文/高曉潔

（上海大學(xué)悉尼工商學(xué)院）

一、引言

（一）研究意義

貨幣供應(yīng)量的變化反映了一國(guó)央行貨幣政策的變化，當(dāng)貨幣供應(yīng)量大幅增加時(shí)，就可能引起通脹或國(guó)際收支惡化，導(dǎo)致宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)失衡；而貨幣供應(yīng)量的不足同樣會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

因此，一個(gè)穩(wěn)定適度的貨幣供應(yīng)量對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行具有很重要的現(xiàn)實(shí)意義，通過(guò)貨幣供應(yīng)量可以從總量上把握我國(guó)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體態(tài)勢(shì)。

本文將計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中的理論和時(shí)間序列預(yù)測(cè)方法運(yùn)用到貨幣供應(yīng)量的研究之中，從而得出一些有建設(shè)性的結(jié)論及建議。

（二）研究?jī)?nèi)容

本文使用1996年1月到2019年12月的我國(guó)貨幣供應(yīng)量（M2）月度數(shù)據(jù)，在消除了序列異方差、趨勢(shì)性、季節(jié)性之后，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，并根據(jù)信息準(zhǔn)則AIC選擇其中擬合結(jié)果最好的一個(gè)模型，即ARIMA(2,1,3)(1,1,1)12，對(duì)2020年1-5月的貨幣供應(yīng)量（M2）進(jìn)行預(yù)測(cè)。結(jié)果顯示，預(yù)測(cè)值與實(shí)際值比較接近，比較準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)了我國(guó)貨幣供應(yīng)量走勢(shì)。

其中3-5月的實(shí)際值比預(yù)測(cè)值偏高，這可能是受到上半年貨幣寬松政策的影響。隨后本文將2020年的5期實(shí)際數(shù)據(jù)納入后重新擬合模型，并再次預(yù)測(cè)，得到2020年底的貨幣供應(yīng)量為2245592億元，這一結(jié)果與2019年底的1986488.82億元相比，增長(zhǎng)了13.04%。

二、相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

在國(guó)外，F(xiàn)riedman&Schwartz在其著作《美國(guó)貨幣史》中通過(guò)對(duì)美國(guó)近百年的數(shù)據(jù)(1867-1960)資料進(jìn)行研究，證明了貨幣能夠?qū)Ξa(chǎn)出造成影響[1]。 Stock&Watson研究了110個(gè)國(guó)家長(zhǎng)達(dá)30年的數(shù)據(jù)后得出結(jié)論，通貨膨脹和長(zhǎng)期貨幣供應(yīng)量呈顯著正相關(guān)，但貨幣供應(yīng)量對(duì)實(shí)際產(chǎn)出幾乎沒(méi)有影響[2]。Walsh對(duì)貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出之間的實(shí)證研究，并對(duì)貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出之間的關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)方法作了簡(jiǎn)單全面的介紹[3]。Brandt&Zhu通過(guò)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)性與通貨膨脹的循環(huán)影響關(guān)系，發(fā)現(xiàn)我國(guó)的通貨膨脹在改革之后部分地反映了貨幣政策[4]。

在國(guó)內(nèi)，研究論述貨幣供應(yīng)量的文章很多，也取得了許多成果。劉斌運(yùn)用協(xié)整與誤差修正模型，對(duì)我國(guó)的貨幣需求與供給進(jìn)行了定量研究，同時(shí)用建立的模型在不同時(shí)段進(jìn)行了預(yù)測(cè)[5]。徐龍炳建立了VAR模型，并使用了沖擊響應(yīng)函數(shù)方法和工具，以此來(lái)研究我國(guó)20世紀(jì)80年代以來(lái)各個(gè)時(shí)間區(qū)間的貨幣政策傳導(dǎo)效果[6]。陸軍、舒元使用Granger因果檢驗(yàn)，研究了我國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的影響效應(yīng)，得到的結(jié)論是，無(wú)論是預(yù)期到的還是未預(yù)期到的貨幣供應(yīng)量變動(dòng)都會(huì)影響產(chǎn)出，在10%的顯著性水平下，央行的貨幣政策對(duì)實(shí)際產(chǎn)出存在非對(duì)稱(chēng)影響[7]。鄧雄、蔣中其的研究表明，在眾多影響貨幣供應(yīng)量的因素中，GDP的作用是最大的，當(dāng)一國(guó)的GDP增長(zhǎng)時(shí)，貨幣供應(yīng)量往往也會(huì)同步增加[8]。

本文在以上研究成果的基礎(chǔ)上，對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量（M2）的波動(dòng)做進(jìn)一步的探索分析，建立模型，并通過(guò)預(yù)測(cè)來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臏?zhǔn)確性。

三、數(shù)據(jù)與實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取1996年1月至2020年5月的我國(guó)貨幣供應(yīng)量（M2）月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于wind。首先使用1996年1月至2019年12月的月度數(shù)據(jù)擬合了預(yù)測(cè)模型，并得到了2020年1月至2020年12月的貨幣供應(yīng)量預(yù)測(cè)值。在模型結(jié)構(gòu)和預(yù)測(cè)誤差這兩方面都取得了較好的結(jié)果。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

通過(guò)利用R軟件對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量繪制時(shí)序圖（如圖1），可以清晰地了解到M2序列具有顯著的增長(zhǎng)趨勢(shì)，是非平穩(wěn)時(shí)間序列。并且可以發(fā)現(xiàn)，M2的走勢(shì)具有指數(shù)趨勢(shì)。需對(duì)M2進(jìn)行平穩(wěn)化處理后再進(jìn)行建模。

圖1 1996-2019年我國(guó)貨幣供應(yīng)量（M2）時(shí)序圖

為了消除異方差，對(duì)該序列做對(duì)數(shù)變換，變換后的時(shí)序圖（如圖2）所示。

圖2 1996-2019年我國(guó)貨幣供應(yīng)量（M2）對(duì)數(shù)時(shí)序圖

圖2顯示，取對(duì)數(shù)后的貨幣供應(yīng)量（M2）時(shí)序圖仍然具有線(xiàn)性遞增的趨勢(shì)，還需要對(duì)該序列進(jìn)行一階差分運(yùn)算來(lái)實(shí)現(xiàn)趨勢(shì)平穩(wěn)。結(jié)果如圖3所示。

圖3 1996-2019年我國(guó)貨幣供應(yīng)量（M2）對(duì)數(shù)一階差分時(shí)序圖

一階差分后的貨幣供應(yīng)量序列沒(méi)有明顯的趨勢(shì)性，但對(duì)其進(jìn)行滯后期為12的ADF檢驗(yàn)時(shí)，得到P值為0.1589。說(shuō)明一階差分后的序列存在季節(jié)性，需要進(jìn)一步做差分。

對(duì)序列作季節(jié)差分后，進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，得到P值＜0.01，在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說(shuō)明該序列平穩(wěn)。

由圖4可見(jiàn)，序列的樣本自相關(guān)與偏自相關(guān)系數(shù)很快落入隨機(jī)區(qū)間，故序列趨勢(shì)已基本消除，但在滯后期為12時(shí)取值仍然較大，季節(jié)性依然比較明顯。經(jīng)試驗(yàn)，對(duì)序列進(jìn)行二階季節(jié)差分，發(fā)現(xiàn)序列季節(jié)性并沒(méi)有得到顯著改善，故只做一階季節(jié)差分即可。

圖4 序列自相關(guān)和偏自相關(guān)圖

（三）模型識(shí)別

因?yàn)榻?jīng)過(guò)一階逐期差分，序列趨勢(shì)消除，故d=1；經(jīng)過(guò)一階季節(jié)差分，季節(jié)性基本消除，故D=1。所以選用ARIMA(p,1,q)(P,1,Q)12模型。模型階數(shù)的確定取決于對(duì)自相關(guān)和偏自相關(guān)函數(shù)的分析。觀(guān)察圖4，偏自相關(guān)圖顯示p=3比較合適，自相關(guān)圖顯示q=3。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合程度和預(yù)測(cè)精度，本文選擇多個(gè)(p,q)組合進(jìn)行嘗試，選擇的(p,q)組 合 有：(3,3),(2,3),(3,2),(2,2)。由于滯后階k=12時(shí)，樣本自相關(guān)和偏自相關(guān)系數(shù)都顯著不為0。所以，P=Q=1。

（四）模型建立及檢驗(yàn)

根據(jù)以上分析，我們知道要 建 立ARIMA(3,1,3)(1,1,1)12、ARIMA(2,1,3)(1,1,1)12、ARIMA(3,1,2)(1,1,1)12、ARIMA(2,1,2)(1,1,1)12四 種模型。各模型擬合結(jié)果及檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1至表4。

表1 模型ARIMA(3,1,3)(1,1,1)12擬合結(jié)果

表4 模型ARIMA(2,1,2)(1,1,1)12擬合結(jié)果

比較表中各個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果，第二個(gè)模型的AIC值最小，所以選擇ARIMA(2,1,3)(1,1,1)12模型比較合適，其展開(kāi)式為：

（五）模型預(yù)測(cè)

利用上述得到的ARIMA(2,1,3)(1,1,1)12模型，對(duì)2020年的貨幣供應(yīng)量進(jìn)行擬合預(yù)測(cè)，并與2020年1-5月份的實(shí)際值進(jìn)行比較。得到結(jié)果如表5所示。

表2 模型ARIMA(2,1,3)(1,1,1)12擬合結(jié)果

表3 模型ARIMA(3,1,2)(1,1,1)12擬合結(jié)果

由 表5可 以 看 出， ARIMA(2,1,3)(1,1,1)12模型擬合的2020年1月至2020年5月數(shù)據(jù)各月的誤差百分比都很小，大多控制在1%以?xún)?nèi)。這說(shuō)明模型對(duì)未來(lái)貨幣供應(yīng)量的預(yù)測(cè)基本符合實(shí)際情況，并且預(yù)測(cè)結(jié)果是比較可靠的。

表5 ARIMA(2,1,3)(1,1,1)12模型的貨幣供應(yīng)量預(yù)測(cè)結(jié)果

表7 兩次預(yù)測(cè)值對(duì)比

2020年由于受到新冠疫情的沖擊，包括我國(guó)在內(nèi)的各國(guó)央行都采取了一系列貨幣寬松政策，這可能也是3-5月貨幣實(shí)際值略高于預(yù)測(cè)值的原因。

接下來(lái)將2020年的前5個(gè)月的數(shù)據(jù)納入，再次擬合ARIMA(2,1,3)(1,1,1)12模型，并用新模型預(yù)測(cè)未來(lái)的貨幣供應(yīng)量。得到擬合結(jié)果與預(yù)測(cè)結(jié)果如表6所示。

表6 模型ARIMA(2,1,3)(1,1,1)12擬合結(jié)果

將2020年前5個(gè)月的貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)納入后，得到的新預(yù)測(cè)值普遍比原模型預(yù)測(cè)值高出1個(gè)多百分點(diǎn)。在納入上半年的貨幣寬松政策影響后，由新模型預(yù)測(cè)的2020年底的貨幣供應(yīng)量為2245592億元，在一定程度上代表了我國(guó)貨幣供應(yīng)量的走勢(shì)，對(duì)描述貨幣供應(yīng)量波動(dòng)特征方面有一定的借鑒意義。進(jìn)一步討論，由ARIMA模型預(yù)測(cè)得到2020年底的貨幣供應(yīng)量（2245592億元），與2019年底的1986488.82億元相比，增長(zhǎng)了13.04%。

四、結(jié)語(yǔ)

本文介紹了符合金融系統(tǒng)預(yù)測(cè)規(guī)律的ARIMA(p,d,q)(P,D,Q)s時(shí)間序列模型。建模的樣本期從1996年1月到2019年12月，消除了序列異方差、趨勢(shì)性、季節(jié)性之后，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行模型識(shí)別，建立了模型ARIMA(2,1,3)(1,1,1)12。它在擬合2020年1-5月的貨幣供應(yīng)量中預(yù)測(cè)精度較高，比較準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)了我國(guó)貨幣供應(yīng)量走勢(shì)，可為我國(guó)貨幣供應(yīng)量的預(yù)測(cè)提供可靠的參考依據(jù)。

由上文分析可以知道，貨幣供應(yīng)量受到許多因素不同程度的影響，加上自身具有季節(jié)性，比如我國(guó)的春節(jié)、國(guó)慶節(jié)等都會(huì)對(duì)其帶來(lái)較大影響。一個(gè)穩(wěn)定適度的貨幣供應(yīng)量對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行有很重要的現(xiàn)實(shí)意義，可以從總量上把握我國(guó)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體態(tài)勢(shì)。