我國貨幣供給量與經濟增長的實證分析

○程啟智 高 陽

（中南財經政法大學經濟學院 湖北 武漢 430073）

一、引言

隨著美國金融危機和希臘主權債務危機爆發以來，世界各國都以貨幣政策作為本國調控宏觀經濟的重要途徑和手段，紛紛采用積極的貨幣政策，特別是美國實施量化寬松的貨幣政策以來，世界經濟格局也發生了變化。中國在這段時期也采用了不同的貨幣政策，由積極的貨幣政策轉向穩健的貨幣政策。那么，貨幣供給量與經濟增長之間到底有怎樣的關系？

國內外學者關于貨幣供給量與經濟增長的實證研究非常多，很多學者從不同的角度對此課題進行研究。Friedman和Schwartz（1963）以及 Tobin（1965）通過實證研究發現，貨幣供應量的變化對短期產出的波動會產生影響。Kormendi和Meguire（1984）對50個國家的研究以及Boschen和Mills（1995）對美國的研究得出，在長期中貨幣供給量對產出沒有影響。McCandless和Webber（1995）考察了不同貨幣口徑下的110個國家近30年的數據資料進行相關分析，得出貨幣供給量的增長率變動引起通貨膨脹率的相同變化，而貨幣供給量與實際產出的增長率之間沒有相關性。Andreas Schabert（2009）通過一個無摩擦的金融市場和價格粘性的標準宏觀模型分析利率目標和貨幣供應量的關系，證實了平穩序列的貨幣供給量滿足利率的期望目標，從而影響經濟的增長。

國內學者黃先開、鄧述慧（2000）運用二步OSL方法，研究了貨幣政策的非對稱性以及預期的貨幣沖擊對經濟增長的影響，認為中國的貨幣機制與西方經濟國家的機制差別較大，預期和非預期的貨幣供給沖擊對產出的影響是非中性的，說明貨幣供給對中國宏觀經濟的運行中仍具有關鍵作用。陸軍、舒元（2002）運用Granger因果檢驗及Fisher與Seater的長期導數的方法對我國在1978—2000年期間貨幣供給量和經濟增長進行實證研究，通過Granger因果檢驗發現我國在1978—2000年經濟增長是貨幣供給量的Granger原因，在長期中貨幣供給量對經濟沒有實質性的影響，即在長期中通過擴張性的貨幣政策來增加貨幣供給量實現我國經濟持續增長是行不通的。梁曉輝（2003）基于貨幣供給的內生性，運用VAR模型和格蘭杰因果關系驗證了貨幣供給與國內生產總值之間的關系，發現GDP是M 2的Granger原因，M 2不是GDP的Granger原因，認為中國的貨幣供給是一個內生變量，主流的貨幣理論可能無法解決經濟運行中的一些問題。楊建明（2005）運用協整檢驗和誤差修正模型對1986-2001間的貨幣供應量和經濟增長速度之間的關系進行研究，得出了廣義貨幣供應量不是GDP增長的Granger原因。肖衛國、靳靜（2007）運用向量誤差修正模型和協整檢驗對我國貨幣政策的中介目標進行了實證分析，貨幣供給量作為我國貨幣政策中介目標的有效性正在降低。貴斌威等（2008）基于CIA模型，研究一般均衡的框架下貨幣供給對中國經濟增長的影響，發現貨幣供給加速，會降低經濟增長率，但若儲蓄意愿強和經濟增長潛力高時，貨幣供給增加可以保持經濟增長。歐陽志剛等（2011）通過運用閾值協整方法研究了后金融危機時期貨幣供給過剩對GDP的非線性調節作用和沖擊效應。他認為貨幣供給不足時，增加M 2對經濟增長的刺激作用較弱，貨幣供給過剩時，減少M 2對經濟增長的抑制作用也較弱。而且M 2對經濟增長率的沖擊約會持續四至五年。譚太平（2011）選取了1994—2009年的季度數據，運用可變參數狀態空間模型分析了M 2、國內信貸對經濟增長的動態作用，由產出的貨幣彈性來分析我國在不同經濟時期的經濟政策以及宏觀經濟形勢，認為中國M 2作為貨幣政策的中介目標日趨成熟。陳健（2011）運用SVAR模型研究了全球貨幣供給通過不同價格波動的路徑對經濟增長的影響，發現貨幣供給對實體經濟的影響具有明顯的非對稱性。魏蓉蓉等（2011）基于VAR模型研究了貨幣供應、通貨膨脹、經濟增長之間的關系，發現長期內經濟增長對貨幣供應有負向作用，貨幣供給增加有利于經濟增長，認為中國存在托賓效應。張永升等（2012）分別研究了名義GDP和實際GDP與M 2之間的關系，并分別選取貨幣政策相對緊縮和相對寬松時期的三組數據進行實證研究，認為名義GDP和實際GDP分別與M 2互為Granger因果關系，而且相對緊縮的貨幣政策下的實際GDP對貨幣供給的彈性要高于相對寬松的貨幣政策下的實際GDP對貨幣供給的彈性。裴平等（2012）運用狀態空間模型和面板模型驗證了10個國家非預期貨幣供給對經濟增長的影響，發展中國家的非預期貨幣供給能夠促進經濟增長，而發達國家的非預期貨幣供給對經濟發展的印象較弱，表現為負向作用。

由于使用何種貨幣供給量作為研究的變量并沒有統一的標準，而且使用不同的統計口徑的變量所產生的結果也可能不同。為了消除不同的統計口徑產生的不同結果以及更加全面地研究貨幣供給和經濟增長之間的關系，本文研究在不同口徑（M 0，M 1，M 2）下貨幣供給量與經濟增長之間的影響關系。

二、實證分析

1、變量選擇和樣本數據的選取

本文選取2002年—2011年的相關季度數據作為樣本數據，采用GDP的當期變量作為經濟增長的代理變量，用GDP表示。貨幣供給量指標用M 0，M 1，M 2當期存量表示。以上數據分別來自《中國統計年鑒》和中國人民銀行網站。不同口徑的貨幣供給量M 0，M 1，M 2來自中國人民銀行網站，GDP來自2002-2011年《中國統計年鑒》。為了消除季節數據的波動，對當期的GDP序列和貨幣供給量序列取對數，分別記為LM 0，LM 1，LM 2和 LGDP。

2、單位根檢驗

本文先利用ADF檢驗對GDP和貨幣供給量進行平穩性檢驗，可以發現GDP及貨幣供給量序列都不平穩，不能直接構建模型。所以，對變量分別取對數即LM 0，LM 1，LM 2和LGDP，然后對LM 0，LM 1，LM 2和LnGDP各自進行一階差分后，可以發現△LM 0，△LM 1，△LM 2和△LGDP在5﹪的顯著性水平下是平穩的，LM 0，LM 1，LM 2和LGDP都是一階單整，即LM 0～I（1），LM 1～I（1），LM，2～I（1），LGDP～I（1）。因此，M 0，M 1，M 2可能分別與GDP之間存在協整關系。具體詳見表1。

表1 ADF單位根檢驗結果

3、協整檢驗

表2 協整關系檢驗

由單位根檢驗可知時間序列 LM 0和 LGDP，LM 1和LGDP，LM 2和LGDP都是一階單整，則可能存在長期穩定的均衡關系，利用Johansen似然比檢驗方法分別對它們進行協整檢驗。具體結果詳見表2。

根據檢驗結果可以知道，在顯著性水平0.05下，由于跡（Trace）統計量檢驗有 15.52804>15.49471，1.601036<3.841466，所以LMO與LGDP序列之間存在協整關系。在顯著性水平0.05下，由于跡（Trace）統計量檢驗有16.19657>15.49471，0.828697<3.841466，所以LM 1與LGDP序列之間存在協整關系。在顯著性水平0.05下，由于跡（Trace）統計量檢驗有17.41879>15.49471，0.897318<3.841466，所以LM 2與LGDP序列之間存在協整關系。

由協整檢驗結果可知，在0.05的顯著性水平下，GDP與M 0、M 1、M 2之間存在協整關系，這就說明在該樣本期間內，我國的經濟增長與不同口徑的貨幣供給量之間存在長期的均衡關系。由此也可以說明，M 0、M 1、M 2可以作為我國貨幣政策調控的重點目標，與我國當前的貨幣政策是相適應的。隨著我國經濟金融制度的不斷完善和創新發展，M 0、M 1、M 2對經濟增長的作用和影響會越來越大，它們應該作為貨幣政策重點的監控目標。但是，它們是否是經濟增長的原因，在多大程度上影響經濟增長的變動，還需要進行下面的Granger因果關系檢驗。

4、Granger因果關系檢驗

M 0、M 1、M 2與GDP之間分別存在協整關系，但是這種長期均衡的協整關系是否由貨幣供給量M 0、M 1、M 2的變化引起GDP的變化的結果，還是GDP引起貨幣供給量M 0、M 1、M 2的變化的結果，還是它們互為因果關系。為了說明不同統計口徑下貨幣供給量與經濟增長之間的因果關系，需要分別對M 0、M 1、M 2和GDP的因果關系進行檢驗。在此分別取滯后期為1和滯后期為2，對M 0、M 1、M 2和GDP進行Granger因果關系檢驗。具體檢驗結果如下表3。

由檢驗結果可以知道，當滯后一期為時，LGDP不是LM 0的Granger原因，說明經濟增長并不會增加流通中的現金量，LM 0是LGDP的Granger原因，說明現金的增加會促進經濟的增長；滯后兩期時兩者互為因果關系。當滯后期為1時，LGDP和LM 1互為Granger原因，說明經濟增長會帶動流動中的現金量增加，貨幣供給的增加也會促進經濟的增長；滯后兩期時，LGDP不是LM 1的Granger原因，LM 1是LGDP的Granger原因。LGDP在滯后期為1和滯后期為2時與LM 2互為Granger原因，在滯后期為2的前提下，LM 2比LM 1對LGDP的影響更強，也就是說，廣義貨幣供給量比狹義貨幣供給量與經濟增長的關系更加密切。總之，在顯著性水平0.01下，LM 0、LM 1、LM 2全部都是LGDP的Granger原因，這說明流動的現金和定期存款都會影響經濟增長。

表3 M 0、M 1、M 2與GDP的Granger因果關系檢驗表

圖1 M 0與GDP之間的脈沖響應函數

圖2 M 1與GDP之間的脈沖響應函數

圖3 M 2與GDP之間的脈沖響應函數

5、脈沖響應函數

協整模型揭示了M 0，M 1，M 2分別與GDP之間存在穩定的均衡關系，格蘭杰因果關系檢驗解釋了他們之間存在的因果關系，但是都不能提供動態信息，無法知道當其中的一個變量變化時，另一個變量的特征。因此，要運用脈沖響應函數進一步分析貨幣供給量與經濟增長之間的關系。

由圖1可知，當GDP的隨機擾動項受到一個標準差大小的沖擊時，它在前三期內對M 0的負向作用不斷增大，在第三期達到最大。隨后幾期負向作用逐漸減小但仍為負，在第七期以后GDP對M 0的影響幾乎保持穩定的負向作用。M 0是流動性最強的貨幣，與消費密切相關。短期的經濟增長并沒有增加人們持有更多貨幣的需求，也就是說人們的消費意愿比較低，這可能與我國的社會保障水平較低有關。當M 0的隨機擾動項受到一個標準差大小的沖擊時，它在前兩期內對GDP的正向作用不斷減小直至減小為零，在第三期到第五期內，表現為負向作用，隨后幾期在零上下波動，即影響作用不大，這說明長期內的作用不顯著，貨幣政策只能作為一個短期的政策。

由圖2可知，當GDP的隨機擾動項受到一個標準差大小的沖擊時，對M 1的負向作用在第二期達到最低，在隨后的幾期里，這種負向作用逐漸減弱，在第五期達到最小，此后一直在零附近。總體來說，它對M 1的影響作用不大，表現為負向作用。由經濟增長對M 0和M 1的影響可以看出我國是一個高儲蓄的國家，短期經濟增長的波動并不會增加貨幣的流動性。這與實際經濟現象相符。當M 1的隨機擾動項受到一個標準差大小的沖擊時，它在前兩期內對GDP的正向作用不斷減小直至減小為零，在2-3期內，表現為負向作用，隨后又表現為正向作用，并且正向作用趨于穩定，這說明貨幣政策短期內會引起經濟波動，長期內逐漸趨于穩定。

由圖3可知，當GDP的隨機擾動項受到一個標準差大小的沖擊時，它在前兩期內對M 2的正向作用逐漸增大，在3-5期內對M 2的正向作用稍微減小，在第五期以后，正向作用趨于穩定。M 2除了包括M 1還包括個人儲蓄，所以可以看出經濟增長對廣義貨幣量的正向作用比狹義貨幣量的正向作用較大。M 2能較全面的反映宏觀經濟的運行情況。當M 2的隨機擾動項受到一個標準差大小的沖擊時，它對GDP的影響由微弱的正向作用降為負向作用，在2-3期內對GDP的負向作用逐漸減弱但仍未負，隨后變為正向作用，但正向作用的影響不大，逐漸趨于零。這也說明貨幣政策會造成短期的經濟波動，長期的效果不大。

三、結論和建議

本文研究的是不同統計口徑下貨幣供給量與經濟增長之間的關系，得出的結論與之前的研究結果也有不同。我認為原因如下：第一，樣本數據的頻率和時期不同。以往的文獻中有使用月度、季度、年度數據進行處理的，選取變量的時間段也不相同，在不同的經濟背景和特定的經濟環境下，結果也會有不同。本文利用2002年—2011年的相關季度數據。第二，模型不同。以往文獻中有利用ECM模型、TOBIN模型、狀態空間模型、向量自回歸模型等進行研究的，選取不同的模型可能獲得不同的結論。本文運用協整檢驗、Granger因果檢驗、向量自回歸模型（VAR模型）和脈沖響應函數對貨幣供給量與經濟增長之間的關系進行實證分析。

貨幣供給量與經濟增長之間的關系較為復雜。本文分別研究了不同口徑（M 0，M 1，M 2）下的貨幣供給量對經濟增長的影響，比較全面的反映了二者之間的關系。通過前面的實證研究，可以發現：第一，M 0、M 1、M 2對經濟增長的影響是不盡相同的。由Granger因果關系檢驗，廣義貨幣供給量（M 2）對GDP的影響強于狹義貨幣供給量（M 1），能夠較好地反映宏觀經濟的整體運行，政府應關注M 2的變化。但是也不能忽略M 0和M 1的變化。只有全面綜合衡量三者對經濟增長的影響，才能適時適度的運用貨幣政策。M 0和M 1的流動性較強，尤其是M 0與消費密切相關。研究M 0、M 1與經濟增長之間的關系，能夠反映居民消費的變化。由M 0和GDP脈沖響應函數可知，經濟增長并沒有帶來M 0的增長。目前，中國正處于經濟結構轉型時期，公眾不穩定的心理預期會導致消費水平降低，儲蓄較高，不利于經濟增長。因此，中國要盡快建立覆蓋城鄉的社會保障制度，逐步提高社會保障水平。另外，要逐步提高公眾的消費水平就要縮小收入分配差距，健全國民收入分配體系。總之，政府應該加強貨幣政策與各種政策的協調配合使用。第二，從脈沖響應函數中可以看出，無論是M 0、M 1還是M 2對經濟增長的影響都是短期的，在長期內基本趨于穩定。貨幣政策只能作為一個短期的政策。但短期的政策也會造成經濟的波動，政府要適時適度的運用貨幣政策。另外在運用貨幣政策的同時，也要考慮貨幣政策的時滯性。國家要深化金融制度改革，疏通貨幣政策傳導機制，并完善貨幣供給的調節機制，加強貨幣政策與財政政策的配合。

[1]Friedman M，Anna Jacobson Schwartz：A Monetary History of the United States 1867-1960[M].America：Princeton University Press，1963.

[2]Tobin J.：Money and Economic Grow th[J].Econometrica，1965（33）.

[3]Kormendi RC， Meguire P G.：Cross-Regime Evidence of Macroeconomic Rationality[J].Journal of Political Economy，1984（16）.

[4]Boschen，M ills：Tests of long-run neutrality using permanent monetary Real shocks[J].Journal of Monetary Economics，1995（58）.

[5]McCandless，Webber：Some Monetary Facts[J].Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review，1995（39）.

[6]Andreas Schabert：Money supply， macroeconomic stability and the implementation of interest rate targets[J].Journal of Macroeconomic，2009（31）.

[7]黃先開、鄧述慧：貨幣政策中性與非對稱性的實證研究[J].管理科學學報，2000（6）.

[8]陸軍、舒元：長期貨幣中性：理論及其中國的實證[J].金融研究，2002（6）.

[9]楊建明：我國貨幣供給量對產出、物價預測能力的實證研究[J].南開經濟研究，2003（1）.

[10]梁曉輝、黃玖立：我國貨幣供給內生性的理論分析與實證檢驗[J].華東經濟管理，2003（1）.

[11]肖衛國、靳靜：貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標的有效性研究[J].統計與決策，2007（23）.

[12]貴斌威、甄苓：貨幣供給、經濟增長與通貨膨脹：CIA模型與中國經驗[J].生產力研究，2008（7）.

[13]歐陽志剛、史煥平：后金融危機的貨幣供給過剩及其效應[J].經濟研究 2011（7）.

[14]譚太平：國內信貸、貨幣供給對經濟增長的動態影響[J].財經科學，2011（2）.

[15]陳健、徐康寧、王劍：貨幣供給、價格波動差異與經濟增長：全球視角的經驗研究[J].國際金融研究，2011（10）.

[16]魏蓉蓉、崔超：貨幣供給、通貨膨脹、經濟增長之間關系的實證研究——基于2006-2010年數據的分析[J].經濟問題，2011（9）.

[17]張永升、楊偉坤、桑毅博：改革開放三十年我國貨幣供給與經濟增長之間關系研究[J].財政研究，2012（2）.

[18]裴平、劉璐：匯率和非預期貨幣供給對經濟增長的影響[J].經濟學家，2012（7）.