| 检验结果如下：
表-3ΔLNI-ΔLNM2-ΔLNP协整关系检验
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Series： ΔLNI ΔLNM2 ΔLNP
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Hypothesized No. of CE(s)
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Eigen value
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Trace Statistic
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5 Percent Critical Value
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1 Percent Critical Value
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None **
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0.27
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76.46
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29.68
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35.65
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At most 1 **
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0.25
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44.40
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15.41
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20.04
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At most 2 **
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0.15
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16.12
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3.76
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6.65
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*(**) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level
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Trace test indicates 3 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels
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表3说明不管是在5%的显著水平下还是在1%的显著水平下，ΔLNI、ΔLNM2、ΔLNP三者之间存在3个协整关系，即三个经济变量相互之间存在长期的均衡关系。在货币供给量变化率与利率变化率之间存在协整关系的条件下，将二者进行格兰杰因果关系分析，结果如下：
表-4格兰杰因果检验结果
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滞后长度
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格兰杰因果性
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F值
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F的P值
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1
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货币供给变化率不是利率变化率的格兰杰原因
利率变化率不是货币供给变化率的格兰杰原因
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3.32809
0.00028
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0.07106
0.98659
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2
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货币供给变化率不是利率变化率的格兰杰原因
利率变化率不是货币供给变化率的格兰杰原因
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2.47976
1.63655
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0.08901
0.19993
|
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3
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货币供给变化率不是利率变化率的格兰杰原因
利率变化率不是货币供给变化率的格兰杰原因
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1.90505
0.91502
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0.13400
0.43679
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4
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货币供给变化率不是利率变化率的格兰杰原因
利率变化率不是货币供给变化率的格兰杰原因
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1.58707
0.70964
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0.18436
0.58739
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表4给出了取1-4阶滞后的检验结果，可以看出随着滞后阶数的增加，拒绝货币供给变化率是利率变化原因的概率变大，而且根参考ACI准则，在一阶滞后的条件下ACI值较小。因此我们可以得出，在一阶滞后以及10%的显著水平下，货币供给变化率是利率变化的格兰杰原因，而拒绝利率变化是货币供给变化的格兰杰原因。同时对货币供给变化率与通货膨胀率之间的格兰杰因果检验发现，两者之间均不是彼此变化的格兰杰原因。但是，利率变化率与通货膨胀率之间的检验结果是，在一阶或者二阶滞后的条件下，即使在1%的显著水平下，通货膨胀率是利率变化率的格兰杰原因，而接受利率变化率不是通货膨胀率的格兰杰原因的概率达到70%以上。
表-5利率变化率与通货膨胀率之间的格兰杰因果分析
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Pair wise Granger Causality Tests
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Lags: 2
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Null Hypothesis:
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Obs
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F-Statistic
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Probability
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ΔLNP does not Granger Cause CFLNI
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103
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7.15336
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0.00126
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ΔLNI does not Granger Cause CFLNP
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0.06545
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0.93669
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三、结果分析
根据以上的实证分析发现，货币供应量与银行同业拆借利率以及居民消费物价指数三者之间不存在长期的协整均衡关系。而货币供给量的变化率、利率变化率以及通货膨胀率之间存在长期的均衡关系，而且在10%的显著水平以及一阶滞后的条件下，货币供给变化率以及通货膨胀率是利率变化的格兰杰原因。而且从利率与物价指数之间的走势看，利率与物价指数之间呈正相关关系，而货币供给的变化与利率变化之间没有明显的变化规律。从格兰杰因果检验得出，利率变化是由于货币供给变化导致的概率在90%左右，而且从直观的相关关系图分析，二者之间不存在明显的相关关系，因此就我国实际情况而言，控制货币供给量不能够有效调节市场利率。也就是说，从实际分析结果来看，基于凯恩斯关于利率是连接货币市场与商品市场的中介的观点出发，货币非中性的证据不充分。另外，由分析结果得出，通货膨胀率是市场利率变化的原因之一，而利率的变化率却不是通货膨胀的格兰杰原因，从这个结论可以得出，在我国通过调节市场利率来影响物价不一定能起到有效的作用。再者，从格兰杰分析得出，即使在20%的显著水平下，货币供给量变化率和通货膨胀率均不是彼此的格兰杰原因。但是由于选取的时间跨度相对于弗里德曼的“几十年”只能算是“超”短期，而短期内货币供给不能影响物价的变化是大多数经济学理论及实证研究的结果。
图-1利率与居民消费物价指数之间的关系
 总而言之，基于以上分析我们得出两点结论：第一，控制货币供给量不能够有效调节利率和物价的变化；第二，调节利率不能有效影响物价的变化。对于这些结果，我们给出以下几点解释：第一，我国货币供应量的变化在一定程度上是基于我国大量的对外贸易顺差和资本流入所“被动”调节的，而不是真正基于市场对货币供求的反应；第二，我国利率市场化程度还不够，我们分析过程中采用了银行间同业拆借利率，而我国实际资本运用所参考的利率为央行所确定的基准利率。有学者指出，国际惯例也都是以拆借利率作为基准，但是中国的情况不完全一样。中国的回购市场比拆借市场大很多，比较为大部分机构所接受的还是银行间7天期回购利率。另外，中国拆借市场也存在成交价格扭曲等问题。由于没有抵押，金融机构一般只和固定的、可以信任的交易对手进行拆借，因此即使在市场资金紧张之际，一些机构仍可从长期合作的交易对手中拆入低价资金，这种拆借价格经常无法反映市场真实情况。第三，就中国目前的发展阶段而言，货币供给量的变化对物价变化的影响是难以奏效的。一则因为我国存在收入结构不均衡问题，企业利润和政府税收的增长速度远远大于普通居民收入的增长速度，而且这种不均衡的局势在过去几年中处于加强的趋势。另外，由于社保机制的不健全以及教育住房的种种难以改革的难题，我国面临消费需求不足的现状。这些因素都抑制了货币政策对我国经济发展的调节作用。
图-2货币供给变化与利率变化之间的图示
参考文献
1 肖正根,对我国货币政策有效性研究两个问题的再思考,云南财贸学院学报,2002年04期;
2 劳伦斯哈里斯,货币理论[M],北京:中国金融出版社,1989;
3 曾令华,“货币短期非中性”的政策意义及实证分析,金融研究,2000年第9期;
4 汪红驹,中国货币政策有效性研究[M],北京:中国人民大学出版社,2003;
5 刘金全、张文刚、刘兆波,货币供给增长率与通货膨胀率之间的短期波动影响和长期均衡关系分析,中国软科学,2004年第07期;
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7 黄先开、邓述慧,货币政策中性与非对称性的实证研究[J],管理科学学报,2000年6月;
8 汪红驹,用误差修正模型估计中国货币需求函数[J],世界经济,2002年第5期;
9 刘 霖、靳云汇,货币供应、通货膨胀与中国经济增长,统计研究,2005年第3期; 3/3 首页 上一页 1 2 3 |
