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【摘要】关于货币中性、非中性就主要是研究货币对经济的影响，货币中性与非中性的争论已经延续了一个多世纪，不同经济学派在各自的假设条件下所得出的结论也各不相同。本文以现代西方货币理论中关于货币中性与非中性的判断方法为理论依据，选取1991年到2011年最新宏观数据，对我国货币供给与GDP之间的关系进行了平稳性检验和格兰杰因果检验，通过建立误差修正模型得出了我国货币非中性的结论。
【关键词】货币供给 货币中性 经济增长
一、理论综述
货币中性与非中性的争论已经延续了一个多世纪，不同经济学派在各自的假设条件下所得出的结论也个不相同，所谓货币中性就是研究货币政策的有效性，货币对实际经济变量在长期和短期是否产生作用。对货币有效性的研究几乎同经济学的发展史是同步的，古典主义在完全竞争与充分就业的假设下，认为货币就是商品价值的表现形式，并不会影响就业、产出等实体经济变量；然而瑞典学派奠基者威克塞尔及凯恩斯学派主张货币非中性理论，前者提出了“货币利率”和“自然利率”的概念，认为只有在货币利率和自然利率相一致的时候，货币才会是中性的，当两者背离时，就会导致消费品价格和生产资料价格的相对变动，从而导致产出变动，并由此影响经济，后者凯恩斯学派的基本观点实在有效需求不足以及货币价格工资调整粘性的基础上，货币供应量的变动在短期会影响就业、产出和收入等实质经济因素，而在长期内则会影响价格，凯恩斯学派把利率作为研究重心，货币供应量的变动会引起利率的变动，从而会引起投资的变化，使得宏观经济发生变化；新古典综合学派在结合真实余额效应和凯恩斯效应下得出货币非中性结论；以弗里德曼为代表的货币主义学派认为货币在短期是非中性的，只有在长期是中性的，这其实与凯恩斯学派的帕廷金的观点是相似的；而理性预期主义以理性预期与市场出清为前提得出货币政策无效和货币中立的结论。
其次，在对现实经济运行进行实证研究的过程中，货币、价格等名义变量同实际产出、就业等实际变量之间的因果关系，一直是宏观经济理论研究和实证检验的重点。究竟是货币供给影响实际产出，还是实际产出水平对货币供给具有反馈作用，直接关系到经济的古典两分法是否成立、货币政策是否具有中性特征等重要问题。而在分析判断货币政策冲击对经济的名义成分和实际成分的作用机制和传导机制时，也必然涉及到货币—产出等变量之间的Granger因果关系检验和货币的外生性检验等，这些研究必然需要大量的理论和计量检验支持。
因此，纵观众多学者的理论研究，考虑货币中性对于我国是否适用，本文将利用Eviews与R软件，选取1991—2011年的季度数据进行分析，探讨我国货币供给与经济增长的关系，并在这个基础上提出一些适合我国国情的政策和建议。
二、实证研究
（一）变量与样本
本文采用GDP作为衡量经济增长的指标，衡量货币政策行为传导的宏观经济变量。我国货币总量分为四个层次：M0、M1、M2和M3，其中：M0=流通中的现金；M1=M0+活期存款；M2=M1+准货币（包括储蓄存款和定期存款+其他存款）；本文选取M0、M1和M2，分别研究其对经济作用的大小。考虑到数据的可获得性及样本的大小，本文选取了1991年第四季度到2011年第三季度的季度数据作为分析对象。（数据来源CSMAR，单位：十亿元。）
（二）数据的前期处理
从图1可以清楚地看到，M0、M1、M2和GDP的绝对值几乎是同方向变动，并且在样本考察期四个指标都呈上升的趋势，这说明四者之间存在着一定的相关性。从数据的量上来看，M0的存量在样本期内虽有变化，但上升趋势不明显；M1的存量跟GDP的值比较相近，可以说，GDP围绕M1呈现出季节波动的长期时间趋势，M2的存量在1998年之后快速增加，远远高于并持续远离GDP。
基于本文选取的是季度数据，数据可能存在季节效应，我们采用方法Census X12对数据进行了季节趋势的调整。其结果如图2显示GDP的季节效应最明显，而在3个衡量货币供应量的指标中，M2最不具有季节效应。用GDP_SA、M0_SA、M1_SA、M2_SA表示各数据经过季节效应调整之后的值。
所以，将数据取对数进行平滑，从而更好的估计变量之间的关系。取对数后的数据表示为LGDPSA、LM0SA、LM1SA、LM2SA，分别表示GDP及各货币层次指标的季度增长率值，其趋势如图3所示。
（三）序列的单位根检验
对处理后的数据LGDPSA、LM0SA、LM1SA、LM2SA进行ADF和PP检验，综合两个指标的结果判断对数化后的数据在10%的显著性水平下并不平稳。将对数化后的数据取差分再进行检验，各指标变量在1%的显著性水平下都拒绝了原假设，于是认为差分变量不存在单位根，服从I（1）的过程。结果如表1所示。
本文对变量LGDPSA与LM0SA、LGDPSA与LM2SA、LGDPSA与LM2SA选择Johansen法（即JJ检验）进行协整关系检验，以探讨经济增长与货币供应量各层次之间的长期稳定的均衡关系。结果分别如下表3、表4、表5所示。
由表3、表4知，变量GDP与M0、M1之间不存在协整关系，由表5知，变量GDP与M2之间存在一个协整向量，所以，只有GDP与M2之间存在长期稳定的均衡关系，故我们通过对GDP与M2建立向量误差修正模型来分析两个变量之间的短期波动与长期均衡情况。
（五）向量误差修正模型（VECM）
从回归系数的显著性来看，对于GDP的回归方程，只有滞后一阶与四阶的GDP系数与滞后四阶的M2系数是显著的，表明M2对GDP的影响有四个季度的时滞；而对于M2的回归方程，只有滞后三阶的GDP与M2系数是显著，表明GDP对M2的影响有三个季度的时滞。
对模型VECM做单位根检验，发现有一个单位根，这与协整检验结果——存在一个协整向量是一致的，故该模型是平稳的，差分项反映了变量之间短期波动的影响，vecmt—1反应的是前一期的“非均衡误差”。我们将误差修正项vecmt—1改写成如下的表达式： LGDPSA=0.825LM2SA+0.887
该式反映了GDP与M2之间的长期稳定的均衡关系，表明经济的增长率与广义货币供应量的增长率之间成正相关关系。从关于经济增长变量的方程来看，误差修正系数为—0.128，符合反向的误差修正机制，并且系数在统计上是显著的，表明GDP增长率在上一期偏离长期均衡的数量将在下一期得到12.8%的反向调整。而对货币供应量指标M2的方程而言，误差修正系数为0.048，且其t检验值不显著，表明其对长期均衡状态的偏离的调整不明显。所以，由误差修正回归结果得出，我国的货币是非中性的，符合传统的凯恩斯理论。
（六）格兰杰因果检验
协整关系只能说明长期稳定关系，不一定是变量之间的因果关系，故需要对经济增长与货币供应量的指标变量之间进行因果关系检验，验证VAR模型中变量的外生性。因为只有在经济增长（GDP）与货币供应量之间因果的时候，也就是所有变量都为内生的时候，采用VAR模型才是有效的。表6是EVIEWS软件给出的关于LGDPSA分别与LM0SA、LM1SA、LM2SA的格兰杰检验结果。
第一组是M0的变化值与GDP的变化值的结果，伴随概率为0.3932和0.1528，我们可凭10%的显著水平接受两个原假设，即GDP不是M0的格兰杰原因，M0也不是GDP的格兰杰原因，可以说，两者之间没有因果关系。
第二组是M1的变化值与GDP的变化值的结果，伴随概率分别为0.0063和0.8184，我们可凭1%的显著水平认为M1的变化值是GDP的变化值的格兰杰原因，同时接受假设“GDP不是M1的格兰杰原因”，由此，我们判断M1与GDP之间存在着单向的关系。
第三组是M2的变化值与GDP的变化值的结果，伴随概率为分别为0.0058和0.0701，我们可凭1%的显著水平认为M2的变化值是GDP的变化值的格兰杰原因，以10%的显著水平认为GDP的变化值是M2的变化值的格兰杰原因，也就是说，在10%的显著水平下，我们认为M2的变化与GDP的变化互为因果关系。
所以，我们前面对GDP与M2进行VAR与VECM分析结果是有效的，M2与GDP之间确实存在着某种因果上的关系。
（七）脉冲响应与方差分解分析
1.LGDPSA与LM2SA的脉冲响应分析。脉冲响应函数描述的是模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。对LGDPSA与LM2SA建立的VECM模型进行脉冲响应研究，分析当一个误差项发生变化或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响。其结果如图4所示。
当GDP变动一单位时，对GDP的后期影响是先增加后减少的，在第12期的时候达到最大，然后在大概30期时恢复至一个稳定值附近；对LM2SA的影响在前20期出现显著的增加，随后递减恢复至稳定值附近。当LM2SA变动一单位时，对GDP的后期影响在第20期左右达到最大，然后恢复至一个稳定值附近；对LM2SA的影响在前30期出现逐渐增加，随后递减恢复至稳定值附近。
2.LGDPSA与LM2SA的方差分解分析。方差分解（variance decomposition）是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。对LGDPSA与LM2SA建立的VECM模型进行方差分解，分析LGDPSA与LM2SA的变化分别来自自身的冲击与其他变量冲击所构成的贡献率。其结果图5所示。由结果知，当达到稳定状态时，GDP的变化来自自身冲击的大小约为25%，而约75%的变化由M2的冲击来解释；而M2的变化受GDP冲击影响的大小约为19%，约81%的变化由其自身的冲击引起。所以，我们知道，M2对GDP的冲击效应是显著的，它解释了GDP约3/4的变化。
三、结论与政策建议
根据上文的分析，我们得出以下两个结论：
（一）我国的货币是非中性的
从上文的分析可以知道我国货币对经济影响是非常大的，货币政策在经济的发展中起着十分重要的作用，我国很多次都成功地利用货币政策缓解了经济发展中碰到的问题。货币供应量的变动明显影响经济的增长速度，当货币供应量增长率上升时，GDP的增速也加大。广义的货币供应量适度增加能够刺激经济的增长，我国货币供应量具有弱外生性，上文实证结果表明我国存在着从货币供应量到GDP的单向因果关系，意味着央行以货币供应量为中介目标的货币政策调控很难把握，央行在履行最后贷款人角色的同时要确实有效地合理控制货币供应量，因此，进一步深化我国金融体制改革，改善货币政策的传导机制，降低货币供应量的外生性对提高我国货币政策的宏观经济调控效果具有重要的意义。
（二）M0、M1、M2在对经济的影响程度上是不同的
通过上面的分析可知，在对GDP增长率的影响上，M0的作用最弱，M1居中，M2最强。M2相比较前两者虽然流动性偏弱，但反应的是社会总需求的变化和未来通货膨胀的压力状况，所以更能反应实体经济变化，所以在进行货币政策调控时必须加强对M2的控制。
参考文献
[1]刘金全，刘志强.中国货币政策非中性——货币—产出的因果关系和影响关系检验[J].吉林大学社会科学学报，2002，（4）：5.10.
[2]冯春平.货币供应对产出与价格影响的变动性[J].金融研究，2002，（7）：18—25.
[3]陆云航.中国货币供应量、价格水平和GDP关系的经验研究[J]：1952—2003.经济科学，2005，（2）39—46.
[4]刘斌，黄先开，潘红字.货币政策与宏观经济定量研究[M].科学出版社，2001，9.
[5]James D.Hamilton，Time Series Analysis，Princeton University Press，1994.
【关键词】货币供给 货币中性 经济增长
一、理论综述
货币中性与非中性的争论已经延续了一个多世纪，不同经济学派在各自的假设条件下所得出的结论也个不相同，所谓货币中性就是研究货币政策的有效性，货币对实际经济变量在长期和短期是否产生作用。对货币有效性的研究几乎同经济学的发展史是同步的，古典主义在完全竞争与充分就业的假设下，认为货币就是商品价值的表现形式，并不会影响就业、产出等实体经济变量；然而瑞典学派奠基者威克塞尔及凯恩斯学派主张货币非中性理论，前者提出了“货币利率”和“自然利率”的概念，认为只有在货币利率和自然利率相一致的时候，货币才会是中性的，当两者背离时，就会导致消费品价格和生产资料价格的相对变动，从而导致产出变动，并由此影响经济，后者凯恩斯学派的基本观点实在有效需求不足以及货币价格工资调整粘性的基础上，货币供应量的变动在短期会影响就业、产出和收入等实质经济因素，而在长期内则会影响价格，凯恩斯学派把利率作为研究重心，货币供应量的变动会引起利率的变动，从而会引起投资的变化，使得宏观经济发生变化；新古典综合学派在结合真实余额效应和凯恩斯效应下得出货币非中性结论；以弗里德曼为代表的货币主义学派认为货币在短期是非中性的，只有在长期是中性的，这其实与凯恩斯学派的帕廷金的观点是相似的；而理性预期主义以理性预期与市场出清为前提得出货币政策无效和货币中立的结论。
其次，在对现实经济运行进行实证研究的过程中，货币、价格等名义变量同实际产出、就业等实际变量之间的因果关系，一直是宏观经济理论研究和实证检验的重点。究竟是货币供给影响实际产出，还是实际产出水平对货币供给具有反馈作用，直接关系到经济的古典两分法是否成立、货币政策是否具有中性特征等重要问题。而在分析判断货币政策冲击对经济的名义成分和实际成分的作用机制和传导机制时，也必然涉及到货币—产出等变量之间的Granger因果关系检验和货币的外生性检验等，这些研究必然需要大量的理论和计量检验支持。
因此，纵观众多学者的理论研究，考虑货币中性对于我国是否适用，本文将利用Eviews与R软件，选取1991—2011年的季度数据进行分析，探讨我国货币供给与经济增长的关系，并在这个基础上提出一些适合我国国情的政策和建议。
二、实证研究
（一）变量与样本
本文采用GDP作为衡量经济增长的指标，衡量货币政策行为传导的宏观经济变量。我国货币总量分为四个层次：M0、M1、M2和M3，其中：M0=流通中的现金；M1=M0+活期存款；M2=M1+准货币（包括储蓄存款和定期存款+其他存款）；本文选取M0、M1和M2，分别研究其对经济作用的大小。考虑到数据的可获得性及样本的大小，本文选取了1991年第四季度到2011年第三季度的季度数据作为分析对象。（数据来源CSMAR，单位：十亿元。）
（二）数据的前期处理
从图1可以清楚地看到，M0、M1、M2和GDP的绝对值几乎是同方向变动，并且在样本考察期四个指标都呈上升的趋势，这说明四者之间存在着一定的相关性。从数据的量上来看，M0的存量在样本期内虽有变化，但上升趋势不明显；M1的存量跟GDP的值比较相近，可以说，GDP围绕M1呈现出季节波动的长期时间趋势，M2的存量在1998年之后快速增加，远远高于并持续远离GDP。
基于本文选取的是季度数据，数据可能存在季节效应，我们采用方法Census X12对数据进行了季节趋势的调整。其结果如图2显示GDP的季节效应最明显，而在3个衡量货币供应量的指标中，M2最不具有季节效应。用GDP_SA、M0_SA、M1_SA、M2_SA表示各数据经过季节效应调整之后的值。
所以，将数据取对数进行平滑，从而更好的估计变量之间的关系。取对数后的数据表示为LGDPSA、LM0SA、LM1SA、LM2SA，分别表示GDP及各货币层次指标的季度增长率值，其趋势如图3所示。
（三）序列的单位根检验
对处理后的数据LGDPSA、LM0SA、LM1SA、LM2SA进行ADF和PP检验，综合两个指标的结果判断对数化后的数据在10%的显著性水平下并不平稳。将对数化后的数据取差分再进行检验，各指标变量在1%的显著性水平下都拒绝了原假设，于是认为差分变量不存在单位根，服从I（1）的过程。结果如表1所示。
本文对变量LGDPSA与LM0SA、LGDPSA与LM2SA、LGDPSA与LM2SA选择Johansen法（即JJ检验）进行协整关系检验，以探讨经济增长与货币供应量各层次之间的长期稳定的均衡关系。结果分别如下表3、表4、表5所示。
由表3、表4知，变量GDP与M0、M1之间不存在协整关系，由表5知，变量GDP与M2之间存在一个协整向量，所以，只有GDP与M2之间存在长期稳定的均衡关系，故我们通过对GDP与M2建立向量误差修正模型来分析两个变量之间的短期波动与长期均衡情况。
（五）向量误差修正模型（VECM）
从回归系数的显著性来看，对于GDP的回归方程，只有滞后一阶与四阶的GDP系数与滞后四阶的M2系数是显著的，表明M2对GDP的影响有四个季度的时滞；而对于M2的回归方程，只有滞后三阶的GDP与M2系数是显著，表明GDP对M2的影响有三个季度的时滞。
对模型VECM做单位根检验，发现有一个单位根，这与协整检验结果——存在一个协整向量是一致的，故该模型是平稳的，差分项反映了变量之间短期波动的影响，vecmt—1反应的是前一期的“非均衡误差”。我们将误差修正项vecmt—1改写成如下的表达式： LGDPSA=0.825LM2SA+0.887
该式反映了GDP与M2之间的长期稳定的均衡关系，表明经济的增长率与广义货币供应量的增长率之间成正相关关系。从关于经济增长变量的方程来看，误差修正系数为—0.128，符合反向的误差修正机制，并且系数在统计上是显著的，表明GDP增长率在上一期偏离长期均衡的数量将在下一期得到12.8%的反向调整。而对货币供应量指标M2的方程而言，误差修正系数为0.048，且其t检验值不显著，表明其对长期均衡状态的偏离的调整不明显。所以，由误差修正回归结果得出，我国的货币是非中性的，符合传统的凯恩斯理论。
（六）格兰杰因果检验
协整关系只能说明长期稳定关系，不一定是变量之间的因果关系，故需要对经济增长与货币供应量的指标变量之间进行因果关系检验，验证VAR模型中变量的外生性。因为只有在经济增长（GDP）与货币供应量之间因果的时候，也就是所有变量都为内生的时候，采用VAR模型才是有效的。表6是EVIEWS软件给出的关于LGDPSA分别与LM0SA、LM1SA、LM2SA的格兰杰检验结果。
第一组是M0的变化值与GDP的变化值的结果，伴随概率为0.3932和0.1528，我们可凭10%的显著水平接受两个原假设，即GDP不是M0的格兰杰原因，M0也不是GDP的格兰杰原因，可以说，两者之间没有因果关系。
第二组是M1的变化值与GDP的变化值的结果，伴随概率分别为0.0063和0.8184，我们可凭1%的显著水平认为M1的变化值是GDP的变化值的格兰杰原因，同时接受假设“GDP不是M1的格兰杰原因”，由此，我们判断M1与GDP之间存在着单向的关系。
第三组是M2的变化值与GDP的变化值的结果，伴随概率为分别为0.0058和0.0701，我们可凭1%的显著水平认为M2的变化值是GDP的变化值的格兰杰原因，以10%的显著水平认为GDP的变化值是M2的变化值的格兰杰原因，也就是说，在10%的显著水平下，我们认为M2的变化与GDP的变化互为因果关系。
所以，我们前面对GDP与M2进行VAR与VECM分析结果是有效的，M2与GDP之间确实存在着某种因果上的关系。
（七）脉冲响应与方差分解分析
1.LGDPSA与LM2SA的脉冲响应分析。脉冲响应函数描述的是模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。对LGDPSA与LM2SA建立的VECM模型进行脉冲响应研究，分析当一个误差项发生变化或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响。其结果如图4所示。
当GDP变动一单位时，对GDP的后期影响是先增加后减少的，在第12期的时候达到最大，然后在大概30期时恢复至一个稳定值附近；对LM2SA的影响在前20期出现显著的增加，随后递减恢复至稳定值附近。当LM2SA变动一单位时，对GDP的后期影响在第20期左右达到最大，然后恢复至一个稳定值附近；对LM2SA的影响在前30期出现逐渐增加，随后递减恢复至稳定值附近。
2.LGDPSA与LM2SA的方差分解分析。方差分解（variance decomposition）是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。对LGDPSA与LM2SA建立的VECM模型进行方差分解，分析LGDPSA与LM2SA的变化分别来自自身的冲击与其他变量冲击所构成的贡献率。其结果图5所示。由结果知，当达到稳定状态时，GDP的变化来自自身冲击的大小约为25%，而约75%的变化由M2的冲击来解释；而M2的变化受GDP冲击影响的大小约为19%，约81%的变化由其自身的冲击引起。所以，我们知道，M2对GDP的冲击效应是显著的，它解释了GDP约3/4的变化。
三、结论与政策建议
根据上文的分析，我们得出以下两个结论：
（一）我国的货币是非中性的
从上文的分析可以知道我国货币对经济影响是非常大的，货币政策在经济的发展中起着十分重要的作用，我国很多次都成功地利用货币政策缓解了经济发展中碰到的问题。货币供应量的变动明显影响经济的增长速度，当货币供应量增长率上升时，GDP的增速也加大。广义的货币供应量适度增加能够刺激经济的增长，我国货币供应量具有弱外生性，上文实证结果表明我国存在着从货币供应量到GDP的单向因果关系，意味着央行以货币供应量为中介目标的货币政策调控很难把握，央行在履行最后贷款人角色的同时要确实有效地合理控制货币供应量，因此，进一步深化我国金融体制改革，改善货币政策的传导机制，降低货币供应量的外生性对提高我国货币政策的宏观经济调控效果具有重要的意义。
（二）M0、M1、M2在对经济的影响程度上是不同的
通过上面的分析可知，在对GDP增长率的影响上，M0的作用最弱，M1居中，M2最强。M2相比较前两者虽然流动性偏弱，但反应的是社会总需求的变化和未来通货膨胀的压力状况，所以更能反应实体经济变化，所以在进行货币政策调控时必须加强对M2的控制。
参考文献
[1]刘金全，刘志强.中国货币政策非中性——货币—产出的因果关系和影响关系检验[J].吉林大学社会科学学报，2002，（4）：5.10.
[2]冯春平.货币供应对产出与价格影响的变动性[J].金融研究，2002，（7）：18—25.
[3]陆云航.中国货币供应量、价格水平和GDP关系的经验研究[J]：1952—2003.经济科学，2005，（2）39—46.
[4]刘斌，黄先开，潘红字.货币政策与宏观经济定量研究[M].科学出版社，2001，9.
[5]James D.Hamilton，Time Series Analysis，Princeton University Press，1994.