摘要：在當(dāng)前新的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下，理論界對(duì)貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)的合理性和有效性產(chǎn)生了懷疑。本文選取1996年至2006年GDP、CPI、M2的季度數(shù)據(jù)，從相關(guān)性的角度，通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)性很強(qiáng)，不能僅僅認(rèn)為M2不能充分解釋這兩年的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象就否定它作為中介目標(biāo)的合理性和有效性。

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；協(xié)整分析；格蘭杰因果檢驗(yàn)

2006下半年以來，中國經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行出現(xiàn)了一系列新的現(xiàn)象，如經(jīng)濟(jì)超過預(yù)期的增長、資本市場的飛速發(fā)展、流動(dòng)性過剩、CPI持續(xù)維持在高位。這些現(xiàn)象對(duì)我國以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)的貨幣政策的有效性提出了嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。本文從中介目標(biāo)選取的標(biāo)準(zhǔn)之一——與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性入手，研究現(xiàn)階段貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的有效性。

本文選取剔除物價(jià)影響的實(shí)際GDP作為貨幣政策最終目標(biāo)之一經(jīng)濟(jì)增長的量化指標(biāo)。

一、數(shù)據(jù)采集和介紹

本文中為名義GDP、CPI、M2，數(shù)據(jù)區(qū)間為1996年第一季度到2006年第四季度。關(guān)于實(shí)際GDP，本文通過名義GDP除以季度CPI定基比指數(shù)1再乘以100得到。為了消除數(shù)據(jù)中的異方差，本文對(duì)實(shí)際GDP和M2分別取對(duì)數(shù)，得到LGDP、LM2。結(jié)果見表1：

二、貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)的相關(guān)性檢驗(yàn)

（一）單位根檢驗(yàn)

進(jìn)行時(shí)間序列分析，要求所用時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，即沒有隨機(jī)趨勢(shì)或確定性趨勢(shì)。否則，利用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)將會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。單位根檢驗(yàn)是判斷時(shí)間序列平穩(wěn)性最常用的方法，方法主要有DF檢驗(yàn)法和ADF檢驗(yàn)法等。本文運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法，分別對(duì)變量LGDP、LM2進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。由表2可知，在5%的顯著水平下，LGDP、LM2原序列ADF統(tǒng)計(jì)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(wěn)的。而ΔLGDP、ΔLM2的ADF統(tǒng)計(jì)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(wěn)序列。

表2 單位根檢驗(yàn)

變量ADF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)形式（c，t，k）臨界值結(jié)論

整合階數(shù)

LGDP2.515395（c，t，3）-3.5403**非平穩(wěn)

ΔLGDP-4.761820（c，t，1）-4.2349*平穩(wěn)I(1)

LM2-3.147250（c，t，3）-4.1864**非平穩(wěn)

ΔLM2-7.895714（c，t，1）-4.1923*平穩(wěn)I(1)

1 檢驗(yàn)類型中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，k表示滯后階數(shù)

2 *、**、***分別表示顯著水平為1%、5%、10%的臨界值。

（二）協(xié)整分析

協(xié)整理論從分析時(shí)間序列的非平穩(wěn)性入手，探求非平穩(wěn)變量間蘊(yùn)含的長期均衡關(guān)系。如果涉及到的變量都是一階差分平穩(wěn)的，而且這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)有兩種方法：一是EG兩步法；二是Johansen檢驗(yàn)。本文采用EG兩步法來檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

第一步：對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整回歸，可得：

LGDP=2.06+0.67LM2

(3.106)(12.133)

R²=0.773，DW=2.09，F(xiàn)=147.204

第二步：對(duì)方程生成的殘差u進(jìn)行EG檢驗(yàn)，即運(yùn)用EG回歸:

Δut=β1Δut+β2Δut-1

對(duì)方程生成的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果殘差不存在單位根，則可以認(rèn)為上述兩個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系，殘差U單位根檢驗(yàn)。結(jié)果見表2.5。

表3 殘差U的單位根檢驗(yàn)

變量ADF統(tǒng)計(jì)量1%臨界值A(chǔ)ICD-W檢驗(yàn)值（c，t，k）穩(wěn)定性

殘差U-4.315039-3.5930-0.4897771.908781（0，0，1）穩(wěn)定

從表3可以看出LGDP與LM2之間存在協(xié)整關(guān)系，即LGDP與LM2之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。從上式可以進(jìn)一步得出，LGDP和LM2之間呈正相關(guān)關(guān)系，即貨幣供給量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，而且貨幣投放量每增加1%，會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長0.67%。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量間因果關(guān)系常用的一種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，其本質(zhì)是用一種條件概率定義因果關(guān)系。對(duì)于變量LGDP與LM2之間的因果方向檢驗(yàn)，即判斷何者為因、何者為果，本文采用了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法，結(jié)果見表4。從表4可知，滯后期分別取1，2，3時(shí)，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(huì)引起產(chǎn)出發(fā)生變化，而產(chǎn)出的變化不會(huì)引起貨幣供給量的變化。

表4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

滯后期原假設(shè)樣本數(shù)量F統(tǒng)計(jì)量概率是否因果關(guān)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(xié)整關(guān)系只是反映了變量之間的長期均衡關(guān)系，誤差修正模型(ECM)的使用就是為了建立短期的動(dòng)態(tài)模型以彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足。它既能反映不同的時(shí)間序列間的長期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機(jī)制，ECM模型可很好地消除虛假回歸。

由協(xié)整關(guān)系式可得誤差修正項(xiàng)：EC=LGDP-2.06-0.67LM2

為了研究貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)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(jìn)行估計(jì)，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(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而滯后三期和滯后四期的貨幣供給量增長與經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)關(guān)系。

三、小結(jié)

上述結(jié)論可以從貨幣政策傳導(dǎo)的匯率渠道加以解釋。貨幣供給量增加，物價(jià)上漲，實(shí)際匯率提高，即本幣出現(xiàn)貶值，從而導(dǎo)致凈出口增加，經(jīng)濟(jì)增長加快。但實(shí)際上貨幣供給量增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用是一個(gè)動(dòng)態(tài)調(diào)整的過程。在初始階段，貨幣供給量增加導(dǎo)致本幣貶值，但由于凈出口價(jià)格的調(diào)整快于數(shù)量的調(diào)整，價(jià)格變化的效應(yīng)強(qiáng)于數(shù)量變化的效應(yīng)，凈出口有所惡化進(jìn)而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長速度下降，但隨著時(shí)間的推移，數(shù)量變化的效應(yīng)逐漸超過價(jià)格變化的效應(yīng)，凈出口逐步改善從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長速度的提升。同時(shí)通過比較發(fā)現(xiàn)，我國近些年的貨幣政策效應(yīng)存在四期（即一年）的時(shí)滯。前兩期的貨幣供給量增加對(duì)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)面效應(yīng)，而從滯后三期開始貨幣供給量增加對(duì)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用，但開始的時(shí)候貨幣政策效應(yīng)并不明顯，△LM2(-3)每增長1%，△LGDP僅增加0.314%，貨幣政策效應(yīng)直到第四期才趨于明顯，△LM2(-4)每增長1%，可以帶動(dòng)△LGDP增加3.666%。誤差修正系數(shù)為-1.068，符合反向修正機(jī)制，這表明經(jīng)濟(jì)增長對(duì)于貨幣供給量的增加從非均衡向均衡狀態(tài)調(diào)整的速度較快。

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（作者單位：廣州大學(xué)松田學(xué)院經(jīng)濟(jì)系）

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文