金融危機后我國貨幣供給量與經濟增長、通貨膨脹關系實證研究

蔡宗鵬+鄭學高

內容摘要：金融危機后，作為我國貨幣政策重要的中介目標，貨幣供給量增長迅速。本文通過對2008年后廣義貨幣供給量、國內生產總值等相關數據的實證分析，認為我國在金融危機后貨幣政策主要通過投資、消費促進經濟增長，同時也引發了一定程度的通貨膨脹。本文實證分析在研究角度、數據搜集、方法處理上相較于以前的研究都有所改進。

關鍵詞：貨幣供給量 通貨膨脹 經濟增長 投資 消費

問題的提出

貨幣供給量是各國貨幣部門在其貨幣政策中時常采用的一個中介目標，通過貨幣傳導機制對整個宏觀經濟環境和市場資源進行疏導和調配。2008年后，為應對由美國次貸危機引發的全球性金融危機對我國經濟所造成的影響，中國人民銀行施行了較為寬松的貨幣政策。以廣義貨幣供給量M2為例，金融危機后，由2008年1月的417846.17億演變為2013年9月的1077379.16億。不到六年的時間，增長了157.84%，相較于世界上其他經濟體量相似的國家：美國、英國、日本，按匯率計，是美國的1.5倍、英國的4.9倍、日本的1.7倍，而相較于其他經濟發展水平相似的發展中國家，更是相差甚遠；我國同期GDP同比增長率一直穩定在8%左右的高增長水平；同期CPI累計增長率較大（詳見圖1：M2、GDP同比增長率、CPI累計增長率）。這一時期內貨幣政策更多關注于經濟增長而非穩定幣值。由宏觀經濟理論和貨幣理論觀點，貨幣政策的最終目標之間存在一種內生性矛盾：即經濟增長與充分就業必然是以犧牲物價穩定為代價的。再者，經濟增長是貨幣傳導機制里的最終目標，貨幣供給量實際上是從多個方面對最終目標進行影響，如：投資、消費、出口等。而僅僅以描述統計方法和粗略的橫縱向比較為依據來分析和研究我國貨幣供給量與經濟增長、通貨膨脹的關系，是不具有科學性和說服力的。在此基礎上還需做更加精確的實證研究。

相關文獻綜述

在研究貨幣供給量與經濟增長、通貨膨脹之間關系的國內文獻中，大部分研究者會選擇一個問題進行研究，但并沒有統一的認識與結論。就筆者所參考2000年以來的近三十篇相關文獻，多數研究者將貨幣供給量與通貨膨脹之間的關系作為研究對象，如朱慧明、張鈺（2005），楊奇志、朱勝男（2012）等。將貨幣供給量與經濟增長之間的關系作為研究對象的研究者相對較少，如楊建明（2003）。而對于貨幣供給量具體通過怎樣的方式去影響經濟增長這一問題，相關文獻沒有做出合理規范的解釋說明。

在研究問題的角度上也存在一定偏差，一部分研究者關注于貨幣需求方程的建立與說明，如王少平、李子奈（2004），謝仍明、馬亞西（2012）的研究。一部分研究者關注于通貨膨脹是否是一種貨幣現象，經濟增長是否與貨幣供給量存在聯系，如楊建明（2003），朱慧明、張鈺（2005），馬雪彬、朱東洋（2010）的研究。在問題研究的過程中，研究者的方法大體一致，構建誤差修正模型和進行格蘭杰因果關系檢驗等成為主要研究手段。

筆者在進行相關文獻綜述時發現：在研究方法大體一致的情況下，不同時期的實證分析往往得到有差異甚至對立的結論。例如：王少平、李子奈（2004）選取1976年至2002年的數據，運用協整關系檢驗和短期因果關系檢驗得出：我國貨幣需求的長期穩定性依賴于時間趨勢，貨幣政策的目標變量應為M1。而謝仍明、馬亞西（2012）運用2000年第一季度至2008第三季度的數據，在經過單位根檢驗、協整關系檢驗后，對M2、M1、M0分別進行了估計，建立對應的貨幣需求函數表明：M2、M0的需求方程存在較為明顯的協整關系，M1的需求方程協整關系不強。但M2短期需求方程不穩定，M0適宜作為貨幣政策的中介目標。由此可見，對不同時期的貨幣供給量與經濟增長、通貨膨脹的實證研究是有必要的。考慮到樣本量不足等其他因素，大多數研究者都選用金融危機前的數據，有關金融危機后貨幣供給量與經濟增長、通貨膨脹的實證研究較少。就筆者看來，對金融危機后的貨幣供給量與經濟增長，通貨膨脹的研究從理論和實踐的角度都是有意義的。

理論模型與研究思路

格蘭杰因果關系檢驗可以從統計意義上驗證兩個變量間的因果關系，為理論與實際中因果關系判斷提供重要的參考依據。本次實證分析選擇其作為探究貨幣供給量與經濟增長、通貨膨脹關系的主要計量經濟方法。格蘭杰因果關系檢驗假設對于兩個變量X與Y中每一變量預測的信息全部包含在這些變量的時間序列之中。檢驗要求估計以下的回歸：

（1）

（2）

其中白噪音μ1t 和μ2t 不相關。

若存在由X到Y的單向因果關系，則（1）式中滯后的Y的系數估計值在統計上整體的顯著為零（即），同時（2）式中滯后的X的系數估計值在統計上整體的顯著不為零（即），稱X是引起Y變化的原因；若存在由Y到X的單向因果關系，則（2）式中滯后的X的系數估計值在統計上整體的顯著為零（即），同時（1）式中滯后的Y的系數估計值在統計上整體的顯著不為零（即），稱Y是引起X變化的原因；若X和Y互為因果關系，則（1）式中滯后的Y的系數估計值在統計上整體的顯著不為零（即），同時（2）式中滯后的X的系數估計值在統計上整體的顯著不為零（即），稱X和Y間存在雙向因果關系；若X和Y間不存在因果關系，則（1）式中滯后的Y的系數估計值在統計上整體的顯著為零（即），同時（2）式中滯后的X的系數估計值在統計上整體的顯著為零（即），稱X和Y間不存在因果關系。

格蘭杰因果關系檢驗是通過受約束的F檢驗完成的。（1）式假定當前X與Y自身以及X的過去值有關，而（2）式對Y也進行了類似假定。對（1）式而言，其原假設H0 ：δ1=δ2=…=δi=0。對（2）式而言，其原假設H0 ：α1=α2=…=αi=0。針對各式中變量參數整體為零的原假設，分別作包含與不包含變量的回歸，根據回歸所得的殘差平方和計算F統計量，比較F分布相應臨界值，拒絕或接受原假設。endprint

基于菲利普斯曲線和相關貨幣理論中貨幣政策最終目標內生性矛盾的啟發，筆者并未將研究角度局限于僅研究貨幣供給量與經濟增長或者貨幣供給量與通貨膨脹單方面關系而是同時考察貨幣供給量與兩者的關系。一方面考慮到我國貨幣傳導機制對經濟增長存在滯后期的影響，筆者采用2008年第一季度到2013年第三季度GDP與M2季度數據來考察貨幣供給量與經濟增長的關系，在此基礎上，由于經濟增長并非直接受到貨幣供給量的影響，而是受其間接調控，筆者著重考察貨幣供給量通過怎樣方式影響經濟增長這一問題，進一步檢驗貨幣供給量增長率與消費、出口、投資三者增長率間的因果關系。另一方面采用2008年1月到2013年9月CPI與M2月度數據來考察貨幣供給量與通貨膨脹的關系。結合以前研究者的較為成熟相關成果和結論，對原始數據進行必要的篩選、處理和調整，通過平穩性檢驗和協整關系檢驗、格蘭杰因果關系檢驗等計量經濟方法來驗證和說明金融危機后中國人民銀行所應用的貨幣政策究竟對我國近期的經濟增長、通貨膨脹是否產生了影響，怎樣產生影響。得出實證分析結論并同時提出后續應該關注的一些問題。

實證分析

（一）數據的篩選與調整

在實證分析中，模型需要涵蓋研究所有變量的相關信息，所以表征量的取舍尤為重要。GDP（國內生產總值）是指一定時期內一個國家或地區生產的全部最終產品和勞務的價值，也是衡量這個國家或地區經濟運行的最佳指標，普遍地用來表征一個國家或地區經濟增長狀況。通貨膨脹通常由CPI（居民消費價格指數）和RPI（零售物價指數）兩種衡量指標進行衡量。在指標編制的原理與方法上，RPI并未將服務價格包括在內，就我國第三產業的生產總值已占國內生產總值的46.09%的經濟現實，CPI更能全面衡量我國通貨膨脹表現。貨幣供給量的表征量選取M2（廣義貨幣供給量），M2不僅包括流通中的現金和活期存款，還包括定期存款，能充分反映我國經濟運行中的貨幣總量。同樣近年來的相關研究與文獻表明：M2相對于M0（流通中的現金量）、M1（狹義貨幣供給量）等貨幣供給量衡量指標而言，更具有外生性。同時隨著我國的信貸規模擴大，M2更能滿足貨幣數量論的要求。

在研究貨幣供給量通過何種方式影響經濟增長的問題時，需要能代表投資、消費、出口的表征量。固定資產投資包括基本建設、更新改造、房地產開發投資、其他固定資產投資四個部分，是投資量主要組成部分，固定資產同比增長率是反映和衡量一個國家或地區投資量增長的主要指標。鑒于我國經濟現狀，城鎮居民消費水平同比增長率能充分代表我國消費水平的增長情況，相關文獻也提供了理論依據。而進出口增長率是國內研究出口相關問題最具有代表性也最常用的表征量。本次實證分析采用的數據時間范圍是2008年1月至2013年9月，與以往實證分析的數據選取不同，將金融危機后一段時期內相關研究對象的表征量獨立考察，更加準確。本文應用計量經濟學軟件Eviews 6.0來進行實證分析。

根據選取原始數據的性質，在進行平穩性檢驗之前，使用X12方法對含季節因素的變量序列進行季節調整，剔除季節因素的影響。同時為消除異方差，在進行了季節調整的情況下，對需要調整的序列進行對數化處理，分別得到以下7個時間序列：M2季、GDP季、M2月、CPI月、G1、G2、G3（M2月、M2季表示M2經過季節調整后對數化的月度、季度數據；G1為進出口同比增長率（月度），G2為固定資產同比增長率（月度），G3為城鎮居民人均消費同比增長率（季度））。

（二）平穩性檢驗

涉及時間序列數據的回歸分析背后存在隱含假定：即這些數據是平穩的。如果將非平穩的時間序列數據進行回歸分析，往往會造成變量間本來不存在實際意義的關系而回歸結果卻得出有意義關系的“偽回歸現象”。平穩性的檢驗大體可分為兩種：依據自相關函數的檢驗、單位根檢驗。本文采用應用最為廣泛的ADF法進行單位根檢驗。表1、表2、表3為檢驗結果。

ADF檢驗結果表明，表1中：M2季序列為非平穩序列，其一階差分在5%顯著性水平下拒絕原假設，為平穩序列，即M2季～I（1），d M2季～I（0）。GDP季序列為非平穩序列，其一階差分在5%顯著性水平下接受原假設，在10%顯著性水平下拒絕原假設，綜合P值檢驗與樣本量較小的因素，認為其一階差分序列為平穩序列，即GDP季～I （1），d GDP季～I（0）。表2中：M2月序列為非平穩序列，其一階差分在1%的顯著性水平下拒絕原假設，為平穩序列，即M2月～I（1），d M2月～I（0）。CPI月序列為非平穩序列，其一階差分在1%顯著性水平下拒絕原假設，為平穩序列，即CPI月～I（1），d CPI月～I（0）。表3中：G1為非平穩序列，其一階差分序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設，均為平穩序列，即G1～I（1），d G1～I（0）。G2、G3在10%的顯著性水平下拒絕原假設，均為平穩序列，即G2～I（0）、G3～I（0）。

值得說明的是，從經濟學意義考慮，d M2月、d M2季作為M2月、M2季的差分序列分別表示M2的月度、季度增長率。檢驗G1、G2、G3與d M2月、d M2季之間的因果關系可以進一步解釋貨幣供給量增長與出口增長、投資增長、消費增長間是否存在因果關系。而G1作為非平穩序列不具備與d M2月進行格蘭杰因果關系檢驗的基本條件。在計量經濟學中，如果兩個變量是平穩的，即都是I（0），則可以直接進行格蘭杰因果關系檢驗，如果兩個是非平穩的I（1），要先檢驗是否存在協整關系，若有協整關系，可進行格蘭杰因果關系檢驗。

（三）協整關系檢驗

就實證分析的經驗來看，大多數經濟變量都是非平穩的，由這些非平穩的經濟變量所構成經典回歸模型不具有統計意義，而實際經濟活動和經濟理論都指出某些經濟變量間確實存在著長期均衡關系。利用協整關系檢驗，可以檢驗并構造出多個非平穩經濟變量間的某種平穩線性組合。本次實證分析需要對兩個非平穩時間序列進行協整關系檢驗，故采用由Granger與Engle于二十世紀八十年代提出的E-G兩步法。endprint

首先，將GDP季、CPI月作為被解釋變量，M2季、M2月作為解釋變量進行回歸，得到回歸方程如下：

（3）

（4）

由檢驗結果可知（3）、（4）式各解釋變量的T統計量高度顯著，調整后可決系數表明擬合程度優良，F統計量顯著，用OLS法估計的回歸模型合理。隨后，對上述兩個回歸合理模型所生成的殘差序列e1、e2進行平穩性檢驗。表4為檢驗結果。

檢驗結果表明在5%的顯著性水平下，殘差序列e1、e2均為平穩序列，即經濟增長（GDP季）與貨幣供給量（M2季）、通貨膨脹（CPI月）與貨幣供給量（M2月）存在協整關系，它們的長期均衡關系方程為（3）、（4）。值得注意的是，以上的兩個長期均衡關系方程僅僅能表示兩個變量間的依存關系，而并非具有統計意義上的因果關系，下文將助格蘭杰因果關系檢驗來進一步研究變量間是否存在因果關系。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

由計量經濟學理論，兩個平穩的時間序列數據之間或非平穩但存在協整關系的時間序列數據之間可以通過格蘭杰因果關系檢驗更深入探究兩者關系，但在進行格蘭杰因果關系檢驗之前，需要對格蘭杰檢驗的最優滯后期進行確定，在此之前的大多數實證分析主觀地看重貨幣供給對經濟增長、通貨膨脹的短期影響，在格蘭杰因果關系檢驗中人為地設定最優滯后期而得到不具有可信度的結果。而格蘭杰因果關系檢驗的最佳滯后期，是需要根據進行因果關系檢驗的變量構成的內生模型以及多種信息準則權衡確定的。

筆者首先構建四組雙變量的VAR模型，隨后在VAR模型的輸出結果中計算各個滯后期的各種信息值，再根據SC、AIC信息準則找出最優滯后期。得到本次實證分析的最優滯后期并進行格蘭杰因果關系檢驗。表5為最優滯后期判斷結果，表6為格蘭杰因果關系檢驗結果。

根據信息原則的重要性，樣本量與估計參數量等因素綜合分析，由表5得出最佳滯后期分別為：1、1、2、1。

由表6可知，在5%的顯著性水平下，M2季是GDP季的格蘭杰原因，拒絕原假設；GDP季不是M2季的格蘭杰原因，接受原假設。d M2月是G2的格蘭杰原因，拒絕原假設；G2不是d M2月的格蘭杰原因，接受原假設。d M2季是G3的格蘭杰原因，拒絕原假設；G3不是d M2季的格蘭杰原因，接受原假設。在7%的顯著性水平下，M2月是CPI月的格蘭杰原因，拒絕原假設；CPI月不是M2月的格蘭杰原因，接受原假設。

結論與展望

從整體的角度出發，金融危機后我國貨幣供給量與經濟增長具有穩定的長期關系。金融危機后的貨幣供給量是這一時期經濟增長統計意義上的格蘭杰原因，即貨幣政策對經濟增長產生了影響。然而經濟增長卻不是貨幣供給量統計意義上的格蘭杰原因。理論上是符合宏觀經濟學與金融學有關貨幣傳導機制與中央銀行貨幣政策的主流觀點；同樣印證了實踐中我國的“四萬億”宏觀經濟政策在金融危機后一定時期內對經濟增長所起到的積極作用。

貨幣供給量增長與投資、出口、消費增長率表征量的實證結果表明，貨幣供給量增長是投資增長、消費增長統計意義上的格蘭杰原因，而投資增長、消費增長并非是貨幣供給量統計意義上的格蘭杰原因。出口增長與貨幣供給量增長不滿足構成協整關系的條件，即不存在長期均衡關系。說明我國貨幣供給量通過投資、消費方面達到貨幣政策的最終目標之一，即促進經濟增長。截至2013年前三季度，我國固定資產投資已達309207.6億元，而我國2013前三季度GDP為386762億元，固定資產投資占國民生產總值的占比高達79.95%。結合實證分析結論，筆者認為，投資成為貨幣供給量促進經濟增長最重要的依托手段，然而這種靠主要投資帶動的國民經濟結構是否健康值得思考。

同樣，金融危機后我國貨幣供給量與通貨膨脹也具有穩定的長期關系。金融危機后的貨幣供給量是這一時期通貨膨脹統計意義上的格蘭杰原因，即通貨膨脹是一種貨幣現象。而通貨膨脹卻不是貨幣供給量統計意義上的格蘭杰原因。研究結果表明貨幣供給量是我國短期內通貨膨脹現象的一個原因。同時回答了筆者在實證分析之前提出的問題，即貨幣政策的最終目標之間存在一種內生性矛盾：經濟增長與充分就業必然是以犧牲物價穩定為代價的。

本次實證分析說明我國以貨幣供給量作為中介目標的貨幣傳導機制是有效的，貨幣供給量的增加支持了我國在金融危機后一段時期內的經濟增長與發展。并且從貨幣傳導機制的有效性也側面證實我國所進行的金融體制改革和市場經濟體制改革已經逐步完善和同步。值得注意的是，我們不能單方面地追求經濟增長而忽視物價的變動，因此對由貨幣供給量引起的通貨膨脹需予以關注。近期，不論是美聯儲退出QE的方案，還是我國政府“盤活存量”的宏觀經濟思路也都意識到靠貨幣供給量拉動的經濟增長是中央銀行特殊時期的非常對策。經濟增長在于技術的革新、生產力的發展、資本健康而自由地流動以及經濟體系中的合理結構，而過多的貨幣供給量不僅容易導致經濟結構出現失衡的問題，還可能使通貨膨脹現象進一步惡化。

實證分析過程中也啟發了筆者需要繼續研究與考察的相關問題。本次實證分析更多關注貨幣作為交易媒介這一功能，而貨幣的資產功能在近年我國經濟活動中所占的分量不可忽略，究竟有多少貨幣流入了實體部門，又有多少貨幣流入了證券、房地產等資產市場有待繼續研究。另外，實證分析后期筆者同時也查閱了我國利率水平的變化趨勢，按照經濟學一般性理論觀點，當貨幣供給激增時，資本價格（即利率水平）會降低，然而我國卻出現了融資困難這樣的“異常現象”，比較社會融資規模增長率與GDP的增長率不難發現我國可能存在貨幣空轉的現象，那么衡量貨幣供給對實際的經濟增長程度的具體影響同樣值得思考。

參考文獻：

1.王少平，李子奈.我國貨幣需求的協整分析及其貨幣政策建議.經濟研究，2004（7）

2.謝仍明，馬亞西.貨幣需求的長期與短期均衡關系：基于金融危機前的數據.金融評論，2012（4）

3.楊建明.我國貨幣供給量對產出、物價預測能力的實證研究.南開經濟研究，2003（1）

4.朱慧明，張鈺.基于ECM模型的貨幣供給量與通貨膨脹關系的研究.管理科學，2005（10）

5.馬雪彬，朱東洋.中國貨幣供給量與通貨膨脹的VAR模型實證分析.長安大學學報，2010（9）

6.趙留彥，王一鳴.貨幣存量與價格水平：中國的經驗數據.經濟科學，2005（2）

7.楊奇志，朱勝男.貨幣供給量與通貨膨脹的關系研究.商業時代，2012（33）

8.劉巍.計量經濟學軟件：Eviews操作簡明教程.暨南大學出版社，2009

9.朱詩娥.我國農村居民消費與城鎮居民消費的對比分析.消費經濟，2007（8）endprint

首先，將GDP季、CPI月作為被解釋變量，M2季、M2月作為解釋變量進行回歸，得到回歸方程如下：

（3）

（4）

由檢驗結果可知（3）、（4）式各解釋變量的T統計量高度顯著，調整后可決系數表明擬合程度優良，F統計量顯著，用OLS法估計的回歸模型合理。隨后，對上述兩個回歸合理模型所生成的殘差序列e1、e2進行平穩性檢驗。表4為檢驗結果。

檢驗結果表明在5%的顯著性水平下，殘差序列e1、e2均為平穩序列，即經濟增長（GDP季）與貨幣供給量（M2季）、通貨膨脹（CPI月）與貨幣供給量（M2月）存在協整關系，它們的長期均衡關系方程為（3）、（4）。值得注意的是，以上的兩個長期均衡關系方程僅僅能表示兩個變量間的依存關系，而并非具有統計意義上的因果關系，下文將助格蘭杰因果關系檢驗來進一步研究變量間是否存在因果關系。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

由計量經濟學理論，兩個平穩的時間序列數據之間或非平穩但存在協整關系的時間序列數據之間可以通過格蘭杰因果關系檢驗更深入探究兩者關系，但在進行格蘭杰因果關系檢驗之前，需要對格蘭杰檢驗的最優滯后期進行確定，在此之前的大多數實證分析主觀地看重貨幣供給對經濟增長、通貨膨脹的短期影響，在格蘭杰因果關系檢驗中人為地設定最優滯后期而得到不具有可信度的結果。而格蘭杰因果關系檢驗的最佳滯后期，是需要根據進行因果關系檢驗的變量構成的內生模型以及多種信息準則權衡確定的。

筆者首先構建四組雙變量的VAR模型，隨后在VAR模型的輸出結果中計算各個滯后期的各種信息值，再根據SC、AIC信息準則找出最優滯后期。得到本次實證分析的最優滯后期并進行格蘭杰因果關系檢驗。表5為最優滯后期判斷結果，表6為格蘭杰因果關系檢驗結果。

根據信息原則的重要性，樣本量與估計參數量等因素綜合分析，由表5得出最佳滯后期分別為：1、1、2、1。

由表6可知，在5%的顯著性水平下，M2季是GDP季的格蘭杰原因，拒絕原假設；GDP季不是M2季的格蘭杰原因，接受原假設。d M2月是G2的格蘭杰原因，拒絕原假設；G2不是d M2月的格蘭杰原因，接受原假設。d M2季是G3的格蘭杰原因，拒絕原假設；G3不是d M2季的格蘭杰原因，接受原假設。在7%的顯著性水平下，M2月是CPI月的格蘭杰原因，拒絕原假設；CPI月不是M2月的格蘭杰原因，接受原假設。

結論與展望

從整體的角度出發，金融危機后我國貨幣供給量與經濟增長具有穩定的長期關系。金融危機后的貨幣供給量是這一時期經濟增長統計意義上的格蘭杰原因，即貨幣政策對經濟增長產生了影響。然而經濟增長卻不是貨幣供給量統計意義上的格蘭杰原因。理論上是符合宏觀經濟學與金融學有關貨幣傳導機制與中央銀行貨幣政策的主流觀點；同樣印證了實踐中我國的“四萬億”宏觀經濟政策在金融危機后一定時期內對經濟增長所起到的積極作用。

貨幣供給量增長與投資、出口、消費增長率表征量的實證結果表明，貨幣供給量增長是投資增長、消費增長統計意義上的格蘭杰原因，而投資增長、消費增長并非是貨幣供給量統計意義上的格蘭杰原因。出口增長與貨幣供給量增長不滿足構成協整關系的條件，即不存在長期均衡關系。說明我國貨幣供給量通過投資、消費方面達到貨幣政策的最終目標之一，即促進經濟增長。截至2013年前三季度，我國固定資產投資已達309207.6億元，而我國2013前三季度GDP為386762億元，固定資產投資占國民生產總值的占比高達79.95%。結合實證分析結論，筆者認為，投資成為貨幣供給量促進經濟增長最重要的依托手段，然而這種靠主要投資帶動的國民經濟結構是否健康值得思考。

同樣，金融危機后我國貨幣供給量與通貨膨脹也具有穩定的長期關系。金融危機后的貨幣供給量是這一時期通貨膨脹統計意義上的格蘭杰原因，即通貨膨脹是一種貨幣現象。而通貨膨脹卻不是貨幣供給量統計意義上的格蘭杰原因。研究結果表明貨幣供給量是我國短期內通貨膨脹現象的一個原因。同時回答了筆者在實證分析之前提出的問題，即貨幣政策的最終目標之間存在一種內生性矛盾：經濟增長與充分就業必然是以犧牲物價穩定為代價的。

本次實證分析說明我國以貨幣供給量作為中介目標的貨幣傳導機制是有效的，貨幣供給量的增加支持了我國在金融危機后一段時期內的經濟增長與發展。并且從貨幣傳導機制的有效性也側面證實我國所進行的金融體制改革和市場經濟體制改革已經逐步完善和同步。值得注意的是，我們不能單方面地追求經濟增長而忽視物價的變動，因此對由貨幣供給量引起的通貨膨脹需予以關注。近期，不論是美聯儲退出QE的方案，還是我國政府“盤活存量”的宏觀經濟思路也都意識到靠貨幣供給量拉動的經濟增長是中央銀行特殊時期的非常對策。經濟增長在于技術的革新、生產力的發展、資本健康而自由地流動以及經濟體系中的合理結構，而過多的貨幣供給量不僅容易導致經濟結構出現失衡的問題，還可能使通貨膨脹現象進一步惡化。

實證分析過程中也啟發了筆者需要繼續研究與考察的相關問題。本次實證分析更多關注貨幣作為交易媒介這一功能，而貨幣的資產功能在近年我國經濟活動中所占的分量不可忽略，究竟有多少貨幣流入了實體部門，又有多少貨幣流入了證券、房地產等資產市場有待繼續研究。另外，實證分析后期筆者同時也查閱了我國利率水平的變化趨勢，按照經濟學一般性理論觀點，當貨幣供給激增時，資本價格（即利率水平）會降低，然而我國卻出現了融資困難這樣的“異常現象”，比較社會融資規模增長率與GDP的增長率不難發現我國可能存在貨幣空轉的現象，那么衡量貨幣供給對實際的經濟增長程度的具體影響同樣值得思考。

參考文獻：

1.王少平，李子奈.我國貨幣需求的協整分析及其貨幣政策建議.經濟研究，2004（7）

2.謝仍明，馬亞西.貨幣需求的長期與短期均衡關系：基于金融危機前的數據.金融評論，2012（4）

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4.朱慧明，張鈺.基于ECM模型的貨幣供給量與通貨膨脹關系的研究.管理科學，2005（10）

5.馬雪彬，朱東洋.中國貨幣供給量與通貨膨脹的VAR模型實證分析.長安大學學報，2010（9）

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7.楊奇志，朱勝男.貨幣供給量與通貨膨脹的關系研究.商業時代，2012（33）

8.劉巍.計量經濟學軟件：Eviews操作簡明教程.暨南大學出版社，2009

9.朱詩娥.我國農村居民消費與城鎮居民消費的對比分析.消費經濟，2007（8）endprint

首先，將GDP季、CPI月作為被解釋變量，M2季、M2月作為解釋變量進行回歸，得到回歸方程如下：

（3）

（4）

由檢驗結果可知（3）、（4）式各解釋變量的T統計量高度顯著，調整后可決系數表明擬合程度優良，F統計量顯著，用OLS法估計的回歸模型合理。隨后，對上述兩個回歸合理模型所生成的殘差序列e1、e2進行平穩性檢驗。表4為檢驗結果。

檢驗結果表明在5%的顯著性水平下，殘差序列e1、e2均為平穩序列，即經濟增長（GDP季）與貨幣供給量（M2季）、通貨膨脹（CPI月）與貨幣供給量（M2月）存在協整關系，它們的長期均衡關系方程為（3）、（4）。值得注意的是，以上的兩個長期均衡關系方程僅僅能表示兩個變量間的依存關系，而并非具有統計意義上的因果關系，下文將助格蘭杰因果關系檢驗來進一步研究變量間是否存在因果關系。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

由計量經濟學理論，兩個平穩的時間序列數據之間或非平穩但存在協整關系的時間序列數據之間可以通過格蘭杰因果關系檢驗更深入探究兩者關系，但在進行格蘭杰因果關系檢驗之前，需要對格蘭杰檢驗的最優滯后期進行確定，在此之前的大多數實證分析主觀地看重貨幣供給對經濟增長、通貨膨脹的短期影響，在格蘭杰因果關系檢驗中人為地設定最優滯后期而得到不具有可信度的結果。而格蘭杰因果關系檢驗的最佳滯后期，是需要根據進行因果關系檢驗的變量構成的內生模型以及多種信息準則權衡確定的。

筆者首先構建四組雙變量的VAR模型，隨后在VAR模型的輸出結果中計算各個滯后期的各種信息值，再根據SC、AIC信息準則找出最優滯后期。得到本次實證分析的最優滯后期并進行格蘭杰因果關系檢驗。表5為最優滯后期判斷結果，表6為格蘭杰因果關系檢驗結果。

根據信息原則的重要性，樣本量與估計參數量等因素綜合分析，由表5得出最佳滯后期分別為：1、1、2、1。

由表6可知，在5%的顯著性水平下，M2季是GDP季的格蘭杰原因，拒絕原假設；GDP季不是M2季的格蘭杰原因，接受原假設。d M2月是G2的格蘭杰原因，拒絕原假設；G2不是d M2月的格蘭杰原因，接受原假設。d M2季是G3的格蘭杰原因，拒絕原假設；G3不是d M2季的格蘭杰原因，接受原假設。在7%的顯著性水平下，M2月是CPI月的格蘭杰原因，拒絕原假設；CPI月不是M2月的格蘭杰原因，接受原假設。

結論與展望

從整體的角度出發，金融危機后我國貨幣供給量與經濟增長具有穩定的長期關系。金融危機后的貨幣供給量是這一時期經濟增長統計意義上的格蘭杰原因，即貨幣政策對經濟增長產生了影響。然而經濟增長卻不是貨幣供給量統計意義上的格蘭杰原因。理論上是符合宏觀經濟學與金融學有關貨幣傳導機制與中央銀行貨幣政策的主流觀點；同樣印證了實踐中我國的“四萬億”宏觀經濟政策在金融危機后一定時期內對經濟增長所起到的積極作用。

貨幣供給量增長與投資、出口、消費增長率表征量的實證結果表明，貨幣供給量增長是投資增長、消費增長統計意義上的格蘭杰原因，而投資增長、消費增長并非是貨幣供給量統計意義上的格蘭杰原因。出口增長與貨幣供給量增長不滿足構成協整關系的條件，即不存在長期均衡關系。說明我國貨幣供給量通過投資、消費方面達到貨幣政策的最終目標之一，即促進經濟增長。截至2013年前三季度，我國固定資產投資已達309207.6億元，而我國2013前三季度GDP為386762億元，固定資產投資占國民生產總值的占比高達79.95%。結合實證分析結論，筆者認為，投資成為貨幣供給量促進經濟增長最重要的依托手段，然而這種靠主要投資帶動的國民經濟結構是否健康值得思考。

同樣，金融危機后我國貨幣供給量與通貨膨脹也具有穩定的長期關系。金融危機后的貨幣供給量是這一時期通貨膨脹統計意義上的格蘭杰原因，即通貨膨脹是一種貨幣現象。而通貨膨脹卻不是貨幣供給量統計意義上的格蘭杰原因。研究結果表明貨幣供給量是我國短期內通貨膨脹現象的一個原因。同時回答了筆者在實證分析之前提出的問題，即貨幣政策的最終目標之間存在一種內生性矛盾：經濟增長與充分就業必然是以犧牲物價穩定為代價的。

本次實證分析說明我國以貨幣供給量作為中介目標的貨幣傳導機制是有效的，貨幣供給量的增加支持了我國在金融危機后一段時期內的經濟增長與發展。并且從貨幣傳導機制的有效性也側面證實我國所進行的金融體制改革和市場經濟體制改革已經逐步完善和同步。值得注意的是，我們不能單方面地追求經濟增長而忽視物價的變動，因此對由貨幣供給量引起的通貨膨脹需予以關注。近期，不論是美聯儲退出QE的方案，還是我國政府“盤活存量”的宏觀經濟思路也都意識到靠貨幣供給量拉動的經濟增長是中央銀行特殊時期的非常對策。經濟增長在于技術的革新、生產力的發展、資本健康而自由地流動以及經濟體系中的合理結構，而過多的貨幣供給量不僅容易導致經濟結構出現失衡的問題，還可能使通貨膨脹現象進一步惡化。

實證分析過程中也啟發了筆者需要繼續研究與考察的相關問題。本次實證分析更多關注貨幣作為交易媒介這一功能，而貨幣的資產功能在近年我國經濟活動中所占的分量不可忽略，究竟有多少貨幣流入了實體部門，又有多少貨幣流入了證券、房地產等資產市場有待繼續研究。另外，實證分析后期筆者同時也查閱了我國利率水平的變化趨勢，按照經濟學一般性理論觀點，當貨幣供給激增時，資本價格（即利率水平）會降低，然而我國卻出現了融資困難這樣的“異常現象”，比較社會融資規模增長率與GDP的增長率不難發現我國可能存在貨幣空轉的現象，那么衡量貨幣供給對實際的經濟增長程度的具體影響同樣值得思考。

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