我國貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟(jì)增長的影響研究

【摘要】貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長二者的關(guān)系如何，前者對后者是否有影響一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。本文基于近十年三個(gè)層次貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2及GDP的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用ADF檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)與脈沖響應(yīng)函數(shù)考察在不同貨幣統(tǒng)計(jì)口徑下，貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟(jì)增長的不同影響。

【關(guān)鍵詞】貨幣供應(yīng)量 經(jīng)濟(jì)增長 格蘭杰因果檢驗(yàn) 協(xié)整檢驗(yàn) 脈沖響應(yīng)

一、引言

貨幣政策作為宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)的重要手段之一，其與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系密切，同時(shí)，貨幣政策中介目標(biāo)的選擇在很大程度上決定了貨幣政策的有效性，所以貨幣政策應(yīng)隨國家經(jīng)濟(jì)狀況的變化而進(jìn)行調(diào)整。多年來，我國選擇貨幣供應(yīng)量這一變量作為中介目標(biāo)的決定得到極大肯定，但隨著國內(nèi)外形勢的變化，我國經(jīng)濟(jì)由“高速增長”變?yōu)椤爸械退僭鲩L”，貨幣政策也作相應(yīng)調(diào)整，從原本的“適度寬松”轉(zhuǎn)變?yōu)槿缃竦摹胺€(wěn)健”。在這一發(fā)展目標(biāo)與方向下，繼續(xù)以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)是否適合，其與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)度如何成為亟待解決的現(xiàn)實(shí)問題。在此背景下，本文研究現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)環(huán)境下各層次貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟(jì)增長的影響，以期為貨幣政策的制定提供參考。

二、貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)說明

為研究我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文選取不同層次的貨幣供應(yīng)量作為研究對象，即M0、M1與M2。用GDP來表示經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)。選取2008年第一季度至2017年第二季度共38個(gè)季度的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行實(shí)證研究，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行和國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。

由于本文采用的是含有季節(jié)變動因素的季度數(shù)據(jù)，為避免異方差現(xiàn)象的出現(xiàn)，對M0、M1、M2、GDP 4個(gè)指標(biāo)分別取對數(shù)，記作lnM0、lnM1、lnM2和lnGDP。

（二）實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)（平穩(wěn)性檢驗(yàn)）。為避免導(dǎo)致謬誤回歸以及預(yù)測結(jié)果的無效，先對時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用Eviews5.0統(tǒng)計(jì)軟件分別對lnM0、lnM1、lnM2和lnGDP進(jìn)行ADF平穩(wěn)檢驗(yàn)，采用使用較多的AIC最小化準(zhǔn)則來確定模型階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1：

從表1可以看出，lnGDP的ADF統(tǒng)計(jì)量為-2.757304，均大于1%、5%、10% 顯著水平下的臨界值，說明lnGDP為非平穩(wěn)序列；而lnM0、lnM1、lnM2的ADF統(tǒng)計(jì)量分別為-4.162519、-4.247898和-4.484332，均小于各自5%顯著水平下的臨界值，說明lnM0、lnM1、lnM2為平穩(wěn)序列。所以，lnM0、lnM1、lnM2是零階單整的平穩(wěn)序列。由于lnGDP具有非平穩(wěn)性，對其做一階差分處理，得出△lnGDP的ADF統(tǒng)計(jì)量為-3.757230，小于5%顯著水平下的臨界值（-3.557759），所以lnGDP的一階差分是零階單整的。所以，在5%的顯著性水平下，lnM0、lnM1、lnM2和△lnGDP均為零階單整的平穩(wěn)序列，滿足做協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2.Granger因果檢驗(yàn)。由于滯后階數(shù)的選擇會對格蘭杰檢驗(yàn)的結(jié)果產(chǎn)生較大影響，為增強(qiáng)結(jié)論的可靠性，故依次采用滯后2至6階，結(jié)果如表2、表3和表4所示：

由表2可知，無論滯后階數(shù)如何選擇，lnM0不是△lnGDP的格蘭杰原因的概率均大于5%，表明在5%的顯著水平下接受原假設(shè)；△lnGDP不是引起lnM0變動的格蘭杰原因的概率均大于5%，表明在5%的顯著水平下接受原假設(shè)。因此，M0不是GDP顯著的Granger原因，GDP也不是M0顯著的Granger原因。

由表3可知，原假設(shè)為△lnGDP不是lnM1變動的格蘭杰原因時(shí)，在選取的5個(gè)不同滯后期中，滯后2期、3期、4期、6期的概率大于0.05，表明在該顯著水平下接受原假設(shè)；滯后5期的概率小于0.05，因此拒絕原假設(shè)。原假設(shè)為lnM1不是△lnGDP變動的格蘭杰原因時(shí)，滯后2期、4期的概率大于0.05，即在5%的顯著水平下接受原假設(shè)；而滯后3期、5期和6期的概率小于0.05，表明在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。所以，M1與經(jīng)濟(jì)增長間是否存在相互決定關(guān)系具有隨機(jī)性。

表4顯示，原假設(shè)為△lnGDP不是lnM2變動的格蘭杰原因時(shí)，5個(gè)滯后期的概率均大于0.05，表明GDP不是M2顯著的Granger原因。原假設(shè)為lnM2不是△lnGDP變動的格蘭杰原因時(shí)，滯后2期、3期、4期和5期的概率小于0.05，即在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；滯后6期的概率大于0.05而小于0.1，表明在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。因此，GDP不是引起M2變動的格蘭杰原因，M2卻是引起GDP變動的格蘭杰原因，且該結(jié)論具可靠性。

3.協(xié)整檢驗(yàn)。采用Engle-Granger檢驗(yàn)法檢驗(yàn)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。但因果關(guān)系不顯著的變量應(yīng)加以剔除，所以剔除lnM0，只檢驗(yàn)變量lnM1與變量△lnGDP、變量lnM1與變量△lnGDP的協(xié)整關(guān)系。

首先，把經(jīng)濟(jì)增長變量作為被解釋變量，各層次貨幣量作為解釋變量做協(xié)整回歸。（注：括號內(nèi)的數(shù)值為各系數(shù)的t值，et為殘差）

第一，把△lnGDP、lnM1分別作為被解釋變量與解釋變量，對兩個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整回歸，結(jié)果如下：

△lnGDPt=0.279988-0.019958lnM1t+et

（0.364186） （-0.326941）

由t檢驗(yàn)可知，lnM1t和常數(shù)項(xiàng)的t值均小于5%顯著性水平下的臨界值，故接受原假設(shè)，即lnM1對△lnGDP無顯著性影響，M1不是經(jīng)濟(jì)增長的重要原因。

第二，把△lnGDP、lnM2分別作為被解釋變量與解釋變量，對兩個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整回歸，結(jié)果如下：

△lnGDPt=-0.414832+0.028088lnM2t+et

（1.565793） （1.607631）

由t檢驗(yàn)可知，lnM2t和常數(shù)項(xiàng)的t值均大于5%顯著性水平下的臨界值，故拒絕原假設(shè)，即lnM2對△lnGDP有顯著性影響，M2是經(jīng)濟(jì)增長的重要原因。

其次，對協(xié)整回歸得到的殘差進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。由于M0、M1均對經(jīng)濟(jì)增長無顯著影響，所以此處只對被解釋變量、解釋變量分別為△lnGDP、lnM2的協(xié)整回歸殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如表5所示：

由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，ADF檢驗(yàn)的臨界值-3.557759，殘差序列的ADF統(tǒng)計(jì)量為-4.092707，小于臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明殘差序列為平穩(wěn)序列，即lnM2與△lnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系。

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)。為了反映我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長之間任何一方的沖擊給另一方帶來的影響，現(xiàn)選取10期為考察期限，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫二者的動態(tài)影響過程。如圖7、圖8、圖9所示，圖中縱軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)值，橫軸表示時(shí)期數(shù)。

由圖1可知，整體而言，當(dāng)給M0的隨機(jī)擾動項(xiàng)施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，其對經(jīng)濟(jì)增長具負(fù)向作用：在1～3期內(nèi)，負(fù)向作用逐漸減小并達(dá)到零，3～4期內(nèi)負(fù)向作用又開始逐漸增大，第6期以后負(fù)向水平基本保持平穩(wěn)。而當(dāng)給GDP的隨機(jī)擾動項(xiàng)施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，在1～2期內(nèi)，其對M0的負(fù)向作用逐漸增大，第2期后逐漸減弱，在第3期達(dá)到頂峰后又快速回落，最后回到零點(diǎn)線上，表明第4期后M0的變化對經(jīng)濟(jì)增長無顯著影響。

由圖2可知，整體而言，當(dāng)給M1的隨機(jī)擾動項(xiàng)施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，其對經(jīng)濟(jì)增長具有正向影響，但強(qiáng)度呈波動性減弱：M1在第1～2期對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向影響，但影響效果呈減弱趨勢，第2～3期影響效果逐漸增強(qiáng)達(dá)到最大，第3期后影響效果呈波動性逐漸減弱。而當(dāng)給GDP的隨機(jī)擾動項(xiàng)施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，第1～2期，其對M1的負(fù)向作用呈現(xiàn)逐漸增大的趨勢，隨后該負(fù)向作用逐漸減弱并轉(zhuǎn)為正向影響，之后影響水平在零點(diǎn)線附近波動，表明經(jīng)濟(jì)增長對M1無明顯影響。

從圖3可看出：當(dāng)給M2的隨機(jī)擾動項(xiàng)施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，其對經(jīng)濟(jì)增長的正向影響逐漸增大在第2期達(dá)最大值0.017，之后該作用略有波動，第6期以后影響強(qiáng)度基本保持穩(wěn)定的正向水平。而當(dāng)給GDP的隨機(jī)擾動項(xiàng)施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，其對M1具有反應(yīng)迅速的正向影響，且強(qiáng)度達(dá)0.08，隨后該作用強(qiáng)度急劇下滑到-0.06左右，第2～3期負(fù)向作用逐漸減小并轉(zhuǎn)為正向影響。但隨著時(shí)間的延續(xù)，該正向影響效果卻逐漸減弱并趨于零。

三、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

從格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，無論滯后階數(shù)如何選擇，M0均不是引起經(jīng)濟(jì)增長變動的格蘭杰原因，M1與經(jīng)濟(jì)增長間是否存在相互關(guān)系具有隨機(jī)性，即M1和GDP的因果關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，這表明經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)并不能通過控制M1的增長來實(shí)現(xiàn)。而無論滯后階數(shù)如何選擇，M2均是引起GDP變動的格蘭杰原因，說明在各層次貨幣供應(yīng)量中，M2與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)度最高。

由協(xié)整檢驗(yàn)可知：首先，各層次貨幣供應(yīng)量中，只有M2這一層次貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，所以其對貨幣政策的調(diào)整具有重要意義。其次，雖然貨幣供應(yīng)量M1的變化能夠在一定程度上影響經(jīng)濟(jì)增長，但二者之間卻不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性不是很好。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，M0對經(jīng)濟(jì)增長的影響幾乎保持穩(wěn)定的負(fù)向水平；M1對經(jīng)濟(jì)增長具有正向影響，但隨時(shí)間的延續(xù)，其影響強(qiáng)度呈波動性減弱的趨勢；M2對經(jīng)濟(jì)增長具有正向影響，但長期效果不如短期效果顯著。

總體而言，在各層次貨幣供應(yīng)量指標(biāo)中，M2與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，且經(jīng)濟(jì)增長的變化不會引起M2的變動，但從脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，△lnGDP對lnM2的脈沖響應(yīng)函數(shù)值較低，即雖然二者存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，但其對經(jīng)濟(jì)增長的影響強(qiáng)度不高。所以在M0、M1、M2三個(gè)層次貨幣供應(yīng)量中，M2與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性最強(qiáng)，選其作為貨幣中介目標(biāo)具備一定合理性。

（二）政策建議

1.加強(qiáng)貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制建設(shè)。實(shí)證結(jié)果顯示，短期內(nèi)M2能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生相對顯著的影響，但在長期過程中這種影響強(qiáng)度會減弱，所以若以M2作為中介目標(biāo)，應(yīng)加強(qiáng)貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制建設(shè)，確保其通暢高效。具體而言，要加強(qiáng)二者傳導(dǎo)機(jī)制的建設(shè)，一是要不斷發(fā)展和完善貨幣市場、股票市場以及中長期債券市場，健全發(fā)展非公開的股本市場。二是引入市場競爭，提高金融市場的結(jié)構(gòu)合理性，促進(jìn)金融市場健康、有序發(fā)展。此外，雖然現(xiàn)階段我國利率市場化已基本完成，但其積極影響還未顯現(xiàn)，在此過程中，要確保央行可以有效引導(dǎo)貨幣市場利率，就必須要把握好公開市場操作這一環(huán)節(jié)，同時(shí)還需要加強(qiáng)各個(gè)金融監(jiān)管部門的通力合作。

2.完善貨幣供應(yīng)量監(jiān)控體系。由實(shí)證結(jié)果可知，雖然M2與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，但其對經(jīng)濟(jì)增長的影響強(qiáng)度不高，這種情況的出現(xiàn)或許跟我國貨幣供應(yīng)量層次的統(tǒng)計(jì)內(nèi)容不全面有關(guān)。同時(shí)，隨著金融自由化與金融創(chuàng)新的發(fā)展，人民幣國際地位的不斷提升，人民幣結(jié)算、投資與被作為儲備貨幣與的功能得到發(fā)展，使得貨幣供應(yīng)的涵義不斷拓寬，而我國目前的貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)內(nèi)容還未涉及上述內(nèi)容，且M3這一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)也尚未公布，已有的貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)指標(biāo)已不能滿足金融發(fā)展多變的需要。所以為提高宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的準(zhǔn)確性，我國應(yīng)盡快完善貨幣供應(yīng)量指標(biāo)體系建設(shè)，擴(kuò)展貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)口徑。

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作者簡介：余紅（1995-），女，漢族，貴州甕安人，貴州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院2016級研究生，研究方向：金融學(xué)。