我國貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟(jì)增長關(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）

我國貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟(jì)增長關(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1992-2012年貨幣發(fā)行量和經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)，建立我國貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟(jì)增長的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；VAR模型

一、貨幣發(fā)行量、經(jīng)濟(jì)增長序列趨勢分析

從《中國統(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趨勢圖1。貨幣和準(zhǔn)貨幣發(fā)行量M2的增長呈“J”形曲線，國內(nèi)生產(chǎn)總值與各類型貨幣發(fā)行量的走勢基本一致，都呈現(xiàn)出不斷上漲的態(tài)勢。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，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；國內(nèi)生產(chǎn)總值從1992年的26 923.48億元增長至2012年的519 470.1億元。

圖1 貨幣供應(yīng)量與GDP走勢圖

二、LNGDP、LNM0、LNM1及LNM2的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對變量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。

三、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

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。表明我國的經(jīng)濟(jì)增長與不同層次的貨幣發(fā)行量之間均存在長期的均衡關(guān)系，且各層次貨幣發(fā)行量對經(jīng)濟(jì)增長均表現(xiàn)出正向的關(guān)系。

四、向量誤差修正模型

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，反映了對偏離的修正，M0、M1、M2的變動(dòng)對于GDP的傳遞效應(yīng)具有從短期波動(dòng)到長期均衡的自我修正作用。誤差修正項(xiàng)對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)會以-0.4896的調(diào)整力度自動(dòng)對其進(jìn)行修正，使其從非均衡狀態(tài)回到均衡狀態(tài)。

五、GRANGER因果關(guān)系檢驗(yàn)

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)果來看，在滯后期二階的情況下，M2對GDP比M1對GDP有更強(qiáng)的影響。各層次的貨幣發(fā)行量對經(jīng)濟(jì)增長都有一定的影響，而且M2與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系比M1、M0與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系更為緊密。

六、結(jié)論與建議

第一，我國各層次的貨幣發(fā)行量和經(jīng)濟(jì)增長都呈現(xiàn)出“J”形增長態(tài)勢。我國貨幣發(fā)行量依舊維持一定的增長率以帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，有利于我國產(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)增長確實(shí)存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。具體從方程看，我國貨幣發(fā)行量的變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長的變動(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之間存在的都是長期正向的協(xié)整關(guān)系。我國在制定貨幣相關(guān)政策時(shí)也必須考慮到其對經(jīng)濟(jì)增長的影響，力求貨幣發(fā)行量在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)適應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長的速度，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)。我國需要根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長的一般要求嚴(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)性過剩問題，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)增長的格蘭杰原因。說明貨幣發(fā)行量的變化會引起GDP的變化，中國各層次貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟(jì)增長都有一定的相關(guān)度。

[1]洪 欣，吳少波.我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究[J].中國農(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.中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的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)。