萇生輝

貨幣供應(yīng)量是我國貨幣政策用以調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要手段，我國政府近年來經(jīng)常通過調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量來調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，從而實(shí)現(xiàn)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的。貨幣供應(yīng)量按照流動(dòng)性標(biāo)準(zhǔn)可劃分為M0、M1、M2等層次。M0代表流通中的現(xiàn)金；M1代表狹義的貨幣供應(yīng)量，反映的是現(xiàn)實(shí)的購買力；M2代表廣義上的貨幣供應(yīng)量，不僅反映現(xiàn)實(shí)購買力，還反映了潛在的購買力。若M1增速較快，則消費(fèi)和終端市場(chǎng)活躍；若M2增速較快，則投資和中間市場(chǎng)活躍。M2過高而M1過低，表明投資過熱、需求不旺；M1過高M(jìn)2過低，表明需求強(qiáng)勁、投資不足。只要控制住這幾個(gè)貨幣供應(yīng)量指標(biāo)，就可以控制住社會(huì)的貨幣供給總量，從而就大致上控制住了社會(huì)的總需求，有利于實(shí)現(xiàn)調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的；本文通過建立VAR模型研究我國貨幣供應(yīng)量和產(chǎn)出之間的關(guān)系。

一、變量的選取和數(shù)據(jù)的預(yù)處理。我們采用的樣本為2000年第1季度到2012年第2季度的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，產(chǎn)出的代理變量是GDP，貨幣供應(yīng)量變量包括m1、m2、m3；先采用X-11法對(duì)變量進(jìn)行季節(jié)調(diào)整剔除季節(jié)因素的影響，得到各變量隨時(shí)間變動(dòng)的基本趨勢(shì)，然后對(duì)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)，以消除時(shí)間序列存在的異方差，最終得到的變量用lngdpsa、lnm0sa、lnm1sa、lnm2sa表示。

二、單位根檢驗(yàn)。在對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行建模之前我們必須對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以考察各變量的平穩(wěn)性，模型中的變量只有在滿足平穩(wěn)性要求時(shí)，建立的模型才會(huì)穩(wěn)定可靠。我們這里采用ADF方法對(duì)各時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，時(shí)間序列l(wèi)ngdpsa、lnm0sa、lnm1sa、lnm2sa的原序列均是非平穩(wěn)的序列，但一階差分后成為平穩(wěn)序列，這四個(gè)變量均是一階單整的序列；他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系，若協(xié)整關(guān)系存在，那么建立的向量自回歸模型依然穩(wěn)定有效。

三、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用的是基于回歸系數(shù)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)；首先用時(shí)間序列l(wèi)ngdpsa、lnm0sa、lnm1sa、lnm2sa建立向量自回歸模型，根據(jù)AIC與SC信息準(zhǔn)則，并通過LR檢驗(yàn)進(jìn)行取舍，最終確定階數(shù)為3的向量自回歸模型，在此基礎(chǔ)上得到的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如下。

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可見，在5%的顯著性水平下存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，變量lngdpsa、lnm0sa、lnm1sa、lnm2sa之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，證明上述所建立的var(3)模型是一個(gè)穩(wěn)定的系統(tǒng)。變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系式如下：

VECM1=Lngdpsa-1.41623lnm1sa+0.304211lnm2sa

(0.75026) ?(0.70961)

VECM2=Lnm0sa-0.332894lnm1sa-0.423414lnm2sa

(0.32706)(0.30934)

從協(xié)整關(guān)系式看出貨幣供應(yīng)量對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的影響，貨幣供應(yīng)量各層次之間也存在協(xié)整關(guān)系。

四、 格蘭杰因果檢驗(yàn)?；谝呀?jīng)建立的VAR(3)模型，我們進(jìn)行三個(gè)層次貨幣供應(yīng)量與GDP的動(dòng)態(tài)因果關(guān)系檢驗(yàn)，由于格蘭杰檢驗(yàn)的前提是變量平穩(wěn)，所以需要對(duì)各變量取一階差分后再做格蘭杰因果檢驗(yàn)，得到的結(jié)果如下：

從格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果看出，M0、M2不是GDP的格蘭杰原因，但M1是GDP的格蘭杰原因；GDP是M0的格蘭杰原因，但不是M1、M2的格蘭杰原因。這表明我國貨幣具有一定的內(nèi)生性和一定的外生性的特點(diǎn)。

五、脈沖響應(yīng)分析。在VAR(3)模型上我們使用脈沖響應(yīng)函數(shù)來考察各變量間的相互影響，GDP和貨幣供應(yīng)量之間的相互影響和沖擊可由下面的脈沖響應(yīng)圖表示。

由上圖看出，第一，M0對(duì)GDP存在正的沖擊，短期內(nèi)GDP迅速的對(duì)M0的變化進(jìn)行反應(yīng)，GDP受到的沖擊在第4期達(dá)到最大，然后開始回落，到第8期左右基本平息;現(xiàn)金需求M0對(duì)GDP反應(yīng)在短期內(nèi)并不明顯，但第4期以后開始呈現(xiàn)正的反應(yīng)，即長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)有正的反應(yīng)；M0在短期內(nèi)可以影響GDP的增長(zhǎng)，其原因是M0的增加會(huì)提高消費(fèi)能力，促進(jìn)內(nèi)需。第二，M1的沖擊對(duì)GDP有正向的影響，而且GDP在短期內(nèi)就做出反應(yīng)，第4期達(dá)到最大值，然后開始回落；M1對(duì)GDP變化的反應(yīng)在短期內(nèi)有輕微的反向變動(dòng)，第4期后開始正向變化，這說明現(xiàn)實(shí)購買力M1的增加會(huì)對(duì)GDP有迅速的正向沖擊，促進(jìn)GDP的增長(zhǎng)，見效快，效果比M0顯著。第三，M2對(duì)GDP的影響在短期內(nèi)不明顯，但在長(zhǎng)期內(nèi)影響是正向的；GDP對(duì)M2的影響在第3期以后開始有正的效應(yīng)。M2代表的是潛在的購買力，反映的是長(zhǎng)期的投資，所以對(duì)GDP的影響見效比較慢；

六、實(shí)證研究結(jié)論。通過以上的實(shí)證分析，我們得到的主要結(jié)論有：

第一，從長(zhǎng)期協(xié)整來看，我國貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出總體上呈現(xiàn)正的相關(guān)性，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)在長(zhǎng)期內(nèi)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

第二，從格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)我們看出短期內(nèi)產(chǎn)出和貨幣供應(yīng)量的動(dòng)態(tài)關(guān)系，結(jié)果顯示，在短期內(nèi)M1是GDP的格蘭杰原因，GDP是M0的格蘭杰原因，這說明我國貨幣政策在短期內(nèi)是非中性的，可以通過調(diào)控M0、M1在短期內(nèi)影響GDP的變動(dòng)，從而實(shí)現(xiàn)短期內(nèi)迅速調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的效果。

第三，根據(jù)脈沖響應(yīng)的分析，在短期內(nèi)GDP對(duì)M0和M1的反應(yīng)較為明顯，對(duì)M1的反應(yīng)較M0大；對(duì)M2的反應(yīng)主要在長(zhǎng)期；所以在使用貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)調(diào)控時(shí)，如果是短期的調(diào)控適宜使用M0和M1，如要要在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行調(diào)控，使用M2比較合適。（作者單位：杭州電子科技大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院）