货币非中性的实证研究

1、中国货币非中性特征的实证研究基于1996-2014年的季度数据摘要选取货币供应量、国内生产总值和名义价格水平等变量，基于1996年第一季度到2014年第四季度的季度数据时间序列，运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验等计量经济学实证方法分析中国货币非中性特征，结果表明货币供应长期来看货币呈现非中性，货币供给量的变化会影响价格水平的变化，但对经济增长的促进作用更大，我国货币政策具有一定的有效性。关键词货币供应量 非中性 货币政策1、 引言“货币非中性”这一术语由瑞典的维克赛尔最先提出。在一个经济体中，如果货币数量的变化只对产出和就业等实际变量产生影响，并不改变经济体中各种商品的相对价格水平，可

2、称之为货币非中性，否则称为货币中性。货币中性和非中性问题一直是经济学争论的焦点，而且至今在各个学派的经济学家中也没有形成统一的意见和看法。当今世界各国政府毫无例外地都将货币政策作为调节宏观经济运行的重要手段。对货币政策有效性的争论源自对货币“中性”还是“非中性”的不同看法。若货币“中性”，则货币政策无效；若货币“非中性”，则货币政策有效。国内经济学界关于货币政策的有效性主要有三种观点：一是认为货币政策作用具有非均衡性，即治理通货膨胀得力而治理通货紧缩乏力；二是认为货币长期中性，否定货币政策的有效性；三是对肯定货币政策的有效性。在经济发展新常态的大背景下，深入探讨我国中国货币非中性特征问题，不仅

3、具有重大的理论意义而且具有极其重要的现实意义。本文采用计量经济学实证方法，对我国货币供给与经济增长、价格水平之间的关系进行实证检验，从而对我国货币“中性”或“非中性”做出初步判断，以明确我国货币政策的有效性。二、对相关实证分析文献的综述（一）国外相关研究 关于货币非中性问题，随着计量经济学的发展，西方经济学者对货币政策有效性进行了大量的实证研究。Schwartz和Friedman(1963)发现，货币供应量的变化在短期内会对产出产生影响。stock和Watson(1989)以1960一1985年的月度数据，建立多变量VAR模型，发现Ml并不能显著解释工业指数的变动，经过“去势”处理时间序列后，

4、产出对Ml没有显著影响，但是Ml能解释产出的变动。Watson和King (1992 )采用不同的假设条件，数据实证的结果表明货币长期中性，即货币相对于产出是中性的。Friedman和Kutiner(1993)在他们的研究基础上发现，如果把样本拓展到1990年，“去势”后的Ml无法解释产出的变动，而三个月的国库券票据和商业票据利率之间的利差则能解释，从而认为货币是“中性”的。 闫力,刘克宫,张次兰. 货币政策有效性问题研究基于19982009年月度数据的分析J. 金融研究. 2009(12)：59-70Seater和Fisher(1993)利用ARMA模型对美国1869一1975年间的数据检验

5、，发现实证的结果并不支持长期货币中性的假设。（二）国内相关研究近代以来，国内也有部分专家学者借鉴国外的研究方法，从不同角度构建模型对我国货币“非中性”特征进行了研究。辛向荣(1999)对货币与产出的相关性进行了实证检验，最后得出结论：货币不是中性的，货币对产出有实质性影响。黄先开、邓述慧(2000)以1980-1997年的数据为基础，采用两步OLS方法分析预期的货币供应增长对产出的效应，结论是货币非中性。周锦林(2002)以1994年-2001年数据为基础，建立货币供给和实际GDP的双变量VAR模型和包含利率在内的多变量VAR模型，认为货币呈现“中性”特征，我国货币政策以“货币供给”为中介目标

6、，收不到预期的效果。刘斌(2002)分别利用单方程和多方程的VAR模型进行实证分析，结论表明短期内我国产出的变化和货币供应量的变化有一定的相关性，但长期来看，货币供应量的变化对产出不产生永久性影响。陆军、舒元(2002)利用1978-2000年数据，通过使用格兰杰因果检验以及Fisher与Seater的长期导数的检验方法，发现期间中国产出是货币供应量的格兰杰原因，长期内货币是中性的，因此试图通过扩张的货币政策实现中国经济的长期持续增长是不可能的。邱崇明(2003)的理论研究结果表明货币政策在长期内对经济增长和就业的影响是中性的，从短期看，则可能是非中性的，既可能是积极的也可能是消极的。刘金全、

7、张鹤(2004)通过对通货膨胀率与实际产出增长率之间的短期波动和长期均衡关系的检验，发现我国货币中性和超中性等性质在短期内并不成立。刘霖、靳云汇(2005)基于1978-2003年度数据，采用协整和向量自回归的方法对货币供应、通货膨胀与经济增长的关系进行实证研究，发现从长期来看，货币供应扩张能够推动经济增长，同时在经济货币化进程中货币供应的扩张并不一定造成通货膨胀。以上研究都在不同的时间序列基础上，采用不同的计量和统计分析方法得出的结论，研究成果不一。从这些实证文献可以看出，研究货币中性的实证分析应建立在较长数据的基础上，其次，单方面地论证货币供应量和产出或者货币供应量和通货膨胀之间的关系是不

8、完整的，应该综合起来分析。本文基于1996-2014年季度数据的时间序列，运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验等计量经济学实证方法进行研究，对货币供给与经济增长、价格水平三者之间的关系检验我国货币“非中性”特征。三、实证研究（一）变量选取本文为了研究货币供给与宏观经济中真实变量和名义变量的影响关系，选取了广义货币供应量M2，国内生产总值GDP，消费价格指数CPI三个变量来检验我国货币“非中性”特征。（二）数据说明和初步的数据处理本文选取消费价格指数来代表名义价格P，文中名义 GDP、CPI取自国家统计局官网、M2 的数据取自中国人民银行统计季报， 数据区间为 1996 年第一季度到2014

9、年第四季度。关于实际 GDP， 本文通过名义 GDP 剔除价格因素得到。为了消除数据中的异方差。本文对实际 GDP，P和 M2 分别取对数，得到 LGDP、LNP、LM2，结果见表 1。本文统计分析使用的统计软件为Eviews7.2。表1 数据整理（三）单位根检验进行经济时间序列分析，首先要进行平稳性检验，采用非平稳时间序列来研究变量之间的关系，很可能出现产生“伪回归”现象，得出错误的结论。单位根检验是平稳性检验的常用方法，包括DF检验和ADF检验，PP检验等。本文运用ADF 检验法，分别对变量 LGDP、LNP、LM2 进行单位根检验，检验结果经过整理，见表2。变量ADF统计值ADF检验的临

10、界值P值（是否显著）1%的显著性水平5%的显著性水平10%的显著性水平一阶滞后值一阶差分二阶差分LGDP1.444636-3.524233-2.902358-2.5885870.15320.00000.0000LM20.483558-3.520307-2.9000670-2.5876910.6301LNP0.885093-2.597025-1.945324-1.6138760.37870.01150.0001表2：平稳性检验结果由表2可知，在1%、5%、10%的显著水平下，LGDP、LNP 和LM2序列的 ADF 绝对值都小于10%临界值的绝对值，不能拒绝原假设。结果表明 LGDP、LNP和L

11、M2序列均存在着单位根，序列是非平稳的。从图中还可以看出LM2和LGDP序列的一阶滞后值是不显著的，但是LGDP、LNP序列的一阶差分、二阶差分是显著的。LGDP、LM2 经过一次差分变化以后的 ADF 绝对值均大于 1%临界值的绝对值，表明严格拒绝原假设，LGDP、LM2 的差分序列不存在单位根，是平稳序列。（四）协整检验协整理论是一种建模技术，它从分析时间序列的非平稳性入手，探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系。由于之前涉及到的变量都是一阶差分平稳的，如果这些变量的某种线性组合是平稳的，那么这些变量之间存在协整关系。协整检验有两种方法：一是EG 两步法; 二是 Johansen 检验。本文采

12、用 EG 两步法来检验 2 个变量之间是否存在协整关系。先将来分析货币供给量与经济增长之间的内在关系，将LGDP和LM2作为一个系统。第一步：对变量进行协整回归，可得图1：图1：LGDP与LM2的协整检验结果方程1： (2.4064) (35.637) D.W=1.8697 F=1269.984(括号内为相应的估计量的t值)第二步： 对方程生成的残差 u 进行 EG 检验，即运用 EG 回归：对方程生成的残差进行单位根检验， 如果残差不存在单位根， 则可以认为上述两个变量存在协整关系， 残差u的单位根检验结果如图2:图2：方程1残差u的单位根检验结果检验结果显示：LGDP与LM2回归方程的残差

13、未通过1%的显著性水平下的平稳性检验，通过了在5%的显著性水平下的平稳性检验。由此可知LGDP与LM2存在协整关系，LGDP与LM2之间存在长期稳定的关系。从第一步式还可以进一步得出，LGDP 和 LM2 之间呈正相关关系，即货币供给量对经济增长有促进作用，变量LGDP的变化中94.42%可以由LM2解释，而且货币投放量每增加 1%，会促进经济增长 0.79%。再将LnP和LnM2作为一个系统，来分析中国货币供给对于价格的影响，看是否货币供给等量引起价格的变化。如同LnGDP、LnM2系统一样，建立LnM2与LnP协整回归方程，如图3：图3：LNP与LM2的协整检验结果方程2： (100.09

14、10) (11.07215) D.W=0.299617 F=122.5926(括号内为相应的估计量的t值)根据以上回归估计量可以看出，变量LNP的变化中61.85%可以由LM2解释，货币投放量每增加 1%，会促进名义价格上涨 0.0375%。此外，相比于变量LGDP的变化中94.42%可以由LM2解释，货币供应量对价格水平的影响程度更小。 再对回归估计的残差进行平稳性检验，ADF检验结果如图4。图4：方程2残差u的单位根检验结果可见，LNP与LM2回归方程的残差通过1%的显著性水平下的平稳性检验。由此可知LNP与LM2存在协整关系，LNP与LM2之间存在长期稳定的关系。这说明了长期中中国货币供

15、给与货币中性理论所说的价格的相应变化。综上所述，长期下中国货币是非中性的，虽然货币供给量的变化会影响价格水平的变化，但是货币供给变化不只是影响一般价格水平，货币供应量的变化还能够引起产出水平等实际经济变量的调整和改变，货币是非中性的。5.格兰杰因果检验格兰杰因果关系检验是检验经济变量间因果关系常用的一种计量经济学方法，其本质是用一种条件概率定义因果关系。格兰杰因果检验的前提条件是序列间存在协整关系，在上一部分已经证明过LGDP、LNP与M2存在协整关系，这里不做叙述了。对于变量 LGDP 与 LM之间的因果方向检验，即判断何者为因、何者为果，本文采用了格兰杰因果关系检验法，取滞后期1-4，经整

16、理，检验结果见表 3、表4。滞后期零假设ObsF统计量概率是否因果关系1LM2不是 LGDP的格兰杰原因7554.62182.E-10是0.854890.3583 否LGDP不是 LM2 的格兰杰原因2LM2不是 LGDP的格兰杰原因7410.76569.E-05是LGDP不是 LM2 的格兰杰原因2.722970.0727否3LM2不是 LGDP的格兰杰原因735.678310.0016是LGDP不是 LM2 的格兰杰原因2.352290.0801否4LM2不是LGDP的格兰杰原因724.609930.0025是LGDP不是 LM2 的格兰杰原因1.45580 0.2263否表3：LGDP与

17、LM2格兰杰因果关系检验结果从表3可知，滞后期分别取 1、2、3、4时，LGDP 都不是 LM2 的格兰杰原因，而 LM2 是 LGDP 的格兰杰原因，即货币供给量的变化会引起产出发生变化，而产出的变化不会引起货币供给量的变化。滞后期零假设ObsF统计量概率是否因果关系1LNP不是 LM2的格兰杰原因750.50380.4801否2.549200.1147 否LM2不是 LNP的格兰杰原因2LNP不是 LM2的格兰杰原因740.290840.7486否LM2不是 LNP的格兰杰原因3.124810.0502否3LNP不是 LM2的格兰杰原因730.659860.5797否LM2不是 LNP的格

18、兰杰原因1.356660.2637否4LNP不是 LM2的格兰杰原因720.998000.4154否LM2不是 LNP的格兰杰原因2.75229 0.0356否表4：LNP与LM2格兰杰因果关系检验结果从表4可知，滞后期分别取 1、2、3、4时，LNP都不是 LM2的格兰杰原因，而 LM2也都不是 LNP的格兰杰原因，即货币供给量的变化不会引起名义价格发生变化，而名义价格的变化也不会引起货币供给量的变化。综上表明一方面货币供应量是引起产出增加的原因，货币供应扩张能够推动经济增长，另一方面货币供应量不是引发价格变化的原因，再一次证实了我国货币的非中性。四、结论（一）中国货币具有非中性特征实证分析

19、显示，LGDP、LNP与LM2存在协整关系，存在长期稳定的关系，即货币供给变化不只是影响一般价格水平，还能够引起产出水平。货币供应量的变动是GDP变动的格兰杰原因，但不是价格水平变动的格兰杰原因。由此得出结论：我国货币“非中性”。（二）货币供应量对产出的影响更大前面提到通过协整检验，发现长期货币供给的增加虽然会导致一定程度的通货膨胀，但比较而言其对经济增长的促进作用更大。我国经济虽然保持了持续快速的增长，目前是第二大经济体，但与发达国家相比，人均收入偏低，科学技术远远落后，我国仍是一个生产力水平相对低下、资本积累不足的发展中国家。这样的经济背景决定了人们的消费和投资欲望较强，对货币的需求也很旺

20、盛。扩大货币供给可以充分利用各种潜在的生产要素，增加就业和投资，刺激经济的快速发展。(二)我国货币政策具有一定有效性货币政策是否有效的实质就是货币是否是“中性”的，如果货币与产出之间存在稳定的关系，那么就可以通过调整货币数量干预经济运行，货币政策就是有效的。反之，如果货币不能影响实际利率、产出等实际变量，只能影响一般价格水平，那么就是无效的。一方面我国货币供应量是引起产出增加的原因，货币供应扩张能够推动经济增长，另一方面货币供应量不是引发价格变化的原因，因而我国的货币政策可以影响宏观经济运行。在经济新常态时期，我国经济面临一系列新的挑战，制定正确合理货币政策，是维持宏观经济稳定发展的重要保障。我国目前的货币政策具有一定的有效性，但效果弱化。货币政策的效果不在于货币政策本身，而取决于货币政策发挥作用的环境和条件，因此，为了提高货币政策的有效性，我们必须创造良好的外部环境。参考文献：1 辛向荣.货币与产出的相关性分析J.经济问题,1999(1):56-58.2 楚尔鸣,喻多娇. 中国货币中性与非中性的实证检验J. 金融发展研究. 2009(03)：26-303 徐青娇. 我国货币政策有效性问题实证分析D. 兰州商学院 2008：99-1084 何