白斌飛,張 露
(成都信息工程大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院,成都610103)
我國(guó)貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析
——基于1992-2012年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)
白斌飛,張 露
(成都信息工程大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院,成都610103)
本文基于我國(guó)1992-2012年貨幣發(fā)行量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)據(jù),建立我國(guó)貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的VAR模型,分別作ADF檢驗(yàn)、協(xié)整分析、短期均衡關(guān)系分析及格蘭杰因果檢驗(yàn)。
貨幣發(fā)行量;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);VAR模型
從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1992~2012》搜集GDP、M2、M1和M0數(shù)據(jù),繪制貨幣發(fā)行量與GDP趨勢(shì)圖1。貨幣和準(zhǔn)貨幣發(fā)行量M2的增長(zhǎng)呈“J”形曲線,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與各類型貨幣發(fā)行量的走勢(shì)基本一致,都呈現(xiàn)出不斷上漲的態(tài)勢(shì)。自20世紀(jì)90年代,尤其是亞洲爆發(fā)金融危機(jī)以后,我國(guó)中央銀行采取了一系列擴(kuò)張性的貨幣政策,貨幣發(fā)行總量持續(xù)增長(zhǎng),加深了經(jīng)濟(jì)貨幣化程度。貨幣和準(zhǔn)貨幣發(fā)行量M2的絕對(duì)規(guī)模從1992年25 402.2億元增加到2012年的974 159.46億元。狹義貨幣M1也維持了相應(yīng)較快的增速,從1992年的11 731.5億元增加到2012年的308 672.99億元。貨幣M0從1992年的4336億元增加到2012年的54 659.81億元;國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值從1992年的26 923.48億元增長(zhǎng)至2012年的519 470.1億元。
圖1 貨幣供應(yīng)量與GDP走勢(shì)圖
表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)
對(duì)變量lngdp,lnM2,lnM1,lnM0進(jìn)行單位根檢驗(yàn),如表2。在5%顯著性水平下,lngdp的臨界值為-3.012363,t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為-1.512500大于臨界值,是非平穩(wěn)序列;△lngdp在5%顯著性水平下的臨界值為-3.040391,t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為-5.636100小于臨界值,是平穩(wěn)的,即lngdp是一階單整的,lngdp~I(xiàn) (1)。同理,lnM2~I(xiàn)(1),lnM1~I(xiàn)(1),則lnM0~I(xiàn)(1)。lngdp,lnM2,lnM1,lnM0均為一階單整的,可以作協(xié)整分析。
表3 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果
經(jīng)檢驗(yàn),序列l(wèi)nM0、lnM1、lnM2和lngdp之間存在協(xié)整關(guān)系,存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。表明我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與不同層次的貨幣發(fā)行量之間均存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,且各層次貨幣發(fā)行量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均表現(xiàn)出正向的關(guān)系。
表4 向量誤差修正模型結(jié)果
由表4的模型結(jié)果可知,GDP與M0、M1、M2四個(gè)變量的ECM模型如下:
△lngdpt=-0.0267+0.2185△lnM0t-1+0.6453△lnM1t-1+0.4646△lnM2t+1.0034△lngdpt-1-0.4896ecmt-1
R2=0.841273 DW=1.335441 F=6.625132
其中誤差修正系數(shù)為-0.4896,反映了對(duì)偏離的修正,M0、M1、M2的變動(dòng)對(duì)于GDP的傳遞效應(yīng)具有從短期波動(dòng)到長(zhǎng)期均衡的自我修正作用。誤差修正項(xiàng)對(duì)GDP的變動(dòng)能夠起到負(fù)向調(diào)節(jié)的作用,即每當(dāng)GDP偏離均衡狀態(tài)時(shí),誤差項(xiàng)會(huì)以-0.4896的調(diào)整力度自動(dòng)對(duì)其進(jìn)行修正,使其從非均衡狀態(tài)回到均衡狀態(tài)。
表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果
滯后二期檢驗(yàn),M0、M1、M2是GDP的Granger原因,GDP不是M0、M1、M2的Granger原因。從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看,在滯后期二階的情況下,M2對(duì)GDP比M1對(duì)GDP有更強(qiáng)的影響。各層次的貨幣發(fā)行量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有一定的影響,而且M2與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系比M1、M0與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系更為緊密。
第一,我國(guó)各層次的貨幣發(fā)行量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都呈現(xiàn)出“J”形增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。我國(guó)貨幣發(fā)行量依舊維持一定的增長(zhǎng)率以帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),有利于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,進(jìn)一步使經(jīng)濟(jì)得到復(fù)蘇。第二,在ADF檢驗(yàn)判斷出各變量均為一階單整的基礎(chǔ)上,協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,無(wú)論是Trace統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)還是Max-Eigen統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都能得出各層次貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。具體從方程看,我國(guó)貨幣發(fā)行量的變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)有著穩(wěn)定的比例關(guān)系,并且GDP與貨幣發(fā)行量M0,M1,M2之間存在的都是長(zhǎng)期正向的協(xié)整關(guān)系。我國(guó)在制定貨幣相關(guān)政策時(shí)也必須考慮到其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,力求貨幣發(fā)行量在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)適應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度,保證經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展。第三,向量誤差修正模型驗(yàn)證了貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間同時(shí)也存在著短期的均衡關(guān)系。貨幣發(fā)行量M0,M1,M2與GDP的誤差修正模型的修正系數(shù)為負(fù)數(shù),則誤差項(xiàng)在GDP偏離均衡狀態(tài)時(shí),會(huì)自動(dòng)以修正系數(shù)值的調(diào)整力度進(jìn)行非均衡狀態(tài)修復(fù),并使其回到均衡狀態(tài)。我國(guó)需要根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一般要求嚴(yán)格控制貨幣發(fā)行量,防止貨幣發(fā)行的大起大落以減少經(jīng)濟(jì)波動(dòng),發(fā)揮金融手段逐步緩解流動(dòng)性過(guò)剩問(wèn)題,求得經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步發(fā)展。第四,Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示在一定的置信水平,貨幣發(fā)行量M0,M1,M2是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。說(shuō)明貨幣發(fā)行量的變化會(huì)引起GDP的變化,中國(guó)各層次貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有一定的相關(guān)度。
[1]洪 欣,吳少波.我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究[J].中國(guó)農(nóng)業(yè)銀行武漢培訓(xùn)學(xué)校學(xué)報(bào),2009(4):9-11.
[2]劉麗萍.中國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger因果關(guān)系分析[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2010(8):141—142.
[責(zé)任編輯:文 筠]
F830
A
1005-913X(2016)11-0132-02
2016-09-19
四川省教育廳項(xiàng)目(15Z122)
白斌飛(1980-),女,成都人,講師,碩士研究生,研究方向:應(yīng)用統(tǒng)計(jì)學(xué)。