導語：貨幣產出方程的檢驗研討一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

文獻回顧:貨幣對產出的相關經驗研究

(一)圣路易斯方程的提出和發展研究貨幣與實際產出之間關系的最直接的辦法，就是對貨幣和實際產出進行回歸檢驗。最早也是最簡明的貨幣—產量回歸模型，是由美國圣路易斯聯邦儲備局的Anderson和Jordan于1968年完成的。因此，產量對貨幣的這一回歸方程在宏觀經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出之間的相互影響關系。［2］Leeuw和Kalchbrenner(1969)認為，美聯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學者對貨幣的產出效應認識基本一致。多數學者認為，貨幣供應量波動與產出波動在長期以來存在著穩定的相互影響。孫立(2003)根據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出的影響效應。他認為適度貨幣政策對國民經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出缺口的政策響應函數，同時描述中國經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濟波動的被動調整傾向，或者構成導致和維持經濟波動的基本政策因素。在包含貨幣政策效應時，中國財政政策的經濟穩定效應有所增強，然而其反周期操作的超前干預能力減弱。［7］劉霞輝(2004)認為在中國市場發育水平較低的情況下，頻繁的貨幣供給量波動是經濟波動的主要原因。［8］國內對貨幣供應量變動影響產出變動的傳導機制研究。戰明華與李生校(2005)利用1995－2003年的季度數據，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出的影響，分析結果認為由于M2中城鄉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對產出變化具有實質性影響，而且這種影響具有持久性。［9］張茵與萬廣華(2005)發現貨幣波動只是被動適應產出和價格的變化。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，利用季度數據和多項分布滯后模型來探究貨幣與實際產出之間的相互關系和貨幣產出效應的滯后長度。

模型、數據選取和技術說明

(一)分布滯后模型說明本文貨幣產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濟變量作用的時間滯后效應，長期影響以及經濟變量之間的動態影響關系，用于評價經濟政策的中長期效果，屬于動態計量分析的范疇。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，兩者的參數估計有所不同。本文運用阿爾蒙多項式法來進行參數估計，在2階阿爾蒙多項式，將滯后期長度取到4期。考慮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，以考慮貨幣對產出的滯后影響;C，T分別代表常數項和時間趨勢，以解釋實際產出增長中的長期趨勢;D代表季節虛擬變量，以控制變量中有規則的季節變動。由于研究數據是季度數據，所以本文設計三個虛擬變量，來區別一年中的四個季度。(二)數據選取本文所采用的主要變量是實際產出和貨幣供給量，用實際GDP來代表實際產出，而采用流通中的M1和M2來代表貨幣供給量。樣本時間區間為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計概覽》。根據說明，各口徑貨幣供應量的含義是:M0=流通中的現金;M1=M0+活期存款;M2=M1+定期存款+儲蓄存款+其他存款。而GDP樣本值數據來自《中華人民共和國國家統計局季度數據庫》。1994—2011年之間的名義國內生產總值通過計算，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，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，國內外學者存在一定的爭議。當今世界主要發達國家的中央銀行相比M1更為重視M2。國內學者認為，中國的金融發達程度比較低，貨幣傳導機制不暢，M1比M2對經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，采用月度數據使用似不相關回歸方法(SeeminglyUnrelatedRegression)來研究名義匯率傳遞對國內價格和貨幣政策的影響。［11］根據本文的實際情況多項式選擇2次，滯后的階數為4，用普通最小二乘法回歸估計模型參數。(四)描述性統計分析描述性統計的優點在于可以直觀的揭示變量之間的相關關系與動態變化特征。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，且呈現出一定的滯后性。改革開放之后，中國經濟開始較快增長，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年起經濟增長減緩。從1999－2000年經濟有所回升，但是在2001年之后經濟增長仍然緩慢。從2002年后國內實際產出逐季加速，經濟重新進入擴張階段，延續了長達五年經濟高增長的態勢，直到2008年美國金融危機的爆發向全球蔓延之時。2009年中國實際產出增長速度達到谷底，目前正處在逐漸恢復之中。圖1實際產出和不同口徑貨幣增長率關系圖中國經濟波動的同時，不同口徑貨幣供應量變動也不一致。在1992年前后經濟出現過熱的狀況，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年經濟成功實現軟著陸。在此之后央行在1996—1997年連續三次降息，在1998—1999年又連續四次降息，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，擴大公開市場業務，標志著中國貨幣政策操作由直接調控轉變為間接調控。1998—2001年的貨幣政策順應當時國內經濟發展的需要，在緩解外部沖擊的同時促進內需增加，貨幣政策在促進經濟增長方面起到了積極作用。2001年底中國加入世界貿易組織，從此對外貿易進入了快速發展的新階段。中國憑借自身的勞動力優勢，迅速成為全球加工貿易順差大國。央行在2001年之后連續五年的貨幣政策操作主要內容就是反流動性過剩。而我國流動性過剩的主要原因是經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的基礎貨幣供應量增加。［12］隨著2007年美國次貸危機的爆發之后，全球經濟的萎靡，我國寬松的貨幣政策再次回歸。

檢驗結果

(一)數據平穩性檢驗時間序列數據最基本的要求就是數據的平穩性。否則，兩個非平穩的時間序列數據回歸的結果很可能出現“偽回歸”現象，即在統計結果上表現良好，但是不能給實際經濟以有力的解釋。本文中所使用的季節數據，實際GDP和M1、M2在不經處理之前都是非平穩的時間序列數據。在通過對GDP和M1、M2對數變化，在求出一階差分值時，就變成了不含單位根過程的平穩時間序列數據。選擇這個對數差分即變量的增長率，不僅可以滿足時間序列的平穩性，而且可以充分反映經濟運行情況。(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出進行回歸，運用多項分布滯后技術來分別進行參數估計，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。經過對比和調整，貨幣存量當期、滯后三期組合與實際產出回歸，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。回歸結果如下: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)從參數估計的顯著性來看，貨幣存量當期和滯后三期與實際產出之間存在著穩定的經濟關系。從模型回歸系數符號本身來看，實際產量的增長同當期貨幣存量的增長呈反向變動，而實際產量的增長與當期貨幣存量的滯后三期增長呈正向變動。方程短期乘數是－0.5041，延期乘數是0.2731，長期乘數是－0.231。檢驗結果表明，貨幣存量前期的增加與實際產出的增加是正相關的，從長期來看貨幣對產出的影響并非中性。貨幣的內生性和外生性的出現依賴于一定的條件，同時貨幣內生性和外生性也有著豐富的表現形式。［13］然而，貨幣對產出的影響并非當期得以實現，通常經過兩個季度的滯后才有所表現。當期的實際產出與當期的貨幣存量變動呈現負相關，說明貨幣當局在貨幣政策的執行上傾向于反向操作，奉行貨幣相機抉擇政策的表現，貨幣政策在中國成為緩和經濟波動的重要工具。綜合來看，貨幣當局根據當季的實際產出來調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。(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，那么其在統計上的表現是變量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，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統計量。由于格蘭杰因果檢驗只對平穩變量有效，文中ADF法檢驗結果表明，各變量經過一階對數差分處理后均在不同程度上平穩，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。根據統計指標的定義，M1包含了流通中的現金和活期存款，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流動資金狀況。而實際產出的變動直接影響企業的經營狀況，進而影響企業對貨幣的實際需求。從表面上看，只有在滯后兩階的情況下，實際GDP才與M2表現出一定的格蘭杰因果關系。考慮到貨幣對產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出的響應。總體看來，貨幣供應呈現一定的內生性，貨幣供給在相當程度上由需求所決定。經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出內生性，滿足了經濟增長的要求。［14］貨幣的實際產出效應呈現明顯的滯后性，但是這個時滯基本維持在半年到一年以內，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對經濟的宏觀調控。

模型結論性評述

圣路易斯方程這種簡單的貨幣－產出回歸，其理論本質就是宏觀經濟學中社會總需求函數。在現代宏觀經濟學中，總需求函數表示為物價總水平與產品總需求之間的變動關系;總供給函數表示為物價總水平與產品總供給之間的變動關系。圣路易斯方程就是運用現代貨幣數量論來簡單地推斷出貨幣增長率與經濟增長率之間的關系。長期增長的基本條件是一國經濟增長率接近自然增長率。改革開放以后，國內經濟基本上實現了較長期高速穩定的增長。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年之前中國經濟增長仍將處于經濟增長的長波周期之內，這就意味著在此期限之內，經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略目標。［15］貨幣政策作為宏觀調控的重要工具之一，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:既能將通貨膨脹穩定在較低水平，又能實現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域之內。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。從實際經驗來看，各國的貨幣政策目標大多都是在單一規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，貨幣政策就會轉向單一規則控制物價水平。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節區間為2.196%－3.123%，對經濟增長率的調節區間為8.152%－8.183%。［16］這一目標域意味著當經濟增長率或通貨膨脹率高于調節區間的上限，央行應以通貨膨脹為主要調控目標，實施適度從緊的貨幣政策;當經濟增長率或通脹率低于調節區間的下限時，央行應以經濟增長為主要調控目標，實施適度寬松的貨幣政策。李雪松和王秀麗(2011)發現價格型貨幣政策工具效果較強但持續期較短，而數量型貨幣政策工具效果較為溫和但持續期較長。因此建議央行在運用貨幣政策調控宏觀經濟時，注重價格型貨幣政策工具與數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出在不同時間呈現不同方向的變動，貨幣存量當期與實際產出是反方向變動，而貨幣存量的滯后三期是同方向變動。貨幣當局根據經濟形勢的變動，運用貨幣政策來實現經濟波動的緩和化。［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，致使其宏觀調控效果大打折扣，甚至可能加劇經濟波動。中國貨幣政策是一種不穩定的貨幣政策規則，通貨膨脹或者通貨緊縮的發生有著自我實現的機制。［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濟波動，反而可能加劇經濟波動。2007年中國經濟經歷了自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“穩健”轉為“從緊”。一年之內，中國人民銀行連續6次上調人民幣存貸款利率。其中，一年期存款基準利率從2007年初的2.52%上調至年末的4.14%，累計上調1.62個百分點。然而，美國在2007年夏天的次貸危機，把全球經濟帶入經濟危機的境地。長期以來，依靠出口拉動經濟增長的中國經濟，在美國經濟危機的大背景下，也難以獨善其身。由于貨幣政策的效果顯現存在一定的滯后性，當“從緊”的貨幣政策遭遇已經開始下滑的經濟時，可能加劇經濟增長減緩的速度。事實上，從2007年第三季度開始，中國經濟增長速度開始放緩，呈現逐季回落的態勢，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濟形勢進行經濟決策的重要參考依據，對運用貨幣政策工具來促進經濟增長和緩和經濟波動，具有十分重要的意義。通過對中國實際經濟情況的考察，本文中的分布滯后模型對貨幣與產出的回歸，比較符合中國近二十年來的實際經濟波動狀態。第一、貨幣與實際產出的變動基本上呈現正向相關趨勢，從長期來看貨幣政策使經濟波動逐漸趨于緩和化;第二、從貨幣—產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量的變動呈現反方向變動，但是貨幣存量的滯后三期對實際產出呈現同方向的變動。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。貨幣政策作為宏觀調控的重要工具之一，即可以緩和經濟波動;也可能因為存在的滯后性，導致或者加劇經濟波動。貨幣對產出的影響具有明顯的非對稱性，其影響依賴于其所處的經濟周期。經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