我國貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)及其傳導(dǎo)路徑的實證研究

貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的有無或大小直接回答了貨幣是否中性以及貨幣政策的有效性問題，其政策意義在于為是否選擇貨幣供應(yīng)量作為一國貨幣政策的中介目標提供了判別標準。不同國家貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)存在差異，同一國家不同階段貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)也是不斷變化的，這種差異和變化又與貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑密切相關(guān)。我國從1996年開始把貨幣供應(yīng)量作為中介目標。1998年取消了貸款限額控制后，貨幣供應(yīng)量作為中介目標的地位得到進一步強化。十余年來，隨著我國利率市場化改革的推進和對外開放程度的提高，貨幣供應(yīng)量作用于產(chǎn)出的內(nèi)外部環(huán)境都發(fā)生了顯著變化。因此，考察這一期間貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)、傳導(dǎo)路徑及其傳導(dǎo)效果，對正確選擇貨幣政策的中介目標，疏通傳導(dǎo)路徑，增強貨幣政策的有效性有著重要的現(xiàn)實意義。一、理論回顧與實證研究綜述(一)理論回顧。對于貨幣供給是否存在產(chǎn)出效應(yīng)，古典學(xué)派和新古典學(xué)派的經(jīng)濟學(xué)家都認為貨幣供給量的變化只影響一般價格水平，不影響實際產(chǎn)出水平，因而貨幣是中性的。隨著西方國家經(jīng)濟的快速發(fā)展以及貨幣調(diào)節(jié)作用的顯現(xiàn)，貨幣中性論對現(xiàn)實經(jīng)濟的解釋作用不斷下降。凱恩斯是真正指出貨幣對經(jīng)濟具有巨大作用的人。凱恩斯認為，只要存在未被利用的資源，那么總需求的擴大就會使產(chǎn)出增加，影響總需求的財政政策和貨幣政策是有效的。以弗里德曼為代表的貨幣學(xué)派認為貨幣數(shù)量的變動是經(jīng)濟短期波動的主要因素，但不是影響產(chǎn)出等宏觀經(jīng)濟因素實際數(shù)值長期變動的重要因素?？偟膩砜?，目前學(xué)術(shù)界的主流觀點認為貨幣供應(yīng)量的變化在短期內(nèi)對產(chǎn)出產(chǎn)生影響，但在長期對產(chǎn)出不產(chǎn)生影響，即貨幣在長期是中性的(劉斌，2002)。對于貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑的研究，傳統(tǒng)的貨幣政策傳導(dǎo)機制理論包括凱恩斯學(xué)派和貨幣主義學(xué)派，均認為貨幣政策的傳導(dǎo)過程僅是通過貨幣途徑完成的。兩者的主要區(qū)別在于，凱恩斯學(xué)派強調(diào)利率在貨幣政策傳導(dǎo)機制中的作用，而貨幣學(xué)派強調(diào)貨幣供應(yīng)量的變化并不是通過利率，而是直接影響名義國民收入。概括起來，貨幣供給變動引致產(chǎn)出變動的傳導(dǎo)機制，亦即貨幣政策傳導(dǎo)機制可歸納為以下三種類型：凱恩斯學(xué)派的利率傳導(dǎo)機制、貨幣主義學(xué)派的資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機制和信貸傳導(dǎo)機制。從需求角度考察，引致產(chǎn)出變動的主要動因包括投資、消費和凈出口。因此，基于對產(chǎn)出變動的直接影響，貨幣供給變動到產(chǎn)出變動的眾多傳導(dǎo)渠道皆可分別歸結(jié)到影響投資、消費或凈出口，進而影響產(chǎn)出的傳導(dǎo)路徑。由此，貨幣供給作用于產(chǎn)出的傳導(dǎo)路徑可以歸結(jié)為如下三種簡化形式：1、M(貨幣供應(yīng))↑→I(投資)↑→Y(產(chǎn)出)↑。這條傳導(dǎo)路徑包括了利率傳導(dǎo)渠道、托賓Q理論的傳導(dǎo)渠道、銀行貸款渠道以及資產(chǎn)負債表渠道。2、M(貨幣供應(yīng))↑→消費(C)↑→Y(產(chǎn)出)↑。這條傳導(dǎo)路徑主要是對財富效應(yīng)的貨幣傳導(dǎo)渠道的簡化。3、M(貨幣供應(yīng))↑→NX(凈出口)↑→Y(產(chǎn)出)↑。這條傳導(dǎo)路徑主要是對匯率渠道的貨幣傳導(dǎo)渠道的簡化。(二)實證研究綜述。1.關(guān)于貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)。Friedman和Schwartz(1963)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量的變化對短期產(chǎn)出的波動會產(chǎn)生影響。Sims(1972)以美國數(shù)據(jù)作為樣本，用名義GDP和貨幣供給建立雙變量模型，引入Granger因果檢驗方法考察貨幣供給和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貨幣供給的變化是名義產(chǎn)出變化的顯著原因。但是，McCandless和Weber(1995)通過考察不同貨幣供給口徑下110個國家近30年的產(chǎn)出增長率、平均通脹率和貨幣供應(yīng)量增長率之間的關(guān)系后得出結(jié)論：長期來看，產(chǎn)出增長率和貨幣供應(yīng)量增長率沒有相關(guān)性。Georgios(1996)利用戰(zhàn)后歐洲國家的年度數(shù)據(jù)進行實證研究，得出正的貨幣沖擊對產(chǎn)出增長幾乎沒有作用，而負的貨幣沖擊對產(chǎn)出則有明顯的減少作用。近年來，國內(nèi)學(xué)者也開始注重對貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)進行實證研究。易綱(1996)考察了改革前和改革后不同時期貨幣與收入之間因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)1953-1978年間廣義貨幣M2對國民收入不存在Granger意義上的因果關(guān)系，而在改革期間(1978-1991)貨幣供給對經(jīng)濟活動有影響。劉斌(2002)分別采用單方程分析和多方程分析，對我國貨幣供應(yīng)量和產(chǎn)出二者關(guān)系進行實證研究發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)貨幣供給的變化對產(chǎn)出有影響，但長期內(nèi)產(chǎn)出的變化與貨幣供應(yīng)量的變化沒有必然的關(guān)系，貨幣在長期是中性的，產(chǎn)出的變化主要由實質(zhì)部門因素確定。丁佳(2005)通過Granger檢驗得出結(jié)論：M1、M2是影響產(chǎn)出變化的重要原因，而且M2對GDP的影響大于M1。曾令華(2006)通過對1996-2005年間貨幣供應(yīng)量與物價、產(chǎn)出的相互關(guān)系的分析，表明M2對產(chǎn)出有很強的促進作用。劉傳哲和聶學(xué)峰(2007)通過對貨幣、利率、GDP、CPI之間關(guān)系的實證分析認為：我國貨幣供應(yīng)量對實際GDP的增長有正向影響，貨幣具有明顯的非中性特征?？傊?，國內(nèi)外關(guān)于貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的實證研究由于研究對象的差異、所使用的研究方法、模型和數(shù)據(jù)不同，所得到的結(jié)論仍然存在較多分歧。2.關(guān)于我國貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑對我國貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑的實證研究主要見于對貨幣政策傳導(dǎo)機制的實證研究成果之中。王振山和王志強(2000)采用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗方法，對我國貨幣政策傳導(dǎo)途徑進行實證分析，認為20世紀80年代和90年代，信用渠道都是我國貨幣政策的主要傳導(dǎo)途經(jīng)。周英章和蔣振聲(2002)運用協(xié)整與基于向量自回歸模型的格蘭杰因果檢驗和預(yù)測方差分解等分析方法，對中國1993-2001年間的貨幣政策傳導(dǎo)機制進行實證分析，結(jié)果表明中國的貨幣政策是通過信用渠道和貨幣渠道的共同傳導(dǎo)發(fā)揮作用的，相比之下信用渠道占主導(dǎo)地位。汪紅駒(2003)對中國貨幣傳遞途徑影響貨幣政策的有效性進行了數(shù)量分析，認為中國以利率為中心的貨幣傳遞途徑并不順暢，主要傳遞途徑是信貸途徑。但是，孫明華(2004)運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、向量自回歸模型等技術(shù)，對我國從1994年第一季度至2003年第一季度期間的貨幣政策傳導(dǎo)機制進行實證分析，結(jié)果顯示，在樣本期間內(nèi)，我國貨幣政策是通過貨幣渠道而不是信貸渠道對實體經(jīng)濟產(chǎn)生影響。李瓊、王志偉(2007)也得出了相似的結(jié)論。劉傳哲和聶學(xué)峰(2007)從貨幣政策影響總需求從而作用于實際總產(chǎn)出的角度出發(fā)，具體分析了貨幣政策通過投資、消費、國際貿(mào)易傳遞的具體途徑，并通過預(yù)測方差分解得出實證結(jié)論：M1比名義利率對投資的影響更大，但總體而言，貨幣政策對投資的影響很??；M0對消費的影響大于名義利率的影響，其貢獻為35.70％；M1對凈出口的影響最大，其貢獻為18％。上述實證研究存在兩大特點，一是大多著眼于整體貨幣政策的傳導(dǎo)途徑，主要圍繞貨幣途徑和信貸途徑進行。但由于應(yīng)用的方法、樣本區(qū)間等不同而得出了不一致甚至相反的結(jié)論；二是絕大部分研究側(cè)重貨幣政策傳導(dǎo)中的利率、信用等中間因素，以三大需求變量為傳導(dǎo)路徑且對其傳導(dǎo)環(huán)節(jié)的效果進行的實證研究還很少見。劉傳哲、聶學(xué)峰(2007)在這方面進行了有益探索，但對三變量作用于產(chǎn)出這一環(huán)節(jié)沒有作進一步的實證分析。二、我國貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)及其傳導(dǎo)路徑的實證檢驗以前述理論總結(jié)的結(jié)論為線索，本文首先對我國貨幣供給與產(chǎn)出之間的關(guān)系進行實證檢驗，以考察我國貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)；進而分別對投資、消費和凈出口三條可能的傳導(dǎo)路徑的傳導(dǎo)效果進行實證檢驗。(一)變量選取與數(shù)據(jù)預(yù)處理。比較M0、M1、M2的變動趨勢及其與GDP變動趨勢的匹配性，發(fā)現(xiàn)M2走勢比較平穩(wěn)，更具觀測價值，因此選擇M2作為貨幣供給的代理變量；由于實際GDP更能準確反映一國產(chǎn)出的實際情況，故用其作為產(chǎn)出的代理變量，并通過名義GDP除以CPI得出，以SJGDP表示。分別選用固定資產(chǎn)投資完成額、社會消費品零售總額、出口產(chǎn)品價值與進口產(chǎn)品價值的差額作為投資、消費、凈出口的代理變量，并分別以I、C、NX表示。選取上述變量1999年第1季度至2009年第1季度的季度數(shù)據(jù)作為研究樣本。數(shù)據(jù)來源于CCER、中國人民銀行網(wǎng)站及中國商務(wù)部網(wǎng)站。所有原始數(shù)據(jù)均采用X12方法進行季度調(diào)整，為消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，相關(guān)序列均取自然對數(shù)，并在表示相應(yīng)變量的字符前加ln。由于取對數(shù)時，其值不能為負，而凈出口NX不能滿足要求，因此建模時用“出口/進口”代替NX。采用Eviews5進行相關(guān)數(shù)據(jù)檢驗。用ADF法對lnM2、lnSJGDP、lnI、lnC和lnNX作平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果顯示變量在5％顯著性水平下均為I(1)序列。(二)貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)實證檢驗。1.協(xié)整檢驗應(yīng)用EG兩步法進行協(xié)整檢驗。首先，對lnSJGDP和lnM2進行協(xié)整回歸：檢驗結(jié)果表明，在5％水平下ê是平穩(wěn)的，因此lnSJGDP和lnM2之間存在協(xié)整關(guān)系。2.Granger因果關(guān)系檢驗。根據(jù)SC準則確定最優(yōu)滯后期為1，對lnSJGDP和lnM2進行Granger因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表2所示。由檢驗結(jié)果知，M2是引起實際GDP變動的Granger原因，而實際GDP不是M2的Granger原因。綜上可知，我國貨幣供給M2與實際GDP存在長期均衡關(guān)系，且M2是實際GDP變動的原因，可以認為我國存在貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)。(三)貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)傳導(dǎo)路徑的實證檢驗。以下對貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的三條傳導(dǎo)路徑進行實證檢驗，即：路徑一：貨幣供給(M2)→投資(I)→產(chǎn)出(Y)，簡稱“投資路徑”。路徑二：貨幣供給(M2)→消費(C)→產(chǎn)出(Y)，簡稱“消費路徑”。路徑三：貨幣供給(M2)→凈出口(NX)→產(chǎn)出(Y)，簡稱“凈出口路徑”。1.協(xié)整檢驗。分別對上述三條傳導(dǎo)路徑的相關(guān)變量進行協(xié)整檢驗，以考察各變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。檢驗結(jié)果分別如表3、表4、表5所示。從表3、表4、表5可以看出：三條傳導(dǎo)路徑各自的相關(guān)變量之間的協(xié)整關(guān)系均成立，即：貨幣供給、投資與產(chǎn)出；貨幣供給、消費與產(chǎn)出；貨幣供給、凈出口與產(chǎn)出三組變量各自均存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。2.Granger因果關(guān)系檢驗。上述協(xié)整檢驗驗證了三條傳導(dǎo)路徑各自的相關(guān)變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。為了進一步確認各變量之間影響與被影響的關(guān)系即傳導(dǎo)關(guān)系，以下分別對“投資路徑”、“消費路徑”、“凈出口路徑”相關(guān)變量進行Granger因果關(guān)系檢驗。根據(jù)SC準則確定最優(yōu)滯后期均為1，結(jié)果如表6、表7、表8所示(5％顯著性水平)。從表6、表7、表8分別可知：LnM2是lnI的Granger原因，lnI是lnSJGDP的Granger原因，證明“投資路徑”存在；lnM2是lnC的Granger原因，lnC是lnSJGDP的Granger原因，證明“消費路徑”存在；lnM2是lnNX的Granger原因，但lnNX不是lnSJGDP的Granger原因，證明從凈出口到產(chǎn)出的傳導(dǎo)發(fā)生阻滯和逆轉(zhuǎn)，“凈出口路徑”不存在?；谝陨辖Y(jié)論，下文進一步對“投資路徑”和“消費路徑”的傳導(dǎo)效果作比較分析。3.傳導(dǎo)效果的比較分析。從理論上講，貨幣供給的變動經(jīng)由投資和消費對產(chǎn)出產(chǎn)生影響的過程分為兩個環(huán)節(jié)，其一，貨幣供給變動引致投資、消費變動；其二，投資、消費變動引致產(chǎn)出變動。以下從這兩個環(huán)節(jié)對“投資路徑”和“消費路徑”對貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的傳導(dǎo)效果進行實證比較。(1)貨幣供給對投資、消費的作用效力比較。分別考察貨幣供給對投資、消費的作用效力，建立回歸方程如(1)(2)所示。從(1)(2)式可知，投資、消費對貨幣供給的彈性系數(shù)分別為1.4577和0.8719，顯然，貨幣供給對投資的作用效力明顯大于對消費的作用效力。(2)投資、消費對產(chǎn)出的作用效力比較分別建立投資、消費與實際GDP之間的狀態(tài)空間模型(SSM)，其運行結(jié)果如表9、表10所示?；诹繙y方程的估計結(jié)果，利用狀態(tài)序列svli、svlc分別生成投資、消費對實際GDP的時變效率運行軌跡，如圖1、圖2所示。圖1投資對實際GDP的時變效率運行軌跡圖2消費對實際GDP的時變效率運行軌跡從圖1中可以看出，投資彈性總體波動性較小，波動區(qū)間為0.6318-0.6427，平均彈性為0.6350?？傮w上看，自1999年以來投資對實際經(jīng)濟增長的作用效力呈現(xiàn)下降趨勢，自2005年后雖有緩慢回升，但其作用效力大不如前。從圖2中可以看出，消費彈性總體波動性也不大，波動區(qū)間為1.0338-1.0440，平均彈性為1.0365。總體上看，消費彈性從1999年第一季度的1.0440下降到2004年第三季度的1.0338之后緩慢回升，在2007年第一季度出現(xiàn)跳躍式的上升后在1.037附近徘徊。兩者比較，投資、消費對產(chǎn)出的作用效力有著近似的變動趨勢，但從平均水平來看，后者明顯大于前者。三、結(jié)論與啟示第一，我國貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)是存在的。實證檢驗結(jié)果表明：我國貨幣供給M2與實際GDP之間存在協(xié)整關(guān)系，且M2是引起實際GDP變動的原因，而實際GDP對M2沒有反饋作用。就貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的大小而言，我國實際GDP對貨幣供給的彈性系數(shù)為0.9223，說明我國貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)是顯著的。上述實證檢驗結(jié)果表明，我國現(xiàn)階段貨幣供給與經(jīng)濟增長之間存在著密切的關(guān)系，貨幣是非中性的。說明我國現(xiàn)階段重視貨幣政策的作用是正確的，在貨幣政策操作中選擇貨幣供應(yīng)量作為中介目標具有合理性和有效性。第二，對貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的三條傳導(dǎo)路徑進行實證檢驗的結(jié)果顯示：投資、消費和凈出口與M2及實際GDP之間的協(xié)整關(guān)系均成立；以“M2→投資→實際GDP”和“M2→消費→實際GDP”表示的因果關(guān)系通過檢驗，說明貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的“投資路徑”和“消費路徑”是有效的。但“凈出口路徑”的因果關(guān)系表現(xiàn)為“M2→凈出口←實際GDP’，顯示從凈出口到實際GDP的傳導(dǎo)發(fā)生了逆轉(zhuǎn)：凈出口不是導(dǎo)致產(chǎn)出變動的原因，而是產(chǎn)出變動導(dǎo)致了凈出口的變動。由此可見，貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的“凈出口路徑”在我國并不成立。這與經(jīng)典理論的結(jié)論不一致。說明在我國，雖然貿(mào)易順差較大且長期存在，但其原因更多地表現(xiàn)在中低端產(chǎn)品產(chǎn)能過剩的對外“溢出”上，這種凈出口在一定程度上是“被動”的，由國內(nèi)產(chǎn)出所推動。因此，疏通貨幣供給產(chǎn)出效應(yīng)的“凈出口路徑”的重點在于改善我國出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)，提高出口產(chǎn)品競爭力，同時壓縮落后和過剩產(chǎn)能，從而使凈出口