我国产出_货币供给与价格关系实证分析

第24卷　第123期2003年5月

财经理论与实践(双月刊)

THE THEOR Y AND PRACTICE OF FINANCE AND ECONOMICS Vol 124　No 1123

May 1　2003

・理论经济・

我国产出、货币供给与价格关系实证分析

王　涛

(南开大学国际经济研究所, 　天津　300071) Ξ

摘　要:针对中国的具体情况, 建立误差修正模型, 进行实证分析发现, 长期内我国产出的变化与物价、货币供给量变化有长期的协整关系。短期内货币是非中性的, 短期货币供应量增长率对实际产出增长率有积极的作用; 短期物价增长率对实际产出增长率有抑制作用。模型中还给出了短期向长期转变的参数。

关键词:误差修正模型; 产出; 货币供给; 物价

中图分类号:　F014. 31　　　文献标识码:　A 　　　　:1003-7217(0069-04

　　

一、理论回顾与实证研究总结

产出、货币供给。不同学者。从宏观经济理论看, 古典学派认为, 货币不过是覆盖于实物经济上的一层“面纱”, 货币对实际经济过程不发生实质影响。由“萨伊定律”以及瓦尔拉斯一般均衡理论, 供给创造自己的需求, 货币只是实现商品交换的媒介, 货币数量的变化只会导致一般价格水平的变化。货币是“中性”的。

货币学派的弗里德曼认为实际货币的需求是恒久性收入的函数, 比较稳定。外生性货币供应增加, 会形成超过需求的购买力。短期内货币当局可以通过扩张性货币政策增大货币供应量使名义收入增加, 同时失业率降到自然失业率以下。名义收入的增加可以表现为价格的变化, 也可以表现为实际产量的变化。但是, 从长期看外生性货币供应增加会最终形成物价的上涨而产量又回到充分就业时的潜在产出。

理性预期学派则认为只要人们是理性预期的, 价格的增加就会等于货币的扩张, 实际产量等于潜在的产出。货币在短期也可能是“中性”, 预期到的货币数量的增加不会导致实际产量的增加, 这也就是货币政策无效性命题。

新凯恩斯主义经济学派认为实际市场由于不完全竞争、垄断、不对称信息等因素的存在, 价格不能

Ξ收稿日期:　2003-02-27

, , 至少在

。

实证研究方面看, 弗里德曼和施瓦茨(1963) 通过实证研究发现货币供给量对短期的产出产生影响, 货币存量的周期变动与实际国民收入或商业活动的周期变动之间存在着密切的关系。Stock 和Waston (1989) 的研究也得出类似的结论。McCand 2less 和Weber 在通过对110个国家近30年的产出增长率、平均通胀率和货币供给量增长率之间关系进行研究后认为从长期看产出增长率和货币供应量增长率之间没有相关性。通胀率和货币供给量增长率之间具有强相关性。

国内实证方面, 黄先开、邓述慧(2000) 采用OL S 法对中国是否存在货币政策的非对称性以及预期到的货币政策冲击对产出有无影响做实证分析, 其结论是货币供给的冲击对产出的影响非中性。曾令华(2000) 通过实证分析认为我国名义经济增长与M1,M2的增长率有显著线性相关关系; 实际经济增长率也是随货币增幅变化而变化。陆军、舒元(2002) 采用Granger 因果检验发现产出是货币供应量的原因, 同时认为在中国长期内货币中性。他们认为通过扩张性货币政策实现中国经济长期增长是不可能的。刘斌(2002) 采用VAR 方法认为在短期货币冲击会对实际部门产生影响, 长期无此影响, 长期内货币是中性的, 产量变化由实际部门确定。本文在货币供给外生的条件下分析产出、货币供给、价格三者间的关系, 作者基本认同国内学者前

) , 男, 江苏无锡人, 南开大学国际经济研究所研究生, 研究方向:世界经济。作者简介:　王涛(1977—

70财经理论与实践(双月刊) 2003年3期

期所做实证研究的结论, 即货币短期非中性, 而长期中性的观点。本文的着重点在于建立模型分析由短期转向长期过程中产出增长、外生货币供给增长以及价格增长三者间的关系。通过应用协整检验和一般到特殊的建模方法, 对我国实际产出增长、货币供给增长、价格增长的回归, 建立一个自回归分布滞后ADL 模型, 并由此建立误差修正ECM 模型, 得出我国产出变化、货币供给量变化、价格变化存在长期协整关系, 短期内货币供给量变化将会影响实际产出变化, 并且在ECM 模型中确立了短期和长期参数。从我国的实际看来, 货币是短期“非中性”, 货币政策是有效的, 但是长期的变化要服从产出变化、货币供给变化、价格变化三者间存在的长期协整关系。下面将首先讨论模型建立的理论前提以及模型构建的方法和步骤, 然后给出实证分析的结果。

二、模型建立的理论前提

、F , 然而如果变量是非平稳的话, 估计的模型就会存在虚假回归问题。如t 统计量是渐进发散的,DW 统计量依概率收敛于0等。上述的检验方法都不能再用来作为判断被解释变量与解释变量是否存在回归关系的依据。克服虚假回归的一个方法是用差分变量建立回归模型但这会使原变量间长期信息关系丧失。建立动态分布滞后模型, 然后建立误差修正模型就可以克服以上虚假回归问题。当分布滞后模型的变量非平稳时, 只要这些变量间存在协整关系, 误差修正模型中包含的变量依然会具有平稳性, 这样, ECM 模型就可以

用OL S 法估计参数, 而不存在虚假回归问题。ECM 模型的另外一个优点是ECM 模型中参数可以分为长期参数和短期参数, 这种长期和短期参数的明确划分使ECM 模型综合了长期效应和短期效应, 使得我们可以进一步看清从短期到长期的转变。以下通过实证说明我国产出增长、货币供给增长以及价格增长之间的短期与长期关系。

三、模型建立

在数据处理方面, 先对实际G DP 、货币供应量M2、价格(以1978年为基期) 取对数, 消除变量的异方差。本文考察实际G Gr 、货币供应量M2p , 对于以(DL 2) 。接下来检验数据的平稳, Gr 、Gm 、G p 进行单位根检验。本文使用的软件为E -V IEWS2。

检验结果:ADF单位根检验

Gr

Gm

G p

ΔGr ΔGm -3. 52123

ΔG p -4. 24873

ADF 检验-0. 9235-0. 8411-1. 9694-3. 99683

以上ADF 检验不带常数项, 不含线性趋势项, 滞后阶数为1阶。3表示1%显著。

上述检验结果表明G r 、G m 、G p 为一阶单整I (1) 的时间序列。

协整检验, 对Gr 、Gm 、G p 进行OL S 回归并对其回归所得的残差进行单位根检验(ADF 检验) , 以及对CRDW 进行检验。

Gr =0. 513Gm -0. 387G p +μt 　　　CRDW =1. 43　5%显著(临界值1. 31) 　通过协整检验

(13. 07) 3(-3. 70) 3括号内为t 统计量　1%显著(t 值为2. 831)

μt =-1. 132μt +0. 281Δμt -1+0. 420Δμt -2(-3. 752) 3(1. 079) (2. 00) 　　　第一个值为ADF 检验　3表示1%显著(单位根临界值为

-2. 68, 拒绝零假设) 临界值见张晓峒《计量经济分析》。

t 通过平稳性检验, 我国　　从以上结果可知残差μ

实际G DP 增长率G r 、货币供应量M2增长率G m 、价格增长率G p 之间存在着长期协整关系。但是短期三者间并不用严格服从上述的关系, 短期内货币供给增长有可能会“过度”引致产出增长, 误差修正机制使得短期内的这种非均衡不断向长期的均衡转变。

上述的增长率变量是非平稳的, 但是它们之间存在着协整的关系, 所以我们仍然可以建立误差修

正模型来进行最小二乘回归, 得出各增长率变量间的长、短期关系。首先建立自回归分布滞后ADL 模型, 根据赤池准则确立最大滞后为3期, 所以认为其一般形式为:

Gr =c +α1Grt -1+α2Grt -2+α3Grt

-3+β0Gm +β1Gm t -1+β2Gm t -2+β3Gm t -3+γ0Gp +γ1Gpt -1+γ2Gpt -2+γ3Gpt -3+μt ,

2003年第3期(总第123期) 王　涛　我国产出、货币供给与价格关系实证分析71

对上式进行回归, 剔除不显著的变量后结果如下:

被解释变量Gr

变量

Gm Gm (-1) Gm (-2) Gm (-3) G p t 统计量5%、2%、1%的临界值分别为2. 09、2. 52、2. 86(来源于《计量经济模型与经济预测》, 平

系数

0. 552

0. 2680. 1230. 0910. 447t 统计量

8. 022. 781. 411. 243. 76------狄克、鲁傧费尔德著) , 从回归结果中我们可以看出, 模型中的长期关系各变量系数的t 统计量显著, 而且与协整所得到的长期关系近似。短期参数也通过了显著性检验, 残差序列中不存在自相关。

四、实证结果与分析

从上述ECM 模型中我们可以看出短期内当期货币供给增长率G m 的增长可以使得实际G DP 增长率G r 有0. 564的增长, 说明货币供给量增长率的变化

　　R -squared =0. 864　DW =1. 99　F =17. 87

Adjusted R -squared =0. 82

模型中残差序列中不存在自相关。从模型可以看出当期以及上一期货币供应量增长率对实际产出增长率有正向的作用, 当期和上一期物价的增长率对实际产出增长率有负向的作用。

根据上述自回归分布滞后ADL 模型一般形式, 可以回归建立误差修正ECM 模型, 式如下所示:ΔGr =α1ΔGrt -1++β1Δ-t -+γ0ΔGp +γ1ΔGpt 1γ2Gpt -2θ+(1Grt -3+θ2Gmt -3+θ3Gpt -3) +μt

回归结果以及拟合图如下所示,

变量短期关系ΔGrt -1ΔGrt -2ΔGm ΔGmt -1ΔGmt -2ΔG p ΔG pt -1ΔG pt -2长期关系

Grt -3Gmt -3对实际G DP , 短期内货币G m 的G 0. 850、0. 716, 显然我国货1-2年。从我国近几年的实际情况来看, 经济总需求不足, 实际就业和产量没有达到充分就业水平, 实行货币扩张, 货币就不再是中性的, 而是有效力的。我国货币政策在短期是有效的。这里与曾令华(2000) 通过实证分析得出我国名义经济增长与M2的增长率有显著线性相关关系从而认为短期货币非中性的观点是一致的。

上述模型我们还可以看到短期内模型中价格增长率和实际产出的增长率是负相关的, 当期G p 增长对实际G DP 增长作用是-0. 475, 这说明在短期内当货币供给增长时, 若价格增长过快, 对实际产出是有限制作用的, 而价格增长率变化缓慢则对实际产出有促进作用。这是符合新凯恩斯主义经济学派的主张的, 他们认为实际市场是不完全的, 货币供给增长时短期价格不能迅速调整, 价格的增长缓慢, 货币供给的增加会导致产出的实际增加, 至少在短期内货币是非中性的。我国的现实情况是市场经济尚未完善, 由于信息不对称、不完全竞争等因素使得价格呈现“刚性”, 从而货币供应量增长率的变化就会影响到实际产出的增长率。模型中上一期和二期的价格增长率的变化将导致实际产出增长率有-0. 609、-0. 649的变化, 滞后期价格增长率的变化可以看作

系数

-1. 050-1. 0170. 5640. 8500. 716-0. 475-0. 609-0. 649-1. 1340. 690t 统计量

-3. 09-2. 574. 662. 852.

61-2. 11-3. 20-2. 09-3. 393. 47R -squared =0. 89　DW =2. 07　F =7. 36

是预期通货膨胀率的变化。预期到的通货膨胀率不

会增加实际产出, 这是符合理性预期学派的观点的, 在卢卡斯的总供给函数中预期价格不会使得实际产出超过潜在产出。在不完全信息的状态下, 增加货币供给量的增长并使其超过已形成的通货膨胀率增长才会影响到实际产出的增长。我国的市场经济系统不可能达到完全信息的状态, 货币政策在短期是

72财经理论与实践(双月刊) 2003年3期

有效力的。

ECM 模型包含了长、短期关系同时也包含了短期向长期转变的机制。模型中短期内货币供给增长率对实际产出增长率有正向的作用, 价格增长率对实际产出增长率有负向的作用, 误差修正项以-1. 134对下一年度的实际产出增长率的变化产生影响。这充分说明虽然当期的货币供给量增长率的增长会引致实际产出增长率的增长, 但是这种正向的作用不会“持久”, 误差修正项负向修正速度很大。货币政策短期有效力, 长期参数中货币增长率的参数与价格增长率参数绝对值大小近似、符号相反, 而一般价格水平的上升长期内主要来自于货币供应量变化, 由此看来货币供应量变化对产出的变化在长期效力不大, 货币政策对实际经济长期增长的影响不大, 实, 与刘斌(2002) 的看法相同, 但是影响不超过11, 货币供应量的变化对产出不产生永久性的影响。本文的实证结果同陆军、舒元(2002) 认为通过扩张性货币政策实现中国经济长期增长是不可能的看法也是一致的。

五、结论与建议

上面的实证分析表明我国产出、物价和货币供应量增长率在长期受到协整关系约束, 这就使我国央行在制定货币政策时要以货币供应量增长率为重要监测目标。我们知道制定的货币供应量目标最终目的就是促进经济向均衡状态发展。尽管短期内货

币是非中性的, 但从我国的实际看, 一是我国经济目前还是非充分就业水平, 二是从短期到长期的转变过程中, 货币增长率对产出的负向作用很大, 短期货币供应量对产出的作用可能是“过度”的, 货币供应量和产出最终要回到货币供应量增长率和产出的增长率以及物价的增长率要满足长期的均衡关系, 所以中央银行应在考虑长期均衡状态的前提下制定出合适的货币供应量增长率。

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(责任编校　筱青)

An Empirical Study of the R elationship among Output 、

Monetary Aggregates and Price

Wang Tao

(Academy of International Economy , N ankai U niversity , Tian Jin 300071)

Abstract 　This paper empirically shows that there is long -run cointegration relationship among the growth of output , price and monetary aggregates in China though a ECM model. In short -run fluctuations of monetary aggregates are attributed to real output , and the fluctuations of price are re 2strained to real output . In this model there also presents the parameters of transition from short run to long run.

K ey w ords 　ECM model ; output ; monetary aggregates ; price