jīng)濟波動是否影響貨幣供給，即貨幣內(nèi)生性問題。由表4第二行結(jié)果可以拒絕原假設(shè)“GDP不是M2的Granger原因”，即宏觀實物經(jīng)濟波動影響貨幣供給量的變化（貨幣內(nèi)生性）。綜合表4，M2和GDP之間存在雙向Granger因果關(guān)系：GDP是M2的Granger原因，同時M2是GDP的Granger原因。

（六）脈沖響應(yīng)和方差分解

基于VAR模型和Granger因果檢驗，可以利用脈沖響應(yīng)和方差分解進(jìn)一步研究系統(tǒng)的動態(tài)特征：脈沖響應(yīng)可以分析每個內(nèi)生變量的變動對其他所有內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響；方差分解把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關(guān)的部分，考察各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。脈沖響應(yīng)和方差分解結(jié)果如圖1至圖4。

圖1反映M2對GDP沖擊的響應(yīng)。對GDP的一個標(biāo)準(zhǔn)差信息（VAR（1）中隨機擾動項）的沖擊，M2在前兩期迅速減少，第三期開始緩慢上升，大約到第八期接近于原先水平，并一直保持。從長期來看，GDP 對M2的沖擊為負(fù)值。圖2反映GDP對M2沖擊的響應(yīng)。對M2的一個標(biāo)準(zhǔn)差信息的沖擊，GDP正響應(yīng)開始反應(yīng)較強烈，第四期后保持平穩(wěn)并略有下降。

圖3為經(jīng)濟增長率的方差分解圖。經(jīng)濟增長率沖擊對其自身波動的貢獻(xiàn)度由開始的100% 降低至第六期的70%后保持平穩(wěn)，貨幣供應(yīng)增長率沖擊對經(jīng)濟增長率波動的貢獻(xiàn)度一直較小，第六期后穩(wěn)定在約30% 的水平。圖4為貨幣供應(yīng)增長率的方差分解圖。反映了貨幣供應(yīng)增長率沖擊對其自身波動的貢獻(xiàn)度在第1期達(dá)到85%，第5期降為60% 后保持平穩(wěn)。相反地，經(jīng)濟增長率沖擊對貨幣供應(yīng)增長率波動的貢獻(xiàn)度在第5期上升達(dá)最大值后平穩(wěn)保持在40%。

實證結(jié)果分析說明

Granger因果檢驗結(jié)果表明，在我國貨幣供給具有非中性和內(nèi)生性特點。貨幣供給非中性說明當(dāng)前通過貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟是有效的，以信貸渠道為主的貨幣政策傳導(dǎo)機制能夠發(fā)揮一定作用。我國貨幣供給內(nèi)生性是銀行與公眾共同作用的結(jié)果，央行事實上無法絕對控制基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)。銀行方面，央行投放基礎(chǔ)貨幣的主要渠道是再貼現(xiàn)、公開市場操作、再貸款和外匯占款，由于信用體制和票據(jù)貼現(xiàn)市場不健全，債券市場不完善，再貸款和外匯占款成為央行投放基礎(chǔ)貨幣的主要渠道。一方面，金融體制改革后銀行主要通過分析收益、成本和風(fēng)險作出放貸決策，企業(yè)信貸需求特性決定了央行再貸款的順周期性。數(shù)據(jù)顯示，央行投放基礎(chǔ)貨幣再貸款渠道與投放量相關(guān)系數(shù)為0.35，再貸款占央行主要資產(chǎn)比重為50%（秦宛順，2003），可見央行最后貸款人職能決定了其控制基礎(chǔ)貨幣供給量的局限性。另一方面，我國貿(mào)易順差和外商投資等引起的外匯占款占基礎(chǔ)貨幣比重越來越大，根據(jù)人民銀行網(wǎng)站數(shù)據(jù)，截至2012年6月末外匯儲備余額為3.24萬億美元，外匯占款比例高達(dá)85%，在有管理浮動匯率制度下央行通過外匯占款投放基礎(chǔ)貨幣具有很強順周期性。公眾方面，主要通過決定現(xiàn)金存款比例影響貨幣乘數(shù)進(jìn)而影響貨幣供給，根據(jù)凱恩斯流動性偏好理論，公眾交易性貨幣需求和預(yù)防性貨幣需求與收入成正比，投機性貨幣需求與利率成反比。

表4 Granger因果檢驗

圖1 M2對GDP一個標(biāo)準(zhǔn)差信息沖擊的響應(yīng)

圖2 GDP對M2一個標(biāo)準(zhǔn)差信息沖擊的響應(yīng)

圖3 經(jīng)濟增長率的方差分解

圖4 貨幣供應(yīng)增長率的方差分解

脈沖響應(yīng)的結(jié)果說明，當(dāng)經(jīng)濟增長較快時，人們對未來預(yù)期樂觀，會增加消費和投資，進(jìn)一步刺激經(jīng)濟快速發(fā)展，從而加劇通脹壓力，政府一般會采取緊縮貨幣政策，預(yù)防通脹，保持經(jīng)濟穩(wěn)定增長；但是隨著經(jīng)濟的進(jìn)一步發(fā)展，消費投資等貨幣需求量上升，此時貨幣當(dāng)局一般會適當(dāng)增加貨幣供給，以適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展對貨幣的需要。另一方面，貨幣供給量增加有利于刺激經(jīng)濟發(fā)展，如圖2所示我國存在托賓效應(yīng)；但從長期看，增加貨幣供給最終導(dǎo)致通脹壓力，對經(jīng)濟增長促進(jìn)作用減弱。

方差分解的結(jié)果說明，一方面我國經(jīng)濟增長主要受制于實體經(jīng)濟影響，如圖3所示；另一方面，如圖4所示，隨著時間的推移，經(jīng)濟增長率對貨幣供應(yīng)增長率影響逐漸顯著，貨幣內(nèi)生性增強，符合當(dāng)前我國宏觀調(diào)控雙著力框架下財政政策的安排，綜合運用積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，而非單純的貨幣數(shù)量控制。

結(jié)論與啟示

基于2003年至2012年時序數(shù)據(jù)的實證分析，主要結(jié)論如下：第一，經(jīng)濟增長率與貨幣供應(yīng)增長率間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且通過雙向Granger因果檢驗，證明經(jīng)濟增長率是貨幣供應(yīng)增長率的Granger原因，即貨幣供應(yīng)存在內(nèi)生性，同時貨幣供應(yīng)增長率是經(jīng)濟增長率的Granger原因，即貨幣非中性；第二，我國存在托賓效應(yīng)，即貨幣供給量的變化影響宏觀實物經(jīng)濟波動，但長期可能會加劇通脹壓力，對經(jīng)濟增長促進(jìn)作用減弱；第三，我國經(jīng)濟增長主要受制于實體經(jīng)濟，并且隨著時間的推移，經(jīng)濟增長對貨幣供應(yīng)增長影響逐漸顯著，貨幣內(nèi)生性增強。

綜上得到如下政策啟示：一方面，目前貨幣供應(yīng)增長率仍超過經(jīng)濟增長率，在一定程度上會加劇通脹趨勢，現(xiàn)階段應(yīng)繼續(xù)保持穩(wěn)健的貨幣政策，同時運用積極的財政政策避免過于緊縮的貨幣政策對經(jīng)濟增長的損害；另一方面，從長遠(yuǎn)看，只有實行浮動匯率制度、逐步開放資本賬戶以實現(xiàn)資本自由流動、逐步實現(xiàn)人民幣自由兌換，影響我國貨幣政策有效性的再貸款和外匯占款問題才能得以緩解。這也是中國成為世界經(jīng)濟強國的必要條件。

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