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

引言

2011年12月末，我國(guó)M2余額85.16萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)17.32%，GDP為47.16萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)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(jì)波動(dòng)關(guān)系的爭(zhēng)論一直十分激烈，其本質(zhì)是貨幣金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系問(wèn)題：一方面，貨幣供給是否影響宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，即貨幣中性問(wèn)題；另一方面，宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是否影響貨幣供給，即貨幣內(nèi)生性問(wèn)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(shí)間區(qū)間不同，貨幣供給與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出本身在不同時(shí)期具有不同內(nèi)在聯(lián)系，結(jié)論有明顯分歧。所得到的實(shí)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(zhǎng)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(shí)證方法可歸納為兩類：一是利用OLS進(jìn)行線性回歸，但無(wú)法發(fā)現(xiàn)變量間因果關(guān)系；二是利用Granger因果檢驗(yàn)進(jìn)行研究，但很少涉及動(dòng)態(tài)分析。具體處理中，普遍存在如下問(wèn)題：第一，采用名義GDP，無(wú)法反映真實(shí)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(duì)貨幣中性和內(nèi)生性問(wèn)題的不同認(rèn)識(shí)，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(shí)際GDP季度同比增長(zhǎng)率和廣義貨幣供應(yīng)量M2季度同比增長(zhǎng)率的最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，應(yīng)用Granger因果檢驗(yàn)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(dòng)態(tài)分析，實(shí)證研究我國(guó)貨幣中性和內(nèi)生性問(wèn)題，以期揭示現(xiàn)階段貨幣增長(zhǎng)率和產(chǎn)出增長(zhǎng)率的關(guān)系。

貨幣因素影響宏觀經(jīng)濟(jì)的機(jī)制分析

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)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(jià)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(shuō)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(jī)制理論，貨幣政策影響宏觀經(jīng)濟(jì)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(shuō)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(jī)構(gòu)，認(rèn)為利率是貨幣傳導(dǎo)機(jī)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(gè)因素。傳導(dǎo)機(jī)制可表示為：Ms↑→r ↓→I ↑→Y↑。

第二，匯率傳導(dǎo)渠道。以浮動(dòng)匯率制為前提，即在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，貨幣供應(yīng)量上升，實(shí)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(chǎng)傳導(dǎo)渠道。貨幣主義認(rèn)為股票價(jià)格通過(guò)托賓q理論和財(cái)富效應(yīng)兩種途徑作用于貨幣政策傳導(dǎo)。股票市場(chǎng)傳導(dǎo)渠道發(fā)揮作用以資本市場(chǎng)高度成熟為前提，在資本市場(chǎng)不發(fā)達(dá)國(guó)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(guò)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(jī)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(guò)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(cái)富效應(yīng)，通過(guò)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(chǎng)化國(guó)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(xiǎn)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(yàn)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(yàn)

由于我國(guó)利率仍未實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)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(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)中貨幣因素的作用。

我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)中貨幣因素的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

中國(guó)目前公布的貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)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(chǔ)蓄存款等是投資資金重要來(lái)源，本文用廣義貨幣供應(yīng)量M2的增長(zhǎng)率反應(yīng)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)情況，同時(shí)選取剔除價(jià)格因素影響的實(shí)際GDP增長(zhǎng)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)。下文中使用M2和GDP分別代表上述兩個(gè)增長(zhǎng)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?yàn)樗袛?shù)據(jù)均為季度同比增長(zhǎng)率，所以無(wú)需采用季節(jié)調(diào)整和對(duì)數(shù)化等數(shù)據(jù)處理方法。本文數(shù)據(jù)全部來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站和中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。樣本總數(shù)為38個(gè)，分析軟件采用Eviews5.0。

（二）ADF單位根檢驗(yàn)

VAR模型要求所使用的時(shí)間序列變量M2和GDP是平穩(wěn)的，而隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)常常因?yàn)榇嬖谛蛄邢嚓P(guān)不滿足白噪聲假設(shè)，故采用ADF方式檢驗(yàn)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(shí)間序列，即本身都是非平穩(wěn)時(shí)間序列，而一階差分后的d GDP 和d M2都是平穩(wěn)時(shí)間序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。

（三）VAR模型滯后階數(shù)的確定及其平穩(wěn)性檢驗(yàn)

滯后階數(shù)的選擇可能影響 VAR 模型估計(jì)結(jié)果。滯后期過(guò)小，可能導(dǎo)致誤差項(xiàng)存在嚴(yán)重序列相關(guān)，滯后期過(guò)大，則會(huì)影響自由度。本文采用LR檢驗(yàn)、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(guò)AR根表對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示，特征值的模都在單位圓內(nèi)，可見(jiàn)VAR（1）模型是平穩(wěn)的。

（四）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

由于一階差分后的d GDP 和d M2都是平穩(wěn)時(shí)間序列，因而可以利用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。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(jì)值；第二步，用ADF對(duì)回歸殘差序列估計(jì)值進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定其有無(wú)長(zhǎng)期關(guān)系，得到T檢驗(yàn)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(yàn)值小于在10%的顯著水平下的臨界值，檢驗(yàn)結(jié)果表明，GDP與M2之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（五）Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系只能表明GDP與M2之間存在長(zhǎng)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(yàn)可以檢驗(yàn)M2增長(zhǎng)率是否是GDP增長(zhǎng)率的Granger原因（即貨幣是否中性）和GDP增長(zhǎng)率是否是M2增長(zhǎng)率的Granger原因（即貨幣是否內(nèi)生）。本文Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4所示。

首先檢驗(yàn)貨幣是否能影響實(shí)物經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，即貨幣中性問(wèn)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(shí)物經(jīng)濟(jì)波動(dòng)（貨幣非中性）；接下來(lái)檢驗(yàn)實(shí)物經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是否影響貨幣供給，即貨幣內(nèi)生性問(wèn)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(shí)物經(jīng)濟(jì)波動(dòng)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(shí)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(yàn)，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(dòng)態(tài)特征：脈沖響應(yīng)可以分析每個(gè)內(nèi)生變量的變動(dòng)對(duì)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(gè)內(nèi)生變量的波動(dòng)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(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)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(duì)GDP沖擊的響應(yīng)。對(duì)GDP的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息（VAR（1）中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)）的沖擊，M2在前兩期迅速減少，第三期開(kāi)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(zhǎng)期來(lái)看，GDP 對(duì)M2的沖擊為負(fù)值。圖2反映GDP對(duì)M2沖擊的響應(yīng)。對(duì)M2的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息的沖擊，GDP正響應(yīng)開(kāi)始反應(yīng)較強(qiáng)烈，第四期后保持平穩(wěn)并略有下降。

圖3為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的方差分解圖。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沖擊對(duì)其自身波動(dòng)的貢獻(xiàn)度由開(kāi)始的100% 降低至第六期的70%后保持平穩(wěn)，貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率波動(dòng)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(zhǎng)率的方差分解圖。反映了貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率沖擊對(duì)其自身波動(dòng)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(jì)增長(zhǎng)率沖擊對(duì)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率波動(dòng)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(shí)證結(jié)果分析說(shuō)明

Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，在我國(guó)貨幣供給具有非中性和內(nèi)生性特點(diǎn)。貨幣供給非中性說(shuō)明當(dāng)前通過(guò)貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)是有效的，以信貸渠道為主的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制能夠發(fā)揮一定作用。我國(guó)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(shí)上無(wú)法絕對(duì)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(kāi)市場(chǎng)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(chǎng)不健全，債券市場(chǎng)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(guò)分析收益、成本和風(fēng)險(xiǎn)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(jiàn)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(guó)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(lái)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(chǔ)備余額為3.24萬(wàn)億美元，外匯占款比例高達(dá)85%，在有管理浮動(dòng)匯率制度下央行通過(guò)外匯占款投放基礎(chǔ)貨幣具有很強(qiáng)順周期性。公眾方面，主要通過(guò)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(dòng)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(jī)性貨幣需求與利率成反比。

表4 Granger因果檢驗(yàn)

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

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

圖3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的方差分解

圖4 貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率的方差分解

脈沖響應(yīng)的結(jié)果說(shuō)明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快時(shí)，人們對(duì)未來(lái)預(yù)期樂(lè)觀，會(huì)增加消費(fèi)和投資，進(jìn)一步刺激經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，從而加劇通脹壓力，政府一般會(huì)采取緊縮貨幣政策，預(yù)防通脹，保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)；但是隨著經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，消費(fèi)投資等貨幣需求量上升，此時(shí)貨幣當(dāng)局一般會(huì)適當(dāng)增加貨幣供給，以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)貨幣的需要。另一方面，貨幣供給量增加有利于刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展，如圖2所示我國(guó)存在托賓效應(yīng)；但從長(zhǎng)期看，增加貨幣供給最終導(dǎo)致通脹壓力，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用減弱。

方差分解的結(jié)果說(shuō)明，一方面我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要受制于實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響，如圖3所示；另一方面，如圖4所示，隨著時(shí)間的推移，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率影響逐漸顯著，貨幣內(nèi)生性增強(qiáng)，符合當(dāng)前我國(guó)宏觀調(diào)控雙著力框架下財(cái)政政策的安排，綜合運(yùn)用積極的財(cái)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(shí)序數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，主要結(jié)論如下：第一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且通過(guò)雙向Granger因果檢驗(yàn)，證明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率是貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率的Granger原因，即貨幣供應(yīng)存在內(nèi)生性，同時(shí)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的Granger原因，即貨幣非中性；第二，我國(guó)存在托賓效應(yīng)，即貨幣供給量的變化影響宏觀實(shí)物經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，但長(zhǎng)期可能會(huì)加劇通脹壓力，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用減弱；第三，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要受制于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，并且隨著時(shí)間的推移，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)影響逐漸顯著，貨幣內(nèi)生性增強(qiáng)。

綜上得到如下政策啟示：一方面，目前貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率仍超過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，在一定程度上會(huì)加劇通脹趨勢(shì)，現(xiàn)階段應(yīng)繼續(xù)保持穩(wěn)健的貨幣政策，同時(shí)運(yùn)用積極的財(cái)政政策避免過(guò)于緊縮的貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的損害；另一方面，從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，只有實(shí)行浮動(dòng)匯率制度、逐步開(kāi)放資本賬戶以實(shí)現(xiàn)資本自由流動(dòng)、逐步實(shí)現(xiàn)人民幣自由兌換，影響我國(guó)貨幣政策有效性的再貸款和外匯占款問(wèn)題才能得以緩解。這也是中國(guó)成為世界經(jīng)濟(jì)強(qiáng)國(guó)的必要條件。

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