貨幣供應(yīng)量和準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的實(shí)證分析

劉順飛，謝圣遠(yuǎn)

（深圳大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.中國(guó)特區(qū)經(jīng)濟(jì)研究中心，廣東 深圳 518060）

貨幣供應(yīng)量和準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的實(shí)證分析

劉順飛a,b，謝圣遠(yuǎn)a,b

（深圳大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.中國(guó)特區(qū)經(jīng)濟(jì)研究中心，廣東 深圳 518060）

文章運(yùn)用VAR模型研究貨幣供應(yīng)量和準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貨幣供應(yīng)量、準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量之間存在著長(zhǎng)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(zhǔn)貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因；從長(zhǎng)期看，貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，貨幣供應(yīng)量對(duì)GDP的貢獻(xiàn)逐步遞增。

貨幣供應(yīng)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；相互影響

0 引言

在實(shí)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(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健發(fā)展，已經(jīng)成為一項(xiàng)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(zhǔn)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到底產(chǎn)生什么樣的影響？弄清這一問(wèn)題，對(duì)于正確認(rèn)識(shí)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，為國(guó)家制定貨幣政策提供參考具有重要意義。

縱觀國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于貨幣供應(yīng)量、準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究，觀點(diǎn)各不相同。在關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否有關(guān)系的問(wèn)題上，有些學(xué)者認(rèn)為貨幣供應(yīng)量和短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有相關(guān)性[1]，儲(chǔ)蓄過(guò)剩會(huì)造成經(jīng)濟(jì)失衡[2]；有些學(xué)者認(rèn)為貨幣供應(yīng)增加和實(shí)際產(chǎn)出沒(méi)有相關(guān)性[3]；有些學(xué)者認(rèn)為貨幣供給增長(zhǎng)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)的具體關(guān)系上，有些學(xué)者認(rèn)為貨幣供應(yīng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是貨幣供應(yīng)的原因[5]。貨幣供應(yīng)量短期內(nèi)對(duì)產(chǎn)出和物價(jià)均產(chǎn)生影響，從長(zhǎng)期來(lái)看對(duì)產(chǎn)出不產(chǎn)生影響，只對(duì)物價(jià)產(chǎn)生顯著的影響[6]。因?yàn)槲覈?guó)貨幣供給數(shù)量管理而受制于央行執(zhí)行的貸款計(jì)劃、外匯占款等因素，貨幣乘數(shù)機(jī)制無(wú)法發(fā)揮作用[7]，我國(guó)的貨幣政策規(guī)則在很大程度上注重產(chǎn)出缺口波動(dòng)[8]，新常態(tài)下貨幣增長(zhǎng)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(duì)貨幣流通和經(jīng)濟(jì)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(jì)高速增長(zhǎng)時(shí)期的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，沒(méi)能結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)增長(zhǎng)的現(xiàn)實(shí)?；诖?，本文從經(jīng)濟(jì)穩(wěn)增長(zhǎng)的現(xiàn)實(shí)需要出發(fā)，對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量、準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(rèn)為貨幣供給相對(duì)于貨幣需求增加或減少，為取得均衡，就產(chǎn)生了物價(jià)的降低或提高，故貨幣與實(shí)際產(chǎn)出沒(méi)有關(guān)系[3]。但西方國(guó)家經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的實(shí)踐證明，貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(rèn)為，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，貨幣利率低于其應(yīng)有利率，企業(yè)家必然選擇擴(kuò)大生產(chǎn)。由于貨幣供給的增加，同時(shí)帶動(dòng)物價(jià)上漲，呈現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)高速擴(kuò)張的社會(huì)狀態(tài)。因此，貨幣供應(yīng)機(jī)制的最優(yōu)實(shí)施可以較為有效地管理供應(yīng)沖擊和需求沖擊對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，在減弱外生沖擊對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)不利影響的同時(shí)增強(qiáng)其有利影響[11]。其實(shí)，貨幣的中性與非中性關(guān)鍵在于貨幣能否實(shí)際影響產(chǎn)出，這與每個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)體制特點(diǎn)有關(guān)。我國(guó)是一個(gè)以公有制經(jīng)濟(jì)為主的國(guó)家，公有制由國(guó)家所掌控，貨幣的供應(yīng)量必然會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。因此，我國(guó)財(cái)政金融部門(mén)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著正向影響。因?yàn)槲覈?guó)經(jīng)濟(jì)是公有制為主的經(jīng)濟(jì)，貨幣的增加導(dǎo)致利率下降，國(guó)有企業(yè)為了維護(hù)穩(wěn)定，減少職工下崗或加大職工就業(yè)，就會(huì)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模。

假設(shè)2：準(zhǔn)貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著正向影響。因?yàn)闇?zhǔn)貨幣具有貨幣的同等效用，同理，增加準(zhǔn)貨幣也會(huì)刺激國(guó)有企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模。

假設(shè)3：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)貨幣供應(yīng)量、準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生顯著正向影響。因?yàn)樨泿趴偭渴墙?jīng)濟(jì)總量的表現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)后必須表現(xiàn)為貨幣總量的增長(zhǎng)，貨幣總量增長(zhǎng)又會(huì)引導(dǎo)發(fā)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)。準(zhǔn)貨幣和經(jīng)濟(jì)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(shuō)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(gè)方程組成n個(gè)時(shí)間序列變量的VAR(p)模型。

2．2 變量選取

資金供應(yīng)歷來(lái)作為國(guó)家支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展的宏觀調(diào)控措施，對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展確實(shí)發(fā)揮了重要作用。為此，本文選擇貨幣供應(yīng)量（hb）和準(zhǔn)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(jì)發(fā)展指標(biāo)。

2．3 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文所用數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。1995—2015年數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局國(guó)家數(shù)據(jù)，2016年數(shù)據(jù)根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《中華人民共和國(guó)2016年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》和中國(guó)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(kāi)放以來(lái)，我國(guó)政府采取了一系列宏觀調(diào)控政策，致力于經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展平穩(wěn)，2009年以來(lái)，準(zhǔn)貨幣的供應(yīng)量快速增加，貨幣供應(yīng)量與GDP同步增長(zhǎng)?？梢哉f(shuō)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)主要是在國(guó)家貨幣和準(zhǔn)貨幣的刺激下得到的快速增長(zhǎng)。

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

為了研究方便，對(duì)各變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述。為了消除可能存在的異方差性，對(duì)三個(gè)變量采取自然對(duì)數(shù)處理，自然對(duì)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L(zhǎng)oghb、Logzhb與Loggdp，并求取平均值、中位數(shù)、最大值、最小值及標(biāo)準(zhǔn)差（見(jiàn)表1）。

表1 變量基本特征值

3 實(shí)證分析

3．1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先，需要對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以減少偽回歸問(wèn)題，提高模型分析的科學(xué)性。本文運(yùn)用單位根檢驗(yàn)方法來(lái)判斷變量的平穩(wěn)性，各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，時(shí)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(shí)時(shí)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(yàn)值小于5%顯著性水平的臨界值，△Log(zhb)=0.1055，它的ADF檢驗(yàn)值大于5%顯著性水平的臨界值，△Log(gdp)=0.5708，意味著此時(shí)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(shuō)明此時(shí)序列是平穩(wěn)的。

3．2 協(xié)整檢驗(yàn)

鑒于時(shí)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(yàn)對(duì)序列Log(gdp)與Log（hb）、Log(zhb)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

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

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

該協(xié)整方程說(shuō)明 Log(gdp)與 log(hb)、log（zhb）之間存在著長(zhǎng)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(zhǎng)期的正向均衡關(guān)系。

3．3 Granger因果檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步判斷貨幣供應(yīng)量、準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量與GDP之間的因果關(guān)系，故對(duì)兩組時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

由表4可知，在滯后1期時(shí)，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(guò)原假設(shè)，說(shuō)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(guò)原假設(shè)，說(shuō)明GDP是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。在滯后1期時(shí)，準(zhǔn)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(guò)原假設(shè)，說(shuō)明準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因；GDP不是準(zhǔn)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(méi)有通過(guò)原假設(shè)，說(shuō)明GDP是準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。為此，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量與GDP是單方面的格蘭杰因果關(guān)系，準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，GDP是準(zhǔn)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(yàn)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(shuō)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(shuō)明GDP不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因；準(zhǔn)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(shuō)明準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因；GDP不是準(zhǔn)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(shuō)明GDP是準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。

綜上所述，從短期來(lái)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(zhǔn)貨幣供應(yīng)量也不是GDP的格蘭杰原因，GDP是準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。但從長(zhǎng)期來(lái)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(zhǔn)貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，GDP是準(zhǔn)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(shí)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(shí)，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(zhǔn)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(yàn)

由表5可知，滯后4期的*號(hào)有4個(gè)，優(yōu)勢(shì)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(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷挠行浴?/p>

3.4.2 型有效性檢驗(yàn)

采用AR多項(xiàng)式特征判斷模型有效性，見(jiàn)圖2。圖中的點(diǎn)為特征根，特征根均在單位圓內(nèi)，表明序列無(wú)自相關(guān)且平穩(wěn)，即模型有效，并寫(xiě)出回歸模型表達(dá)式。因此，可以進(jìn)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(yàn)

寫(xiě)出VAR估計(jì)結(jié)果的矩陣形式：

VAR模型實(shí)證通過(guò)F檢驗(yàn)、T檢驗(yàn)、AIC和Schwarz SC檢驗(yàn)，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(yàn)值，且所有單位根位于單位圓內(nèi)，說(shuō)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(shí)期對(duì)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(xiàn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于貨幣供應(yīng)量和準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)，但隨著時(shí)間的發(fā)展，GDP自身的貢獻(xiàn)逐步遞減，到第10期，GDP自身的貢獻(xiàn)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(xiàn)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(zhǔn)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(guò)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(jì)增長(zhǎng)與貨幣供應(yīng)量、準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從短期來(lái)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(zhǔn)貨幣供應(yīng)量也不是GDP的格蘭杰原因，GDP是準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。但從長(zhǎng)期來(lái)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(zhǔn)貨幣供應(yīng)量不是GDP的格蘭杰原因，GDP是準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。在短期內(nèi)，GDP自身的貢獻(xiàn)大于貨幣供應(yīng)量和準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)，隨著時(shí)間的發(fā)展，GDP自身的貢獻(xiàn)逐步遞減，遞減的速度也逐步減小。貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)和GDP正好相反，每期逐步增加，準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的沖擊持續(xù)加大。

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F820.2

A

1002-6487（2017）20-0157-04

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目（15BJL113）；教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目（11JJD790018）

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

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

(責(zé)任編輯/劉柳青)