新常態下經濟增長、貨幣供應與通貨膨脹實證研究

肖龍階 張媛 明隆

摘要：選取1997-2016年間的中國宏觀經濟數據，對新常態下經濟結構轉型的經濟增長、貨幣供應與通貨膨脹三者間的互動關系進行實證研究。結果表明：貨幣供應量的增長仍然對經濟增長有積極的正向促進作用，通貨膨脹率的波動或物價水平波動源自于實體經濟的需求和供給，實行擴張的貨幣政策在一定程度上可以促進經濟的增長，但貢獻度不大，經濟增長主要受制于實體經濟的影響。在經濟結構轉型過程中，需要重視實體經濟的發展，只有產業的不斷升級與技術的不斷創新才是促進經濟增長的根本驅動力。

關鍵詞：經濟結構轉型;經濟增長;貨幣供應;通貨膨脹

中圖分類號：F23文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2019.01.052

隨著我國經濟發展進入新常態，為應對經濟結構轉型升級新局面，有效解決已有的通貨膨脹問題、實現更為合理的經濟增長目標，理清新形勢下經濟增長、貨幣供應與通貨膨脹三者之間的互動關系就顯得愈加重要。在經濟結構轉型時期，經濟增長率、貨幣供給增長率與通貨膨脹率之間是否具有同向變動關系，經濟增長率、貨幣供應量增長率與通貨膨脹率之間是否存在長期穩定的均衡關系，實行擴張的貨幣政策是否可以促進經濟的增長。基于以上問題，本文對經濟增長、貨幣供應與通貨膨脹三者之間的關系進行實證研究，以期對政府決策提供理論借鑒。

1 指標選取及樣本選擇

本文使用1997-2016年間的季度數據作為研究樣本，考察經濟增長、貨幣供給與通貨膨脹之間的互動關系。考慮到三變量之間相互影響的周期及效果特點，選取GDP作為衡量中國經濟增長的指標，廣義貨幣供給（M2）來判斷貨幣供給，CPI來衡量我國通貨膨脹的程度。GDP和M2的數據表示的是總量，而CPI據表示的是增速，三變量存在不對應的問題，為了排除由于量綱不同帶來的影響，本文采用GDP的季度增速GDPR和M2的季度增速M2R的數據來表示經濟增長率和貨幣供給的變化，由于我國國家統計局不統計季度CPI，故使用每個季度內三個月份的CPI算術平均值來代替。所有數據來源于中國人民銀行和國家統計局。

2實證研究

2.1ADF單位根檢驗及最優滯后階數確定

采用ADF檢驗和PP檢驗方法對各序列及其一階差分序列進行平穩性檢驗，由表1檢驗結果發現，所有變量原序列都不能拒絕存在單位根的假設，而差分后的結果則都顯著拒絕單根假設，為平穩序列，即為1階單整序列I（1）。由于單整階數相同，該組變量序列可能存在協整關系。

表2為最優滯后階數，由表2所示，根據AIC和SC準則確定滯后階數，信息準則為最小值所對應的滯后期最大，根據模型測算的結果比較得知，確定向量自回歸模型的最大滯后階數為2，則向量誤差修正模型中相應的滯后期為2。

2.2Johansen協整檢驗及AR根檢驗

由表3的Johansen協整檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，經濟增長率、貨幣供應量增長率與通貨膨脹率之間存在二個協整向量，即變量之間存在長期穩定關系。

通過AR根檢驗，發現所有的單位根都落在單位圓內，即所有模型根的模都小于1，顯示模型是穩定的，因此可以在協整的基礎上建立向量誤差修正模型，并對其進行脈沖響應分析和方差分解。

2.3向量誤差修正模型

協整關系只是反映了變量之間的長期均衡關系，向量誤差修正模型（VEC）是對諸變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型，并且，VEC只適用于有協整關系的序列建模。向量誤差修正模型的使用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。根據格蘭杰定理，具有協整關系的非平穩變量都可以表示成誤差修正模型，考察變量之間由短期變動向長期波動的調整過程。接下來在各變量間協整關系的基礎上，將變量的短期關系和長期關系包含在同一個方程中。根據模型測算結果，得出向量誤差修正模型如下：

GDPR=-0.072ECMt-1+0.037GDPR-1-0161GDPR-2+0.0163M2R-1+0047M2R-2+0.916CPI-1+0502CPI-2+0.024（1）

其中誤差修正項為：

ECMt-1=GDPR-1-2.324M2R-1+4045CPI-1+18.322 （2）

向量誤差修正模型反映的是均衡關系偏離長期均衡狀態時，將其調整到均衡狀態的調整力度。從關于經濟增長率（1）式方程來看，誤差修正估計值為-0072，由于是負值，該模型誤差修正系數具有的反向修正機制，可知經濟增長率水平變動受到協整方程的約束，對長期均衡關系的偏離會在下一期得到修正，即經濟增長率GDPR受到M2R與CPI的約束影響，其短期波動對均衡水平的偏離會受到約束影響而自動向長期均衡調整，如果上一期經濟增長率偏高，則本期受到長期匯率水平的影響而自動回落到均衡水平。該誤差修正系數大小只有0.072，說明調整的力度較小，上一月經濟增長率與長期均衡值偏差中的7.2%將在本月得到修正;也可以說GDPR對M2R與CPI等共同決定的均衡水平的偏離的調整，大約需要14（1/0.072≈1389）個季度才能完成。M2R（-1）與M2R（-2）的估計系數在統計上是顯著的，這表明貨幣供應量不管是滯后1期還是滯后2期都對經濟增長具有正相關的關系，這也意味著在現階段，我國貨幣是非中性的，貨幣供應量的增長仍然對經濟增長有積極的正向促進作用。

2.4格蘭杰因果檢驗

為了驗證變量選擇的適當性及其相互關系，對變量間的關系還要進行Granger因果關系檢驗，以揭示各主要影響因素之間存在因果關系。從檢驗結果可以看出，經濟增長率GDPR、貨幣供應量增長率M2R和通貨膨脹率CPI三者之間因果關系比較密切，只有“M2R does not Granger Cause CPI”相應的“Probability”值為0.1377，大于0.05，拒絕原假設“貨幣供應量增長率不能因果通貨膨脹率的波動”，其余的相應伴隨概率值都小于0.05，不能拒絕原假設。

經濟增長率GDPR與貨幣供應量增長率M2R互為格蘭杰原因。一方面，貨幣供給量的變動受經濟波動的影響，貨幣供給量的變動應該與國民經濟保持同步;另一方面，貨幣供應量的增加有利于促進經濟增長，就我國而言，在經濟轉型時期，存在大量的技術潛力發展空間，出現許多新的經濟增長點，在這種非充分就業條件下通過適度增加貨幣供給，采取“適度通脹”貨幣政策，有利于刺激有效需求，促進生產與就業增加。

經濟增長率GDPR與通貨膨脹率CPI互為格蘭杰原因。經濟的持續增長必然帶來國民收入的增加，從而增加了有效需求，在此推動下必然產生需求推動型通貨膨脹;在經濟轉型時期，經濟的快速增長不僅加劇了生產要素的供求失衡，刺激生產要素的價格上漲，而且也增添了資源、能源環境的壓力，而我國國內并沒有足夠的資源、能源來支撐經濟持久的增長需要，其結果必然導致投資品價格的急劇上漲。至于通貨膨脹率對于經濟增長率具有正相關性，即通貨膨脹有利于經濟增長，說明我國經濟中存在“托賓效應”（Tobin Effect），即適度的通脹率有利于促進經濟增長。

貨幣供應量增長率M2R與通貨膨脹率CPI兩者的檢驗顯示，CPI是M2R的格蘭杰原因，但M2R不是CPI的格蘭杰原因。通脹率是貨幣供應量增長率的原因，主要是自我國經濟“軟著陸”后，政府在推進經濟增長的同時，將通貨膨脹作為政府調控的主要目標，當通脹率上升時，政府采取更加緊縮的貨幣政策，減少貨幣供應量，以維持經濟和社會穩定;至于M2R不是CPI的格蘭杰原因，說明通脹是由貨幣以外的因素引起的。近年來，我國大宗商品進口需求不斷增加，這些商品的定價權受制于國際市場，輸入型通脹成為必然趨勢。

2.5脈沖響應分析

脈沖響應函數可以用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量即期和遠期取值的影響。而廣義脈沖響應函數可以不考慮變量的順序而得到唯一的脈沖響應函數曲線。圖1-5是脈沖響應函數曲線，橫軸代表滯后階數，滯后期選為10期，10期相當于考察2.5年間脈沖響應的趨勢，縱軸代表各指數對各解釋變量極其自身單位新息（innovation）沖擊的響應程度。

從圖1可以看出，消費價格指數從第1期開始受到GDP和M2的輕度正向沖擊，一個周期內受到單一方向的持續沖擊，CPI受GDP的沖擊在第4期時（1年）達到峰值0.306，而受M2的沖擊在第6期時（1.5年）達到峰值0.298091，CPI受到兩者的影響程度近乎相等，但經濟增長速度對通貨膨脹的影響較快。峰值過后兩者后期的走勢都比較穩定，雖有所下降但在周期末仍沒有收斂的跡象，這說明我國經濟增長和貨幣投放對通貨膨脹具有持續衡定的放大功效。

從圖2可以看出，GDP增長率從第1期開始就受到M2R的輕度正向沖擊，并逐步提高，至第5期（1.25年）達到峰值0.688，之后平穩減弱，至周期末仍達到0.3左右，這說明貨幣供應量的提高對經濟增長會產生一定的效用，且短期效果較明顯，如果從長期來看，刺激貨幣供應量的提高只會加劇經濟的波動，而對經濟增長起到的效果不明顯。GDP增長率受CPI的影響較大，一開始就近0.8的正面沖擊，在第3期（3個季度）達到0.979的高位，并急劇下降，在第5期轉為負值，以致達到-1.3左右，可以看出適度的通貨膨脹對經濟增長有一定的促進作用，但長期的高通脹必定阻礙經濟增長。

從圖3分析得出，M2R受到CPI和GDPR的反向沖擊較大，兩者從第1期開始就是負值，GDPR對M2R的影響在第4期開始由負轉正，逐步平穩;但CPI對M2R的沖擊影響較大，在第3期達到-1.252，后期有所回升，但也在-0.2左右的水平，這一方面說明貨幣供給量增長率M2R的增加會滯后引起通貨膨脹率CPI的變化，另一方面，說明居民對于通貨膨脹率或是價格水平漲跌的反映是較為敏感，由于物價的上漲導致通貨膨脹率提升，這在短時期內會影響人們的消費，且隨著時間的推移，居民的消費波動從長期的波動中逐漸趨于正常。

2.6方差分解

基于誤差修正模型的方差分解可以分析內生變量預測誤差是由哪些變量所引起的，以及各占的百分比。在計算預測方差分解之前，必須采用Cholesky正交化處理，以消除殘差項之間的同期相關和序列相關。

對于通貨膨脹率CPI的方差分解表明（圖4），經濟增長率GDPR和貨幣供應量的增長率M2R對其的影響從開始逐步提高，到期末分別達到11.32%和984%的貢獻率，這說明在我國經濟轉型時期，通貨膨脹率往往伴隨著經濟增長的提高而增高，流動性對通貨膨脹的解釋力度逐漸加大，從長期來看，流動性也是影響通貨膨脹率的重要因素。

對于經濟增長率GDPR的方差分解（圖5），貨幣供應增長率M2R對于經濟增長的貢獻度從開始逐漸加大，在第7期時達到12.21%的峰值，其后逐漸減弱，這說明實行擴張的貨幣政策在一定程度上可以促進經濟的增長，但貢獻率不大，經濟增長主要受制于實體經濟的影響。

從貨幣供應量增長率M2R的方差分解分析（圖6），來自經濟增長率的影響比較微小，GDPR對M2R的貢獻度后期有一定增強，到第10期僅占到8.18%;而CPI對M2R的影響非常大，并且呈反向作用，隨著CPI從0%不斷增加到第5期的39%左右。上述變化軌跡說明，隨著時間的推移，通貨膨脹和經濟增長對貨幣供應增長的影響將會逐漸增強，貨幣的內生性在增強，這也符合我國貨幣供給由政府調控的現實狀況。

3結論

本文對經濟增長、貨幣供應與通貨膨脹三者進行實證分析，得出以下幾點結論及政策含義：

（1）在經濟結構轉型階段，中國在保持經濟總量、貨幣供應快速增長的同時，物價水平受到一定程度上的波動性影響，經濟增長率、貨幣供給增長率與通貨膨脹率之間具有明顯的同向變動關系，且貨幣供應增長的變化幅度小于經濟增長的變化幅度，貨幣供應增長率比經濟增長變化率更為穩定。

（2）經濟增長率、貨幣供應量增長率與通貨膨脹率之間存在長期穩定的均衡關系，貨幣供應量不管是滯后1期還是滯后2期都對經濟增長具有正相關的關系，這意味著在近年來我國貨幣是非中性的，貨幣供應量的增長仍然對經濟增長有積極的正向促進作用。

（3）貨幣供應量的提高對經濟增長的效用只是短期的作用，如果從長期來看，刺激貨幣供應量的提高只會加劇經濟的波動，而對經濟增長起到的效果不明顯。居民對于價格水平波動較為敏感，由于物價的上漲導致通貨膨脹率提升，這在短時期內會影響人們的消費，且隨著時間的推移，一定程度上波及到經濟增長的快慢。因此，控制物價水平仍是政府宏觀調控的主要目標。

（4）貨幣供給量增長率M2R的增加會滯后引起通貨膨脹率CPI的變化，且這一沖擊具有顯著的反向促進作用和較長的持續效應，中央銀行仍然可以把貨幣供應量作為有效地宏觀調控市場經濟的重要手段，來抑制市場中過剩的流動性問題。

（5）經濟增長對通貨膨脹率的貢獻度較高，且影響速度較快，中國的經濟增長仍將伴隨著較高的通貨膨脹率;從長期來看，流動性也是影響通貨膨脹率的因素之一，解釋了10%左右的通貨膨脹率的波動;經濟增長率GDP對貨幣供應量增長率M2R的有一定的貢獻度且還在逐漸增強，說明了中國通貨膨脹率的波動或是物價水平的波動源自于實體經濟的需求和供給。但是，近年來隨著人民幣國際化水平提高，我國外向型經濟比重不斷增大，政府宏觀管理應關注世界市場變化對國內經濟的影響。

（6）貨幣供應增長率M2R對于經濟增長的貢獻度不大，通貨膨脹率CPI的影響不是很明顯，這說明實行擴張的貨幣政策在一定程度上可以促進經濟的增長，但貢獻度不大，經濟增長主要受制于實體經濟的影響，在經濟結構轉型過程中，需要重視實體經濟的發展，僅僅依靠貨幣供應量的增長，對經濟增長的貢獻度不大，只有產業的不斷升級與實體經濟技術的不斷創新才是促進經濟增長的根本驅動力。

參考文獻

[1]錢燕，萬解秋.貨幣供應、通貨膨脹與經濟增長的互動關系研究——基于時變參數VAR模型的實證檢驗[J].西安財經學院學報， 2014，（1）：5-10.

[2]盧二坡，沈坤榮.我國貨幣增長能夠預測通貨膨脹和經濟增長嗎[J].統計研究，2015，32（4）：28-35.

[3]劉明，諶亦雄.貨幣政策沖擊、短期經濟增長與通貨膨脹預期管理[J].陜西師范大學學報（哲學社會科學版）， 2016，（4）：122-130.

[4]魯曉琳，董志.經濟虛擬化過程中貨幣供給、經濟增長與通貨膨脹關系的發展演變——基于美國和中國數據的對比分析[J].金融與經濟，2017，（03）：4-12.

[5]耿盈.貨幣供給與經濟增長關系的研究[J].金融經濟，2017，（06）：24-27.

[6]龐震，王凱.通貨膨脹對我國經濟增長非線性影響的實證分析[J].統計與決策，2018，34 （10）：123-126.

[7]魯曉琳，郭琨，董志.經濟虛擬化背景下經濟增長與通貨膨脹的互動機制研究[J].管理評論，2018， 30（01）：14-23.