貨幣供應量的增長效應分析

嵇正龍

摘 要：中國的貨幣供應量和經濟增長具有明顯的同趨勢特征。選取貨幣供應量和國內生產總值、工業增加值、全社會固定資產投資和社會消費品零售總額5個總量指標，應用VEC模型分析貨幣供應的動態增長效應，認為貨幣擴張具有或短或長的增長效應，但是水平效應有待提高。因此，建議控制貨幣供應的總量和增速，警惕隱性通脹的危險，從貨幣政策傳導機制入手，突破實體經濟發展和經濟結構調整的障礙。

關鍵詞：貨幣供應量；經濟增長；增長效應

中圖分類號： F822.2 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）20-0120-03

中國經濟的長期增長得益于多方面，其中長期實行的“穩健的貨幣政策”，實質是保持長期的擴張。貨幣供應量的天文數字的擴張，極大地保證了經濟的快速增長。而近幾年貨幣的增長效應已經逐漸減弱，持續的貨幣供應穩定增長，卻未能支撐經濟的高速增長，充分說明貨幣政策的增長效應已經衰減到必須反思和革新的時候了。

一、1990—2015貨幣供應量及幾項核心增長指標的分析

（一）貨幣供應量M2持續增長

圖1 貨幣供應量M2的總值和增長率

國家統計局國家數據庫的年度統計數據中，貨幣供應量M2自1990年開始統計（見圖1）。從總量來看，M2呈現每年遞增的趨勢，自1990年的1.53萬億元，增加到2015年的139.20萬億元，擴張速度驚人。25年間，貨幣供應量M2與GDP的比重從0.81：1，上升到2.06：1。從增長速度來看：1991—1996年，每年的M2增速都超過20%，其中1993年增速為歷史最高，達37.3%。1997—2015始終保持兩位數的增速，其中2009年再次超過20%，達到了28.4%的增速。回顧中國經濟的周期性變化發現，兩次超量擴張貨幣的時期，都有經濟出現衰退的跡象，因此，中國政府具有利用擴張的貨幣政策抵御經濟衰退的傳統。目前中國經濟目前再一次面臨衰退，進入所謂的新常態，因此2015年貨幣供應量M2再次擴張，較2014年高出兩個點的增長。綜上，中國的經濟增長具有明顯的“信貸繁榮”特征。

（二）幾項核心增長指標基本情況

能夠反映增長的指標很多，考慮數據可得和準確性，本文研究選擇了幾項最核心的增長指標：國內生產總值、工業增加值、全社會固定資產投資和社會消費品零售總額（見圖2）。國內生產總值持續高增長，由1990年的1.89萬億元，增加到2015年的67.67萬億元。但是從曲線來看，國內生產總值的增速在最近幾年出現放緩的趨勢，有出現拐點的跡象。工業增加值在過去的25年也始終保持增長，但是工業增加值在國內生產總值中的占比呈現下降的趨勢，特別是2015年已經出現拐點，幾十年來第一次出現負增長，相較于2014年增長-2.09%。與國內生產總值同步明顯的是全社會固定資產投資，除了個別年份增速放緩之外，絕大部分年份都保持兩位數的增長。社會消費品零售總額增長較為穩定，基本每年都保持兩位數的增長，但是占GDP的比重在逐年降低。從上述分析可以看出中國經濟的投資驅動特征，經濟結構的不合理日益明顯。

圖2 國內生產總值、供業價值、固定資產投資和社會

消費品零售總額

綜上所述，中國經濟的長期高增長，貨幣供應量M2的擴張功不可沒。貨幣的擴張拉動了整個經濟的快速增長，在上述幾個增長指標上體現明顯。對信貸擴張反應最為敏感的是投資部門。隨著經濟總量已經居于世界第二，以往一貫的貨幣擴張所帶來的信貸繁榮變得不可持續。本文將應用VEC模型分析過去25年的貨幣擴張所帶來的增長效應。

二、實證分析

（一）指標選取與數據處理

本文旨在研究中國貨幣供應量的增加對國內生產總值、工業增加值、全社會固定資產投資和社會消費品零售總額的動態過程。因此本文選取以下5個指標變量：貨幣供應量（M2）、國內生產總值（Y）、工業增加值（IVA）、全社會固定資產投資（FAI）、社會消費品零售總額（TRC）。1990—2014年各變量初始數據來源于中國國家統計局國家數據庫年度數據；2015年數據來源于《中華人民共和國2015年國民經濟和社會發展統計公報》。國家數據庫提供的貨幣供應量（M2）數據自1990年開始，考慮數據的可得性和一致性，本文數據選取的期間為1990—2015年，并將1990年設定為研究基期。

上述指標皆為當年價核算，進行實證分析之前，需要剔除價格因素的影響。首先，貨幣供應量和國內生產總值應用1990年為基期的居民消費價格指數（CPI）剔除價格因素得到實際變量。處理過程：RM2=M2/CPI；RY=Y/CPI。其次，工業增加值使用1990年為基期的工業生產者出廠價格指數（PPI）剔除價格因素得到實際變量。處理過程：RIVA=IVA/PPI。第三，全社會固定資產投資應用1990年為基期的固定資產投資價格指數（FAIPI）剔除價格因素得到實際變量。處理過程：RFAI=FVA/FAIPI。第四，社會消費品零售總額應用1990年為基期的商品零售價格指數（CRPI）剔除價格因素得到實際變量。處理過程：RTRC=TRC/CRPI。最后，為減少數據非線性變化對實證分析的影響，對各個實際變量取自然對數，即得到本文研究的變量：LRM2、LRY、LRIVA、LRFAI、LRTRC。本文使用Eviews9進行實證分析。

（二）變量ADF檢驗

本文采用ADF單位根檢驗變量序列的平穩性。根據線型圖和散點圖判斷6個時間序列皆為含截距項和趨勢項的序列。經檢驗，在5%臨界值水平上，LRY和LRTRC原序列平穩，LRM2滯后一階平穩，LRIVA和LRFAI滯后二階平穩（見表1）。由于變量非同階平穩，因此需要做協整關系檢驗。

（三）協整關系檢驗

做協整關系檢驗的序列數量為5個，因此采用Johansen協整檢驗方法檢驗其協整關系。考慮到分析對象屬于含截距和趨勢項的時間序列，因此選擇有截距項和趨勢項并呈現線性的檢驗選項。檢驗結果表明，各個變量之間至少存在4個協整關系（見表2），即所研究的5個變量之間存在長期均衡關系，所以本文研究模型設定為VEC模型。

（四）模型設定與檢驗

先估計VAR模型最優滯后期P值，而VEC模型的最優滯后期是P-1。根據LR、SC和HQ等信息準則判斷，結果P=1模型最優（見表3），所以進行VEC模型分析。

VEC模型的穩定性通過對模型的AR根值是否大于1，或AR根值圖是否有點落在單位圓之外來判定。經測定，AR根值都小于等于1（見圖3），最大值為1，表明模型VEC是穩定的。

圖3 AR根值圖

（五）脈沖響應函數分析

本文研究的邏輯思路為國內生產總值、工業增加值、全社會固定資產投資和社會消費品零售總額對貨幣供應量變動的動態響應過程，因此僅給出上述對應影響關系的變量之間的單向脈沖響應軌跡（圖4），并結合脈沖響應數值表（表4）結果進行分析，觀察期長度10。

由圖4A可以看出，M2的擴張對國內生產總值的拉動作用明顯，具有持續的正向沖擊，在第4年達到峰值（2.4396%）。貨幣的擴張為經濟中的投資、消費和生產提供了廉價的資金，從而帶動了經濟的總體擴張。也要注意到其沖擊作用逐漸收斂，說明貨幣擴張具有中期增長效應，但是不具有水平效應。由圖4B可以看出，貨幣擴張對工業增加值的沖擊效應明顯疲弱，雖然短期正向沖擊，但是長期來看是負向沖擊，說明過度寬松的貨幣政策導致的流動性過剩，增加了經濟體的投機成分。由圖4C看，社會消費品零售總額受到貨幣擴張政策多是正向沖擊，在第6年達到峰值（2.718 0%），后期雖呈現收斂特征，但是其正向沖擊效應持續期較長，說明貨幣擴張對消費既具有增長效應，也具有水平效應。由圖4D看，全社會固定資產投資對貨幣擴張具有極大的敏感性。在固定資產投資對貨幣擴張的沖擊都呈現出明顯的正向沖擊，在第6年達到峰值（6.980 1%）。投資往往具有資本密集和長周期性，其產出效應也具有長周期特征，在資金供給充裕并廉價的情況下，經濟主體的固定資產投資欲望較為強烈。

三、結論與建議

從前面的分析可以看出，貨幣擴張對各項經濟增長指標都具有或短或長的增長效應，但是對總體經濟增長和工業增加值沒有水平效應，收斂趨零的特征明顯。而對于消費和投資，貨幣擴張的水平效應較為明顯。貨幣供應量M2的持續擴張是經濟增長的需要，同時也是經濟增長的動力之一。在很長的一段時間，貨幣擴張和經濟增長的各項指標具有明顯的同步性。但是近幾年同步性明顯減弱，說明貨幣擴張的政策效果邊際遞減明顯。經濟增長的動力來源是多方面的，在經濟總量已經如此龐大的情況下，貨幣政策急需做出調整。

首先，貨幣政策真正回到“穩健”，并逐步放慢發鈔的速度，保持與經濟增長相適應。其次，需要對貨幣量與產出比的失控高度警惕，不應簡單地囿于教科書式的教條主義，認為名義通脹較低就可以讓貨幣高速擴張，應提高對隱性通脹的關注。再次，貨幣的持續擴張雖然對消費具有促進作用，但是更多的貨幣被用于投資，進一步異化了中國的經濟結構，患上了投資依賴癥，與擴大內需的總方針相矛盾。最后，貨幣的擴張未能持續提升工業增加值，這是中國經濟抗風險能力差的關鍵原因之一。在天量貨幣供應的環境中，實體經濟增長緩慢，需要從貨幣政策的傳導機制上找原因、想辦法。