廣義貨幣供應(yīng)量的影響因素

劉嬌+苑黛君+張鄒焱

[摘要]廣義貨幣供應(yīng)量M2，是貨幣供應(yīng)量的一種統(tǒng)計口徑，它既包括那些流動性的現(xiàn)金、活期存款，又包括流動性稍差，但有收益的存款貨幣。M2是購買力的反映，它不僅反映現(xiàn)實的購買力，還反映潛在的購買力。由于知道GDP=C+I+G+NX，所以文章就從GDP的構(gòu)成——消費支出，投資，政府購買和凈出口角度來分析其各自對廣義貨幣供應(yīng)量的影響。

[關(guān)鍵詞]廣義貨幣供應(yīng)量；消費；投資；政府購買；凈出口；回歸分析

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2016.29.030

1 研究現(xiàn)狀

看過許多關(guān)于廣義貨幣供應(yīng)量的研究論文，好多學(xué)者都是單從某一個方面來考慮影響廣義貨幣供應(yīng)量的因素；有的學(xué)者是從金融的角度來研究廣義貨幣供應(yīng)量的影響因素；有的學(xué)者是從金融和經(jīng)濟兩個角度選取因素來與廣義貨幣供應(yīng)量進(jìn)行研究。本文是完全從影響宏觀經(jīng)濟的因素這個方向出發(fā)，來研究各種經(jīng)濟活動對廣義貨幣供應(yīng)量的影響。本文在借鑒前人的研究結(jié)果的同時，通過搜集數(shù)據(jù)，并結(jié)合計量經(jīng)濟的分析方法，來得出自己的結(jié)論。

2 變量選取及樣本數(shù)據(jù)處理方法

變量選取的時間范圍是1990—2011年，共選取了22組有效數(shù)據(jù)，分別選取廣義貨幣供應(yīng)量M2，居民最終消費支出額，全社會固定資產(chǎn)投資總額，政府財政支出總額和年度凈出口總額以及對應(yīng)年份的商品零售價格指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、中國社會科學(xué)院金融研究所等權(quán)威網(wǎng)站。由于研究影響廣義貨幣供應(yīng)量的因素，所以將廣義貨幣供應(yīng)量M2作為被解釋變量，將其余各變量都作為解釋變量來進(jìn)行研究。

為了消除通貨膨脹因素對研究數(shù)據(jù)的影響以及減弱異方差的影響，將廣義貨幣供應(yīng)量、居民消費支出總額、全社會固定資產(chǎn)投資總額、財政支出總額、凈出口總額分別除以對應(yīng)年份的商品零售價格指數(shù)后再取對數(shù)。將各變量分別對應(yīng)命名Y、X1、X2、X3、X4。

2.1 單個解釋變量與被解釋變量的關(guān)系研究

我們先從單個解釋變量出發(fā)，來研究單個解釋變量自身是否對被解釋變量——廣義貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響。我們知道，對非平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行的回歸都是虛假回歸，為了避免虛假回歸現(xiàn)象，所以，在進(jìn)行回歸之前，我們需要對所研究的解釋變量和被解釋變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。本文所進(jìn)行實驗選取的顯著性水平均為10%。

2.1.1 對被解釋變量Y和解釋變量X1的研究

在既不含有漂移項也不含有趨勢項的模型下，分別對Y和X1進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果是Y和X1都是二階單整隨機過程。兩個變量并不平穩(wěn)，需要檢驗兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。對兩個變量進(jìn)行回歸后提取殘差，并檢驗殘差的單整階數(shù)。在原模型下，對殘差進(jìn)行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)殘差是一階單整隨機過程，殘差相對兩個變量來說降階了，就說明Y和X1之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行回歸。

對兩個變量進(jìn)行回歸，得到回歸結(jié)果Y=1.42×X1-1.42，解釋變量X1的回歸系數(shù)通過t檢驗。從經(jīng)濟意義角度來看待回歸結(jié)果的話，意味著居民消費支出與廣義貨幣供應(yīng)量有正相關(guān)關(guān)系，居民消費支出越多，廣義貨幣供應(yīng)量越多，該結(jié)果也符合實際經(jīng)濟意義。

2.1.2 對被解釋變量Y和解釋變量X2的研究

在既不含有漂移項又不含有趨勢項的模型下，對Y和X2進(jìn)行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)兩個變量都是二階單整過程，回歸后對殘差進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)殘差是一階單整過程，殘差相對兩個變量降階，存在協(xié)整關(guān)系。對兩個變量進(jìn)行最小二乘回歸，得到通過t檢驗的回歸結(jié)果：Y=0.96×X2+1.42，從經(jīng)濟意義角度分析，社會固定資產(chǎn)投資額對廣義貨幣供應(yīng)量有正向調(diào)節(jié)作用。

2.1.3 對被解釋變量Y和解釋變量X3的研究

同樣，在既不含有漂移項又不含有趨勢項的模型下對Y和X3進(jìn)行單位根檢驗，得到兩個變量都是二階單整過程。回歸后檢驗殘差的單整階數(shù)，發(fā)現(xiàn)殘差在原模型下是平穩(wěn)的，殘差相對兩個變量降階，兩變量存在協(xié)整關(guān)系。對兩個變量進(jìn)行回歸分析，得到結(jié)果：Y=1.05×X3+1.83，從經(jīng)濟意義角度來看，意味著，政府財政支出額和廣義貨幣供應(yīng)量也有正相關(guān)關(guān)系。

2.1.4 對被解釋變量Y和解釋變量X4的研究

在既不含有漂移項又不含有趨勢項的模型下，對Y和X4進(jìn)行單位根檢驗，得到Y(jié)是二階單整隨機過程，而X4是一階單整過程，兩個變量并不存在協(xié)整關(guān)系，不可以進(jìn)行回歸分析。

換用既含有漂移項又含有趨勢項的模型，結(jié)果是Y和X4都是二階單整過程，對兩個變量進(jìn)行回歸后提取殘差，檢驗殘差的單整階數(shù)，結(jié)果在該模型下，殘差是平穩(wěn)的，殘差相對兩個變量降階，可以對兩個變量進(jìn)行回歸。通過t檢驗的回歸結(jié)果是Y=0.60×X4+5.46，表明凈出口總額與廣義貨幣供應(yīng)量同樣有正相關(guān)關(guān)系，廣義貨幣供應(yīng)量會隨著凈出口額的增加而增加。

2.2 單個變量與被解釋變量的誤差修正模型

2.2.1 X1與Y的誤差修正模型及分析

通過上述回歸，我們知道，Y與X1的長期關(guān)系是：Y=1.42×X1-1.42。據(jù)此，我們提出殘差e1并建立二者的誤差修正模型，得到Y(jié)與X1的短期關(guān)系結(jié)果為：D（Y）=1.31×D（X1）-0.21×ECM1t-1。這表明，X1的變化對Y的變化有影響，同時，上一期的Y與X1的非均衡誤差對本期的Y也有影響。

2.2.2 X2、X3、X4與Y的誤差修正模型及分析

采用同樣方法分別建立X2、X3、X4與Y的誤差修正模型，得到結(jié)果：D（Y）=0.87×D（X2）-0.10×ECM2t-1；D（Y）=1.12×D（X3）-0.28×ECM3t-1；D（Y）=0.06×D（X4）-0.11×ECM4t-1。

2.3 多個解釋變量與被解釋變量的關(guān)系研究

選用只含有漂移項的模型，在該模型下，Y是平穩(wěn)序列，X1和X2是二階單整過程，X3和X4是一階單整過程。在對四個解釋變量加上一個被解釋變量進(jìn)行回歸后，我們提取殘差檢驗了其單整階數(shù)，結(jié)果顯示殘差相對被解釋變量和解釋變量降階了，可以對解釋變量和被解釋變量進(jìn)行多元線性回歸。

以Y為被解釋變量，以X1、X2、X3、X4為解釋變量進(jìn)行最小二乘回歸，得到結(jié)果，可以看到，判定系數(shù)很接近1，表明方程擬合優(yōu)度較好；但是F值很大，于是，可以懷疑解釋變量之間可能存在多重共線性。

對估計模型進(jìn)行多重共線性檢驗并采用逐步回歸法消除多重共線性。結(jié)果只有X1、X3和X4通過檢驗，模型變?yōu)閅=1.02×X1+0.35×X3-0.03×X4-0.65，但X4和常數(shù)項的系數(shù)明顯不符合經(jīng)濟意義，所以放棄這兩個變量，再次回歸得到模型Y=0.80×X1+0.46×X3。

對回歸結(jié)果進(jìn)行拉格朗日乘數(shù)檢驗（LM檢驗）后，發(fā)現(xiàn)確實存在自相關(guān)性。需要采用廣義最小二乘法進(jìn)行修正。修正后得到模型Y-0.73×Y（-1）=0.88×[X1-0.73×X1（-1）]+0.36×[X3-0.73×X3（-1）]，對修正后的模型再次進(jìn)行LM檢驗，結(jié)果顯示自相關(guān)性已經(jīng)消除。分析消除自相關(guān)性的模型，可以得到結(jié)論，居民消費支出和財政支出的變化都會對廣義貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響，且居民消費支出的變化和財政支出的變化都對廣義貨幣供應(yīng)量的變化具有正向調(diào)解作用。

3 結(jié) 論

總結(jié)最終的回歸結(jié)果，居民消費支出總額、全社會固定資產(chǎn)投資總額、政府財政支出總額和凈出口總額都不同程度地影響廣義貨幣供應(yīng)量。其中，居民消費支出總額、全社會固定資產(chǎn)投資總額和政府財政支出總額以及凈出口總額都與廣義貨幣供應(yīng)量有正相關(guān)關(guān)系。這不僅表明了我國的貨幣具有內(nèi)生性的特點，同時也表明了廣義貨幣供應(yīng)量是外生的可控變量。通過本文還可以看出我國貨幣供應(yīng)量實際上與宏觀經(jīng)濟活動有很大影響，我們可以通過宏觀經(jīng)濟活動來對廣義貨幣供應(yīng)量施加影響。

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