1、1货币供给、产出与价格关系的实证研究从货币供应量目标到通货膨胀目标制中国人民大学经济学院 2002 级本科 罗煜联系方式：13241994115, 摘要：货币供给与价格之间的关系、通货膨胀率与实际产出增长率之间的关系，前者是货币经济学的核心问题，后者则是宏观经济学争论的焦点。本文的研究有两个目的：一是以中国和新西兰为背景研究货币供给、产出和价格的关系，验证货币数量论；二是在实证研究的基础上评价我国的货币政策中介指标的适宜性，结合新西兰的经验探讨未来货币政策规则取向。第一、二部分回顾了国内外研究货币供给、产出和价格之间关系的理论与实证成果，从对古典货币数量论的分析开始，结合新凯恩斯主义总供给模型
2、，建立了具有短期扰动因素的通货膨胀与货币供给修正模型，得出实际的通货膨胀率与核心通货膨胀率之间有一个修正关系，货币供应量增长率并没有对实际通货膨胀率产生一一对应的影响，而是通过贴现因子进行了尺度缩减。在这个分析的基础上，放松对系数的严格约束，建立了计量经济学模型。第三部分以中国为背景在虚拟经济层面研究货币与价格的关系。实证研究发现：广义货币供应量 M2 对生产资料价格指数 PPI、消费价格指数 CPI 有一定的解释力，存在1220 个月不等的传导滞后期，但是货币政策传导存在黏性。在 VAR 模型基础上的进行蒙特卡罗试验，货币冲击对价格响应有正向效果，并且 PPI 的响应较 CPI 强烈，货币供
3、应量对价格有长期系统影响。Granger 因果检验没有发现 M2、PPI、CPI 波动成分之间的因果关系，同时也未发现三者的长期协整关系，这说明三者的变化是不规则的，货币供给缺乏对价格的预测能力，因此货币供应量作为货币政策中介指标不太适宜。第四部分介绍一种新型的货币政策规则通货膨胀目标制（Inflation Targeting） ，它很有可能成为我国未来货币政策规则取向。经考察发现，新西兰储备银行（RBNZ）是世界上第一个正式采用通货膨胀目标制的中央银行。本文全面介绍了新西兰的通货膨胀目标制框架。第五部分以新西兰为背景研究货币供给、产出、价格之间的长期均衡关系。Granger 因果检验的结果显
4、示：当滞后期选择一个季度时，产出波动与价格水平波动互为因果，货币供给波动对价格波动有单向的因果关系，而货币供给波动对产出波动也有单项的因果关系，说明在短期货币非中性；但是，当滞后期选择一年时，产出波动只对价格波动有单项因果关系，而货币供给波动也不构成产出波动的原因，这说明在长期真实产出并不由货币影响，同时货币供给波动对价格波动仍具有解释力。随后本文建立货币供给、产出和价格向量误差校正模型，协整关系的成立表明在长期，货币供给、产出和价格之间确实存在较为稳定的关系。脉冲响应和方差分解分析表明，长期内产出的变化与价格、货币供给的变化没有必然的联系，产出的变化主要由实际经济因素确定。而无论在短期还是在
5、长期，货币供给的变化都会对价格产生影响。第六部分评价了通货膨胀目标制的制度性前提要求，认为中国现阶段采纳该框架的基本前提条件还不具备。随着制度的不断完善和市场体系不断健全，通货膨胀目标制对处于中国来说将成为一个具备可行性的选择。2关键词：货币供给 产出 价格 通货膨胀目标制 The Empirical Research On The Relationship Among Money Supply, Output And Inflation: From Monetary Aggregates Targeting To Inflation TargetingAbstract: Based on m
6、y research, I cant find the long-term trade-off among the money supply, output and inflation in China, which indicates that aiming on the monetary aggregates is poorly assessable to forecast inflation and it is not suitable to be our intermediate target of the monetary policy. However in New Zealand
7、 which is the first Inflation-targeting country, the money supply, output and inflation have the long-term co-integration relationship. This paper analyses the key demand for using inflation targeting as the monetary policy rule which China seems to follow with.Key words: money supply, output, infla
8、tion, inflation targeting中图分类号：F822 F830JEL：E52 E58一 货币供给、产出与价格关系的研究回顾货币供给与价格之间的关系、通货膨胀率与实际产出增长率之间的关系，前者是货币经济学的核心问题，后者则是宏观经济学争论的焦点。对于货币供给增长率对通货膨胀率的影响，大多数理论模型和实证研究都认为两者之间存在长期均衡关系，货币供给增长速度的提高最终将在通货膨胀率的变化上反应出来。但是，对于通货膨胀率对经济增长率是否具有显著影响，目前的研究却出现了严重的分歧。如果通货膨胀率对经济增长率存在正向影响，则认为经济当中存在“托宾效应”(Tobin effects)；如果
9、通货膨胀率对经济增长率存在反向影响，则认为经济当中存在“反托宾效应” ；如果通货膨胀率与经济增长率之间不存在显著影响，则意味着货币中性或者货币超中性性质成立。所谓货币变量中性是指经济系统中名义货币存量的变化对实际经济变量的均衡没有影响，即名义货币存量从一个水平变化到另一个水平以后，由于价格和工资等的灵活调整，导致实际货币余额、实际工资和实际利率等未发生持久性改变。货币存量的变化可能短期内能产生一定的实际作用，但是随着各种预期的完全调整，经济当中的实际均衡最终能够得以恢复，此时货币仅仅作为虚拟经济形态的面纱和符号，对社会福利水平也没有长期影响。所谓货币变量超中性是指名义货币供给的调整速度，即货币
10、供给增长率的变化对经济中的实际均衡没有影响。货币变量超中性意味着，即使将名义货币供给增长率从 10%提高到 12%，虽然短期内实际产出增长率可能会出现暂时调整，但随着通货膨胀率的提高，货币供给增长率的改变还是无法影响实际利率(进而无法影响投资需求) 等因素，经济系统的实际均衡无法产生持久移动。如果货币变量中性成立，那么虚拟经济和实体经济之间在规模上就将出现完全的脱节；如果货币变量超中性成立，那么任何货币供给的加速或者减速变化，只能形成通货膨胀或者通货紧缩，而实际产出的均衡状态仍然无法受到影响，此时虚拟经济和实体经济在活性上也没有长期关联。 13（一）理论研究古典二分法认为货币经济与实际经济没有
11、必然联系， “货币只是一种面纱” 。在 Fisher 方程式=y 中，若货币流通速度稳定，那么货币供应量的变化将立即和全部反应到价格上,而对实际产出 y 不会产生效应。当经济系统的实际变量达到均衡以后，即使所有名义变量发生相同尺度的变化，也不能影响经济系统所有实际变量的原有均衡状态。在古典两分情形下，一定会出现实际货币余额、实际利率和实际工资等的稳定状态，此时外生的货币政策和财政政策等也将出现长期无效现象。在传统的凯恩斯主义模型中，纯粹货币扰动在短期和长期都对真实产量有重要影响。他们认为货币流通速度是不稳定的，存在从货币供应量利率投资真实产出 y的作用机制。由于假定价格是刚性的，货币供应量的增
12、加会引起利率和货币流通速度的下降，而不是价格的上升，因此货币是非中性的。托宾(Tobin,1965)首先将货币引入索洛模型以探讨货币与经济增长的关系。他认为储蓄在货币资本与实物资本之间的分配是固定的，通货膨胀率的上升降低了持有货币的真实回报，引致人们将货币资本转化为生产资本，这种替代也就是“托宾效应” ，货币的扩张将导致实际产量的增长。此后，托宾(1970)率先创立了一个模型来描述货币与产量的正相关性，并得出“货币供应量的变动很可能是真实产量变动的结果”这一内生货币的结论。卢卡斯(Lucas,1972) 将理性预期引入经济周期的分析，认为产生经济周期的原因在于信息的不完美，以及由此导致的生产者
13、对相对价格变化和总价格变化的混淆。在货币存量的变化被公众预期到的情形下，货币是中性的，只有未被预期到的货币存量变化才会有真实效应。而真实经济周期理论家则更进一层，主张纯粹的货币扰动无真实效应。主张真实经济周期的金和普洛瑟(King and Plosser,1984) 提出，当经济处于繁荣阶段时，市场交易的扩大带动了对于内在货币(如银行存款) 的需求，从而导致货币存量与产出总量的同向波动。而由于内部货币的扩张比最终产品的扩张更为容易，货币的变化很可能领先于产量的变化而成为经济周期的预警标志。因而，他们认为货币的变化是经济周期的内生产物，是人们面对真实冲击和产量波动的理性选择的结果，而非引致经济周
14、期的原因。基德兰得和普雷斯科特（Kydland and Prescott，1990）认为货币因素在美国的经济周期中没有作用。新凯恩斯主义经济学家则宣称，由于价格的刚性或者粘性，不能够立即与全部吸收货币供应量的变化，因此货币数量的变化有真实效应。Wang and Yip(1992)将货币引入生产函数，构造了一个内生经济增长模型。他们发现,货币在长期确实具有超中性，也就是说，货币增长率的高低不会对实物及人力资本积累、消费、产出等的增长率产生任何影响。Pecorino(1995)对 Wang and Yip 的模型略作扩张，将实物资本引入人力资本的生产函数，他发现，货币超中性不再成立，相反在长期内，
15、货币增长率的提高将会降低经济增长率。Chang(2002)通过另一种方式扩展 Wang and Yip 的模型，他将实际货币余额引入人力资本的生产函数，发现如果货币能够提高人力资本积累的效率，那么货币超中性也不再成立，相反，长期经济增长率将与通货膨胀率负相关。（二）实证研究在实证研究方面，弗里德曼和施瓦茨对货币和经济周期关系的经典研究（Friedman and Schwartz，1963）可能仍然是关于货币影响经济周期的最有影响力的经验证据。他们对美国从南北战争到 1960 年货币存量的原因进行了历史分析的结论是，有关数据“确定无疑地支持了（货币供给）变化率数列在超前较长时间的情况下和相关周期
16、正向吻合的观点” ，在1 刘金全 “虚拟经济与实体经济之间关联性的计量检验”J中国社会科学2004（4）4经济繁荣之前，货币供应量明显增加，而在经济衰退之前，货币供应量急剧下降。弗里德曼和麦则曼（Friedman and Meiselman，1963）是最早运用时间序列计量经济学方法估计货币影响的研究之一。他们创立的用名义收入对货币进行的回归分析通常被称为圣路易斯方程式。西姆斯(Sims,1972)首先在有关货币真实效应的争论中运用 Granger 因果关系检验。他通过对美国数据的研究发现，存在从货币到产量的单向 Granger 因果关系。但在其稍后的研究中,Sims(1980)用工业产量代替
17、名义产量并将利率引入向量自回归模型中，那么产出波动中可以由货币解释的部分就大为减少。Kormendi 和 Meguire(1984)通过对 50 个国家的实证研究以及 Boschen 和 Mills(1995)通过对美国的实证研究也发现，货币供应量的变化对产出不会产生长期的影响。McCandless和 Weber(1995)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应量增长率之间的关系进行实证研究后得出，长期来看，产出增长率和货币供应量增长率没有相关性。McCandless 和 Weber 的实证研究还表明，通胀率和货币供应量增长率具有非常强的相关性,相关系数在 0.
18、92 和 0.96 之间，几乎接近于 1，这一相关性通常被用来证明货币数量论的基本信条：货币增长率的变化将引起“通货膨胀率的同等变化” （Lucas ，1980） ，但是这一高度相关性并不说明因果关系。然而也有研究者认为现实中货币数量论对货币量和价格水平之关系的解释能力极其有限。典型的观点是，由于货币的流通速度非常不稳定，使得仅依靠货币增长率难以解释通胀行为(例如 Estrella and Mishkin,1997)。用向量自回归（VAR）方法估计货币对经济的影响是由西姆斯(Sims,1972，1980)首创的。利普尔、西姆斯和查（Leeper，Sims，and Zha，1996）总结了该方法
19、从二元到三原乃至更大体系的发展过程。Bernanke 和 Mihov(1998)运用 VAR 模型和脉冲响应分析对美国的数据进行了经验研究，证实了弗里德曼的观点，即由于价格具有某种刚性，货币冲击最先对真实产量产生效应，而对价格的效应会有近两年的时滞，但是对价格的作用时间要更为持久。在 VAR 模型中，如果货币、价格水平和产出之间不存在协整(Cointegration)关系，那么就可断定三者之间缺乏长期稳定的关系。一些研究结果认为三者的确存在协整关系(Hoffman and Rasche,1991;Stock and Watson,1993;Swanson,1998;Dutkowsky and
20、Atesoglu,2001)，而另一些研究则认为不存在协整关系（Friedman and Kuttner,1992,1993；Thoma,1994)。（三）中国的研究现状关于中国货币供应量与产出、通货膨胀之间的关系研究者也持不同意见。邹至庄(Chow, 2002)以货币数量论为起点，利用 1952-1993 年的数据，研究了中国货币和价格水平的决定，并且运用 Engle 和 Granger(1987)提出的方法建立了中国通货膨胀决定的协整和误差修正模型认为货币数量论能解释中国的通胀现象。Chow 和 Shen(2004)利用 1952-2002 的年度数据,建立了 LnP、LnM2 和 LnY
21、 的三变量向量自回归模型，并且通过脉冲响应函数比较了美国与中国的 LnM 扰动对 LnP 和 LnY 的影响。黄先开、邓述慧(2000)以 19801997 年的数据为基础，采用两段方法分析预期的货币供应增长对产出的效应，结论是货币非中性。刘斌（2001）建立了结构向量自回归模型，然后在蒙特卡罗随机模拟的基础上对货币政策冲击进行冲击响应分析，认为货币政策冲击在短期会对实体经济部门产生影响，在长期不会对实体经济部门产生影响，但货币政策冲击对物价、货币供应量及贷款等会产生永久性影响,而且货币政策冲击短期内对实体经济部门的持续作用时间不超过 40 个月。刘斌（2002）对产出、货币供给、物价以中国为
22、背景的实证研究通过向量误差校正模型（VEC）得出了三者的长期协整关系，脉冲响应分5析显示货币供给冲击对产出没有长期影响，而对价格在长期和短期都会产生影响。刘金全、刘志强(2002)以 19922000 年的数据为基础进行因果分析，他们发现，当采用传统的双变量因果关系检验法时，结果为存在由经济增长到货币供应增长的单向因果关系；但是，若采用向量自回归方法同时分析由货币供应、实际产出和价格水平构成的更大模型时,发现任两个变量之间都存在双向的因果关系。刘金全（2004）通过定量分析虚拟经济与实体经济在规模和活性上的相互作用和相互影响,发现虚拟经济对实体经济具有显著的“溢出效应” ，无论是货币供给规模还
23、是价格水平的波动,都存在着对实体经济规模和增长的正向作用和影响；同时，实体经济对虚拟经济也具有显著的反馈影响，并且反馈过程具有一定的规则性和灵敏性。赵留彦（2005）考察 1952-2001 年间中国的货币存量与价格水平之间的长期关系和动态关系。结果表明流通中货币和价格水平之间存在协整关系，而且不同的检验程序的一致结论说明这种协整关系是相当稳健的。刘霖（2005）以中国改革开放以来的统计数据为基础，采用协整和向量自回归的方法对货币供应、通货膨胀与经济增长的关系的实证研究得出：经济增长率、2 增长率、贷款余额增长率、物价之间存在长期均衡关系。不同的实证研究得到的结果并不一致，主要数据与方法差异的
24、原因。样本区间的不同以及取样频率的不同可能导致截然相反的结果。例如 Friedman and Kuttner,(1992)发现，仅在80 年代以前协整关系较为明显，此后十年间货币、收入、价格三者不再有稳定的关系。而且即使对于同一个样本区间，利用年度数据得出的协整结论也未必同样适用于季度或者月度数据。从方法上讲，如果仅对两个变量进行 Granger 因果关系检验，得到的结论不一定可靠。即使双变量检验的结果显示两个变量之间不存在因果关系，一旦引进其它相关变量构造一个更大的模型，原来的结论可能就不再成立了。二 理论模型与实证方法研究货币供给与价格、产出之间的关系，最直接的思路是建立货币供应量与价格水
25、平、GDP 之间的回归方程。Jorgenson（1966）年提出的自回归分布滞后模型（ ADL：Auto-regressive Distributed Lag）是较为广泛应用的。(p,q) 阶自回归分布滞后模型基本表达式为：（1）qtttitipttt xyyyi 101其中， 是滞后 i 期的外生变量向量，且每个外生变量的最大滞后阶数为 ， 是参数itx ii向量。在动态计量经济模型建立过程中，通常从一个结构比较复杂的 ADL 模型开始，经过对一些参数的条件约束，去掉一些变量，最终得到一个具有良好性质的简练模型。这一过程称为“从一般到简单”的建模过程。单方程模型用以解释单个因变量受多个解释变
26、量影响的关系，但是货币经济学中，变量之间的关系错综复杂，需要一组方程才能说明，联立方程（Simultaneous Equation）就可以用来考察多变量之间的相互关系。联立方程的结构式模型是：（2）AXBY其中，Y 是 PN 维（P 代表模型中内生变量个数， N 是观测量）内生变量矩阵， X是 QN 维（Q 代表模型中先决变量个数）先决变量矩阵。假定系数矩阵 B 是非奇异矩阵，可以得到简化模型形式：6，其中， （3）UXY11,BUA联立方程是一种结构性建模方法，然而，经济理论往往不能为变量间的动态关系提供严格定义，加之内生变量可能同时出现在方程左右两边，使得估计和推论复杂化。向量自回归（VA
27、R：Vector Autoregressive）模型避开了结构建模中需要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题，通常用于时间序列的系统预测和随机扰动对变量系统的动态影响。VAR 模型一般形式为：（4）tpttt ZZ1其中， 是变量矩阵， 是系数矩阵， 是白噪声。对上式进行变换得：t i t，其中 （5）tptpttt ZZ11 Ipii0若序列 中各分量有单位根，是 I(1)序列，则（5）式左边和右边的 p-1 项均为平稳序t列即 I(0)序列，而右边的第 p 项是 I(1)序列的线性组合，它也应是 I(0)才能保证上式有意义。因此，系数矩阵 不是满秩的，即 。此时存在两个
28、 pr 阶矩阵 和pprR)(0 使得 ，两个分解矩阵的秩都是 r。上式进一步改写为：p（6）tptpttt ZZ11这里， 每行都是一个 I(0)组合变量， 有 r 个协整向量。 （6）式就是向量误差校t t正模型（VEC：Vector Error-correction） ，它是包含协整约束条件的 VAR 模型，协整向量表明，非平稳序列之间存在长期稳定关系，这是研究货币供给、产出和价格之间关系的基本方法。下面我们在理论上，从古典货币数量论开始研究货币供给、产出和价格之间的数量关系。货币数量论的 Fisher 方程式： PYMV其中，M 表示货币供给，V 是货币流通速度，P 代表价格总水平，Y
29、 是实际产出，两边取对数（小写字母表示对数值）：（7）ttttypvm在（7）式中，价格的货币供给弹性为 1，意味着一单位的货币供给增加会带来一单位的价格水平上升。在现金余额方程式中，同样可以得到这个结论。根据庇古的观点，（8）)(rkYMd为实际货币需求，Y 为总收入， r 为投资的内在收益率，若货币市场均衡，即dM，则 ，在充分就业条件下，sYrks)(7， （9）PyrkM)(P 为价格， 为自然率产出，其中， ，表示充分就业时产出与价格y 0,水平、货币供给无关。另外，庇古假定均衡内在收益率 由资本边际产出决定，而与价格水平和货币供给无r关，也即： 。在均衡时，0,MrP， （10）y
30、rkP)(可得 ，价格的货币供给弹性为 1 意味着价格与货1)(PEM币供给同比变动。但是在现实中，这种对应关系过于严格，因为它缺乏微观基础，避开了短期的讨论。实际上，即使承认货币长期中性，人们感兴趣的仍然是货币供给对价格和产出的短期扰动，本文将从新凯恩斯主义总供给模型出发，分析短期扰动因素：， （11）0),(tttt py其中， 表示经济中潜在的自然率产出水平（对数值） ， 表示均衡的价格水平（对ty t数值） 。将（11）式各个对数变量进行一阶差分：（12）)()(111 tttttttt ppyy用增长率形式表示就是：1 （13）)()(ttttg把（7）式进行差分后用增长率形式表示：
31、（14）tttt ygvm)()(如果要寻找到如 Fisher 方程式所展现的产出、价格的货币供给弹性为 1 的情形，各个变量都应当使用潜在水平，即产出应当是潜在产出，货币供应量、价格和货币流通速度也是预期的均衡水平，表达式为：（15）YPVM1 增长率可以表示为 ，因此两个时点之间的增长率可以由对数值xdttxdtn1)(ln)(之间的差来表示，只要从同样的初始水平出发，无论研究变量的对数还是增长率实际上没有区别，例如通货膨胀率 也同样有效。参见格哈德伊宁货币政策理论：博弈论方法导论M 社会科1tttp学文献出版社2002，pp1213。8对数化处理后：（16）ypvm进行差分后用增长率形式
32、表示：（17）tttt gg)()(其中， 是核心通货膨胀率，它是使产出等于自然率水平的通货膨胀率，与其对应的概念是宏观经济学中的“无加速通货膨胀的失业率” （NAIRU） 。 （14）与（17）式相减，得：（18）)()()()( tttttttt ygvgmg将（13）式带入，并假设 ，则：tt， （19）)()1(tttt m 1)(0实际的通货膨胀率与核心通货膨胀率之间有一个修正关系，货币供应量增长率并没有对实际通货膨胀率产生一一对应的影响，而是通过贴现因子 进行了尺度缩减。当本期的货币供应量增长率大于自然增长率时，其偏离的部分通过贴现因子进行修正，使得实际通货膨胀率超过核心通货膨胀率
33、，当本期的货币供应量增长率小于自然增长率时，实际通货膨胀率低于核心通货膨胀率，但影响都有所收缩。如果本期的货币供应量增长率等于自然增长率，实际的通货膨胀率将等于核心通货膨胀率，产出实现自然率水平，在这种情况下，货币供给和价格同比增加，对短期产出不构成影响。因此，在实证研究中，要放松对系数的严格约束，协整向量方程应该满足以下形式：（20）tttt ymp21我们预期经过协整检验得到的协整向量系数满足： 其绝对值在 1 附近。,0,21只要建立的 VEC 模型协整向量满足上述要求，我们可以认为货币数量论成立，货币在长期是中性的。在对产出、货币供给和价格三者关系 实证研究之前，首先来探讨中国的货币供
34、给与价格水平之间的关系，这只是在虚 拟经济层面研究货币与价格的关系。研究这一问题，不仅可以为后面研究产出、货币供给和价格三者关系做 铺垫，也可以分析中国货币政策的有效性，检讨货币供应量作为货币政策中介指标的适宜性。三 货币供给与通货膨胀：货币供应量目标在中国的尴尬（一）实证研究说明9本文选择 1998：32005：5 月度数据进行实证研究。1 价格水平衡量价格水平的最优指标是 GDP 平减指数，但是中国没有月度 GDP 平减指数数据，通行的做法是使用消费价格指数（CPI） ，但是近年来的实践表明我国统计的消费价格指数不能很好地反映全社会真实价格水平变化，因此本文还使用了生产资料价格指数（PPI
35、） 。从计量的要求看，这些数据应是定基指数，而国家统计局只公布了样本期内的月度同比数据和少量环比数据，一些研究直接将这些同比数据和货币供应量余额数据共同使用，这从概念上就对应不起来。本文不计算定基数据，仍采用月度 CPI、PPI 同比数据（数据来源：中国经济景气月报，中国人民银行统计季报） ，而是对货币供应量余额数据进行调整。2 货币供应量我国的货币供应量分为三个层次：M0、M1、M2，由于广义货币 M2 的外生性强，通行做法以 M2 作为货币供应量的代表指标。本文使用月度 M2（数据来源：中国人民银行统计季报）的，为了和 CPI、PPI 的计算方法一致，对原始数据进行 12 阶步长的差分，差
36、分之后的 IM2 为年度同比货币供应增量。 1 3 季节调整和对数处理对 CPI、PPI、IM2 时间序列用 X11 乘法模型进行季节调整，消除季节因素。为了避免数据剧烈波动和消除潜在的异方差性，对季节调整后的数据进行自然对数化处理，得到LCPI、 LPPI、 LIM2。（二）Granger 因果检验Granger 因果检验用来考察货币供应量是否是价格变化的原因。规范的 Granger 因果检验，应当使用平稳序列。用非平稳序列做 Granger 检验，如果在长期是有强烈趋势的序列，结论可能是错误的。 2因此，在时间序列数据的回归分析中，首先应当检验各时间序列是否服从单位根过程。我们采用方法来进
37、行单位根检验。如附表 31， ADF 检验表明， LCPI、LPPI、LIM2 均具有单位根。非平稳序列可以通过差分构造平稳序列，但是差分之后，变量的含义变了，经济解释同样也会发生变化。因此，本文尝试换一个角度，用 HP 滤波方法去掉 LCPI、 LPPI、LIM2 序列的趋势项后，研究波动项之间因果联系。设 LCPI、LPPI、LIM2 时间序列中的趋势成分为 TCPI、 TPPI、TIM2 ，为了便于比较三个波动成分之间的关系，定义波动成分为：CCPI=(LCPITCPI)/TCPI, CPPI=(LPPITPPI)/TPPI, CIM2=(LIM2-TIM2)/TIM2把三个变量的波动成
38、分描绘在一起，如图 31：图 31 ：LCPI、LPPI、LIM2 波动成分的动态关系1 同比价格指数的分解： ，其中 ，同比价格ntttnttnt PPp112211 12指数等于月度环比价格指数的乘积，等于说各月份都对本期同比价格指数产生影响；而进行 12 阶步长的货币供应量差分也包含了各个月份的影响，与价格水平 CPI、PPI 同比数据从口径上对应起来。2 Phillip(1986)证明，如果两个时间序列都服从单位根过程，那么即使它们之间不存在任何相关性，当样本容量增大时，以一个时间序列对另一个时间序列回归也总能得到显著的参数，这就是所谓“伪回归”问题。10-0.6-0.4-0.20.0
39、.20.4900102030405CPI CIMCPI从整体状态来看，价格波动路径基本上保持了完整的周期模式，同时整个周期轮廓基本上是对称的。比较价格波动与货币供给波动路径之间的联系，可以看出在大部分时间内它们具有类似的变化模式，但货币供给波动具有一定的超前性，价格波动与货币供给波动在离散程度(条件方差)上存在显著差异，这说明货币冲击名义传导的中间机制具有一定的粘性，并具有放大或者缓冲货币冲击的能力，货币冲击在作用到价格水平的过程中需要一定的时滞。观察图 31，货币供应量传导到 PPI 的时滞是 1218 个月，到 CPI 的时滞是20 个月。对波动成分进行 ADF 检验，根据 AIC 和 S
40、C 最小的原则，选定 ADF 检验的滞后期，检验结果三个波动项均为平稳序列（见附表 31） 。尽管从图形上看， “货币价格”传导体系较为清晰，但是 Granger 检验并没有发现波动成分之间的因果关系。我们有必要把货币供给、CPI、PPI 的实际值放在“货币价格”系统里进行研究，因此建立三变量无约束的 VAR 模型。（三）VAR分析及蒙特卡罗试验根据AIC和SC最小准则，选定VAR模型的滞后阶数为2阶，结果的矩阵形式为： 218.072.9503468.27.105.1.936.4.8.46.0593. tttttt LPIMCLPIMCLPIMC如附图 31，VAR 模型残差平稳，模型合适。要分析货币政策传导机制的有效性，我们就要分析货币供给会对价格产生什么样的冲击以及价格对这些冲击会产生什么样的反应，由于观察到的价格的实际变化是各种冲击作用下的综合反应，因此规范的方法是在进行脉冲响应分析之前对冲击进行识别，分离出货币因素，但这样会增加模型的复杂性。本文不对 VAR 模型施加约束条件，在无约束条件下运用蒙特卡罗随机模拟方法对货币政策冲击进行脉冲响应分析，分析结果如图 32：图 32：LM2 一个标准差冲击响应路径
