貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長關(guān)系的模型分析

■王玉霞（淄博職業(yè)學院 山東淄博 255314）

引言

西方國家早在20世紀初就對貨幣供應(yīng)情況與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究。其中托賓認為貨幣與實物資本之間存在著固定的儲物流，通貨膨脹率會降低貨幣的真實回報，從而導致資本危機，影響實業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展，即一定的通貨促進產(chǎn)出。但是西德羅斯基卻認為貨幣供應(yīng)的變化及通貨不會對實業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)生影響，貨幣的需求源于人們的偏好。西方實證研究對于貨幣對經(jīng)濟增長的作用觀點也不一致，主要分為三種觀點：一是貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長無關(guān)；二是貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長有積極作用；三是貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長有副作用。

我國學者對貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的關(guān)系也做了大量實證研究，研究都證實貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長存在正相關(guān)關(guān)系。姚遠（2007）對貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證研究，分析發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)對通貨膨脹和經(jīng)濟增長的影響有滯后效應(yīng)，長期內(nèi)貨幣非共性，而通貨膨脹和經(jīng)濟增長并不影響貨幣供應(yīng)。孟祥蘭（2011）分析了我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)對經(jīng)濟增長有促進效應(yīng)，向量誤差模型表明經(jīng)濟增長、貨幣供應(yīng)都會受到自身滯后期的影響。宋光輝（2004）研究貨幣與經(jīng)濟增長的關(guān)系，分析發(fā)現(xiàn)兩國各層次貨幣供應(yīng)量均與GDP高度相關(guān)，并且具有顯著的線性依存關(guān)系，但是相關(guān)度不同，可能是因為貨幣流通速度有差異。閻虎勤（2010）以動態(tài)分析的方法，以我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本實證分析，結(jié)果表明M1、M2的供應(yīng)量水平與物價水平無關(guān)，這可能是因為貨幣流通速度的變化率具有降低或者部分抵消通貨膨脹對于貨幣需求變化影響的作用。殷醒民（2008）認為國際收支順差帶來國際儲備增加，從而形成貨幣供應(yīng)量擴大的沖擊作用，其認為應(yīng)該采取沖銷政策來縮小外部沖擊的影響。

本文研究貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的關(guān)系，以貨幣供應(yīng)增長和經(jīng)濟增長增量為指標，以我國各層次貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，研究貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

數(shù)據(jù)說明與變量設(shè)定

為研究不同層次貨幣與經(jīng)濟增長的影響，選取流通中的現(xiàn)金M0、狹義貨幣供應(yīng)量M1以及廣義貨幣供應(yīng)量M2作為貨幣供應(yīng)量的研究指標，選取GDP作為經(jīng)濟指標，因此本文課題變?yōu)檠芯苛魍ㄖ械默F(xiàn)金M0、狹義供應(yīng)量M1以及廣義貨幣供應(yīng)量M2與GDP的關(guān)系。為了去除數(shù)據(jù)中的異方差以及研究變量變化之間的關(guān)系，在此將變量增長作為研究指標，因此變量設(shè)定為流通中的現(xiàn)金增長率M0Z、狹義貨幣供應(yīng)量增長率M1Z、廣義貨幣供應(yīng)量增長率M2Z以及GDP增長率。

對于樣本數(shù)據(jù)，本文以1991-2011年我國貨幣供應(yīng)量以及GDP的數(shù)據(jù)作為研究基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，增長率通過計算所得，計算公式為：本年度增長率=（本年度數(shù)據(jù)-上年度數(shù)據(jù)）/上年度數(shù)據(jù)。

模型分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

由于所有變量樣本都為時間序列數(shù)據(jù)，因此容易產(chǎn)生趨勢不平穩(wěn)現(xiàn)象。利用相關(guān)圖對一階差分后的序列進行檢驗，如圖1所示，經(jīng)過一階差分后，所有序列都不存在自相關(guān)和偏相關(guān)現(xiàn)象。因此一階差分后，序列處于平穩(wěn)狀態(tài)。

單位根檢驗是檢驗變量樣本平穩(wěn)性的重要方法。本文采取ADF檢驗作為檢驗方法，檢驗結(jié)果如表1所示。從表1數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過滯后4期以及一階差分后，P值都小于0.05，但是檢驗T統(tǒng)計量比顯著性為5%的臨界值都小，因此拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根。因此在一階差分后，所有變量序列都歸于平穩(wěn)性序列，都為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗前提。

（二）協(xié)整分析

1.變量M0Z與GDPZ的協(xié)整分析。已經(jīng)證明序列GDPZ與M0Z之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立誤差修正模型ECM。現(xiàn)以GDPZ為因變量，以M0Z為自變量，用變量GDPZ對M0Z進行最小二乘回歸，得到回歸系數(shù)為0.1883，因此利用GENR定義可以得出：ECM1=GDPZ（-1）-0.1883*M0Z（-1） 。然后以D（GDPZ）作為因變量，以D（M0Z）和ECM1作為自變量，進行最小二乘回歸，結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2檢驗結(jié)果①，關(guān)于D（M0Z）的拖尾概率P值0.9314大于0.1，并且相關(guān)系數(shù)R-squared為0.2256，明顯過小，因此不能建立關(guān)于GDPZ與M0Z的誤差修正模型。

2.變量M1Z與GDPZ的協(xié)整分析。已經(jīng)證明序列GDPZ與M1Z之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立誤差修正模型ECM。現(xiàn)以GDPZ為因變量，以M1Z為自變量，用變量GDPZ對M1Z進行最小二乘回歸，得到回歸系數(shù)為0.1996，因此利用GENR定義可以得出：ECM2=GDPZ（-1）-0.1996*M1Z（-1） 。然后以D（GDPZ）作為因變量，以D（M1Z）和ECM2作為自變量，進行最小二乘回歸。

根據(jù)表2檢驗結(jié)果②，關(guān)于D（M1Z）的拖尾概率P值0.4002大于0.1，并且相關(guān)系數(shù)R-squared為0.2752，明顯過小，因此不能建立關(guān)于GDPZ與M1Z的誤差修正模型。

3.變量M2Z與GDPZ的協(xié)整分析。已經(jīng)證明序列GDPZ與M1Z之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立誤差修正模型ECM。現(xiàn)以GDPZ為因變量，以M2Z為自變量，用變量GDPZ對M2Z進行最小二乘回歸，得到回歸系數(shù)為0.7842，因此利用GENR定義可以得出：ECM3=GDPZ（-1）-0.7842*M2Z（-1）。然后以D（GDPZ）作為因變量，以D（M2Z）和ECM3作為自變量，進行最小二乘回歸。

根據(jù)表2檢驗結(jié)果③，關(guān)于D（M2Z）的拖尾概率P值0.0087小于0.1，但是相關(guān)系數(shù)R-squared為0.3408，明顯過小，因此不能建立關(guān)于GDPZ與M2Z的誤差修正模型。

4.變量M0Z、M1Z、M2Z與GDPZ的協(xié)整分析。已經(jīng)證明序列GDPZ與M0Z、M1Z、M2Z之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立誤差修正模型ECM。現(xiàn)以GDPZ為因變量，以M0Z、M1Z、M2Z為自變量，用變量GDPZ對M2Z進行最小二乘回歸，得到回歸系數(shù)分別為1.3440、-0.5260和1.001，因此利用GENR定義可以得出：ECM4=GDPZ（-1）- 1.3440*M0Z（-1）+0.5260*M1Z（-1）-1.001*M2Z（-1）。然后以D（GDPZ）作為因變量，以D（M0Z）、D（M1Z）、D（M2Z）和ECM4作為自變量，進行最小二乘回歸。

從表2檢驗結(jié)果④可以發(fā)現(xiàn)，以多變量進行回歸，變量D（M2Z）拖尾概率大于0.1，明顯不合格，因此不能建立關(guān)于變量M0Z、M1Z、M2Z與GDPZ的協(xié)整修正模型。

（三）Granger因果檢驗

由于不能建立協(xié)整修正模型，因此無法通過協(xié)整關(guān)系來分析貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的關(guān)系，因此對序列進行Granger檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。從表3可以發(fā)現(xiàn)，各個層次的貨幣供應(yīng)量不能很好的解釋經(jīng)濟增長，反而經(jīng)濟增長能很好的解釋和預(yù)測貨幣供應(yīng)量的變化。

（四）結(jié)果分析

第一，雖然各層次貨幣供應(yīng)量增長率與GDP增長率同是一階單整，具有協(xié)整關(guān)系，但是由于相關(guān)系數(shù)太小，二者相關(guān)度不大，無法建立貨幣供應(yīng)量增長率與經(jīng)濟增長的誤差修正模型。

第二，在Granger檢驗中，貨幣供應(yīng)增長率變化不是引起GDP增長率發(fā)生變化的原因，因此，說明GDP增長率的變化基本不受貨幣供應(yīng)增長率的影響，準確說受到的影響可能很少，無法通過誤差修正模型或者Granger檢驗來體現(xiàn)。

第三，在Granger檢驗中，GDPZ對各個層次的貨幣供應(yīng)量都有單向的因果關(guān)系，因此可以說經(jīng)濟增長率的變化是引起貨幣供應(yīng)量變化的原因。

結(jié)論與政策建議

第一，以上論證說明，貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長的影響非常有限，試圖通過提高貨幣供應(yīng)量來促進經(jīng)濟的增長效果非常難以保證，所以通過改變貨幣供應(yīng)量的貨幣政策來影響促進經(jīng)濟的發(fā)展非常可能失效。同時，我國長期以來堅持用加大貨幣供應(yīng)量來刺激經(jīng)濟的做法，實效不大，也論證了實證的結(jié)果。

第二，我國貨幣供應(yīng)量應(yīng)該根據(jù)我國經(jīng)濟增長需要來設(shè)定供給。從Granger因果檢驗可以看出，經(jīng)濟增長率對貨幣供應(yīng)量具有很強解釋作用，即經(jīng)濟增長影響著貨幣的供給。所以，貨幣供應(yīng)的變化需要根據(jù)經(jīng)濟增長情況來設(shè)定，如果脫離經(jīng)濟增長因素，可能引起貨幣危機，導致嚴重的通貨膨脹。貨幣供應(yīng)量由經(jīng)濟增長決定，而不是經(jīng)濟增長由貨幣決定，這種單向關(guān)系也決定貨幣政策來刺激經(jīng)濟增長的失效是非常可能的。

第三，貨幣供給與經(jīng)濟增長的關(guān)系也說明了貨幣與生產(chǎn)的同步性。生產(chǎn)的提高，產(chǎn)品的增多，貨幣需求才會提高，貨幣供應(yīng)才能增長，這樣平衡的發(fā)展才能防止物價上漲。相反如果是貨幣先行，經(jīng)濟上不去，產(chǎn)品產(chǎn)量上不去，過多的貨幣對應(yīng)一定的產(chǎn)品量，必然造成物價的上漲，通貨膨脹隨之產(chǎn)生。

第四，改變貨幣供應(yīng)量只是貨幣政策的一方面，不指向所有貨幣政策。本文僅僅是研究貨幣政策中很小的一個方面，即貨幣供應(yīng)量的變化與經(jīng)濟增長的關(guān)系，沒有驗證其他貨幣政策與經(jīng)濟增長的關(guān)系，因此不能由于筆者的論證而否定了其他貨幣政策效果，比如利率調(diào)控等。

1.姚遠.中國貨幣供應(yīng)、通貨膨脹及經(jīng)濟增長關(guān)系實證研究[J].經(jīng)濟與管理，2007（2）

2.孟祥蘭，雷茜.我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長及物價水平關(guān)系研究[J].統(tǒng)計研究，2011（3）

3.宋光輝，吳擁政.中美貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長的比較研究[J].財經(jīng)理論與實踐，2004（3）

4.閻虎勤，羅凱.貨幣供應(yīng)、貨幣流通與通貨膨脹：自經(jīng)濟變量找尋[J].改革，2010（12）

5.殷醒民.貨幣供應(yīng)沖擊、趨勢性通脹與經(jīng)濟波動[J].科學發(fā)展，2008（10）