經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與貨幣政策有效性實(shí)證研究

譚華清　王大中　陳瑞

摘要：在證券市場不完善的發(fā)展中國家，貨幣需求函數(shù)并不完全，對貨幣的投機(jī)需求不足，此時(shí)貨幣供給的調(diào)整對產(chǎn)出具有明顯而直接的影響；隨著證券市場的逐步完善，貨幣需求的利率彈性開始變大，貨幣供給的調(diào)節(jié)對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響會減小。本文構(gòu)建了基于中國宏觀數(shù)據(jù)的VAR實(shí)證分析模型，實(shí)證結(jié)果支持了上述理論。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型；貨幣需求的利率彈性；貨幣政策

中圖分類號：F015 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收稿日期：2015-10-14

作者簡介：譚華清（1987-），男，湖南攸縣人，北京大學(xué)國家發(fā)展研究院博士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)；王大中（1987-），男，河南焦作人，中山大學(xué)管理學(xué)院在站博士后，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：微觀經(jīng)濟(jì)理論及其應(yīng)用；陳瑞（1984-），女，沈陽人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：近現(xiàn)代金融理論史。

一、引言

現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于貨幣政策的有效性有一個默認(rèn)的前提：產(chǎn)品市場和貨幣市場是完全市場化的，產(chǎn)品市場商品價(jià)格通過競爭性市場決定，而貨幣市場的利率也是由貨幣供給和貨幣需求決定的（比如，Bernanke，1995）；均衡價(jià)格-利率-同時(shí)受到供給和需求的影響。然而，對于那些由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向市場經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型國家而言，市場化的逐步完善需要很長的路要走。在這些國家比較典型的特征是產(chǎn)品市場已經(jīng)放開，而以貨幣市場為代表的金融市場還受到嚴(yán)格的管制，主要表現(xiàn)為利率管制（Huang，2010）。因此可以說，對于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體，貨幣需求函數(shù)和發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體在結(jié)構(gòu)上就可能不一樣。這種不對稱性對于我國貨幣政策的有效性有何意義？這是本文試圖回答的問題。

轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)品市場的市場化進(jìn)程要快于要素市場，也就是要素市場存在較嚴(yán)重的扭曲，比如金融市場的不完全。在這種經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，貨幣政策的有效性是否有其自身的特殊性？學(xué)術(shù)界研究中國貨幣政策有效性的有很多（巴曙松，1999；曹龍騏和鄭建明，2000；鄒運(yùn)，2000；陸軍和舒元，2002；殷波，2009），但是這些研究并沒有將中國經(jīng)驗(yàn)抽象出來，沒有看到中國是轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)，因此很難把握轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)及其貨幣政策的特點(diǎn)。對發(fā)展中國家的貨幣經(jīng)濟(jì)具有深刻洞見的典型代表Mckinnon（1973）詳細(xì)闡述了發(fā)展中國家普遍存在的金融抑制，但是他的研究也缺乏一個動態(tài)的觀點(diǎn)，即沒有把發(fā)展中國家的貨幣市場看成是一個逐步完善和發(fā)展的過程。與我們研究相似的是林仁文和楊熠（2014）用DSGE的框架分析了中國要素配置市場逐步市場化和行業(yè)轉(zhuǎn)入逐步放開的背景下，中國貨幣政策的有效性的問題，但是他們并沒有分析要素市場逐步市場化以及行業(yè)準(zhǔn)入影響貨幣政策有效性的機(jī)制問題。

本文將經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型引入貨幣政策的考察范圍之內(nèi)，其金融市場的發(fā)展程度主要分為證券市場不發(fā)達(dá)和證券市場接近或已經(jīng)完善兩個階段。在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中，貨幣需求函數(shù)與凱恩斯所說的經(jīng)典的貨幣需求函數(shù)有區(qū)別。一般而言，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的證券市場并不發(fā)達(dá)，民眾的投資渠道有限，貨幣需求的利率彈性比較小，同等量的貨幣量的調(diào)節(jié)會帶來利率較大幅度的變動。因此，我們可以預(yù)計(jì)，在不存在證券市場或者證券市場建立之初，由于投機(jī)需求受到抑制，貨幣需求的利率彈性較小，所以貨幣政策對經(jīng)濟(jì)的影響會很大；而相反，隨著金融市場在規(guī)模上和在結(jié)構(gòu)上逐步發(fā)展和完善，投機(jī)需求逐步發(fā)展，貨幣需求的利率彈性逐步增大，此時(shí)貨幣政策對經(jīng)濟(jì)的影響會減小。我們用IS-LM模型得到了上述理論假說，然后用中國的宏觀數(shù)據(jù)（1996-2014）和VAR模型對其進(jìn)行檢驗(yàn)。具體來說，我們把1996-2004年看成是證券市場相對不發(fā)達(dá)的區(qū)間段，把2005-2014看成是證券市場相對發(fā)達(dá)的階段，然后對這兩個區(qū)間分別構(gòu)建VAR模型，檢驗(yàn)貨幣供應(yīng)量的變化對工業(yè)增加值和通貨膨脹的影響。實(shí)證分析表明，2005-2014年間的貨幣供應(yīng)量的調(diào)整對工業(yè)增加值和通脹的影響要明顯小于1996-2004年間的政策效果。

二、理論模型

（一） 基本分析框架

IS-LM模型很長一段時(shí)間（1940年代到1970年代）一直是分析宏觀經(jīng)濟(jì)短期波動和宏觀經(jīng)濟(jì)政策的主要工具（Bentolila，2005）。后來由于宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)模型逐步尋求建立微觀基礎(chǔ)，而慢慢地具有微觀基礎(chǔ)的DSGE模型逐步成為宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)分析的主要模型。但是，該模型在分析短期經(jīng)濟(jì)波動和宏觀政策仍然有重要作用（Blanchard & Johnson，2013）。

本文將IS-LM模型和資本市場的發(fā)展的不同階段的特點(diǎn)結(jié)合起來，重點(diǎn)分析LM曲線的不同形態(tài)及其對貨幣政策有效性造成的影響。我們假定，描述經(jīng)濟(jì)由以下方程完成：

從上述式子可以看出，當(dāng)f比較小時(shí)候，則Y（M/P）比較大，因此，當(dāng)f比較小的時(shí)候，貨幣量的變化對產(chǎn)出的影響比較大。即，當(dāng)f比較小，則LM曲線比較陡峭。此時(shí)貨幣供給增加，利率變動的幅度較大，從而引起均衡收入的較大幅度的變動。

具體來說，如果LM曲線為：

r=（e/f）Y-（1/f）MP

假定貨幣量增加ΔMP，則此時(shí)LM曲線向下移動1fΔMP，很顯然，如果f相對較小，LM曲線移動的幅度較大，則等量貨幣量的調(diào)整，f越小的時(shí)候?qū)Ξa(chǎn)出的影響越大。這說明，投機(jī)需求的增長會削弱貨幣量的調(diào)整對產(chǎn)出的影響。

（二）提出假說：發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和貨幣需求的利率彈性

1.證券市場不完善的情形

事實(shí)上，f取決于貨幣市場與證券市場的完善程度。根據(jù)凱恩斯（Keynes，1936）提出的流動性偏好理論，人們需要貨幣有三種動機(jī)：預(yù)防動機(jī)，交易動機(jī)和投機(jī)動機(jī)。由于預(yù)防動機(jī)很難模型化，于是人們將交易動機(jī)和投機(jī)動機(jī)模型化構(gòu)造了凱恩斯貨幣需求函數(shù)，即：

Md=L（r）+L（Y）

其中，貨幣需求的L（r）部分表示投機(jī)需求部分，另一部分則是交易需求。在發(fā)展中國家，證券市場的發(fā)展比較緩慢，即使存在也很不完善。就中國而言，證券市場中，內(nèi)幕消息和財(cái)務(wù)報(bào)表造假時(shí)有發(fā)生（王果，2014）。同時(shí)，我們也發(fā)現(xiàn)，隨著發(fā)展中國家的發(fā)展，證券市場也逐步完善。因此，我們考慮這兩個方面。我們假定，貨幣政策經(jīng)歷兩個時(shí)期，一個是證券市場剛剛起步甚至沒有的時(shí)期，另一個是證券市場逐步完善的時(shí)期。這兩個時(shí)期的區(qū)別在于，貨幣需求的利率彈性不同。

在這里我們考察一種極端情況，投機(jī)需求為0，即f為0，那么LM曲線是垂直的。當(dāng)貨幣供給增加ΔMP， LM曲線向右移動，國民收入增加到Y(jié)2。

這說明，在證券市場不存在或者不完善的情形下，直接控制貨幣供給量對調(diào)控經(jīng)濟(jì)有顯著作用。貨幣量的變動對產(chǎn)出的影響非常顯著。

對于中國而言，中國新時(shí)期的資本市場的以1990年上海證券交易所成立為標(biāo)志，直到1999年7月1日《中華人民共和國證券法》才正式實(shí)施。在很長一段時(shí)間，中國的證券市場的規(guī)模和影響還相對較小。2005年4月，中國開始股權(quán)分置改革（吳曉求，2006）。在股權(quán)分置改革之前，中國的資本市場被普遍認(rèn)為存在嚴(yán)重的不公平（吳曉求，2006）。雖然股權(quán)分置改革之后，中國資本市場還存在很多問題，不過，可以確定的是股權(quán)分置改革是中國資本市場最重要的改革之一（吳曉求，2006）。于是我們針對這一階段（1996-2004）的貨幣政策提出假說1：

在證券市場不完善的情況下，貨幣量的調(diào)節(jié)對經(jīng)濟(jì)的影響非常顯著。

2.證券市場相對完善及其貨幣政策有效性

隨著證券市場逐步完善，人們投機(jī)條件更加完備。相對于沒有以往沒有投機(jī)渠道的時(shí)候，利率的較小幅度的調(diào)整，比如，利率的上升，人們會將減少較多的貨幣需求；而利率下降，人們會增加更多的貨幣需求。因此，在證券市場完善的情況下，貨幣需求的利率彈性比不完善的證券市場時(shí)要大。

在證券市場已經(jīng)完善或者接近完善的情況下，貨幣量的調(diào)節(jié)對產(chǎn)出的影響在下降。

三、 貨幣政策的有效性的檢驗(yàn)：中國經(jīng)驗(yàn)

我們用VAR模型檢驗(yàn)兩個不同時(shí)期（1996-2004和2005-2014）的貨幣政策的有效性。隨著證券市場的不斷健全和完善，發(fā)展中國家的貨幣需求函數(shù)中的投機(jī)需求逐步形成，貨幣政策的效果也會不同。具體來說，我們檢驗(yàn)不同時(shí)期的貨幣量的調(diào)整對于產(chǎn)出和通脹的影響。

（一） 1996-2004年貨幣政策有效性的檢驗(yàn)

在這期間，中國證券市場極度不完善也不發(fā)達(dá)。上市公司的數(shù)目比較少，市值不大，公眾參與程度不高（王果，2014）。

1.建立VAR模型

為了具體分析貨幣量調(diào)整的作用機(jī)制，我們建立如下VAR模型：

VAR=VAR（inflation，RR，GZ，M2）

其中，inflation為本國居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的同比增速，用來反映通貨膨脹，RR為利率， M2為貨幣供應(yīng)量，GZ為消除價(jià)格因素后的工業(yè)增加值同比增速，用來反映產(chǎn)出。

2.數(shù)據(jù)處理

首先，由于運(yùn)用VAR模型的前提條件為數(shù)據(jù)之間不存在同期影響，我們在對早期（1996-2004）的檢驗(yàn)采用經(jīng)過季節(jié)調(diào)整的月度數(shù)據(jù)

3.實(shí)證分析

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。首先對這些數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在滯后期的選擇上參照AIC和SC值。從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，工業(yè)增加值同比增速和M2同比增速在1%的顯著性水平上都不是平穩(wěn)的，但其一階差分序列平穩(wěn)，說明它們都是I（1）序列。

（2）脈沖響應(yīng)分析。進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析首先要保證VAR是穩(wěn)定的。通過檢驗(yàn)單位根的倒數(shù)是否在一個單位圓內(nèi)來反映VAR是否是穩(wěn)定的。從圖1可以看出，該VAR是穩(wěn)定的。

通過Eviews7.0，我們讓廣義貨幣量同比增速（M2）出現(xiàn)一個標(biāo)準(zhǔn)差正向變化。圖2和圖3分別展示了工業(yè)增加值同比增速和通貨膨脹，因貨幣量的正向變化而產(chǎn)生的動態(tài)變化過程。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，貨幣量M2的正向調(diào)整對工業(yè)增加值（產(chǎn)出）和通貨膨脹具有顯著促進(jìn)作用。分開來看，M2同比增速的一個正向沖擊，工業(yè)增加值同比增速最高增加0.4%，從3月份達(dá)到最高峰之后下降，直到20個月這種影響消失為0。而通貨膨脹最高增加1.2%附近，在沖擊發(fā)生后5個月達(dá)到最高峰，隨后下降，直到40個月以后M2的正向沖擊的影響才變得十分微弱。

（二） 2005-2014年貨幣政策有效性的檢驗(yàn)

相比1996-2004年，2005-2014年中國的資本市場不僅從規(guī)模上還是從結(jié)構(gòu)上都有大幅發(fā)展。因此，可以認(rèn)為，在這一階段，整體經(jīng)濟(jì)的貨幣需求函數(shù)中投機(jī)需求的比重越來越大，因此根據(jù)理論預(yù)測，貨幣量的調(diào)節(jié)對經(jīng)濟(jì)的影響要減小。

1.建立VAR模型

類似地，我們同樣建立如下VAR模型：

VAR=VAR（inflation，RR，GZ，M2）

各變量的含義及其來源見表1。由于運(yùn)用VAR模型的前提條件為數(shù)據(jù)之間不存在同期影響，若采用季度或者年度數(shù)據(jù)就很難排除這種同期關(guān)系；所以我們?nèi)匀贿x取從2005年1月到2014年12月的月度數(shù)據(jù)。并且對所有月度數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

2.實(shí)證分析

（1）單位根檢驗(yàn) 。首先對這些數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在滯后期的選擇上參照AIC和SC值。從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知，4個數(shù)據(jù)在1%的顯著性水平上都不是平穩(wěn)的，但其一階差分序列平穩(wěn)，說明它們都是I（1）序列。

（2）脈沖響應(yīng)分析。進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析首先要保證VAR是穩(wěn)定的。通過檢驗(yàn)單位根的倒數(shù)是否在一個單位圓內(nèi)來反映VAR是否是穩(wěn)定的。

從圖4可以看出，該VAR是穩(wěn)定的。

類似的，通過Eviews7.0，我們讓廣義貨幣量同比增速（M2）出現(xiàn)一個標(biāo)準(zhǔn)差正向變化。圖5和圖6分別反映了工業(yè)增加值同比增速和通貨膨脹，因貨幣量的正向變化而產(chǎn)生的動態(tài)變化過程。

可見，來自M2的正向沖擊仍然對產(chǎn)出和通脹有正向影響。M2的正向沖擊會增加工業(yè)增加值的增長速度，沖擊來臨之后3個月左右，工業(yè)增加值的增長速度增加到最高至3%附近，隨后開始快速收斂0，正向沖擊影響的持續(xù)時(shí)間大概為10個月左右。

而對于通脹而言，M2的正向沖擊首先會提高通脹增速大概0.1%（2個月左右），隨后影響就快速下降，正向沖擊影響的持續(xù)時(shí)間大概為8個月左右。

相比較而言，在2005-2014年這一區(qū)間內(nèi)，M2的正向沖擊雖然對工業(yè)增加值和通貨膨脹都有正的影響，但是不管是影響大小還是影響的持續(xù)期都比前一時(shí)期（1996-2004年）要小。其中影響的持續(xù)期只是1996-2004年間的一半左右?？梢姡泿耪叩挠行栽谙陆?。

四、結(jié)論

本文從發(fā)展中國家尤其是轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)出發(fā)，基于凱恩斯的流動性偏好理論，討論了轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的貨幣政策的有效性。研究認(rèn)為，在證券市場極度不完善的發(fā)展中國家，貨幣需求的利率彈性非常小，而貨幣供給的調(diào)整則對產(chǎn)出具有明顯而直接的影響；隨著證券市場的逐步完善，貨幣需求的利率彈性開始變大，貨幣供給的變化對產(chǎn)出和價(jià)格水平的影響變?nèi)?。因此，本文對于我國貨幣供給與產(chǎn)出，貨幣供給與通脹關(guān)系的弱化提出了一種解釋。

參考文獻(xiàn)：

[1] Ben S. Bernanke. The Macroeconomics of the Great Depression： A Comparative Approach[J].Journal of Money， Credit and Banking， 1995，27（1）：1-28.

[2] Bentolila， Samuel. Hicks–Hansen model. An Eponymous Dictionary of Economics： A Guide to Laws and Theorems Named after Economists. Edward Elgar，2005.

[3] Blanchard， Olivier， and Johnson， David H.， 2012.Macroeconomics， 6/E， Prentice Hall.

[4] Keynes， John Maynard.The General Theory of Employment， Interest and Money， Macmillan Cambridge University Press，1936.

[5] Mckinnon R I. Money and Capital in Economic Development[M].American Political Science Association， 1973.

[6] Yiping， Huang. Chinas Great Ascendancy and Structural Risks： Consequences of Asymmetric Market Liberalization[J].Asian-Pacific Economic Review Feb.，2010：65-85.

[7] 巴曙松.利率波動區(qū)間與宏觀利率政策的有效性[J].求是，1999（4）：52-56.

[8] 曹龍騏，鄭建明.我國利率政策有效性探討[J].金融研究，2000（4）：23-33.

[9] 陸軍，舒元.貨幣政策無效性命題在中國的實(shí)證研[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002（3）：21-26.

[10]林仁文， 楊熠. 中國市場化改革與貨幣政策有效性演變——基于DSGE的模型分析[J].管理世界， 2014（6）：39-52.

[11]王果. 中國上市公司違規(guī)行為研究：1992～2011[D].成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)博士論文，2012.

[12]吳曉求. 股權(quán)分置改革的若干理論問題——兼論全流通條件下中國資本市場的若干新變化[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)， 2006（2）：24-31.

[13]向松祚，邵智賓.伯南克的貨幣理論和政策哲學(xué)[M].北京：北京大學(xué)出版社，2008：1-145.

[14]熊奕.對我國央行貨幣政策工具成本的估計(jì)與比較[J].浙江社會科學(xué)，2010（2）：40-45.

[15]殷波.投資時(shí)機(jī)、資產(chǎn)價(jià)格與最優(yōu)利率政策——對中國貨幣政策有效性的再解釋[J].世界經(jīng)濟(jì)，2009 （3）：27-33.

[16]鄒運(yùn).中國開放過程中的利率政策[J].世界經(jīng)濟(jì)，2000（11）：53-58.

Abstract：The money demand function is incomplete in developing countries with undeveloped security market， and the developing countries lack of speculation demand for money，at this time the regulation of money supply has direct and significant effect on output； with the development of the security market， the interest rate elasticity of money demand became larger so that the monetary policy can play a less important role in influencing real economy. Finally， this paper constructs an empirical analysis model of VAR based on the macro data of China， and the empirical results support the theory.

Key words：economic transition； interest rate elasticity of money demand； monetary policy

（責(zé)任編輯：李江）