○程啟智 高 陽

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 湖北 武漢 430073）

一、引言

隨著美國金融危機(jī)和希臘主權(quán)債務(wù)危機(jī)爆發(fā)以來，世界各國都以貨幣政策作為本國調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)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(shí)施量化寬松的貨幣政策以來，世界經(jīng)濟(jì)格局也發(fā)生了變化。中國在這段時(shí)期也采用了不同的貨幣政策，由積極的貨幣政策轉(zhuǎn)向穩(wěn)健的貨幣政策。那么，貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間到底有怎樣的關(guān)系？

國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究非常多，很多學(xué)者從不同的角度對此課題進(jìn)行研究。Friedman和Schwartz（1963）以及 Tobin（1965）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量的變化對短期產(chǎn)出的波動會產(chǎn)生影響。Kormendi和Meguire（1984）對50個(gè)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(chǎn)出沒有影響。McCandless和Webber（1995）考察了不同貨幣口徑下的110個(gè)國家近30年的數(shù)據(jù)資料進(jìn)行相關(guān)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(shí)際產(chǎn)出的增長率之間沒有相關(guān)性。Andreas Schabert（2009）通過一個(gè)無摩擦的金融市場和價(jià)格粘性的標(biāo)準(zhǔn)宏觀模型分析利率目標(biāo)和貨幣供應(yīng)量的關(guān)系，證實(shí)了平穩(wěn)序列的貨幣供給量滿足利率的期望目標(biāo)，從而影響經(jīng)濟(jì)的增長。

國內(nèi)學(xué)者黃先開、鄧述慧（2000）運(yùn)用二步OSL方法，研究了貨幣政策的非對稱性以及預(yù)期的貨幣沖擊對經(jīng)濟(jì)增長的影響，認(rèn)為中國的貨幣機(jī)制與西方經(jīng)濟(jì)國家的機(jī)制差別較大，預(yù)期和非預(yù)期的貨幣供給沖擊對產(chǎn)出的影響是非中性的，說明貨幣供給對中國宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行中仍具有關(guān)鍵作用。陸軍、舒元（2002）運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)及Fisher與Seater的長期導(dǎo)數(shù)的方法對我國在1978—2000年期間貨幣供給量和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實(shí)證研究，通過Granger因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)我國在1978—2000年經(jīng)濟(jì)增長是貨幣供給量的Granger原因，在長期中貨幣供給量對經(jīng)濟(jì)沒有實(shí)質(zhì)性的影響，即在長期中通過擴(kuò)張性的貨幣政策來增加貨幣供給量實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長是行不通的。梁曉輝（2003）基于貨幣供給的內(nèi)生性，運(yùn)用VAR模型和格蘭杰因果關(guān)系驗(yàn)證了貨幣供給與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)GDP是M 2的Granger原因，M 2不是GDP的Granger原因，認(rèn)為中國的貨幣供給是一個(gè)內(nèi)生變量，主流的貨幣理論可能無法解決經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的一些問題。楊建明（2005）運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型對1986-2001間的貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長速度之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得出了廣義貨幣供應(yīng)量不是GDP增長的Granger原因。肖衛(wèi)國、靳靜（2007）運(yùn)用向量誤差修正模型和協(xié)整檢驗(yàn)對我國貨幣政策的中介目標(biāo)進(jìn)行了實(shí)證分析，貨幣供給量作為我國貨幣政策中介目標(biāo)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(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)現(xiàn)貨幣供給加速，會降低經(jīng)濟(jì)增長率，但若儲蓄意愿強(qiáng)和經(jīng)濟(jì)增長潛力高時(shí)，貨幣供給增加可以保持經(jīng)濟(jì)增長。歐陽志剛等（2011）通過運(yùn)用閾值協(xié)整方法研究了后金融危機(jī)時(shí)期貨幣供給過剩對GDP的非線性調(diào)節(jié)作用和沖擊效應(yīng)。他認(rèn)為貨幣供給不足時(shí)，增加M 2對經(jīng)濟(jì)增長的刺激作用較弱，貨幣供給過剩時(shí)，減少M(fèi) 2對經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用也較弱。而且M 2對經(jīng)濟(jì)增長率的沖擊約會持續(xù)四至五年。譚太平（2011）選取了1994—2009年的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用可變參數(shù)狀態(tài)空間模型分析了M 2、國內(nèi)信貸對經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)作用，由產(chǎn)出的貨幣彈性來分析我國在不同經(jīng)濟(jì)時(shí)期的經(jīng)濟(jì)政策以及宏觀經(jīng)濟(jì)形勢，認(rèn)為中國M 2作為貨幣政策的中介目標(biāo)日趨成熟。陳?。?011）運(yùn)用SVAR模型研究了全球貨幣供給通過不同價(jià)格波動的路徑對經(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)現(xiàn)貨幣供給對實(shí)體經(jīng)濟(jì)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(yīng)、通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)長期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長對貨幣供應(yīng)有負(fù)向作用，貨幣供給增加有利于經(jīng)濟(jì)增長，認(rèn)為中國存在托賓效應(yīng)。張永升等（2012）分別研究了名義GDP和實(shí)際GDP與M 2之間的關(guān)系，并分別選取貨幣政策相對緊縮和相對寬松時(shí)期的三組數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為名義GDP和實(shí)際GDP分別與M 2互為Granger因果關(guān)系，而且相對緊縮的貨幣政策下的實(shí)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(shí)際GDP對貨幣供給的彈性。裴平等（2012）運(yùn)用狀態(tài)空間模型和面板模型驗(yàn)證了10個(gè)國家非預(yù)期貨幣供給對經(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)展中國家的非預(yù)期貨幣供給能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而發(fā)達(dá)國家的非預(yù)期貨幣供給對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的印象較弱，表現(xiàn)為負(fù)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(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，而且使用不同的統(tǒng)計(jì)口徑的變量所產(chǎn)生的結(jié)果也可能不同。為了消除不同的統(tǒng)計(jì)口徑產(chǎn)生的不同結(jié)果以及更加全面地研究貨幣供給和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，本文研究在不同口徑（M 0，M 1，M 2）下貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的影響關(guān)系。

二、實(shí)證分析

1、變量選擇和樣本數(shù)據(jù)的選取

本文選取2002年—2011年的相關(guān)季度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，采用GDP的當(dāng)期變量作為經(jīng)濟(jì)增長的代理變量，用GDP表示。貨幣供給量指標(biāo)用M 0，M 1，M 2當(dāng)期存量表示。以上數(shù)據(jù)分別來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和中國人民銀行網(wǎng)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(wǎng)站，GDP來自2002-2011年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除季節(jié)數(shù)據(jù)的波動，對當(dāng)期的GDP序列和貨幣供給量序列取對數(shù)，分別記為LM 0，LM 1，LM 2和 LGDP。

2、單位根檢驗(yàn)

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

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3、協(xié)整檢驗(yàn)

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

由單位根檢驗(yàn)可知時(shí)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(wěn)定的均衡關(guān)系，利用Johansen似然比檢驗(yàn)方法分別對它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。具體結(jié)果詳見表2。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可以知道，在顯著性水平0.05下，由于跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)有 15.52804>15.49471，1.601036<3.841466，所以LMO與LGDP序列之間存在協(xié)整關(guān)系。在顯著性水平0.05下，由于跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)有16.19657>15.49471，0.828697<3.841466，所以LM 1與LGDP序列之間存在協(xié)整關(guān)系。在顯著性水平0.05下，由于跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)有17.41879>15.49471，0.897318<3.841466，所以LM 2與LGDP序列之間存在協(xié)整關(guān)系。

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)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(xié)整關(guān)系，這就說明在該樣本期間內(nèi)，我國的經(jīng)濟(jì)增長與不同口徑的貨幣供給量之間存在長期的均衡關(guān)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(diào)控的重點(diǎn)目標(biāo)，與我國當(dāng)前的貨幣政策是相適應(yīng)的。隨著我國經(jīng)濟(jì)金融制度的不斷完善和創(chuàng)新發(fā)展，M 0、M 1、M 2對經(jīng)濟(jì)增長的作用和影響會越來越大，它們應(yīng)該作為貨幣政策重點(diǎn)的監(jiān)控目標(biāo)。但是，它們是否是經(jīng)濟(jì)增長的原因，在多大程度上影響經(jīng)濟(jì)增長的變動，還需要進(jìn)行下面的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

4、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

M 0、M 1、M 2與GDP之間分別存在協(xié)整關(guān)系，但是這種長期均衡的協(xié)整關(guān)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(jié)果，還是GDP引起貨幣供給量M 0、M 1、M 2的變化的結(jié)果，還是它們互為因果關(guān)系。為了說明不同統(tǒng)計(jì)口徑下貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，需要分別對M 0、M 1、M 2和GDP的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。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(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。具體檢驗(yàn)結(jié)果如下表3。

由檢驗(yàn)結(jié)果可以知道，當(dāng)滯后一期為時(shí)，LGDP不是LM 0的Granger原因，說明經(jīng)濟(jì)增長并不會增加流通中的現(xiàn)金量，LM 0是LGDP的Granger原因，說明現(xiàn)金的增加會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長；滯后兩期時(shí)兩者互為因果關(guān)系。當(dāng)滯后期為1時(shí)，LGDP和LM 1互為Granger原因，說明經(jīng)濟(jì)增長會帶動流動中的現(xiàn)金量增加，貨幣供給的增加也會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長；滯后兩期時(shí)，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(shí)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(qiáng)，也就是說，廣義貨幣供給量比狹義貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系更加密切?？傊?，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(xiàn)金和定期存款都會影響經(jīng)濟(jì)增長。

表3 M 0、M 1、M 2與GDP的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表

圖1 M 0與GDP之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖2 M 1與GDP之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖3 M 2與GDP之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)

5、脈沖響應(yīng)函數(shù)

協(xié)整模型揭示了M 0，M 1，M 2分別與GDP之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)解釋了他們之間存在的因果關(guān)系，但是都不能提供動態(tài)信息，無法知道當(dāng)其中的一個(gè)變量變化時(shí)，另一個(gè)變量的特征。因此，要運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步分析貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

由圖1可知，當(dāng)GDP的隨機(jī)擾動項(xiàng)受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時(shí)，它在前三期內(nèi)對M 0的負(fù)向作用不斷增大，在第三期達(dá)到最大。隨后幾期負(fù)向作用逐漸減小但仍為負(fù)，在第七期以后GDP對M 0的影響幾乎保持穩(wěn)定的負(fù)向作用。M 0是流動性最強(qiáng)的貨幣，與消費(fèi)密切相關(guān)。短期的經(jīng)濟(jì)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(fèi)意愿比較低，這可能與我國的社會保障水平較低有關(guān)。當(dāng)M 0的隨機(jī)擾動項(xiàng)受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時(shí)，它在前兩期內(nèi)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(nèi)，表現(xiàn)為負(fù)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(nèi)的作用不顯著，貨幣政策只能作為一個(gè)短期的政策。

由圖2可知，當(dāng)GDP的隨機(jī)擾動項(xiàng)受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時(shí)，對M 1的負(fù)向作用在第二期達(dá)到最低，在隨后的幾期里，這種負(fù)向作用逐漸減弱，在第五期達(dá)到最小，此后一直在零附近?？傮w來說，它對M 1的影響作用不大，表現(xiàn)為負(fù)向作用。由經(jīng)濟(jì)增長對M 0和M 1的影響可以看出我國是一個(gè)高儲蓄的國家，短期經(jīng)濟(jì)增長的波動并不會增加貨幣的流動性。這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象相符。當(dāng)M 1的隨機(jī)擾動項(xiàng)受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時(shí)，它在前兩期內(nèi)對GDP的正向作用不斷減小直至減小為零，在2-3期內(nèi)，表現(xiàn)為負(fù)向作用，隨后又表現(xiàn)為正向作用，并且正向作用趨于穩(wěn)定，這說明貨幣政策短期內(nèi)會引起經(jīng)濟(jì)波動，長期內(nèi)逐漸趨于穩(wěn)定。

由圖3可知，當(dāng)GDP的隨機(jī)擾動項(xiàng)受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時(shí)，它在前兩期內(nèi)對M 2的正向作用逐漸增大，在3-5期內(nèi)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(wěn)定。M 2除了包括M 1還包括個(gè)人儲蓄，所以可以看出經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)的運(yùn)行情況。當(dāng)M 2的隨機(jī)擾動項(xiàng)受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時(shí)，它對GDP的影響由微弱的正向作用降為負(fù)向作用，在2-3期內(nèi)對GDP的負(fù)向作用逐漸減弱但仍未負(fù)，隨后變?yōu)檎蜃饔?，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(jīng)濟(jì)波動，長期的效果不大。

三、結(jié)論和建議

本文研究的是不同統(tǒng)計(jì)口徑下貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，得出的結(jié)論與之前的研究結(jié)果也有不同。我認(rèn)為原因如下：第一，樣本數(shù)據(jù)的頻率和時(shí)期不同。以往的文獻(xiàn)中有使用月度、季度、年度數(shù)據(jù)進(jìn)行處理的，選取變量的時(shí)間段也不相同，在不同的經(jīng)濟(jì)背景和特定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，結(jié)果也會有不同。本文利用2002年—2011年的相關(guān)季度數(shù)據(jù)。第二，模型不同。以往文獻(xiàn)中有利用ECM模型、TOBIN模型、狀態(tài)空間模型、向量自回歸模型等進(jìn)行研究的，選取不同的模型可能獲得不同的結(jié)論。本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、向量自回歸模型（VAR模型）和脈沖響應(yīng)函數(shù)對貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系較為復(fù)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(jīng)濟(jì)增長的影響，比較全面的反映了二者之間的關(guān)系。通過前面的實(shí)證研究，可以發(fā)現(xiàn)：第一，M 0、M 1、M 2對經(jīng)濟(jì)增長的影響是不盡相同的。由Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，廣義貨幣供給量（M 2）對GDP的影響強(qiáng)于狹義貨幣供給量（M 1），能夠較好地反映宏觀經(jīng)濟(jì)的整體運(yùn)行，政府應(yīng)關(guān)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(jīng)濟(jì)增長的影響，才能適時(shí)適度的運(yùn)用貨幣政策。M 0和M 1的流動性較強(qiáng)，尤其是M 0與消費(fèi)密切相關(guān)。研究M 0、M 1與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，能夠反映居民消費(fèi)的變化。由M 0和GDP脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，經(jīng)濟(jì)增長并沒有帶來M 0的增長。目前，中國正處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型時(shí)期，公眾不穩(wěn)定的心理預(yù)期會導(dǎo)致消費(fèi)水平降低，儲蓄較高，不利于經(jīng)濟(jì)增長。因此，中國要盡快建立覆蓋城鄉(xiāng)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(fèi)水平就要縮小收入分配差距，健全國民收入分配體系?？傊?，政府應(yīng)該加強(qiáng)貨幣政策與各種政策的協(xié)調(diào)配合使用。第二，從脈沖響應(yīng)函數(shù)中可以看出，無論是M 0、M 1還是M 2對經(jīng)濟(jì)增長的影響都是短期的，在長期內(nèi)基本趨于穩(wěn)定。貨幣政策只能作為一個(gè)短期的政策。但短期的政策也會造成經(jīng)濟(jì)的波動，政府要適時(shí)適度的運(yùn)用貨幣政策。另外在運(yùn)用貨幣政策的同時(shí)，也要考慮貨幣政策的時(shí)滯性。國家要深化金融制度改革，疏通貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，并完善貨幣供給的調(diào)節(jié)機(jī)制，加強(qiáng)貨幣政策與財(cái)政政策的配合。

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