中国货币供应量的产出_通货膨胀效应实证分析

中国货币供应量的产出_通货膨胀效应实证分析
中国货币供应量的产出、
通货膨胀效应实证分析
张　玮,苏　王君
(南开⼤学经济学院,天津　300071)
摘　要:采⽤中国1978～2008年的年度数据,运⽤VAR模型实证分析中国货币供应量政策对总产出和通货膨胀的效应。

主要进⾏了脉冲反应分析和⽅差分解分析,并结合中国货币供应量政策的特点,得出以下结论:(1)中国货币政策在短期内对产出有影响,在长期是中性的;(2)货币供应量⽆论在长期还是短期内都对物价具有系统性影响;(3)中国货币政策有效,但效果有限;(4)中国货币供应量受到物价和产出变动⼀定的影响,即货币供给具有⼀定内⽣性。

关键词:　货币供应量;向量⾃回归;脉冲响应分析
中图分类号:F015 ⽂献标识码:A ⽂章编号:1004-972X(2010)05-0072-04
⼀、引⾔
关于货币供应量与总产出、通货膨胀之间的关系问题,⼀直是国内外经济学者关注的焦点,不仅在理论上⽽且在实证分析上都存在很⼤的争论。

基于不同的前提假设得出的结论也完全不同。

这种争论的核⼼问题在于:中央银⾏的货币供应是否影响实际经济的产出,这对于中央银⾏货币政策的制定和执⾏具有⼗分重要实践价值。

但国内的研究⼤多认为中国货币供给对总产出具有正效应。

如:黄先开、邓述慧(2000)运⽤⼆步OS L⽅法进⾏分析,⽽徐强(2001)利⽤向量回归分析和检验,他们都认为中国货币呈⾮中性的;刘斌(2002)、陆云航(2005)⽤向量⾃回归的⽅法研究了货币政策冲击对产出的影响,认为中国货币政策具有在短期内⾮中性、长期内中性的特点;李⾦昌和徐蔼婷(2007)考察了中国不同层次货币供给与产出之间的关系,结果显⽰,狭义货币与产出的均衡关系唯⼀且稳定,⽽流通中现⾦与产出的关系在改⾰开放前后呈现两段式的均衡。

此外,国内关于货币供给和通货膨胀的关系实证研究不多,如:刘⾦全等(2004)研究认为货币供给增长率与通货膨胀率之间不仅存在长期均衡关系,也存在短期误差修正机制,两者之间的影响关系依赖总供给与总需求之间的相互制约。

本⽂基于1978～2008年的年度数据,利⽤VAR 考察货币供应量政策的总产出、通货膨胀的动态宏观经济效应,同时,结合中国货币供应量政策实践进⾏经济学分析,得出中国货币供应量具有短期⾮中性、长期中性和中国货币供给具有内⽣性特点的结论。

⼆、货币供应量政策对产出效应的实证分析
(⼀)变量的定义和数据的选取
本⽂选取价格⽔平、货币供给量、总产出作为研究的变量,分别⽤零售商品价格指数、M1的供给量和国内⽣产总值,对M1和G DP分别⽤物价⽔平和G DP平减指数扣除,然后取它们的对数形式,分别计为LNRPI、LNG DP和LNM1。

本⽂选取1978～2008年的年度数据作为研究样本,数据主要来⾃2005～2009各年《中国统计年鉴》。

本⽂选取的模型为向量⾃回归(VAR)模型。

(⼆)产出、货币供应量、价格⽔平间的格兰杰因果关系检验
为了与后边的VAR分析相结合,做LNRPI、LNG DP和LNM1三者之间的格兰杰因果检验,从⽽分析是货币供应量的增长导致了G DP的增长,还是G DP的增长导致了货币供应量的增长,或者是⼆者共同作⽤的。

对由LNRPI、LNG DP和LNM1组成的
收稿⽇期:2010-03-02
基⾦项⽬:国家⾃然科学基⾦“宏观经济政策对就业的影响研究”项⽬(70675473)作者简介:张　玮(1978—),⼥,⼭东莘县⼈,南开⼤学经济学院讲师,博⼠。

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VAR 系统的格兰杰因果检验后发现,拒绝货币供应
量增长率不是经济增长率的格兰杰原因是显著的,也就是说,货币供应量的增长是产出增长的格兰杰原因,这说明货币供应量的增长导致产出的增长。

从统计指标上看,拒绝货币供应量增长率不是物价指数增长率的格兰杰原因是显著的。

宏观经济理论认为,货币供应量的增长会使得价格上涨,⽽当货币供应量增长被⼈们普遍预测到,⼈们认识到价格是普遍上涨的,于是会在签订⼯资合同时要求⼯资以⼀定⽐例上涨,这使得价格进⼀步上涨。

从格兰杰因果检验中还可以看到,G DP 增长率也是货币供应量增长率的格兰杰原因,这说明了货币供应量的内⽣性,即货币供应量是由经济体系内的所有因素共同决定的(如G DP 增长率),不是由货币当局完全控制的,产出的增长导致货币供应量的增长。

(三)向量⾃回归分析运⽤格兰杰因果检验可以说明货币供应量作为“原因”导致了产出的波动。

⽽要研究货币供应量变动使得产出波动的动态过程,货币供应量变动对产出波动的贡献率以及整个货币供应量调控的传导机制、传导过程需就要使⽤VAR 分
析。

为了研究中国货币供应量政策对产出波动的效应,我们以LNG DP 、LNM1和LNRPI 为内⽣变量进⾏VAR 分析。

11脉冲响应函数。

脉冲响应函数反应产出对货币供应量冲击的整个动态反应过程结果见图1。

图1　LNRPR 、LNG DP 和LNM 1对1%LNM 1脉冲的响应
从脉冲响应函数的图形中可以看到,货币供应量增长,物价⽔平也开始上涨,第⼆期货币供应量增
长对物价⽔平上涨的影响程度达到最⼤值,货币供应量增长1%使得物价⽔平上涨013%,随后影响的作⽤率快速下降,第三期下降开始变得缓慢,第⼋期后基本维持在0115%。

第⼀期货币供应量增长对经济增长的影响开始增快,第⼆期货币供应量增长对经济增长的影响程度达到最⼤,货币供应量增长1%会使经济增长率上升接近016%,随后影响率下降,第三期增长率⽔平降为负数,经过⼀个振荡后第四期影响012%,第六期后约为011%,⼋期后逐渐消失。

⼀个随机的货币供应冲击会使货币供应量增长率上升,第⼆期这⼀影响达到最⼤,1%的随机货币冲击会使货币供应量增长2%;随后影响率下降,经过⼀个⼩幅波动后,从第四期开始影响率⽔平维持在115%左右。

脉冲响应函数验证了新古典主义宏观经济学中关于货币政策发⽣作⽤的原理和货币政策⽆效性命题,即货币政策在短期内使产出发⽣波动,⽽长期内对产出的作⽤是中性的。

21⽅差分解。

⽅差分解研究产出波动(产出的⽅差)中货币冲击所导致的部份,从⽽判断货币政策对产出波动的贡献率。

⽅差分解的结果见图2。

从⽅差分解中可以看到,产出增长的波动中由货币供应量冲击造成的部分逐步增⼤,第⼆期达到最⼤,产出增长的波动中⼤约有10%是货币供应量波动造成的,第⼆期后由货币供应量造成的波动逐步减少,第三期后逐步稳定,货币供应量波动对⽅差的解释维持在6%左右。

价格冲击对产出波动的贡献率也是逐步增⼤,到第三期价格冲击对产出波动的贡献率达到最⼤,产出波动中约有5%是价格冲击造成的,以后各期逐步减弱,第六期后价格冲击对产出波动的贡献率维持在4%左右。

产出波动中绝⼤部分是⾃⾝波动造成的。

货币供应量波动中很⼤部分是产出波动造成的,第⼀期产出波动对货币供应量波动最⼤,货币供应量波动中⼤约有35%部分是产出冲击造成的,以后各期逐步减少,第⼗期后货币供应量波动仍有10%是产出波动造成的。

价格波动对货币供应量波动的贡献率远没有产出冲击的⼤,并且有⼀个滞后期,第三期价格波动对货币供应量波动的贡献率达到最⼤,约为7%左右,以后逐步减少,第⼗期维持在5%左右。

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图2　LNG DP、LNM1和LNRPI的⽅差分解
由以上的分析可以看出,中国货币政策对产出波动的作⽤较⼩,贡献率较低。

中国货币政策对产出波动的影响有⼀定的时滞,约为两期(6个⽉)。

中国货币政策的内⽣性较强,从货币供应量的波动来看,第⼀期约有35%的货币波动来⾃于产出冲击,第⼗期后仍有10%的货币供应量波动来⾃于产出波动。

三、中国货币供应量政策对产出效应特点
(⼀)中国货币政策在短期内⾮中性,⽽在长期内是中性的
从计量分析的结果来看,如果滞后⼀期的货币供应量增长1%,那么产出增长3109%,⽽滞后两期的货币供应量增加1%,则产出减少1176%,随着时间的推移,货币供应量变化对产出波动的影响减少。

从脉冲响应函数来分析,提⾼1%的货币供应量会使G DP在第⼀期就开始增长,G DP在第⼆期的增长率达到最⼤,约为5%(中国的货币政策存在明显的时滞),以后货币供应量的效果减弱,到第三期⼏乎为0,第四期后⼜有⼀个新的振荡,六期后效果逐渐消失,⼋期后稳定在很⼩的⽐例附近。

货币供应量对产出的影响在9个⽉内影响较⼤,18个⽉后作⽤就基本消失。

货币政策长期⽽⾔对产出是中性的。

(⼆)货币供应量政策在长期和短期内对物价都具有系统性影响
通过脉冲响应函数图和⽅差分解图能够清楚地分析影响价格⽔平的因素。

开始阶段,前⼀期的价格⽔平和系统外其他因素影响价格⽔平的⽐例较⼤,但在12期后货币供应量成为主要的影响价格⽔平的因素,15期后G DP开始不再影响价格⽔平, 25期后只有货币供应量影响价格⽔平。

从货币供应量对价格的作⽤来看,货币供应量增长,价格⽔平就开始上涨,在经过约⼀期的滞后期后,货币供应量对价格⽔平的影响达到了最⼤值,货币供应量上升1%会使物价⽔平上涨约3%,后经过⼩幅度的振荡后货币供应量对价格⽔平的影响⼩幅的下降,第⼗期后稳定在118%,以后各期也⼏乎没有变化,货币供应量在长期中影响着价格⽔平。

从中国货币政策实践来看,1997年下半年开始施⾏反通货膨胀的货币政策。

2000年,中国经济增长下降的趋势得到遏制。

2002年开始,在固定资产投资迅猛增长的形势下,企业商品价格连续14个⽉上升,12⽉份同⽐增长6%,其中,初级产品同⽐增长10%,中间产品增长6%,最终产品上涨4%;原材料购进价格涨幅⾼于⼿⼯业品出⼚价格。

在2003年,反映通货膨胀压⼒的G DP缩减指数变动率达到211%,⾼于2000年019%、2001年112%和2002年-013%的⽔平,这表明货币供应量的效果最终反映到了物价⽔平变
化上。

谢平的研究结果(2004)有类似之处。

(三)中国货币政策对产出有⼀定的正效应,但效应有限
从格兰杰因果检验来看,货币供应量是产出的格兰杰的原因,也就是说货币供应量变化会导致产出变化。

从脉冲响应函数来看,货币供应量增长⼀个百分点会使产出的增长最⾼达015%,到第六期后,约为⼀年半后效果才逐渐消失。

从⽅差分解情况来看,产出的⽅差第⼀期就受到货币供应量的影响,并且经过两期的滞后,影响的⽐例达到最⼤, G DP⽅差变动中约有12%是由于货币供应量贡献的,并且在⼗期后还稳定在9%左右,也就是说,产出的变动约有10%是由货币供应量造成的。

影响G DP波动的价格⽔平,在第三期后对G DP⽅差的贡献率也达到9%,⽽货币供应量的变动⼜影响了价格⽔平的变动(⽅差分析中也可以看到)。

这些结果都说明,短期内货币政策影响了产出的波动。

从VAR分析中,我们也看到了⽀持货币政策效果不显著的因素。

货币对G DP的⽅差贡献程度仅仅为总⽅差的10%左右,也就是说货币政策对产出波动部分仅仅解释了1/10,⽽美国的数据约为25%～30%。

从脉冲响应函数来看,货币政策对G DP的影响在第⼆期达到最⼤值,货币供应量增长1%使产出增长约015%,第六期后影响就接近于零,也就
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是说影响的幅度不⼤,持续时间不长,这也说明了货币政策效果不显著。

(四)中国货币供应量受到物价和产出的影响,货币供给具有内⽣性
格兰杰因果检验表明,货币供应量是产出的格兰杰原因,即货币供应量增长导致了产出增长,同时,产出也是货币供应量的格兰杰原因,即产出增长也导致了货币供应量增长。

这意味着中国的货币供给具有⼀定的内⽣性。

从⽅差分解图中可以看到,产出冲击是货币供应量波动的⼀个重要因素,第⼀期货币供应量波动中⼤约有35%是产出冲击造成的,以后各期逐步减少,第⼗期后货币供应量波动中还有10%是产出波动造成的。

价格冲击也是影响货币供应量波动的因素,价格波动对货币供应量波动的贡献率远没有产出冲击的⼤,并且有⼀个滞后期,第三期价格波动对货币供应量波动的贡献率达到最⼤,为波动的7%左右,以后逐步减少,第⼗期维持在5%左右。

从以上分析中可以看到,产出冲波动与价格波动都是造成货币供应量波动的因素,货币供给具有内⽣性。

四、结语
本⽂通过VAR 模型,主要对中国货币供应量的产出效应进⾏脉冲响应和⽅差分解分析,认为中国货币供给具有短期⾮中性、长期中性和内⽣性的特点。

同时,由于中国货币具有⼀定的内⽣性,⼈民银
⾏货币供应量的可控性就受到影响,如果这种可控性变得越来越弱,那么随着市场利率改⾰的深化,央⾏就要考虑弱化公开市场业务政策。

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The E ffect of M oney Supply on Aggregate Output in China
ZH ANG Wei ,S U Jun
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Abstract :The paper makes use of VAR m odel to analyze the effect of m oney supply on aggregate output in China ,in term of the data from 1978to 20081Main methods are response of im pulse function and variance decom position 1C om 2bined with the feature of m oney supply in China 1The paper finally gives the following conclusions 1In China ,the effect of m oney supply has positive effect on output in short run ,but neutral effect in the long run 1M oney supply in China in 2fluence general price level both in short and long run 1M onetary policies in China have effect but they are limited 1Change of general price and output have effects m oney supply ,which is endogenous in China 1
K ey w ords :m oney supply ;vector auto -regression ;response of im pulse function
(责任编辑:戎爱萍)
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