简析经济增长我国货币供给与经济增加联系实证

论文导读：
摘要：文章利用我国1985-2010年的相关时间序列数据，实证分析了货币供给与经济增长之间的关系。结果表明，货币供给与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系，M1与GDP存在双向因果关系，M2与GDP存在单向因果关系。这一结论表明，通过完善我国“公开市场操作”业务来调节货币供应量在货币政策手段中具有十分重要的地位。
关键词：货币供给；经济增长；协整检验；格兰杰因果关系检验

一、引论及相关文献

货币供给与经济增长的关系一直备受学者们的关注。改革开放以来，货币政策对我国经济的影响也是日益显著的。关于货币供给与经济增长的关系研究，国内外的学者们不管是在理论上还是在实证分析上都存在着很大的争议。基于他们的理论假设和经验数据提取的不同，所得到的结论自然也是有差异的。概括起来，主要有货币供给与经济增长无关论以及货币供给与经济增长有关论两种。

(一)货币供给与经济增长无关论

货币供给与经济增长无关，即货币供给的变化只影响一般水平，不会对实际产出、就业等经济变量产生影响，也即货币具有中性的特质。古典学派和新古典学派的经济学家们就持此理论观点。
古典经济学派中比较典型的货币中性观点有：威廉·配第的“货币脂肪论”，约翰·洛克的“货币齿轮观”，萨伊的“货币面纱论”和约翰·斯图亚特·穆勒的　“货币机械观”等。他们主要从货币数量论、萨伊定律和瓦尔拉的一般均衡理论这三个方面对货币供给与经济增长无关论进行了论证。首先，古典经济学家们通过构建剑桥方程式（M=kPY）和费雪方程式（MV=PY），认为在k或V不变的条件下，M的变动只会引起P的变化，而不会对Y产生影响；其次，依据萨伊定律，供给创造需求，总供给等于总需求，货币只是商品交换的媒介和工具，其数量的变化对实际经济产出没有影响；最后，瓦尔拉一般均衡论则在和工资具有完全弹性的假设条件下，认为经济总是处于均衡的充分就业状态，货币均衡的实现同其他商品供求均衡的实现过程是一样的，因而货币对经济产出的影响是中性的。新古典主义经济学派则在理性预期和市场出清的假设前提下，通过实际经济周期模型的构建来论述货币供给与经济增长的无关性。他们认为是来自需求方面或供给方面的实际因素引起了经济的波动，而不是货币因素。
在实证研究方面：Barro通过实际经济产出对货币供给的回归分析，认为预期到的货币供给与水平之间有对应的同期联系，并未影响实际经济变量，即预期到的货币供给增长对经济产出具有中性，这一结论与理性预期学派的货币中性观点是相符的。Kormendi，Meguire运用实证方法对50个国家的经济数据进行了研究分析，得币供应量不会影响实际经济产出的结论。McCandles，Weber对110个国家30年期间的数据进行了考察研究，认为货币供给增长率与经济产出增长率不存在相关关系，可见货币在长期是中性的。陆军，舒元在回顾长期货币中性理论的基础上，运用格兰杰因果检验以及Fisher与Seater的长期导数的检验方法对中国1978-2000年的数据进行了分析研究，发现经济产出是货币供给的格兰杰原因，在中国长期内货币是中性的。张丽丽，彭国富通过构建误差修正模型（ECM），运用协整检验、单位根检验、格兰杰因果检验等实证方法对我国1985-2009年的货币供给与经济增长时间序列数据进行了研究，认为二者之间有着长期稳定的均衡关系，并且得币增长率不是经济增长率格兰杰原因的结论。刘春季通过实证计量模型的构建，对1978-2009年中国的流通中货币量对GDP的影响进行了考察，得出流通中货币量和实一般论文格式范文www.7ctime.com
际GDP的增长之间没有格兰杰因果关系，即货币只是经济生产活动的一种媒介和工具，是中性的。

(二)货币供给与经济增长有关论

货币供给与经济增长有关论，也即货币非中性，货币供给会对经济增长产生一定的影响。瑞典学派的经济学家维克赛尔认为货币供给是影响经济产出的重要因素，并强调政府应该采取货币政策保持自然利率和货币利率的一致性，以消除货币供给对经济产生的影响。凯恩斯和他的追随者们也指币是非中性的，政府应当采取适当的货币政策和财政政策来调节社会总需求。弗里德曼等货币学派的经济学家则认为，在短期，货币对经济增长而言是至关重要的，货币供给的论文导读：军，舒元运用格兰杰因果检验以及Fisher与Seater的长期导数的检验方法对数据进行分析，而蔡风景，李元，王慧敏则是利用近年来刚发展起来的DAG方法进行研究，他们的结论截然相反。针对以上情况，为了使研究更为符合客观实际，本文在实证研究方面做了如下改善：在数据的选取上，由于1984年以前我国并没有真正意义上的央行和商业银行
变化会引起经济产出、就业和物价等变量的变化。新凯恩斯主义学派经济学家也指出，在短期内，预期和未预期到的货币政策都会对经济周期和总产出产生影响。
在实证分析方面：Mishkin认为预期到的与未预期到的货币供给都会对实际经济产出产生影响。Cover运用实证分析方法对美国1951-1987年数据进行研究，认为货币冲击对经济产出有正的和负的两个方面的影响。Al-Malkawi，Marashdeh，Abdullah通过对小型开放经济体阿联酋1974-2008年的时间序列数据进行协整自回归分析以及因果关系检验，结果表明，金融发展指标对阿联酋的经济增长有很大的负面影响。陆军，舒元采用两步OLS方法分析了中国货币政策对实际经济产出的影响，得出预期到的与未预期到的货币都对经济产出有影响的结论。蔡风景，李元，王慧敏利用近年来刚发展起来的DAG方法对我国货币供给、投资、GDP和通货膨胀的因果关系进行了研究。实证结果表明，投资与货币供给是我国经济增长的同期原因，同时也是经济增长的短期和长期原因，说明我国货币政策的非中性。邵国华通过理论分析和实证研究指出，我国的货币供给对经济增长的影响是显著的，并认为M0、M1、M2对经济增长的影响程度是不同的。刘金全，隋建利基于1980-2008年的经济数据对我国货币增长的不确定性与经济增长的关系进行了实证检验，认为由货币政策冲击和宏观经济冲击导致的货币增长不确定性对经济增长都具有一定程度的影响。张永升，杨伟坤，桑毅博选取中国1999-2011年货币供给量和国内生产总值的季度数据，对货币供给与经济增长之间的数量关系进行了实证研究，得币供给对经济产出有影响，是经济增长的助推器的结论。通过上面的理论综述可以看出，对于货币供给与经济增长之间的关系，国内外学者们的研究结论具有较大的差异性。笔者认为造成这些差异的原因主要有以下几个方面：一是数据时间段选取的不同。例如刘春季采用1978-2009年的年度数据得币中性的结论，而张永升，杨伟坤，桑毅博选取中国1999-2011年的季度数据，则得币供给对经济产出有影响的结论；二是变量工具选取的不同。以货币供给为例，张丽丽，彭国富选取广义货币供给量M2作为衡量货币供给的指标，而邵国华则同时采用了M0、M1和M2三个指标分别研究其对经济增长的影响，得出不同的结论；三是计量检验模型的不同。例如，陆军，舒元运用格兰杰因果检验以及Fisher与Seater的长期导数的检验方法对数据进行分析，而蔡风景，李元，王慧敏则是利用近年来刚发展起来的DAG方法进行研究，他们的结论截然相反。
针对以上情况，为了使研究更为符合客观实际，本文在实证研究方面做了如下改善：在数据的选取上，由于1984年以前我国并没有真正意义上的央行和商业银行，而之后中国人民银行才开始独立发挥银行的职能，故本文源于：毕业设计论文总结www.7ctime.com
选取1985-2010的货币供应量数据进行分析；在变量指标的选取和处理上，本文利用GDP平减指数剔除物价的影响，并对货币供给指标M1和M2对经济增长的影响进行分析对比，以使结果更为客观全面。基于上述理论分析，本文提币供给具有长期中性的经验假设，并综合运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果关系检验等计量分析方法进行实证检验。

二、实证分析

(一)数据来源与数据说明

本文选取1985-2010年中国货币供给与经济增长的宏观经济数据作为样本，以此来考察两者之间的关系。经济增长用GDP来表示，货币供给用M1和M2来表示。同时，为了消除物价的影响，引入GDP平减指数GDPI，通过公式gdp=GDP×100／GDPI得到实际gdp，通过公式m1=M1×100／GDPI和m2=M2×100／GDPI得到实际m1和m2，并对gdp、m1和m2进行对数化处理。其中GDP、M1和M2来源于历年《中国统计年鉴》和中国统计局网站，GDPI由笔者根据历年GDP和国内生产总值指数计算得到。

(二)序列平稳性检验——ADF检验

使用EViews6.0对时间序列lngdp、lnm1和lnm2进行ADF检验以判断序列的平稳性。对各变量选择其相应的ADF检验形式，并依据AIC准则选择滞后项的阶数，得到如表1所示的检验结果。
如论文导读：
表1所示，原序列lngdp、lnm1和lnm2都未通过显著水平为10%的ADF单位根检验，接受存在单位根的原假设，即这些原序列都是非平稳的。对lngdp、lnm1和lnm2的一阶差分序列分别进行ADF检验，结果显示在1%的显著性水平上都拒绝存在单位根的原假设，即d（lngdp）、d（lnm1）和d（lnm2）序列都是平稳性序列，lngdp、lnm1和lnm2都是一阶单整序列，也即lngdp～I（1），lnm1～I（1），lnm2～I（1）。

(三)协整检验

对变量之间的协整关系进行检验，可以避免伪回归，是正确建立经济计量模型的先决条件。此外，如果一组非平稳性时间序列之间存在着协整关系，据此建立的回归模型，其参数的最小二乘估计量具有超一致性，即会以更快的速度收敛于参数的真实值。最后，如果变量之间存在着长期均衡关系，则均衡误差将显著地影响变量之间的短期动态关系。

1.利用EG两步检验法对lngdp和lnm1进行协整检验

第一步，对lngdp和lnm1两个变量使用普通最小二乘法OLS回归分析得到协整方程：
lngdp=

2.947+0.767lnm1

（2

2.63）（5

5.75）

R2=0.992F=3108.11　D.W=0.788 其中，括号中的数据为相应的估计量t的统计值。通过上述的回归分析结果可知，方程的拟合优度比较好，各项检验参数显著不为零，F统计量说明方程显著成立。设ecm1为该回归模型的残差，则ecm1=lngdp-

2.947-0.767lnm1。

第二步，检验残差ecm1的平稳性。对残差ecm1进行ADF单位根检验，检验的结果见表2。残差ecm1通过了5%水平上的ADF单位根检验（0.0456<0.05），即残差序列是平稳性序列，也即序列lngdp和lnm1之间存在着长期的协整关系。
由上面的分析可知，国内生产总值lngdp和货币供给lnm1之间的协整关系成立。从长期来看，货币供给lnm1对国内生产总值的弹性为0.767，即货币供给lnm1每增加1%时，国内生产总值将增加0.767%，这说明货币供给lnm1对经济的拉动效应是比较明显的。

2.利用EG两步检验法对lngdp和lnm2进行协整检验

第一步，对lngdp和lnm2两个变量使用普通最小二乘法OLS回归分析得到协整方程：
lngdp=

3.356+0.662lnm2

（2

5.85）（52.79）

R2=0.991F=278

7.31　D.W=0.378

回归分析结果表明，方程的拟合优度比较好，各项检验参数显著不为零，F统计量说明方程显著成立。设ecm2为该回归模型的残差，可得如下残差方程：ecm2=lngdp-

3.356-0.662lnm2。

第二步，检验残差ecm2的平稳性。表2表明，残差ecm2通过了10%显著水平上的ADF单位根检验（0.0836<0.1），序列lngdp和lnm2之间存在着长期协整关系。货币供给lnm2对国内生产总值的长期弹性为0.662。

(四)误差修正模型

如果两变量之间是协整的，那么它们之间就存在着长期均衡的关系。当然，在短期内，这些变量可以是不均衡的，随机项是均衡误差ecm。两变量之间的这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型（ECM）来描述。

1.lngdp关于lnm1的误差修正

以lngdp关于lnm1的协整回归中稳定残差序列ecm1作为误差修正项，可建立如下误差修正模型：
d（lngdp）=0.077+0.104d（lnm1）-
（9.736）　（

1.774）

0.148ecm1（t-1）
（-

2.145）

R2=0.212　D.W=0.77
上述结果表明货币供给lnm1的短期变动对国内生产总值的变动存在着正向的影响。此外，由于短期调整系数是显著的，表明每年实际发生的国内生产总值的变动与其长期均衡值的偏差中的15%（0.148）被修正，即当短期的实际国内生产总值大于均衡时的实际国内生产总值时，将以0.15的调整力度向下回到均衡；反之，则以　0.15的调整力度向上回到均衡。

2.lngdp关于lnm2的误差修正

以lngdp关于lnm2的协整回归中稳定残差序列ecm2作为误差修正项，可建立如下误差修正模型：
d（lngdp）=0.167d（lnm2）+0.746d（lngdpt-1）
（

3.168）　（9.265）

-0.142ecm2（t-1）
（-

2.48论文导读：

1）
R2=0.438　D.W=1.35
由上面的误差修正模型可以看出，误差修正项ecm2的系数为-0.142，这是符合反向修正机制的，即上一年的国内生产总值和货币供给lnm2的非均衡误差以14.2%的比例对本年的国内生产总值增长率作出修正。由上式还可以看到货币供给lnm2对国内生产总值的短期弹性为0.167。

(五)格兰杰因果关系检验

由上面的协整检验和误差修正模型我们可以看到国内生产总值lngdp与货币供给lnm1和lnm2之间存在着长期与短期均衡关系。然而，对于货币供给与经济增长之间的这种关系，我们还不能确定其是不是具备统计意义上的因果关系。因此，我们需要进一步对货币供给与经济增长进行格兰杰因果关系检验。按照AIC（Akaike　information　criterion）和SC（Schwarz　criterion）最小化准则，选取滞后期为8，对序列lnm

1、lnm2和lngdp进行格兰杰检验，结果如表3所示。

由表3可知，在10%的显著性水平下，lnm1是lngdp的格兰杰原因，同时lngdp也是lnm1的格兰杰原因，即货币供给lnm1与经济增长之间存在着双向格兰杰因果关系。此外，通过格兰杰因果关系检验，还可以看到lnm2是lngdp的格兰杰原因，而lngdp却不是lnm2的格兰杰原因。

三、结论与政策建议

（一）结论
通过上面的实证研究，可以得出如下结论。
无论是M1还是M2，都与GDP存在着长期均衡关系，因为我们选择的是扣除因素的真实变量，这说明从长期意义上看，超出经济增长需要的货币转化为上涨，长期看货币是中性的。由因果关系检验可知，货币供给lnm1与经济增长之间存在着双向格兰杰因果关系，而脉冲响应函数的分析进一步证实了“双向因果关系”，这说明我国M1与宏观经济关系更为密切。这是因为，狭义货币M1是流通中的和活期存款之和，广义货币M2是指狭义货币M1加上定期存款、储蓄存款和单位其他存款，M1是经济周期波动的先行指标，相比于M2具有较强的流动性，其变化反映币市场流动性的强弱，从而与宏观经济有更为密切的联系，也是各国央行调控货币供应量的主要对象。

(二)政策建议

1.把货币供给量作为货币政策的目标，保持实际货币供给的变动与实际经济增长同步。因为我国的实际货币供给与实际经济增长之间存在着长期均衡关系，货币供给的大幅度变动会引起经济的波动，给经济的稳定增长带来困难，因此，需要保持货币供给与经济的同步增长，同时需要控制实际货币供给增长的速度，避免通货膨胀或通货紧缩。
2.银行可以通过调整法定准备金率、再贴现政策、公开市场操作等货币政策工具来有效地控制货币供给量，同时把握好货币政策的时滞，才能保证国民经济持续、健康、稳定地增长。
3.加快利率的市场化进程。如果要使货币供给量作为宏观调控的目标发挥其相应的作用，就要使利率市场化，而不应该使利率完全受到控制。只有这样，货币政策才能发挥其促进经济增长的能力。
4.把财政政策与货币政策结合起来，促进两者之间的配合与衔接。货币政策与财政政策作为政府宏观调控的两种手段，二者之间是紧密相连的，需要注意配合使用。随着我国市场化进程的加快、金融改革的加深，货币政策面临的冲击效应会加大，因此，需要调整货币政策以适应体制机制的变化，同时，加强货币政策与财政政策的配合衔接，以促进经济的健康发展。
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（作者单位：冷艳丽，云南财经大学财政与经济学院；彭志远，云南农业职业技术学院）