貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的模型分析

1、<p>　　貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的模型分析</p><p>　　內(nèi)容摘要：貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直是現(xiàn)實(shí)社會(huì)爭論的熱點(diǎn)，也是學(xué)術(shù)界論證研究的熱題。本文從新的視角出發(fā)，以貨幣供應(yīng)量增長率與經(jīng)濟(jì)增長率為指標(biāo)，利用誤差修正模型和Granger因果檢驗(yàn)來論證二者之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)增長率和經(jīng)濟(jì)增長率雖然都是一階單整序列，具有協(xié)整關(guān)系，但是建立協(xié)整修正模型時(shí)，相關(guān)系數(shù)過小，小于0.3，因此明顯

2、模型匹配度不夠。這說明貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用非常有限，無法通過誤差修正模型來論證其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用。通過Granger因果檢驗(yàn)進(jìn)一步論證發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量不是經(jīng)濟(jì)增長的原因，反而經(jīng)濟(jì)增長是解釋貨幣供應(yīng)量的原因，這進(jìn)一步說明貨幣政策失效的可能性非常大。 </p><p>　　關(guān)鍵詞：貨幣 供應(yīng)量 經(jīng)濟(jì)增長 關(guān)系 </p><p><b>　　引言 </b></p

3、><p>　　西方國家早在20世紀(jì)初就對(duì)貨幣供應(yīng)情況與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究。其中托賓認(rèn)為貨幣與實(shí)物資本之間存在著固定的儲(chǔ)物流，通貨膨脹率會(huì)降低貨幣的真實(shí)回報(bào)，從而導(dǎo)致資本危機(jī)，影響實(shí)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，即一定的通貨促進(jìn)產(chǎn)出。但是西德羅斯基卻認(rèn)為貨幣供應(yīng)的變化及通貨不會(huì)對(duì)實(shí)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，貨幣的需求源于人們的偏好。西方實(shí)證研究對(duì)于貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用觀點(diǎn)也不一致，主要分為三種觀點(diǎn)：一是貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長無關(guān)；二是貨幣供

4、應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有積極作用；三是貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有副作用。 </p><p>　　我國學(xué)者對(duì)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系也做了大量實(shí)證研究，研究都證實(shí)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長存在正相關(guān)關(guān)系。姚遠(yuǎn)（2007）對(duì)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，分析發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)對(duì)通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長的影響有滯后效應(yīng)，長期內(nèi)貨幣非共性，而通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長并不影響貨幣供應(yīng)。孟祥蘭（2011）分析了我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)

5、，貨幣供應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)效應(yīng)，向量誤差模型表明經(jīng)濟(jì)增長、貨幣供應(yīng)都會(huì)受到自身滯后期的影響。宋光輝（2004）研究貨幣與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，分析發(fā)現(xiàn)兩國各層次貨幣供應(yīng)量均與GDP高度相關(guān)，并且具有顯著的線性依存關(guān)系，但是相關(guān)度不同，可能是因?yàn)樨泿帕魍ㄋ俣扔胁町?。閻虎勤?010）以動(dòng)態(tài)分析的方法，以我國統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本實(shí)證分析，結(jié)果表明M1、M2的供應(yīng)量水平與物價(jià)水平無關(guān)，這可能是因?yàn)樨泿帕魍ㄋ俣鹊淖兓示哂薪档突蛘卟糠值窒ㄘ浥蛎泴?duì)于貨幣需

6、求變化影響的作用。殷醒民（2008）認(rèn)為國際收支順差帶來國際儲(chǔ)備增加，從而形成貨幣供應(yīng)量擴(kuò)大的沖擊作用，其認(rèn)為應(yīng)該采取沖銷政策來縮小外部沖擊的影響。 </p><p>　　本文研究貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，以貨幣供應(yīng)增長和經(jīng)濟(jì)增長增量為指標(biāo)，以我國各層次貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，研究貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。 </p><p>　　數(shù)據(jù)說明與變量設(shè)定 </p>

7、<p>　　為研究不同層次貨幣與經(jīng)濟(jì)增長的影響，選取流通中的現(xiàn)金M0、狹義貨幣供應(yīng)量M1以及廣義貨幣供應(yīng)量M2作為貨幣供應(yīng)量的研究指標(biāo)，選取GDP作為經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，因此本文課題變?yōu)檠芯苛魍ㄖ械默F(xiàn)金M0、狹義供應(yīng)量M1以及廣義貨幣供應(yīng)量M2與GDP的關(guān)系。為了去除數(shù)據(jù)中的異方差以及研究變量變化之間的關(guān)系，在此將變量增長作為研究指標(biāo)，因此變量設(shè)定為流通中的現(xiàn)金增長率M0Z、狹義貨幣供應(yīng)量增長率M1Z、廣義貨幣供應(yīng)量增長率M2Z以及

8、GDP增長率。 </p><p>　　對(duì)于樣本數(shù)據(jù)，本文以1991-2011年我國貨幣供應(yīng)量以及GDP的數(shù)據(jù)作為研究基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，增長率通過計(jì)算所得，計(jì)算公式為：本年度增長率=（本年度數(shù)據(jù)-上年度數(shù)據(jù)）/上年度數(shù)據(jù)。 </p><p><b>　　模型分析 </b></p><p><b>　?。ㄒ唬┢椒€(wěn)性檢驗(yàn) </b><

9、;/p><p>　　由于所有變量樣本都為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此容易產(chǎn)生趨勢(shì)不平穩(wěn)現(xiàn)象。利用相關(guān)圖對(duì)一階差分后的序列進(jìn)行檢驗(yàn)，如圖1所示，經(jīng)過一階差分后，所有序列都不存在自相關(guān)和偏相關(guān)現(xiàn)象。因此一階差分后，序列處于平穩(wěn)狀態(tài)。 </p><p>　　單位根檢驗(yàn)是檢驗(yàn)變量樣本平穩(wěn)性的重要方法。本文采取ADF檢驗(yàn)作為檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表1數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過滯后4期以及一階差分后，P值都小于0.0

10、5，但是檢驗(yàn)T統(tǒng)計(jì)量比顯著性為5%的臨界值都小，因此拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根。因此在一階差分后，所有變量序列都?xì)w于平穩(wěn)性序列，都為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。 </p><p><b>　?。ǘ﹨f(xié)整分析 </b></p><p>　　1.變量M0Z與GDPZ的協(xié)整分析。已經(jīng)證明序列GDPZ與M0Z之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立誤差修正模型ECM?，F(xiàn)以GDPZ

11、為因變量，以M0Z為自變量，用變量GDPZ對(duì)M0Z進(jìn)行最小二乘回歸，得到回歸系數(shù)為0.1883，因此利用GENR定義可以得出：ECM1=GDPZ（-1）-0.1883*M0Z（-1） 。然后以D（GDPZ）作為因變量，以D（M0Z）和ECM1作為自變量，進(jìn)行最小二乘回歸，結(jié)果如表2所示。 </p><p>　　根據(jù)表2檢驗(yàn)結(jié)果①，關(guān)于D（M0Z）的拖尾概率P值0.9314大于0.1，并且相關(guān)系數(shù)R-squared

12、為0.2256，明顯過小，因此不能建立關(guān)于GDPZ與M0Z的誤差修正模型。 </p><p>　　2.變量M1Z與GDPZ的協(xié)整分析。已經(jīng)證明序列GDPZ與M1Z之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立誤差修正模型ECM。現(xiàn)以GDPZ為因變量，以M1Z為自變量，用變量GDPZ對(duì)M1Z進(jìn)行最小二乘回歸，得到回歸系數(shù)為0.1996，因此利用GENR定義可以得出：ECM2=GDPZ（-1）-0.1996*M1Z（-1） 。然后以

13、D（GDPZ）作為因變量，以D（M1Z）和ECM2作為自變量，進(jìn)行最小二乘回歸。 </p><p>　　根據(jù)表2檢驗(yàn)結(jié)果②，關(guān)于D（M1Z）的拖尾概率P值0.4002大于0.1，并且相關(guān)系數(shù)R-squared為0.2752，明顯過小，因此不能建立關(guān)于GDPZ與M1Z的誤差修正模型。 </p><p>　　3.變量M2Z與GDPZ的協(xié)整分析。已經(jīng)證明序列GDPZ與M1Z之間存在協(xié)整關(guān)系，因此

14、可以建立誤差修正模型ECM?，F(xiàn)以GDPZ為因變量，以M2Z為自變量，用變量GDPZ對(duì)M2Z進(jìn)行最小二乘回歸，得到回歸系數(shù)為0.7842，因此利用GENR定義可以得出：ECM3=GDPZ（-1）-0.7842*M2Z（-1）。然后以D（GDPZ）作為因變量，以D（M2Z）和ECM3作為自變量，進(jìn)行最小二乘回歸。 　　根據(jù)表2檢驗(yàn)結(jié)果③，關(guān)于D（M2Z）的拖尾概率P值0.0087小于0.1，但是相關(guān)系數(shù)R-squared為0.3408，明

15、顯過小，因此不能建立關(guān)于GDPZ與M2Z的誤差修正模型。 </p><p>　　4.變量M0Z、M1Z、M2Z與GDPZ的協(xié)整分析。已經(jīng)證明序列GDPZ與M0Z、M1Z、M2Z之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立誤差修正模型ECM。現(xiàn)以GDPZ為因變量，以M0Z、M1Z、M2Z為自變量，用變量GDPZ對(duì)M2Z進(jìn)行最小二乘回歸，得到回歸系數(shù)分別為1.3440、-0.5260和1.001，因此利用GENR定義可以得出：EC

16、M4=GDPZ（-1）- 1.3440*M0Z（-1）+0.5260*M1Z（-1）- 1.001*M2Z（-1）。然后以D（GDPZ）作為因變量，以D（M0Z）、D（M1Z）、D（M2Z）和ECM4作為自變量，進(jìn)行最小二乘回歸。 </p><p>　　從表2檢驗(yàn)結(jié)果④可以發(fā)現(xiàn)，以多變量進(jìn)行回歸，變量D（M2Z）拖尾概率大于0.1，明顯不合格，因此不能建立關(guān)于變量M0Z、M1Z、M2Z與GDPZ的協(xié)整修正模型。

17、</p><p>　?。ㄈ〨ranger因果檢驗(yàn) </p><p>　　由于不能建立協(xié)整修正模型，因此無法通過協(xié)整關(guān)系來分析貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，因此對(duì)序列進(jìn)行Granger檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。從表3可以發(fā)現(xiàn)，各個(gè)層次的貨幣供應(yīng)量不能很好的解釋經(jīng)濟(jì)增長，反而經(jīng)濟(jì)增長能很好的解釋和預(yù)測(cè)貨幣供應(yīng)量的變化。 </p><p><b>　　（四）結(jié)果

18、分析 </b></p><p>　　第一，雖然各層次貨幣供應(yīng)量增長率與GDP增長率同是一階單整，具有協(xié)整關(guān)系，但是由于相關(guān)系數(shù)太小，二者相關(guān)度不大，無法建立貨幣供應(yīng)量增長率與經(jīng)濟(jì)增長的誤差修正模型。 </p><p>　　第二，在Granger檢驗(yàn)中，貨幣供應(yīng)增長率變化不是引起GDP增長率發(fā)生變化的原因，因此，說明GDP增長率的變化基本不受貨幣供應(yīng)增長率的影響，準(zhǔn)確說受到的影響

19、可能很少，無法通過誤差修正模型或者Granger檢驗(yàn)來體現(xiàn)。 </p><p>　　第三，在Granger檢驗(yàn)中，GDPZ對(duì)各個(gè)層次的貨幣供應(yīng)量都有單向的因果關(guān)系，因此可以說經(jīng)濟(jì)增長率的變化是引起貨幣供應(yīng)量變化的原因。 </p><p><b>　　結(jié)論與政策建議 </b></p><p>　　第一，以上論證說明，貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響非常

20、有限，試圖通過提高貨幣供應(yīng)量來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長效果非常難以保證，所以通過改變貨幣供應(yīng)量的貨幣政策來影響促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展非常可能失效。同時(shí)，我國長期以來堅(jiān)持用加大貨幣供應(yīng)量來刺激經(jīng)濟(jì)的做法，實(shí)效不大，也論證了實(shí)證的結(jié)果。 </p><p>　　第二，我國貨幣供應(yīng)量應(yīng)該根據(jù)我國經(jīng)濟(jì)增長需要來設(shè)定供給。從Granger因果檢驗(yàn)可以看出，經(jīng)濟(jì)增長率對(duì)貨幣供應(yīng)量具有很強(qiáng)解釋作用，即經(jīng)濟(jì)增長影響著貨幣的供給。所以，貨幣供應(yīng)的變化

21、需要根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長情況來設(shè)定，如果脫離經(jīng)濟(jì)增長因素，可能引起貨幣危機(jī)，導(dǎo)致嚴(yán)重的通貨膨脹。貨幣供應(yīng)量由經(jīng)濟(jì)增長決定，而不是經(jīng)濟(jì)增長由貨幣決定，這種單向關(guān)系也決定貨幣政策來刺激經(jīng)濟(jì)增長的失效是非常可能的。 </p><p>　　第三，貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系也說明了貨幣與生產(chǎn)的同步性。生產(chǎn)的提高，產(chǎn)品的增多，貨幣需求才會(huì)提高，貨幣供應(yīng)才能增長，這樣平衡的發(fā)展才能防止物價(jià)上漲。相反如果是貨幣先行，經(jīng)濟(jì)上不去，產(chǎn)品產(chǎn)量上

22、不去，過多的貨幣對(duì)應(yīng)一定的產(chǎn)品量，必然造成物價(jià)的上漲，通貨膨脹隨之產(chǎn)生。 </p><p>　　第四，改變貨幣供應(yīng)量只是貨幣政策的一方面，不指向所有貨幣政策。本文僅僅是研究貨幣政策中很小的一個(gè)方面，即貨幣供應(yīng)量的變化與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，沒有驗(yàn)證其他貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，因此不能由于筆者的論證而否定了其他貨幣政策效果，比如利率調(diào)控等。 </p><p><b>　　參考文獻(xiàn)： &

23、lt;/b></p><p>　　1.姚遠(yuǎn).中國貨幣供應(yīng)、通貨膨脹及經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2007（2） </p><p>　　2.孟祥蘭，雷茜.我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長及物價(jià)水平關(guān)系研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2011（3） </p><p>　　3.宋光輝，吳擁政.中美貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長的比較研究[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2004（3） </