劉順飛，謝圣遠

（深圳大學(xué)a.經(jīng)濟學(xué)院；b.中國特區(qū)經(jīng)濟研究中心，廣東 深圳 518060）

貨幣供應(yīng)量和準貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟發(fā)展影響的實證分析

劉順飛a,b，謝圣遠a,b

（深圳大學(xué)a.經(jīng)濟學(xué)院；b.中國特區(qū)經(jīng)濟研究中心，廣東 深圳 518060）

文章運用VAR模型研究貨幣供應(yīng)量和準貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟發(fā)展的影響。結(jié)果顯示，經(jīng)濟增長和貨幣供應(yīng)量、準貨幣供應(yīng)量之間存在著長期均衡關(guān)系；從短期看，貨幣供應(yīng)量是GDP的格蘭杰原因，準貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因；從長期看，貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，準貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，貨幣供應(yīng)量對GDP的貢獻逐步遞增。

貨幣供應(yīng)；經(jīng)濟增長；相互影響

0 引言

在實行供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革的大背景下，充分利用貨幣政策促進實體經(jīng)濟穩(wěn)健發(fā)展，已經(jīng)成為一項重要戰(zhàn)略任務(wù)。那么，在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的大背景下，貨幣供應(yīng)量和準貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟發(fā)展到底產(chǎn)生什么樣的影響？弄清這一問題，對于正確認識貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，為國家制定貨幣政策提供參考具有重要意義。

縱觀國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于貨幣供應(yīng)量、準貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長影響的研究，觀點各不相同。在關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長是否有關(guān)系的問題上，有些學(xué)者認為貨幣供應(yīng)量和短期內(nèi)經(jīng)濟增長具有相關(guān)性[1]，儲蓄過剩會造成經(jīng)濟失衡[2]；有些學(xué)者認為貨幣供應(yīng)增加和實際產(chǎn)出沒有相關(guān)性[3]；有些學(xué)者認為貨幣供給增長率和經(jīng)濟增長率存在雙向因果關(guān)系[4]。在關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的具體關(guān)系上，有些學(xué)者認為貨幣供應(yīng)是經(jīng)濟增長的原因，經(jīng)濟增長不是貨幣供應(yīng)的原因[5]。貨幣供應(yīng)量短期內(nèi)對產(chǎn)出和物價均產(chǎn)生影響，從長期來看對產(chǎn)出不產(chǎn)生影響，只對物價產(chǎn)生顯著的影響[6]。因為我國貨幣供給數(shù)量管理而受制于央行執(zhí)行的貸款計劃、外匯占款等因素，貨幣乘數(shù)機制無法發(fā)揮作用[7]，我國的貨幣政策規(guī)則在很大程度上注重產(chǎn)出缺口波動[8]，新常態(tài)下貨幣增長率和信貸融資規(guī)模的增加都更容易提高通脹預(yù)期[9]，但適度的貨幣沖擊可以對貨幣流通和經(jīng)濟產(chǎn)出產(chǎn)生正面的刺激效應(yīng)[10]。

已有的研究成果都是基于經(jīng)濟高速增長時期的數(shù)據(jù)進行研究，沒能結(jié)合我國經(jīng)濟穩(wěn)增長的現(xiàn)實。基于此，本文從經(jīng)濟穩(wěn)增長的現(xiàn)實需要出發(fā)，對我國貨幣供應(yīng)量、準貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長的影響進行研究，為科學(xué)地確定貨幣政策提供依據(jù)。

1 理論分析與假設(shè)

關(guān)于貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長的影響的理論分析也較多，典型的有貨幣中性論和貨幣非中性論。貨幣中性論認為貨幣供給相對于貨幣需求增加或減少，為取得均衡，就產(chǎn)生了物價的降低或提高，故貨幣與實際產(chǎn)出沒有關(guān)系[3]。但西方國家經(jīng)濟快速發(fā)展的實踐證明，貨幣對經(jīng)濟增長具有調(diào)節(jié)作用，故出現(xiàn)了貨幣非中性論。貨幣非中性論認為，當貨幣供應(yīng)量增加時，貨幣利率低于其應(yīng)有利率，企業(yè)家必然選擇擴大生產(chǎn)。由于貨幣供給的增加，同時帶動物價上漲，呈現(xiàn)出經(jīng)濟高速擴張的社會狀態(tài)。因此，貨幣供應(yīng)機制的最優(yōu)實施可以較為有效地管理供應(yīng)沖擊和需求沖擊對宏觀經(jīng)濟的影響，在減弱外生沖擊對宏觀經(jīng)濟不利影響的同時增強其有利影響[11]。其實，貨幣的中性與非中性關(guān)鍵在于貨幣能否實際影響產(chǎn)出，這與每個國家的經(jīng)濟體制特點有關(guān)。我國是一個以公有制經(jīng)濟為主的國家，公有制由國家所掌控，貨幣的供應(yīng)量必然會對經(jīng)濟的增長產(chǎn)生影響。因此，我國財政金融部門仍以貨幣非中性為理論指導(dǎo)。本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：貨幣對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著正向影響。因為我國經(jīng)濟是公有制為主的經(jīng)濟，貨幣的增加導(dǎo)致利率下降，國有企業(yè)為了維護穩(wěn)定，減少職工下崗或加大職工就業(yè)，就會擴大生產(chǎn)規(guī)模。

假設(shè)2：準貨幣對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著正向影響。因為準貨幣具有貨幣的同等效用，同理，增加準貨幣也會刺激國有企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模。

假設(shè)3：經(jīng)濟增長對貨幣供應(yīng)量、準貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生顯著正向影響。因為貨幣總量是經(jīng)濟總量的表現(xiàn)，經(jīng)濟增長后必須表現(xiàn)為貨幣總量的增長，貨幣總量增長又會引導(dǎo)發(fā)貨幣供應(yīng)量的增長。準貨幣和經(jīng)濟的關(guān)系具有同樣的道理。

2 模型構(gòu)建、變量選取和數(shù)據(jù)說明

2．1 模型構(gòu)建

根據(jù)上文假設(shè)，可以建立以下矩陣模型：

模型（1）表示，由n個方程組成n個時間序列變量的VAR(p)模型。

2．2 變量選取

資金供應(yīng)歷來作為國家支持經(jīng)濟發(fā)展的宏觀調(diào)控措施，對經(jīng)濟的發(fā)展確實發(fā)揮了重要作用。為此，本文選擇貨幣供應(yīng)量（hb）和準貨幣供應(yīng)量（zhb）作為自變量，選擇GDP作為因變量，代表經(jīng)濟發(fā)展指標。

2．3 數(shù)據(jù)說明

本文所用數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。1995—2015年數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局國家數(shù)據(jù)，2016年數(shù)據(jù)根據(jù)國家統(tǒng)計局《中華人民共和國2016年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》和中國人民銀行2016年數(shù)據(jù)整理。因此，保證了數(shù)據(jù)的權(quán)威性。

改革開放以來，我國政府采取了一系列宏觀調(diào)控政策，致力于經(jīng)濟的快速發(fā)展。從圖1的變化軌跡可以看出，2008年以前，經(jīng)濟發(fā)展平穩(wěn)，2009年以來，準貨幣的供應(yīng)量快速增加，貨幣供應(yīng)量與GDP同步增長?？梢哉f經(jīng)濟的增長主要是在國家貨幣和準貨幣的刺激下得到的快速增長。

圖1 1995—2015年全國GDP、貨幣供應(yīng)量、準貨幣供應(yīng)量變化趨勢

為了研究方便，對各變量進行統(tǒng)計性描述。為了消除可能存在的異方差性，對三個變量采取自然對數(shù)處理，自然對數(shù)變換并不影響原始變量之間的協(xié)整關(guān)系，分別記為Loghb、Logzhb與Loggdp，并求取平均值、中位數(shù)、最大值、最小值及標準差（見表1）。

表1 變量基本特征值

3 實證分析

3．1 平穩(wěn)性檢驗

首先，需要對各變量的平穩(wěn)性進行檢驗，以減少偽回歸問題，提高模型分析的科學(xué)性。本文運用單位根檢驗方法來判斷變量的平穩(wěn)性，各變量的單位根檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 單位根檢驗結(jié)果

由表2可知，時間序列Log(hb)=0.9216，大于5%顯著性水平，Log（zhb）=0.6058，大于5%顯著性水平，Log（gdp）=0.0725，大于5%顯著水平，在一階差分前，表明此時時間序列存在單位根，是不平穩(wěn)的。一階差分處理得到△Log(hb)=0.0087，它的ADF檢驗值小于5%顯著性水平的臨界值，△Log(zhb)=0.1055，它的ADF檢驗值大于5%顯著性水平的臨界值，△Log(gdp)=0.5708，意味著此時序列△Log(gdp)仍然是不平穩(wěn)的。二階差分后得到序列△2Log(hb)、△2Log(zhb)和△2Log（gdp），它們的ADF值均小于5%顯著性水平的臨界值，說明此時序列是平穩(wěn)的。

3．2 協(xié)整檢驗

鑒于時間序列Log(gdp)與Log（hb）、Log(zhb)在二階差分后均平穩(wěn)，它們之間可能存在著協(xié)整關(guān)系，本文采用Johansen檢驗對序列Log(gdp)與Log（hb）、Log(zhb)進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 Log(hb)、Log(zhb)與Log(gdp)的協(xié)整檢驗結(jié)果

由協(xié)整檢驗中的“特征根跡檢驗(trace檢驗)”和“最大特征值檢驗（Max—Eigen）”可知此時存在著唯一的協(xié)整方程：

該協(xié)整方程說明 Log(gdp)與 log(hb)、log（zhb）之間存在著長期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。具體而言，Log(gdp)與log（hb）、log（zhb）存在著長期的正向均衡關(guān)系。

3．3 Granger因果檢驗

為了進一步判斷貨幣供應(yīng)量、準貨幣供應(yīng)量與GDP之間的因果關(guān)系，故對兩組時間序列數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果見表4。

由表4可知，在滯后1期時，貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因的P值為0.4782，大于0.05的顯著性水平，通過原假設(shè)，說明貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因；GDP不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因的P值為0.0002，小于0.05的顯著性水平，通過原假設(shè)，說明GDP是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。在滯后1期時，準貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因的P值為0.9901，大于0.05的顯著性水平，通過原假設(shè)，說明準貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因；GDP不是準貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因的P值為0.0045，小于0.05的顯著性水平，沒有通過原假設(shè)，說明GDP是準貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。為此，說明貨幣供應(yīng)量與GDP是單方面的格蘭杰因果關(guān)系，準貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，GDP是準貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。滯后2、3、4期的情況和滯后1期相同。

表4 Granger因果檢驗結(jié)果

在第5期，貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因的P值為0.1068，大于0.05的顯著性水平，接受原假設(shè)，說明貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因；GDP不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因的P值為0.1753，大于0.05的顯著性水平，接受原假設(shè)，說明GDP不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因；準貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因的P值為0.4025，大于0.05的顯著性水平，接受原假設(shè)，說明準貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因；GDP不是準貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因的P值為0.0460，小于0.05的顯著性水平，拒絕原假設(shè)，說明GDP是準貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。

綜上所述，從短期來看，貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，而GDP是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因；準貨幣供應(yīng)量也不是GDP的格蘭杰原因，GDP是準貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。但從長期來看，貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，GDP也不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因；準貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，GDP是準貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。

3．4 VAR模型分析

3.4.1 型滯后階數(shù)的選取

因時間序列Log（GDP）與Log（HB）、Log（ZHB）二階差分后平穩(wěn)且存在著顯著的協(xié)整關(guān)系，已經(jīng)具備VAR模型構(gòu)建的基本條件；同時，由表5可以看出，本文VAR模型的最佳滯后階數(shù)應(yīng)該為4。據(jù)此，構(gòu)建以GDP和貨幣供應(yīng)量、準貨幣供應(yīng)量為系統(tǒng)的二元結(jié)構(gòu)VAR模型。

表5 VAR模型滯后階數(shù)的選擇性檢驗

由表5可知，滯后4期的*號有4個，優(yōu)勢明顯，故確定模型的最佳滯后期為4。最佳滯后期確定之后，還需要進一步檢驗?zāi)Ｐ偷挠行浴?/p>

3.4.2 型有效性檢驗

采用AR多項式特征判斷模型有效性，見圖2。圖中的點為特征根，特征根均在單位圓內(nèi)，表明序列無自相關(guān)且平穩(wěn)，即模型有效，并寫出回歸模型表達式。因此，可以進行IRF脈沖響應(yīng)函數(shù)分析與方差分解。

圖2 VAR模型的AR檢驗

寫出VAR估計結(jié)果的矩陣形式：

VAR模型實證通過F檢驗、T檢驗、AIC和Schwarz SC檢驗，第一期的R=0.998710，R2=0.998115，第二期的R=0.934296，R2=0.903971，都大于0.8的經(jīng)驗值，且所有單位根位于單位圓內(nèi)，說明模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，模型擬合效果非常理想。

3.4.3 方差分解

為了研究各因素不同時期對自身發(fā)展的影響，本文EVIEWS6.0專用軟件，基于向量自回歸模型VAR得到如表6所示的LOG（GDP）的方差分解。

從表6可以看出，在短期內(nèi)，GDP自身的貢獻遠遠大于貨幣供應(yīng)量和準貨幣供應(yīng)量的貢獻，但隨著時間的發(fā)展，GDP自身的貢獻逐步遞減，到第10期，GDP自身的貢獻只有40.56%。遞減的速度也是逐步減小，在第2期到第7期平均減少7%，而到9期至10期，只減少3.3%；貨幣供應(yīng)量的貢獻和GDP正好相反，每期逐步增加，從第2期的87.4%增加到第10期的95.2%；準貨幣供應(yīng)量由第二期的2.95%增加到第10期的58.4%。

表6 LOG(GDP)的方差分解

4 結(jié)論

通過向量自回歸模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析，可以得出以下結(jié)論：經(jīng)濟增長與貨幣供應(yīng)量、準貨幣供應(yīng)量之間存在著長期均衡關(guān)系。從短期來看，貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，而GDP是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因；準貨幣供應(yīng)量也不是GDP的格蘭杰原因，GDP是準貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。但從長期來看，貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，GDP也不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因；準貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，GDP是準貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。在短期內(nèi)，GDP自身的貢獻大于貨幣供應(yīng)量和準貨幣供應(yīng)量的貢獻，隨著時間的發(fā)展，GDP自身的貢獻逐步遞減，遞減的速度也逐步減小。貨幣供應(yīng)量的貢獻和GDP正好相反，每期逐步增加，準貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟發(fā)展的沖擊持續(xù)加大。

參與文獻:

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[11]劉靜一.參數(shù)不確定對最優(yōu)貨幣供應(yīng)機制的影響分析[J].金融論壇，2016,（2）.

F820.2

A

1002-6487（2017）20-0157-04

國家社會科學(xué)基金資助項目（15BJL113）；教育部人文社會科學(xué)重點研究基地重大項目（11JJD790018）

劉順飛（1976—），男，四川營山人，博士研究生，研究方向：金融與保險管理。

謝圣遠（1967—），男，湖南辰溪人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：風(fēng)險評估與管理。

(責(zé)任編輯/劉柳青)