貨幣供應量與經濟增長相關性的實證分析

摘要：在當前新的經濟形勢下，理論界對貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的合理性和有效性產生了懷疑。本文選取1996年至2006年GDP、CPI、M2的季度數據，從相關性的角度，通過實證分析發現，貨幣供應量與經濟發展的相關性很強，不能僅僅認為M2不能充分解釋這兩年的經濟現象就否定它作為中介目標的合理性和有效性。

關鍵詞：貨幣供應量；協整分析；格蘭杰因果檢驗

2006下半年以來，中國經濟的運行出現了一系列新的現象，如經濟超過預期的增長、資本市場的飛速發展、流動性過剩、CPI持續維持在高位。這些現象對我國以貨幣供應量為中介目標的貨幣政策的有效性提出了嚴峻的挑戰。本文從中介目標選取的標準之一——與經濟增長的相關性入手，研究現階段貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標的有效性。

本文選取剔除物價影響的實際GDP作為貨幣政策最終目標之一經濟增長的量化指標。

一、數據采集和介紹

本文中為名義GDP、CPI、M2，數據區間為1996年第一季度到2006年第四季度。關于實際GDP，本文通過名義GDP除以季度CPI定基比指數1再乘以100得到。為了消除數據中的異方差，本文對實際GDP和M2分別取對數，得到LGDP、LM2。結果見表1：

二、貨幣供應量作為中介目標的相關性檢驗

（一）單位根檢驗

進行時間序列分析，要求所用時間序列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定性趨勢。否則，利用最小二乘法進行估計將會產生“偽回歸”現象。單位根檢驗是判斷時間序列平穩性最常用的方法，方法主要有DF檢驗法和ADF檢驗法等。本文運用ADF檢驗法，分別對變量LGDP、LM2進行單位根檢驗，檢驗結果見表2。由表2可知，在5%的顯著水平下，LGDP、LM2原序列ADF統計量均大于5%的臨界值，表明LGDP、LM2的原序列均存在著單位根，這些序列都是非平穩的。而ΔLGDP、ΔLM2的ADF統計量小于1%的臨界值，表明LGDP、LM2的差分序列不存在單位根，是平穩序列。

表2 單位根檢驗

變量ADF統計量檢驗形式（c，t，k）臨界值結論

整合階數

LGDP2.515395（c，t，3）-3.5403**非平穩

ΔLGDP-4.761820（c，t，1）-4.2349*平穩I(1)

LM2-3.147250（c，t，3）-4.1864**非平穩

ΔLM2-7.895714（c，t，1）-4.1923*平穩I(1)

1 檢驗類型中的c和t表示帶有常數項和趨勢項，k表示滯后階數

2 *、**、***分別表示顯著水平為1%、5%、10%的臨界值。

（二）協整分析

協整理論從分析時間序列的非平穩性入手，探求非平穩變量間蘊含的長期均衡關系。如果涉及到的變量都是一階差分平穩的，而且這些變量的某種線性組合是平穩的，則稱這些變量之間存在協整關系。協整檢驗有兩種方法：一是EG兩步法；二是Johansen檢驗。本文采用EG兩步法來檢驗兩個變量之間是否存在協整關系。

第一步：對變量進行協整回歸，可得：

LGDP=2.06+0.67LM2

(3.106)(12.133)

R²=0.773，DW=2.09，F=147.204

第二步：對方程生成的殘差u進行EG檢驗，即運用EG回歸:

Δut=β1Δut+β2Δut-1

對方程生成的殘差進行單位根檢驗，如果殘差不存在單位根，則可以認為上述兩個變量存在協整關系，殘差U單位根檢驗。結果見表2.5。

表3 殘差U的單位根檢驗

變量ADF統計量1%臨界值AICD-W檢驗值（c，t，k）穩定性

殘差U-4.315039-3.5930-0.4897771.908781（0，0，1）穩定

從表3可以看出LGDP與LM2之間存在協整關系，即LGDP與LM2之間存在長期穩定的關系。從上式可以進一步得出，LGDP和LM2之間呈正相關關系，即貨幣供給量對經濟增長有促進作用，而且貨幣投放量每增加1%，會促進經濟增長0.67%。

（三）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系檢驗是檢驗經濟變量間因果關系常用的一種計量經濟學方法，其本質是用一種條件概率定義因果關系。對于變量LGDP與LM2之間的因果方向檢驗，即判斷何者為因、何者為果，本文采用了格蘭杰因果關系檢驗法，結果見表4。從表4可知，滯后期分別取1，2，3時，LGDP都不是LM2的格蘭杰原因，而LM2是LGDP的格蘭杰原因，即貨幣供給量的變化會引起產出發生變化，而產出的變化不會引起貨幣供給量的變化。

表4 Granger因果檢驗結果

滯后期原假設樣本數量F統計量概率是否因果關系

1LM2不是LGDP的Granger原因

LGDP不是LM2的Granger原因4335.03886.1E-07是

0.179050.67446否

2LM2不是LGDP的Granger原因LGDP不是LM2的Granger原因

429.425590.00049是

0.089530.91456否

3LM2不是LGDP的Granger原因LGDP不是LM2的Granger原因415.883420.00239是

0.603510.61723否

（四）誤差修正模型

協整關系只是反映了變量之間的長期均衡關系，誤差修正模型(ECM)的使用就是為了建立短期的動態模型以彌補長期靜態模型的不足。它既能反映不同的時間序列間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制，ECM模型可很好地消除虛假回歸。

由協整關系式可得誤差修正項：EC=LGDP-2.06-0.67LM2

為了研究貨幣供給量與經濟增長之間的短期動態關系，以△LGDP為被解釋變量，以ECt-1（作為非均衡誤差）、△LM2及其各階滯后為解釋變量，利用OLS法進行估計，最后得到以下模型：

△LGDP=-3.664△LM2(-1)-0.061△LM2(-2)+0.314△LM2(-3)+3.666△LM2(-4)-1.068ECt-1

（-1.627) （-0.035) （0.197) （2.147) （-6.199)

R²=0.538，DW=1.788，E=12.05，AIC=-0.557，SC=-0.344

從上式可以看出，滯后一期和滯后兩期的貨幣供給增量和本期的經濟增長呈負相關關系，而滯后三期和滯后四期的貨幣供給量增長與經濟增長呈正相關關系。

三、小結

上述結論可以從貨幣政策傳導的匯率渠道加以解釋。貨幣供給量增加，物價上漲，實際匯率提高，即本幣出現貶值，從而導致凈出口增加，經濟增長加快。但實際上貨幣供給量增加對經濟增長的作用是一個動態調整的過程。在初始階段，貨幣供給量增加導致本幣貶值，但由于凈出口價格的調整快于數量的調整，價格變化的效應強于數量變化的效應，凈出口有所惡化進而導致經濟增長速度下降，但隨著時間的推移，數量變化的效應逐漸超過價格變化的效應，凈出口逐步改善從而促進經濟增長速度的提升。同時通過比較發現，我國近些年的貨幣政策效應存在四期（即一年）的時滯。前兩期的貨幣供給量增加對當期的經濟增長存在負面效應，而從滯后三期開始貨幣供給量增加對當期的經濟增長起促進作用，但開始的時候貨幣政策效應并不明顯，△LM2(-3)每增長1%，△LGDP僅增加0.314%，貨幣政策效應直到第四期才趨于明顯，△LM2(-4)每增長1%，可以帶動△LGDP增加3.666%。誤差修正系數為-1.068，符合反向修正機制，這表明經濟增長對于貨幣供給量的增加從非均衡向均衡狀態調整的速度較快。

參考文獻：

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[5]吳培新.M2作為我國貨幣政策中介目標的實證檢驗.上海金融，2007(9).

（作者單位：廣州大學松田學院經濟系）

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