内生货币、金融市场和总需求

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1、内生货币、金融市场和总需求摘要：适当的货币政策能够对于总需求起到促进作用是宏观经济学的一个共识。不过，不同的货币供给机制导致其对于总需求的影响渠道不同。因此，不同的货币供给机制对于总需求的影响就不相同。本报告发现，我国货币供给具有内生性。在这样的环境屮，要进一步提高我国总需求的可持续性，需要进一步推进利率市场化。关键词:内牛货币、货币政策、利率市场化、总需求1•导言在经历了2010年较快的增长后，我国在2011年经济增速下滑。当前国际形势不容乐观，欧洲债务危机在未来仍会持续。在这样的环境下，我们急需讨论我国总需求的可持续性问题，即

2、什么因素能够促进我国的总需求。一般而言，货币政策在这里面都会起到重要作用。不过，对于货币不同性质的判断会导致不同的传导渠道，从而会导致不同的政策建议。为此，为了分析我国货币政策对于总需求的影响，我们首先讨论我国货币供给的性质，之后分析货币政策的作用渠道。本报告发现，我国的货币供给是内生于经济的。在内生货币下，投资需求产生了货币，这成为了收入。因此，总需求和收入分配就具有了长期协整关系，从而是相互影响的。在这个过程中，利率会起到重要的再分配作用。因为我国目前对于零售利率是管制的，从而导致了扭曲。因此，利率市场化对于总需求的可持续性具

3、有重要作用。2•我国内生货币的检验为了稳健地检验我国货币的性质，我们首先利用2008年之前的数据进行检验，然后选择2008年之后的数据进行预测，如果预测数据与实际数据吻合，那么就可以说明我国货币供给具有内生性质。2.12008年6月前的货币供给性质为了检验我国货币供给的性质，参考Nell(1999),釆用葛兰杰因果类型检验。不过，此处的检验不仅仅局限于用标准的葛兰杰因果检验短期因果，还利用协整分析检验长期因果，其屮协整分析采用自回归分布滞后(ARDL)方法。ARDL模型的主要优点在于不管回归项是1(0)还是1(1),都可以进行检验

4、和估计。而进行标准的协整分析前，必须把变量分类成1(0)和1(1)。在这种方法中,如果变量是协整的，那么考虑下面的ARDL(p,q)模型：r0£ii-i「£y-a+p'x+(i)+LI©y/=0X+〃从方程(1)可以获得比与兀的长期关系:x=0+/兀+“利用方程(2)的残差，考虑下面的误差校正模型(ECM)：rs心=冬+工PyAyt-i+工hi+y、+e(3)z=l/=0其中“一是从方程(2)残差获得的滞后误差校正项。从方程(3)中，如果考虑原假设为兀不是y的葛兰杰原因，那么当利用F检验和Wald检验，当几,联合显著的时候，我们可

5、以拒绝原假设。利用同样的方法也可以检验y是否为兀的葛兰杰原因。为检验葛兰杰因果提供了另外的思路。标准的程序是一个变量过去的变化对于另外一个变量当前的变化具有解释力。不过，如果变量具有共同趋势，那么变量y向长期均衡点的调整在一定程度上也是受变量兀当前变化的影响。如果在方程(3)屮是显著的，那么这种因果关系就可以检验出来。针对待检验命题，我们选择了存款性金融公司对非金融部门债权、M2存量和高能货币数量三个指标，对其分别取对数，LOGLENDING,LOGM2和LOGHM表示。选择2002年1月到2008年6月的月度数据，这些数据全部來

6、白中国人民银行网站。之所以选择从2002年开始，是因为2002年中国人民银行按照国际货币基金组织《货币与金融统计手册》对货币金融统计制度进行了修订。这导致2002年一季度及以后各期数据与历史数据不完全可比。为了应用ARDL方法，我们首先需要确定这些变量是否平稳，以及是否为协整的。对于单位根的检验采用ADF检验，检验值参见表1,原假设为三个变量的水平值和一阶差分包含一个单位根。从中可以看出，LOGHM,LOGM2和LOGLENDING都是1(1)序列，从而可以利用ARDL方法。表1单位根检验统计表水平值—阶差分t统计量P值t统计量P

7、值LOGHM-1.6096290.7803-7.6077530.0000LOGM2-0.1435310.9401-8.7942930.0000LOGLENDING-1.5287780.8111-7.8010900.0000对这些变量的协整检验采用Johansen检验，通过Trace统计量和Max・Eigen统计量(表2)可以得知这些变量两两之间包含一个协整关系，从而可以利用ARDL协整方法来分析因果关系。表2协整检验表假设的协整关系数量Trace统计量p值假设的协整数量Max-Eigen统计量p值LOGHM和LOGLENDING无

8、*27.069960.0001无*26.509990.0001至多1个0.5599710.5164至多1个0.5599710.5164LOGLENDING和LOGM2无*56.356580.0000无*52.471720.0000至多1个3.884