貨幣產(chǎn)出方程的檢驗研討
時間：2022-05-31 10:26:35
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(一)圣路易斯方程的提出和發(fā)展研究貨幣與實際產(chǎn)出之間關系的最直接的辦法，就是對貨幣和實際產(chǎn)出進行回歸檢驗。最早也是最簡明的貨幣—產(chǎn)量回歸模型，是由美國圣路易斯聯(lián)邦儲備局的Anderson和Jordan于1968年完成的。因此，產(chǎn)量對貨幣的這一回歸方程在宏觀經(jīng)濟學中就被稱為圣路易斯方程。最初的圣路易斯方程，Anderson和Jordan(1968)最初選擇基礎貨幣作為貨幣行為變量，用名義收入作為被解釋變量，由于方程不能直接確定由貨幣引起的名義收入的變化是實際收入的變化還是價格水平的變化，所以就不能準確判定貨幣與實際產(chǎn)出之間的相互影響關系。［2］Leeuw和Kalchbrenner(1969)認為，美聯(lián)儲無法控制基礎貨幣中成員銀行的借入儲備和流通中的通貨存量。同時，基礎貨幣相對方程因變量名義GNP的變化不具有外生性;［3］而Davis(1969)堅持認為貨幣通過利率而非通過基礎貨幣或貨幣存量影響產(chǎn)出，因此選擇基礎貨幣作為貨幣政策行為變量是不合適的。［4］Batten和Hafer(1983)將圣路易斯方程用來做跨國比較檢驗，該方程可以解釋6個不同國家的貨幣政策對名義收入的影響，為該方程更廣范圍的使用打下基礎。［5］(二)關于中國圣路易斯方程的實證檢驗國內(nèi)學者對貨幣的產(chǎn)出效應認識基本一致。多數(shù)學者認為，貨幣供應量波動與產(chǎn)出波動在長期以來存在著穩(wěn)定的相互影響。孫立(2003)根據(jù)圣路易斯模型構建包含貨幣政策變量和財政政策變量的基本方程，運用多項分布滯后模型，檢驗兩種政策對名義產(chǎn)出的影響效應。他認為適度貨幣政策對國民經(jīng)濟的推動作用并不次于積極財政政策的促進作用，甚至效用更加明顯。［6］鄭超愚與張燕(2005)運用圣路易斯方程來建立中國財政赤字缺口與產(chǎn)出缺口的政策響應函數(shù)，同時描述中國經(jīng)濟波動與財政政策和貨幣政策的互動過程。結果表明，中國的貨幣政策或者具有適應自然經(jīng)濟波動的被動調(diào)整傾向，或者構成導致和維持經(jīng)濟波動的基本政策因素。在包含貨幣政策效應時，中國財政政策的經(jīng)濟穩(wěn)定效應有所增強，然而其反周期操作的超前干預能力減弱。［7］劉霞輝(2004)認為在中國市場發(fā)育水平較低的情況下，頻繁的貨幣供給量波動是經(jīng)濟波動的主要原因。［8］國內(nèi)對貨幣供應量變動影響產(chǎn)出變動的傳導機制研究。戰(zhàn)明華與李生校(2005)利用1995－2003年的季度數(shù)據(jù)，通過構建多項分布滯后模型和VAR模型，來檢驗不同口徑貨幣對產(chǎn)出的影響，分析結果認為由于M2中城鄉(xiāng)居民儲蓄存款變化不僅影響總需求，而且還通過投資影響總供給。因此作為廣義貨幣供應量的M2對產(chǎn)出變化具有實質(zhì)性影響，而且這種影響具有持久性。［9］張茵與萬廣華(2005)發(fā)現(xiàn)貨幣波動只是被動適應產(chǎn)出和價格的變化。價格波動的主要原因是價格預期的變動。預期變動不單強烈地影響真實產(chǎn)出，并且在很大程度上也可以解釋貨幣波動。［10］本文認為應當重新估計和檢驗中國圣路易斯方程，利用季度數(shù)據(jù)和多項分布滯后模型來探究貨幣與實際產(chǎn)出之間的相互關系和貨幣產(chǎn)出效應的滯后長度。
模型、數(shù)據(jù)選取和技術說明
(一)分布滯后模型說明本文貨幣產(chǎn)出回歸的計量基礎模型采用分布滯后模型(DistributiveLagModel)。分布滯后模型主要用來研究經(jīng)濟變量作用的時間滯后效應，長期影響以及經(jīng)濟變量之間的動態(tài)影響關系，用于評價經(jīng)濟政策的中長期效果，屬于動態(tài)計量分析的范疇。一般的分布滯后模型:Yt=α+β0Xt+β1Xt－1++L+βmXt－m+μ模型形式上與一般多元線性回歸相似，但因為滯后變量和滯后期長度難以確定，兩者的參數(shù)估計有所不同。本文運用阿爾蒙多項式法來進行參數(shù)估計，在2階阿爾蒙多項式，將滯后期長度取到4期?？紤]圣路易斯方程的一個例子:ΔlnYt=C+aΔlnMt+a1ΔlnMt－1+a2ΔlnMt－2+a3ΔlnMt－3+a4ΔlnMt－4+bT+c1D1t+c2D2t+c3D3t(2)其中:Yt，Mt分別代表t時刻實際總產(chǎn)出和貨幣供應量，是模型的主要被解釋變量和解釋變量;Mt－1，Mt－2，Mt－3，Mt－4分別代表t－1，t－2，t－3，t－4時的貨幣存量，以考慮貨幣對產(chǎn)出的滯后影響;C，T分別代表常數(shù)項和時間趨勢，以解釋實際產(chǎn)出增長中的長期趨勢;D代表季節(jié)虛擬變量，以控制變量中有規(guī)則的季節(jié)變動。由于研究數(shù)據(jù)是季度數(shù)據(jù)，所以本文設計三個虛擬變量，來區(qū)別一年中的四個季度。(二)數(shù)據(jù)選取本文所采用的主要變量是實際產(chǎn)出和貨幣供給量，用實際GDP來代表實際產(chǎn)出，而采用流通中的M1和M2來代表貨幣供給量。樣本時間區(qū)間為1994年1季度—2011年2季度，其中貨幣供給量的樣本值來自《中國人民銀行貨幣統(tǒng)計概覽》。根據(jù)說明，各口徑貨幣供應量的含義是:M0=流通中的現(xiàn)金;M1=M0+活期存款;M2=M1+定期存款+儲蓄存款+其他存款。而GDP樣本值數(shù)據(jù)來自《中華人民共和國國家統(tǒng)計局季度數(shù)據(jù)庫》。1994—2011年之間的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值通過計算，得出以1990年價格為不變價的實際GDP。在換算過程中，通過計算當年的GDP平減指數(shù)，在把各個季度的名義GDP，折算成實際GDP。關于貨幣供給量的選擇采用M2還是M1，國內(nèi)外學者存在一定的爭議。當今世界主要發(fā)達國家的中央銀行相比M1更為重視M2。國內(nèi)學者認為，中國的金融發(fā)達程度比較低，貨幣傳導機制不暢，M1比M2對經(jīng)濟指標的解釋力更強，建議以M1作為貨幣政策的中間目標。在本文的實際計量中，將兩者都納入研究范圍，尋找更合適的指標采用到模型中來解釋實際經(jīng)濟波動。(三)計量技術說明圣路易斯方程變量的滯后期通常采用多項式分布滯后(PolinomialDistributiveLagModel)技術確定。在實際建立多項分布滯后模型時，最為關鍵的是多項式階數(shù)的確定，既可以采用最小二乘回歸也可以避免多重共線性。Charfi和Guermazi(2012)在多項式分布滯后模型基礎之上，采用月度數(shù)據(jù)使用似不相關回歸方法(SeeminglyUnrelatedRegression)來研究名義匯率傳遞對國內(nèi)價格和貨幣政策的影響。［11］根據(jù)本文的實際情況多項式選擇2次，滯后的階數(shù)為4，用普通最小二乘法回歸估計模型參數(shù)。(四)描述性統(tǒng)計分析描述性統(tǒng)計的優(yōu)點在于可以直觀的揭示變量之間的相關關系與動態(tài)變化特征。從圖1可以看出，不同口徑貨幣供應量與GDP之間的相關關系呈現(xiàn)出不同的變化特征，M1與GDP的增長率波動方向基本一致，時間上也較為同步;M2與GDP的增長率波動方向不完全一致，且呈現(xiàn)出一定的滯后性。改革開放之后，中國經(jīng)濟開始較快增長，在1994年GDP增長達到高峰值，繼而在1996年達到GDP相對水平高峰值后隨即進入收縮階段。然而，經(jīng)濟收縮趨向并未終止。在1997年中國遭受亞洲金融危機沖擊后，從1998年起經(jīng)濟增長減緩。從1999－2000年經(jīng)濟有所回升，但是在2001年之后經(jīng)濟增長仍然緩慢。從2002年后國內(nèi)實際產(chǎn)出逐季加速，經(jīng)濟重新進入擴張階段，延續(xù)了長達五年經(jīng)濟高增長的態(tài)勢，直到2008年美國金融危機的爆發(fā)向全球蔓延之時。2009年中國實際產(chǎn)出增長速度達到谷底，目前正處在逐漸恢復之中。圖1實際產(chǎn)出和不同口徑貨幣增長率關系圖中國經(jīng)濟波動的同時，不同口徑貨幣供應量變動也不一致。在1992年前后經(jīng)濟出現(xiàn)過熱的狀況，自1993年下半年中國人民銀行開始整頓金融秩序，實行適度從緊的貨幣政策，于是1996年經(jīng)濟成功實現(xiàn)軟著陸。在此之后央行在1996—1997年連續(xù)三次降息，在1998—1999年又連續(xù)四次降息，這期間進行了頻繁的貨幣政策操作。如果說1996－1997年三次降息是當時物價回落后的自然回歸，那么1998—1999年的四次降息完全是中央銀行為擴大貨幣供應量而主動采取的重大貨幣政策措施。1998年中央銀行取消貸款限額控制，擴大公開市場業(yè)務，標志著中國貨幣政策操作由直接調(diào)控轉(zhuǎn)變?yōu)殚g接調(diào)控。1998—2001年的貨幣政策順應當時國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的需要，在緩解外部沖擊的同時促進內(nèi)需增加，貨幣政策在促進經(jīng)濟增長方面起到了積極作用。2001年底中國加入世界貿(mào)易組織，從此對外貿(mào)易進入了快速發(fā)展的新階段。中國憑借自身的勞動力優(yōu)勢，迅速成為全球加工貿(mào)易順差大國。央行在2001年之后連續(xù)五年的貨幣政策操作主要內(nèi)容就是反流動性過剩。而我國流動性過剩的主要原因是經(jīng)常項目和資本項目下“雙高順差”，在強制結售匯制度下導致的由外匯占款的增加而引發(fā)的基礎貨幣供應量增加。［12］隨著2007年美國次貸危機的爆發(fā)之后，全球經(jīng)濟的萎靡，我國寬松的貨幣政策再次回歸。
檢驗結果
(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗時間序列數(shù)據(jù)最基本的要求就是數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。否則，兩個非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)回歸的結果很可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，即在統(tǒng)計結果上表現(xiàn)良好，但是不能給實際經(jīng)濟以有力的解釋。本文中所使用的季節(jié)數(shù)據(jù)，實際GDP和M1、M2在不經(jīng)處理之前都是非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)。在通過對GDP和M1、M2對數(shù)變化，在求出一階差分值時，就變成了不含單位根過程的平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)。選擇這個對數(shù)差分即變量的增長率，不僅可以滿足時間序列的平穩(wěn)性，而且可以充分反映經(jīng)濟運行情況。(二)圣路易斯方程模型檢驗結果本文首先采用不同的口徑的貨幣供應量M1和M2作為解釋變量來與實際產(chǎn)出進行回歸，運用多項分布滯后技術來分別進行參數(shù)估計，方法采用最小二乘回歸。從表2的結果來看，檢驗的效果似乎并不夠理想。結果顯示，采用M2比M1能更好地解釋回歸方程。貨幣存量當期和滯后三期對實際產(chǎn)出有顯著影響;而貨幣存量滯后一期、滯后二期、滯后四期和時間趨勢項均不顯著。經(jīng)過對比和調(diào)整，貨幣存量當期、滯后三期組合與實際產(chǎn)出回歸，相對比較顯著;而滯后一期、滯后二期、滯后四期和時間趨勢項均不明顯。因此，本文決定用貨幣存量當期、滯后三期以及虛擬變量來回歸中國的圣路易斯方程?；貧w結果如下:回歸方程如下:ΔlnYt=0.2501－0.5041ΔlnMt+0.2731ΔlnMt－3(3)(16.5266)(－2.4464)(2.5490)－0.5815D1t－0.1403D2t－0.2053D3t(－64.0070)(－15.6343)(－22.2859)從參數(shù)估計的顯著性來看，貨幣存量當期和滯后三期與實際產(chǎn)出之間存在著穩(wěn)定的經(jīng)濟關系。從模型回歸系數(shù)符號本身來看，實際產(chǎn)量的增長同當期貨幣存量的增長呈反向變動，而實際產(chǎn)量的增長與當期貨幣存量的滯后三期增長呈正向變動。方程短期乘數(shù)是－0.5041，延期乘數(shù)是0.2731，長期乘數(shù)是－0.231。檢驗結果表明，貨幣存量前期的增加與實際產(chǎn)出的增加是正相關的，從長期來看貨幣對產(chǎn)出的影響并非中性。貨幣的內(nèi)生性和外生性的出現(xiàn)依賴于一定的條件，同時貨幣內(nèi)生性和外生性也有著豐富的表現(xiàn)形式。［13］然而，貨幣對產(chǎn)出的影響并非當期得以實現(xiàn)，通常經(jīng)過兩個季度的滯后才有所表現(xiàn)。當期的實際產(chǎn)出與當期的貨幣存量變動呈現(xiàn)負相關，說明貨幣當局在貨幣政策的執(zhí)行上傾向于反向操作，奉行貨幣相機抉擇政策的表現(xiàn)，貨幣政策在中國成為緩和經(jīng)濟波動的重要工具。綜合來看，貨幣當局根據(jù)當季的實際產(chǎn)出來調(diào)整貨幣供應量的變動，而貨幣變動的實際效果要在兩個季度以后才能顯現(xiàn)。(三)格蘭杰因果檢驗分析格蘭杰因果檢驗的基本思想是:如果變量X是變量Y的原因，那么其在統(tǒng)計上的表現(xiàn)是變量X應該有助于預測變量Y，即如果在變量Y的回歸式中加入變量X的滯后變量，那么將顯著增加整個回歸的解釋能力。從這一思想出發(fā)，格蘭杰因果檢驗的模型設定形式通常如下:Yt=∑aiXt－i+∑biYt－i+ut(4)Xt=∑ciYt－i+∑diXt－i+ut(5)檢驗的原假設是H10:∑ai=0與H20:∑ci=0。如果只有一個原假設成立，則表明X與Y之間存在一個單向的因果關系;如果兩個原假設同時成立，則表明二者之間存在一個雙向的因果關系，檢驗所用的統(tǒng)計量是在約束回歸與無約束回歸所得殘差平方和基礎上構造的一個F統(tǒng)計量。由于格蘭杰因果檢驗只對平穩(wěn)變量有效，文中ADF法檢驗結果表明，各變量經(jīng)過一階對數(shù)差分處理后均在不同程度上平穩(wěn)，這是格蘭杰因果關系分析前提條件。格蘭杰因果關系檢驗結果表明:實際GDP是M1變化的格蘭杰原因，反之則不成立。根據(jù)統(tǒng)計指標的定義，M1包含了流通中的現(xiàn)金和活期存款，由于單位活期存款是M1的主體，因此M1變化主要反映了企業(yè)流動資金狀況。而實際產(chǎn)出的變動直接影響企業(yè)的經(jīng)營狀況，進而影響企業(yè)對貨幣的實際需求。從表面上看，只有在滯后兩階的情況下，實際GDP才與M2表現(xiàn)出一定的格蘭杰因果關系?？紤]到貨幣對產(chǎn)出的影響的確需要兩個季度的滯后期，這個檢驗結果與分布滯后模型的結論基本一致。貨幣當局做出的政策改變在一定程度上是對實際產(chǎn)出的響應。總體看來，貨幣供應呈現(xiàn)一定的內(nèi)生性，貨幣供給在相當程度上由需求所決定。經(jīng)濟貨幣化進程的深入，貨幣需求不斷增長，使我國的貨幣供應表現(xiàn)出內(nèi)生性，滿足了經(jīng)濟增長的要求。［14］貨幣的實際產(chǎn)出效應呈現(xiàn)明顯的滯后性，但是這個時滯基本維持在半年到一年以內(nèi)，一年半之后基本沒有什么影響。這一特征表明，央行可以利用貨幣供應量的變動來實現(xiàn)對經(jīng)濟的宏觀調(diào)控。
模型結論性評述
圣路易斯方程這種簡單的貨幣－產(chǎn)出回歸，其理論本質(zhì)就是宏觀經(jīng)濟學中社會總需求函數(shù)。在現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟學中，總需求函數(shù)表示為物價總水平與產(chǎn)品總需求之間的變動關系;總供給函數(shù)表示為物價總水平與產(chǎn)品總供給之間的變動關系。圣路易斯方程就是運用現(xiàn)代貨幣數(shù)量論來簡單地推斷出貨幣增長率與經(jīng)濟增長率之間的關系。長期增長的基本條件是一國經(jīng)濟增長率接近自然增長率。改革開放以后，國內(nèi)經(jīng)濟基本上實現(xiàn)了較長期高速穩(wěn)定的增長。劉金全(2009)估計中國的自然增長率維持在8.3%的水平，假設在2020年之前中國經(jīng)濟增長仍將處于經(jīng)濟增長的長波周期之內(nèi)，這就意味著在此期限之內(nèi)，經(jīng)濟增長率仍將維持在自然增長率之上。預期中的增長軌跡符合中國全面建設小康社會的戰(zhàn)略目標。［15］貨幣政策作為宏觀調(diào)控的重要工具之一，其目標的制定是十分重要。當然，理想的貨幣政策應該兼具雙重目標:既能將通貨膨脹穩(wěn)定在較低水平，又能實現(xiàn)潛在資源的充分利用。雙重任務使得貨幣政策應該不再以貨幣供應量為目標，而是將通貨膨脹為目標并將其維持在一定合理的區(qū)域之內(nèi)。貨幣政策在通貨膨脹目標和資源利用兩者之間達到一定程度的平衡。從實際經(jīng)驗來看，各國的貨幣政策目標大多都是在單一規(guī)則和相機抉擇中折衷選擇。當通脹壓力不大時，貨幣相機抉擇可以刺激經(jīng)濟增長;但是一旦面臨較大的通貨膨脹壓力，貨幣政策就會轉(zhuǎn)向單一規(guī)則控制物價水平。歐陽志剛和王世杰(2009)通過估算認為，貨幣政策對通貨膨脹率的調(diào)節(jié)區(qū)間為2.196%－3.123%，對經(jīng)濟增長率的調(diào)節(jié)區(qū)間為8.152%－8.183%。［16］這一目標域意味著當經(jīng)濟增長率或通貨膨脹率高于調(diào)節(jié)區(qū)間的上限，央行應以通貨膨脹為主要調(diào)控目標，實施適度從緊的貨幣政策;當經(jīng)濟增長率或通脹率低于調(diào)節(jié)區(qū)間的下限時，央行應以經(jīng)濟增長為主要調(diào)控目標，實施適度寬松的貨幣政策。李雪松和王秀麗(2011)發(fā)現(xiàn)價格型貨幣政策工具效果較強但持續(xù)期較短，而數(shù)量型貨幣政策工具效果較為溫和但持續(xù)期較長。因此建議央行在運用貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟時，注重價格型貨幣政策工具與數(shù)量型貨幣政策工具的合理搭配使用。［17］從長期來看，中國貨幣政策的基本操作是反向操作。不同口徑貨幣存量變動與實際產(chǎn)出在不同時間呈現(xiàn)不同方向的變動，貨幣存量當期與實際產(chǎn)出是反方向變動，而貨幣存量的滯后三期是同方向變動。貨幣當局根據(jù)經(jīng)濟形勢的變動，運用貨幣政策來實現(xiàn)經(jīng)濟波動的緩和化。［18］與中國的財政政策的加速器作用不同，貨幣政策的作用在經(jīng)濟增長過程中相當于減震器的作用。然而在實踐過程中，卻可能因為貨幣政策存在的滯后性，致使其宏觀調(diào)控效果大打折扣，甚至可能加劇經(jīng)濟波動。中國貨幣政策是一種不穩(wěn)定的貨幣政策規(guī)則，通貨膨脹或者通貨緊縮的發(fā)生有著自我實現(xiàn)的機制。［19］以2007年的貨幣政策實踐為例，我們可以看到貨幣政策滯后性不僅不能緩和經(jīng)濟波動，反而可能加劇經(jīng)濟波動。2007年中國經(jīng)濟經(jīng)歷了自2000以來的最嚴重的通貨膨脹。始于2007年年初的食品價格上漲，在當年的6月和10月CPI兩度達到6.5%，在11月CPI更是高達6.9%，創(chuàng)下了當年的紀錄。面對空前的通貨膨脹壓力，貨幣政策逐漸從“穩(wěn)健”轉(zhuǎn)為“從緊”。一年之內(nèi)，中國人民銀行連續(xù)6次上調(diào)人民幣存貸款利率。其中，一年期存款基準利率從2007年初的2.52%上調(diào)至年末的4.14%，累計上調(diào)1.62個百分點。然而，美國在2007年夏天的次貸危機，把全球經(jīng)濟帶入經(jīng)濟危機的境地。長期以來，依靠出口拉動經(jīng)濟增長的中國經(jīng)濟，在美國經(jīng)濟危機的大背景下，也難以獨善其身。由于貨幣政策的效果顯現(xiàn)存在一定的滯后性，當“從緊”的貨幣政策遭遇已經(jīng)開始下滑的經(jīng)濟時，可能加劇經(jīng)濟增長減緩的速度。事實上，從2007年第三季度開始，中國經(jīng)濟增長速度開始放緩，呈現(xiàn)逐季回落的態(tài)勢，季度降幅在0.5%左右;從11.5%的增速降至2008年第二季度的10.1%。
貨幣政策的滯后性是貨幣當局判斷經(jīng)濟形勢進行經(jīng)濟決策的重要參考依據(jù)，對運用貨幣政策工具來促進經(jīng)濟增長和緩和經(jīng)濟波動，具有十分重要的意義。通過對中國實際經(jīng)濟情況的考察，本文中的分布滯后模型對貨幣與產(chǎn)出的回歸，比較符合中國近二十年來的實際經(jīng)濟波動狀態(tài)。第一、貨幣與實際產(chǎn)出的變動基本上呈現(xiàn)正向相關趨勢，從長期來看貨幣政策使經(jīng)濟波動逐漸趨于緩和化;第二、從貨幣—產(chǎn)量的回歸結果可以看到，當期貨幣存量的變動方向與實際產(chǎn)量的變動呈現(xiàn)反方向變動，但是貨幣存量的滯后三期對實際產(chǎn)出呈現(xiàn)同方向的變動。這表明貨幣政策存在著一定的滯后性，長度在半年到一年以內(nèi)。貨幣政策作為宏觀調(diào)控的重要工具之一，即可以緩和經(jīng)濟波動;也可能因為存在的滯后性，導致或者加劇經(jīng)濟波動。貨幣對產(chǎn)出的影響具有明顯的非對稱性，其影響依賴于其所處的經(jīng)濟周期。經(jīng)濟的高速增長和低速增長、貨幣供給的高速增長和低速增長階段以及通貨膨脹率的加速和減速都可能影響貨幣對實際產(chǎn)出的作用。
本文作者：晁靜工作單位：中國社會科學院研究生院