貨幣供應(yīng)量對越南經(jīng)濟增長的影響
——基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

何翠華

(重慶師范大學(xué) 重慶 400000)

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貨幣供應(yīng)量對越南經(jīng)濟增長的影響
——基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

何翠華

(重慶師范大學(xué) 重慶 400000)

本文研究越南貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，選用越南1990-2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，基于VAR模型，通過協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析進行了實證研究，結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系，兩者之間存在單向因果關(guān)系，貨幣供應(yīng)量能夠促進經(jīng)濟增長，而經(jīng)濟增長的提高沒有促進貨幣供應(yīng)量的增加。

貨幣供應(yīng);經(jīng)濟增長;格蘭杰因果檢驗;脈沖響應(yīng)

一、文獻回顧

貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究一直都吸引著國內(nèi)外各經(jīng)濟學(xué)家的關(guān)注。20世紀初經(jīng)濟學(xué)家Irving Fisher(1911)概括提煉的貨幣數(shù)量論，并提出交易方程：MV=PT，其中M、V、P、T分別表示貨幣量、貨幣流通速度、價格水平、交易總量。但貨幣量增長會導(dǎo)致通貨膨脹率也增長。Ogunmuyiwa，Ekone(2010)運用VAR模型和格蘭杰因果關(guān)系檢驗對Nigeria 1980-2006年間的貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行研究，結(jié)果表明增加或減少貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長沒有明顯的影響。郭蘇文、趙政安(2010)利用1978-2008年的數(shù)據(jù)，建立VAR模型，進行協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗；王玉霞(2014)使用誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗得出貨幣供應(yīng)量不是經(jīng)濟增長的因果關(guān)系，而經(jīng)濟增長是貨幣供應(yīng)量的因果關(guān)系，這說明貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長有限。張丹、余玲琴(2009)通過單整性判斷、格蘭杰檢驗和協(xié)整檢驗對我國貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟增長進行研究分析，認為貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟增長之間不具有穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

綜上所述，為了能夠了解越南的貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的關(guān)系，本文將對越南貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長進行實證分析。

二、貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的實證分析

(一)VAR模型

本文選用VAR模型深入的研究貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系。

我們將考慮一個滯后階數(shù)P的VAR(P)模型，它的表達式為：

Yt=B1Yt-1+B2Yt-2+…+BpYt-p+DXt+εt

其中：Yt是m維內(nèi)生變量，Xt是d維外生變量，p是滯后階數(shù)，t是樣本容量，B1,B2,…,Bp和D是要被估計的系數(shù)矩陣，εt是向量白噪音。

(二)指標選取與數(shù)據(jù)來源

本文選用越南1990-2014年國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量經(jīng)濟增長指標(GDP)，廣義貨幣M2來表示金融發(fā)展指標(M)，樣本數(shù)據(jù)主要源自于《亞洲開發(fā)銀行數(shù)據(jù)庫》和《越南統(tǒng)計年鑒》，為了克服數(shù)據(jù)存在異方差，本文將所有的數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理。LGDP表示人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)，LM表示貨幣供應(yīng)量對數(shù)。

(三)單位根檢驗

本文使用ADF檢驗對各變量進行單位根檢驗，以判斷各變量師范存在平穩(wěn)性。利用eviews軟件計算得出，在1%顯著性水平下，變量序列LGDP、LM是非平穩(wěn)的，但對各變量進行一階差分后發(fā)現(xiàn)LGDP、LM變量是平穩(wěn)的，也就是說都是I(1)序列，有可能存在協(xié)整關(guān)系，因此要進一步檢驗，以判斷各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

(四)協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗通常有兩種檢驗：一是EG兩步法，二是Johansen檢驗。本文將采用EG兩步法檢驗LGDP與LM之間的協(xié)整關(guān)系。

用普通最小二乘法(OLS)估計的結(jié)果如下：

LGDP=5.7899+0.6535LM

(20.0667)(34.1644)

R2=0.98 F=1167.205

括號中表示t值，總體來看模型的擬合優(yōu)度較好，貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長存在正相關(guān)關(guān)系，每當貨幣供應(yīng)量上升一單位，經(jīng)濟增長上升0.6535，這表明貨幣供應(yīng)量能夠促進經(jīng)濟增長。本文對殘差進行ADF檢驗，結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下，t統(tǒng)計量值為-2.965622，小于相應(yīng)臨界值，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系。

(五)格蘭杰因果檢驗

本文對LGDP、LM進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，利用eviews軟件進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長存在單向因果關(guān)系，貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長之間存在密切關(guān)系，貨幣供應(yīng)量能夠促進經(jīng)濟增長的作用，而經(jīng)濟增長的提高沒有促進貨幣供應(yīng)量的增加。

(六)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

通過LR準則確定VAR模型的滯后期為1，并對VAR(1)進行參數(shù)估計，然后對所建立的VAR(1)進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果表示VAR模型的特征根都落在單位圓內(nèi)，則模型是平穩(wěn)的，可以進一步進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

從圖1可知，當給貨幣供應(yīng)量(LM)一個正向標準差新息沖擊后，LM在第一期沒有對LGDP做出響應(yīng)，第一期之后迅速增長，第十期響應(yīng)值為0.067316，而且在整個響應(yīng)期內(nèi)都呈現(xiàn)出正向的反應(yīng)，這可說明貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長存在正向的影響，貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長有促進作用。

從圖2可知，貨幣供應(yīng)量(LM)對國內(nèi)生產(chǎn)總值(LGDP)的一個正向標準差新息沖擊的響應(yīng)在整個分析期內(nèi)呈現(xiàn)出由正到負的效應(yīng)。從第一期就有較強的反應(yīng)，第一期的響應(yīng)值為0.023723，第六期之后呈現(xiàn)負的響應(yīng)。在短期內(nèi)經(jīng)濟增長會促進貨幣供應(yīng)量迅速增加，長期內(nèi)有負面的影響，會導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的減少。

三、結(jié)論

越南貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長在樣本區(qū)間內(nèi)是非平穩(wěn)的，但進過一階差分是平穩(wěn)的，兩者之間存在長期的均衡關(guān)系。從格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，即貨幣供應(yīng)量的變化會引起經(jīng)濟增長的變化。由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析貨幣供給量對經(jīng)濟增長的影響得出LGDP對LM擾動的響應(yīng)在整個分析期內(nèi)呈現(xiàn)正向作用，這說明貨幣供應(yīng)量能夠促進經(jīng)濟增長的作用，而經(jīng)濟增長的提高沒有促進貨幣供應(yīng)量的增加。

[1]Fisher I.“The Equation of Exchange,”1896-1910[J].American Economic Review,1911,1(2):296-305.

[2]Ogunmuyiwa,M.S.and A.F.Ekone,Money Supply——Economic Growth Nexus in Nigeria.2010.

[3]郭蘇文,趙政安.我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的動態(tài)相關(guān)性實證研究——基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究,2010(36):37-38.

[4]王玉霞.貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長關(guān)系的模型分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究,2014.

[5]張丹、余玲琴.我國貨幣供給量與經(jīng)濟增長協(xié)整性分析[J].現(xiàn)代商業(yè),2009