我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長物價水平關(guān)系研究

我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長、物價水平關(guān)系研究常熟理工學(xué)院 孫鳳華、張筱、李楠 摘要：本文基于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平之間關(guān)系的經(jīng)典理論，運用計量經(jīng)濟學(xué)方法從長期和短期兩方面對我國的貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平關(guān)系進行實證研究。本文對19842009年我國貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值和物價水平的時間序列數(shù)據(jù)指數(shù)化后進行協(xié)整檢驗，得到三者之間存在協(xié)整關(guān)系。在此基礎(chǔ)上檢驗了Granger因果關(guān)系，建立誤差修正模型，并從脈沖響應(yīng)和方差分解的角度來分析貨幣供給對經(jīng)濟增長、物價水平的影響。結(jié)果表明：貨幣供給增長率與經(jīng)濟增長率存在雙向因果關(guān)系；短期內(nèi)，我國貨幣供給存在“托賓效應(yīng)”；從長期來看，我國經(jīng)濟增長率和物價上漲率的波動均主要由經(jīng)濟增長率的變化來決定；此外，我國貨幣存在內(nèi)生性，貨幣供應(yīng)量的增長主要反映在物價水平上。最后綜合實證分析結(jié)論，就完善我國貨幣政策及其傳導(dǎo)機制的有關(guān)渠道提出一些改進建議。關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng) 經(jīng)濟增長 物價水平 協(xié)整 Granger因果檢驗1.引言1.1選題背景與現(xiàn)實意義貨幣政策是貨幣當局進行宏觀經(jīng)濟調(diào)控的重要工具，其實施的好壞影響著國家經(jīng)濟的平穩(wěn)持續(xù)發(fā)展。中央銀行通過制定貨幣政策來達到經(jīng)濟增長、充分就業(yè)、穩(wěn)定物價和保持國際收支平衡的宏觀調(diào)控目標。1984年之前，我國實行的是“大一統(tǒng)”的銀行體制。中央銀行不僅需行使發(fā)行貨幣和管理信貸的職能，而且還要經(jīng)營商業(yè)銀行業(yè)務(wù)。然而，1984年，我國中央銀行體制的正式確立，標志著我國有了真正意義上的中央銀行和商業(yè)銀行，中國人民銀行開始獨立行使中央銀行的職權(quán)。從此，中國人民銀行建立了存款準備金制度，促使我國的貨幣傳導(dǎo)機制的渠道發(fā)生了巨大變化。1993年以來，我國貨幣政策的中介目標開始轉(zhuǎn)為貨幣供應(yīng)量。在金融改革的逐漸深入以及改革力度的不斷加強下，我國的宏觀經(jīng)濟調(diào)控模式由直接調(diào)控轉(zhuǎn)向間接調(diào)控。加入WTO后，貿(mào)易全球化、經(jīng)濟全球化促使我國的宏觀經(jīng)濟運行方式、調(diào)控手段及各種機制、體制都得到了明顯的創(chuàng)新與完善。貨幣政策對經(jīng)濟增長、物價穩(wěn)定的影響越來越顯著，已成為我國金融界熱切關(guān)注的焦點問題。此外，在2008年的全球“金融危機”影響下，國內(nèi)理論界和決策部門面臨著通貨膨脹與經(jīng)濟衰退兩難的窘迫局面。而糧食和原油價格的持續(xù)猛漲，導(dǎo)致我國出現(xiàn)通貨膨脹。盡管國家采取適度緊縮的貨幣政策以緩解經(jīng)濟過熱，然而效果并不理想，未達到預(yù)期的物價下降。隨后，房價的飆升，糧價的再次上漲，使得人們對我國采取的貨幣政策有效性提出了質(zhì)疑。為此，研究我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長和物價水平的關(guān)系，有利于政府在復(fù)雜變化的經(jīng)濟環(huán)境中制定并實施有效的貨幣政策來控制目前的經(jīng)濟發(fā)展形勢，對實現(xiàn)經(jīng)濟增長、物價穩(wěn)定，促進我國經(jīng)濟持續(xù)、協(xié)調(diào)、穩(wěn)定、健康發(fā)展有著重要的現(xiàn)實意義。1.2國內(nèi)外研究現(xiàn)狀貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平之間的關(guān)系一直是金融界熱點問題之一，各國學(xué)者長期致力于探索研究，期望能夠系統(tǒng)準確地描述三者關(guān)系，以便政府制定相應(yīng)的貨幣政策確保經(jīng)濟健康持續(xù)發(fā)展。就貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的關(guān)系，不同學(xué)者得到的實證結(jié)果不同。總體而言，研究結(jié)論可分為兩種觀點：一是貨幣中性理論，即貨幣供應(yīng)量的增長不能對真實經(jīng)濟構(gòu)成影響；二是貨幣非中性理論，即貨幣供應(yīng)量的變動將會引起實際利率和產(chǎn)出等經(jīng)濟變量的變化。著名經(jīng)濟學(xué)家弗里德曼（Friedman,1963）和施瓦茨（Schwartz,1963）最早對貨幣和產(chǎn)出之間的相關(guān)性進行了系統(tǒng)的描述。他們和托賓（Tobin,1970）的研究結(jié)果都表明，“貨幣供應(yīng)量的變動很可能是真實產(chǎn)量變動的結(jié)果”，即“托賓效應(yīng)”。Stock、Watson(1989)和Cover（1992）同樣也得出短期貨幣供應(yīng)量的改變對產(chǎn)出波動具有影響的結(jié)論。然而，McCandless和Weber(1995)研究了110個國家近30年的產(chǎn)出增長率、平均通脹率和貨幣供應(yīng)量增長率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出增長率和貨幣供應(yīng)量增長率在長期并不具有相關(guān)性。同樣，在對美國的研究中，Boschen和Mill（1995）也證實了貨幣供應(yīng)量的變化對產(chǎn)出不會產(chǎn)生長期影響。盡管學(xué)者對貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系持有不同的觀點，但是他們都大致認為貨幣供應(yīng)量的變化對價格水平的變化具有影響。McCandless和Weber(1995)研究發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量的增長率和通貨膨脹率之間有著強相關(guān)性。長期來看，貨幣供應(yīng)量的增加會導(dǎo)致通貨膨脹率的上升。Hafer和Kutan（1994）運用誤差修正模型分析了中國19521988年的數(shù)據(jù)，結(jié)果表明我國貨幣需求與實際國民收入和預(yù)期通貨膨脹率之間存在協(xié)整關(guān)系。Friedman和Kuttner（1992）通過對美國19601990年的數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量與價格之間的關(guān)系是穩(wěn)定的。近年來，國內(nèi)許多學(xué)者基于不同的方法從不同角度對我國的實際情況進行了研究分析。黃先開、鄧述慧(2000) 以19801997 年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運用OLS 方法證明了預(yù)期貨幣供應(yīng)量的增長對產(chǎn)出的變動具有影響，即貨幣非中性。曾令華(2000)通過對19871999年的數(shù)據(jù)分析，得出結(jié)論：我國貨幣供應(yīng)量增長率和名義經(jīng)濟增長率之間有著顯著的線性關(guān)系。劉斌(2001) 采用向量自回歸方法研究了貨幣政策對實體經(jīng)濟部門的影響，發(fā)現(xiàn)有短期影響而無長期影響；但貨幣政策沖擊對物價、貨幣供應(yīng)量和貸款等均會產(chǎn)生永久性的影響。陸軍、舒元(2002)運用Granger因果關(guān)系檢驗驗證了在長期內(nèi)貨幣供給對經(jīng)濟變量沒有實質(zhì)性的影響。劉金全、劉志強(2002) 對19922000 年的數(shù)據(jù)進行因果分析，發(fā)現(xiàn)若采用向量自回歸法分析，則貨幣供應(yīng)、實際產(chǎn)出和物價水平中任何兩個變量之間都存在雙向因果關(guān)系。楊建明（2003）利用均衡修正模型對我國貨幣供應(yīng)量變動與產(chǎn)出、物價進行協(xié)整分析。研究結(jié)果表明，1994年以來，短期內(nèi)三者之間的相關(guān)性減弱，實證研究并不支持將貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策的中介目標。戴建軍（2008）利用沖擊模型從貨幣政策對經(jīng)濟運行的影響及政策傳導(dǎo)兩方面展開研究，發(fā)現(xiàn)不同層次的貨幣供應(yīng)量對GDP的成績影響也有較明顯的差異。研究指出，我國貨幣供應(yīng)量存在明顯的內(nèi)生性，貨幣政策的長期調(diào)控效果不明顯，但短期調(diào)控效果是比較顯著的。刁碩文（2008）基于協(xié)整理論研究了通貨膨脹對經(jīng)濟增長和貨幣供應(yīng)量增長的影響，指出我國經(jīng)濟增長和貨幣供應(yīng)量均對通貨膨脹有一定的刺激作用。諶帥（2010）從相關(guān)性角度對19842008年我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平的關(guān)系進行了分階段研究，發(fā)現(xiàn)我國貨幣非中性，并指出三者之間存在相關(guān)性，但有時也存在失靈的情況。1.3本文的研究思路與方法本文在借鑒國內(nèi)外學(xué)者對貨幣供給與經(jīng)濟增長、物價水平關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，吸取前人的研究方法，進一步創(chuàng)新，從短期和長期兩方面來分析1984年以來我國貨幣供給與經(jīng)濟增長、物價水平之間的相互關(guān)系。本文共分為四章，第一章引言介紹了本文的研究背景與現(xiàn)實意義、國內(nèi)外研究現(xiàn)狀、本文研究思路以及創(chuàng)新之處。第二章對貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平關(guān)系進行定性分析。第三章運用計量經(jīng)濟學(xué)方法對我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平關(guān)系進行實證分析。第四章在實證分析的基礎(chǔ)上，總結(jié)我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平之間的關(guān)系，并提出相應(yīng)的政策建議。本文采用單位根檢驗及Johansen協(xié)整檢驗來研究經(jīng)濟變量間是否存在長期均衡關(guān)系。倘若存在協(xié)整關(guān)系，可研究三者之間的格蘭杰因果關(guān)系，并建立誤差修正模型分析長期均衡關(guān)系對物價水平和經(jīng)濟增長短期波動的影響。在誤差修正模型的基礎(chǔ)上，本文采用脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解方法進一步研究它們短期內(nèi)受到?jīng)_擊后的響應(yīng)，得到更為準確的結(jié)論。1.4本文的創(chuàng)新本文的創(chuàng)新點主要有：首先，在數(shù)據(jù)選取方面，本文選取了19842009年的年度數(shù)據(jù)作為實證研究樣本。因為在1984年之前，我國中央銀行體制未正式確立，實行的是“大一統(tǒng)”體制。1984年后，銀行體制逐漸完善，調(diào)查方法、權(quán)數(shù)的選取、指數(shù)的編制等方面開始成熟。其次，在數(shù)據(jù)處理方面，為了保證統(tǒng)計口徑的一致性，本文以1984年為基期，將貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)化。同時，將所有變量取自然對數(shù)，以消除時間序列中可能存在的異方差。再者，在研究方法上，本文不僅采用了單位根檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法從長期方面研究我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平之間的關(guān)系，而且還運用誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解法從動態(tài)角度來分析三者受沖擊后的響應(yīng)。最后，本文在脈沖響應(yīng)分析時采用了廣義脈沖法，克服了Cholesky脈沖響應(yīng)法中因變量次序不同而使得結(jié)果不同的缺陷。2.貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平關(guān)系的定性分析2.1西方學(xué)者對貨幣供給與經(jīng)濟增長、物價水平關(guān)系的理論分析在西方國家，關(guān)于貨幣政策主要存在兩種觀點：一是貨幣中性理論，二是貨幣非中性理論。新舊古典學(xué)派認為貨幣呈現(xiàn)中性，即貨幣經(jīng)濟對實際經(jīng)濟變量不產(chǎn)生實質(zhì)性影響。古典學(xué)派中貨幣數(shù)量論占主導(dǎo)地位，認為貨幣數(shù)量只與物價水平有關(guān)；其它條件不變時，物價水平與貨幣供應(yīng)量成正比。而新古典學(xué)派在繼承了舊古典學(xué)派的基礎(chǔ)上，提出了市場出清說與理性預(yù)期假說。新古典學(xué)派認為，人們能夠理性預(yù)期政府采取的政策措施及其后果。因此，無論政府如何干預(yù)宏觀經(jīng)濟，人們都可以根據(jù)政策調(diào)整自己的行為，達到自己的理想狀態(tài)，從而貨幣政策失效。然而，凱恩斯提出了貨幣非中性理論。凱恩斯認為，價格和工資呈“剛性”，市場也不會出清，而且勞動市場達到均衡時通常是處于非充分就業(yè)狀態(tài)的。在其它因素不變的條件下，增加貨幣供應(yīng)量，將會促進產(chǎn)出增加，同時價格水平也會提高，貨幣供給的變動影響實際產(chǎn)出與就業(yè)。但是，若在充分就業(yè)狀態(tài)下，增加貨幣供應(yīng)量，產(chǎn)出并沒有改變，只是提高了物價。在凱恩斯理論中，中央銀行可以通過制定貨幣政策來影響產(chǎn)出，調(diào)控宏觀經(jīng)濟，但當存在“流動性陷阱”時，貨幣政策將失效。相比較新舊古典學(xué)派及凱恩斯學(xué)派，貨幣主義則秉持貨幣短期非中性，長期中性的觀點，主要代表人物有歐文費雪、庇古和弗里德曼。貨幣主義認為，貨幣數(shù)量是影響價格水平的基本因素。費雪強調(diào)貨幣的交易媒介作用，提出了“交易方程”：Py=MV；費雪方程表明，價格P與貨幣供應(yīng)量M成正比。而庇古則強調(diào)了貨幣的貯藏手段，提出了“劍橋方程”：M=kY=kPy，認為貨幣需求取決于貨幣的流通速度和名義國名收入，與流通速度1/k成反比，與收入成正比。同時，價格水平由貨幣供應(yīng)量決定，兩者成正比關(guān)系。弗里德曼在費雪方程及劍橋方程的基礎(chǔ)上，吸收凱恩斯的偏好理論，創(chuàng)造了新貨幣數(shù)量論。他主張，貨幣供給完全取決于貨幣當局的決策，與影響貨幣需求的因素?zé)o關(guān)。短期內(nèi)，擴張的貨幣政策促進經(jīng)濟增長。長期來看，貨幣政策并不影響實際經(jīng)濟變量，只影響價格水平，擴張的貨幣政策導(dǎo)致價格上漲，甚至引發(fā)通貨膨脹。2.2我國貨幣供給與經(jīng)濟增長、物價水平關(guān)系的理論分析我國金融界不同學(xué)者對貨幣供給與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系也持有不同的觀點，主要有推動論、抑制論和中性觀點。推動論是指貨幣供給的增加促進經(jīng)濟增長；抑制論則恰恰相反，認為擴張的貨幣政策阻礙經(jīng)濟的發(fā)展；而中性觀點則將貨幣看作一種手段，對經(jīng)濟不產(chǎn)生影響。一般而言，關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平之間的關(guān)系，我國理論界普遍認為，擴張的貨幣政策，促進經(jīng)濟增長。中央銀行采取適度寬松的貨幣政策，使得貨幣市場中流動的貨幣量增加。一方面，刺激了投資消費，社會總需求增加，從而促進經(jīng)濟增長，增加就業(yè)。另一方面，貨幣供應(yīng)量的過度增加，導(dǎo)致貨幣市場供過于求，以致于引發(fā)通貨膨脹，物價持續(xù)上漲。物價的持續(xù)上漲，又抑制了國民的投資和消費，進而阻礙了經(jīng)濟的發(fā)展，使得貨幣擴張政策的有效性減弱。貨幣供給的內(nèi)生性讓決策者陷入了經(jīng)濟增長與物價穩(wěn)定的兩難困境。因此，目前我國政府主要采取適度的貨幣政策在保證充分就業(yè)和物價穩(wěn)定的基礎(chǔ)上逐步實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)增長。3.貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長、物價水平關(guān)系的實證分析3.1變量選取與數(shù)據(jù)處理本文采用廣義貨幣供應(yīng)量（）作為貨幣供應(yīng)量的度量指標；國內(nèi)生產(chǎn)總值（）作為經(jīng)濟增長指標；居民消費物價指數(shù)（）作為物價水平的衡量指標。由于在1984 年之前，我國實行“大一統(tǒng)”銀行體制，經(jīng)濟開放程度低，計劃經(jīng)濟占主體地位，不利于貨幣供給對宏觀經(jīng)濟影響的分析。因此，本文選取19842009年的年度數(shù)據(jù)作為實證研究樣本。數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒和中國人民銀行網(wǎng)。所有數(shù)據(jù)見附錄。在數(shù)據(jù)處理方面，為統(tǒng)一研究口徑，本文將廣義貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值以1984年為基期進行指數(shù)化，同時將指數(shù)也轉(zhuǎn)化為以1984年為基期的時間序列數(shù)據(jù)。其次，將各變量指標取自然對數(shù)，以消除時間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象。3.2協(xié)整檢驗協(xié)整是指多個非平穩(wěn)的經(jīng)濟變量的某種線性組合是平穩(wěn)的。雖然一些經(jīng)濟變量的時間序列非平穩(wěn)，但是它們之間卻往往存在長期穩(wěn)定關(guān)系即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整過程的數(shù)學(xué)描述為：設(shè)有k個序列，（k2）,用 表示k維向量序列。如果：（1）每個序列，均是d階單整序列，則，j=1,2，k；（2）存在非零向量，使得，0bd。則稱向量序列的分量間存在（d，b）階協(xié)整關(guān)系，記為，向量成為協(xié)整向量。特別地，若，且存在非零常數(shù)、，使得，則稱和是協(xié)整的。3.2.1序列的平穩(wěn)性檢驗為消除時間序列潛在的異方差現(xiàn)象，本文對、三個指數(shù)序列分別取自然對數(shù)，即、。其一階差分分別用、表示，代表貨幣供應(yīng)量增長率、經(jīng)濟增長率和物價上漲率。原序列的二階差分代表各增長率的變化，分別用、表示。經(jīng)濟學(xué)家發(fā)現(xiàn)，有時經(jīng)濟變量之間不存在相關(guān)性，但回歸結(jié)果卻得出它們之間存在有意義關(guān)系的結(jié)論，這就是“偽回歸”現(xiàn)象。這主要是由于時間序列變量的非平穩(wěn)性引起的，因此，本文有必要對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。單位根檢驗方法主要有ADF檢驗、DFGLS檢驗、PP檢驗、KPSS檢驗、ERS檢驗和NP檢驗，本文采用ADF方法進行單位根檢驗，它也是目前最流行、最有效的方法。ADF檢驗主要有以下三種回歸模型： （3.1） （3.2） （3.3）回歸式（3.1）不含有常數(shù)項和趨勢項，（3.2）只包含常數(shù)項，（3.3）包含了常數(shù)項和趨勢項。其中為隨機擾動項，服從獨立同分布的白噪聲過程。上述模型檢驗的原假設(shè)為的t統(tǒng)計量的極限分布。若接受原假設(shè)，則存在一個單位根，序列非平穩(wěn)。否則，序列平穩(wěn)。首先，觀察、和的趨勢圖。 圖3.1 變量、和的趨勢圖從圖中可看出，、和均有明顯的上升趨勢且有截距，不具有平穩(wěn)性。于是，對其進行差分，并通過ADF檢驗分析各變量的單整階數(shù)。在給定的顯著性水平下，得到相應(yīng)臨界值。如果拒絕原假設(shè)，則序列平穩(wěn)。檢驗結(jié)果如下：表3.1 各序列的ADF檢驗結(jié)果變量自回歸階數(shù)ADF值1%臨界值5%臨界值p值=5%結(jié)論1-2.43901-4.39431-3.612200.3522非平穩(wěn)2-2.43038-4.41635-3.622030.3558非平穩(wěn)1-1.63403-3.75295-2.998060.4499非平穩(wěn)2-2.02665-3.76960-3.004860.2741非平穩(wěn)1-2.27315-2.67429-1.957200.0253平穩(wěn)2-2.28483-2.67974-1.958090.0248平穩(wěn)1-2.17414-4.39431-3.612200.4816非平穩(wěn)2-1.90811-4.41635-3.622030.6178非平穩(wěn)1-2.65037-3.75295-2.998060.0979非平穩(wěn)2-2.01335-3.76960-3.004860.2793非平穩(wěn)1-3.88073-2.67429-1.957200.0005平穩(wěn)2-2.12947-2.67974-1.958090.0348平穩(wěn)1-1.88311-4.39431-3.612200.6318非平穩(wěn)2-0.85872-4.41635-3.622030.9441非平穩(wěn)1-2.77074-3.75295-2.998060.0781非平穩(wěn)2-1.77825-3.76960-3.004860.3806非平穩(wěn)1-4.23429-2.67429-1.957200.0002平穩(wěn)2-4.07522-2.67974-1.958090.0003平穩(wěn)由表3.1的結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，對數(shù)序列、和都為非平穩(wěn)序列。一階差分后，序列、和仍不平穩(wěn)；再次差分后，、和均拒絕原假設(shè)，序列平穩(wěn)。因此，序列I（2），I（2），I（2），而序列、和則均服從I（1）過程。3.2.2 Johansen協(xié)整檢驗通過單位根檢驗得到、和均為一階單整序列,由此進一步討論它們之間的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)施瓦茨（SC）和AIC最小準則，將VAR模型的最大滯后階數(shù)確定為4，則采用Johansen協(xié)整檢驗時，滯后期為3，檢驗結(jié)果如表3.2所示。表3.2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果協(xié)整向量 個數(shù)特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值P值None *0.83500852.9853229.797070.0000At most 10.48385415.1462915.494710.0564At most 20.0581281.2576023.8414660.2621Johansen檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，拒絕協(xié)整向量個數(shù)r0的假設(shè)，認為、和之間存在一個協(xié)整關(guān)系，說明貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟增長率和物價增長率之間存在長期的均衡關(guān)系。根據(jù)Eviews輸出結(jié)果可得協(xié)整方程：= -0.421865-0.696204 (3.4)從（3.4）式中可看出，我國廣義貨幣供應(yīng)量增長率每增加1%，物價水平上漲率就會下降0.696%，說明我國廣義貨幣供應(yīng)量增長率與物價水平上漲率之間存在反向作用關(guān)系。同樣，我國經(jīng)濟增長率與物價水平上漲率存在反向作用關(guān)系，但廣義貨幣供應(yīng)量增長率對物價水平的影響占主導(dǎo)地位。為了研究我國貨幣供應(yīng)量對我國經(jīng)濟和物價水平的影響，本文分析了、和標準化的協(xié)整向量，如表3.3所示：表3.3 、和協(xié)整向量1.000000.00000-0.994466(0.08107)0.000001.00000-0.707008(0.16528)由表3.3中協(xié)整向量可知，長期貨幣供應(yīng)量增長率每增長1%，我國經(jīng)濟增長率將下降0.707%，而物價的上漲率則下降0.994%。與此同時，本文發(fā)現(xiàn)廣義貨幣供應(yīng)量的增長所帶來的效應(yīng)只有很小一部分反映在經(jīng)濟增長上，最終基本都反映在物價水平上，驗證了Friedman假說，這也決定了我國實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定增長的目標必須建立在保持物價穩(wěn)定的基礎(chǔ)上。3.2.3 Granger因果檢驗通過上文分析，可知廣義貨幣供應(yīng)量增長率與經(jīng)濟增長率、物價上漲率之間存在反向作用關(guān)系。為了更精確地確定三者之間是否存在長期因果關(guān)系，本文采用Granger因果關(guān)系檢驗來進一步驗證。Granger因果檢驗要求變量為平穩(wěn)序列，因此本文對、和、進行Granger因果關(guān)系檢驗。依據(jù)AIC和SC最小準則，取滯后階數(shù)為3，結(jié)果見表3.4。表3.4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果原假設(shè)F統(tǒng)計量概率結(jié)論=10%不是的Grange原因9.364240.00119拒絕不是的Grange原因4.327810.02347拒絕不是的Grange原因5.402820.01111拒絕不是的Grange原因1.956840.16692接受不是的Grange原因2.804650.07827拒絕不是的Grange原因2.95040.06917拒絕如表3.3所示，不是的Grange原因的F統(tǒng)計量為9.36424，相應(yīng)概率為0.00119，遠遠小于5%的顯著性水平，因此拒絕原假設(shè)，認為是的Grange原因，即經(jīng)濟增長是引起物價水平變動的原因。同時，不是的Grange原因的F統(tǒng)計量相應(yīng)概率小于5%的顯著性水平，原假設(shè)被拒絕，即物價水平的變動同樣引起經(jīng)濟增長的變動。由此可知，我國經(jīng)濟增長率與物價上漲率之間存在雙向因果關(guān)系，我國經(jīng)濟的迅速增長會導(dǎo)致物價水平顯著上漲，而物價上漲率的變動又會反作用于經(jīng)濟增長。因此，如何在穩(wěn)定物價水平的基礎(chǔ)上保證我國經(jīng)濟的穩(wěn)步增長成為金融界長期研究的一大難題。同理，與的格蘭杰因果檢驗表明，是的Grange原因。長期來看，我國貨幣供應(yīng)量的變動會引起物價水平的變動。而不是的Grange原因的F 統(tǒng)計量相應(yīng)概率是0.16692，甚至大于10%的顯著性水平，故接受原假設(shè)，認為不是的Grange原因。在與的格蘭杰因果關(guān)系檢驗中， F統(tǒng)計量的相應(yīng)概率均大于5%。然而，在10%的顯著性水平下，均拒絕原假設(shè)，說明放寬顯著性水平時，我國的與之間存在雙向因果關(guān)系。貨幣供應(yīng)量的變動會引起我國經(jīng)濟的變化，我國貨幣非中性，它影響著我國經(jīng)濟的實際變量；但是我國經(jīng)濟的變化同樣又會反作用于貨幣供應(yīng)量。我國貨幣供應(yīng)量的這種內(nèi)生性會給中央銀行制定貨幣政策帶來一定的難度。3.2.4誤差修正模型通過協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗，可知、和之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，而長期均衡關(guān)系對物價水平和經(jīng)濟增長短期波動的影響又如何呢？為此，本文在協(xié)整的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型（VEC）。誤差修正模型是計量經(jīng)濟模型中一種具有特定形式的模型，適用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列。誤差修正模型通過誤差修正機制的調(diào)節(jié)作用，有效地紡織路長期均衡關(guān)系的偏差在數(shù)量或規(guī)模上的擴大，反映了短期的調(diào)節(jié)行為。根據(jù)AIC和SC準則，本文建立VEC模型時選取滯后階數(shù)L=3，以保持與Johansen檢驗的一致性，得到誤差修正項：=+ 0.60595-1.43636 -0.201317 (3.5)從而根據(jù)Eviews模型估計結(jié)果參數(shù)可得到誤差修正模型：=-0.489167+0.666857+0.167205-0.105441 +0.782765+0.557181+0.791599-0.932268-0.989689-0.588377-0.005864 (3.6)=0.707103 Adj.=0.414206 F=2.414169=0.353753+0.155607-0.308835-0.109356+0.497990-0.037565+0.145512+0.142689-0.175840-0.113455-0.009425 (3.7)=0.855403 Adj.=0.710805 F=5.915753從（3.6）和（3.7）式中可以看出長期均衡對物價水平和經(jīng)濟增長的短期波動的影響是顯著的。也就是說，物價水平與經(jīng)濟增長的短期變動對長期均衡的偏離反應(yīng)比較靈敏。在誤差修正模型（3.6）式中，誤差修正項的系數(shù)為負，符合反向修正的要求。由于誤差修正系數(shù)為-0.489167，且在統(tǒng)計上具有顯著性，因此，受和的影響，以4.89%的修正速度對下一年的的值產(chǎn)生影響。經(jīng)過短期誤差的修正過程，最終實現(xiàn)三者之間的長期均衡。由各變量的系數(shù)可知，受上一期和前兩期的影響較大。其中前兩期的的系數(shù)均為負，說明價格水平上升幅度增加時，誤差修正機制將導(dǎo)致經(jīng)濟增長幅度的下降。也就是說，長期而言，物價水平對經(jīng)濟增長有負面效應(yīng)。然而上一期的系數(shù)是顯著正的，說明貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長有正效應(yīng)，再次證明了我國貨幣的非中性。當受到短期波動所施加的短暫影響約束后，通過誤差修正機制，系統(tǒng)能夠較快地從非均衡狀態(tài)轉(zhuǎn)為長期均衡狀態(tài)。修正速度越快，達到穩(wěn)定狀態(tài)的時滯越短，中央銀行貨幣政策的調(diào)控效果就越有效。誤差修正模型（3.7）式中各變量的系數(shù)表明，受上一期的影響最大。經(jīng)濟增長幅度的上升，誤差修正機制將導(dǎo)致價格水平上漲率的大幅上升。換而言之，長期來看經(jīng)濟增長對物價水平具有正效應(yīng)。的短期波動對施加短暫的影響約束后，系統(tǒng)在誤差修正機制的作用下，能夠較快地從非均衡狀態(tài)達到均衡狀態(tài)，實現(xiàn)長期均衡。3.3脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解分析本文對VAR模型中單個參數(shù)進行解釋時有一定的困難，此時，可以觀察系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，從動態(tài)角度來得出結(jié)論。3.3.1脈沖響應(yīng)函數(shù)分析脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是一個內(nèi)生變量對誤差的反應(yīng)。它是在擾動項的基礎(chǔ)上加一個標準差大小的沖擊，從而對內(nèi)生變量產(chǎn)生影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)建立在VAR模型或誤差修正模型的基礎(chǔ)上，能夠準確刻畫模型受到?jīng)_擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。上文中本文已驗證了、和之間存在協(xié)整關(guān)系，且與存在雙向因果關(guān)系，和也互為因果，而又是的Granger原因。為了更清楚地了解、和三者之間的短期相互影響，本文采用廣義脈沖法分析它們的動態(tài)影響，克服了Cholesky脈沖響應(yīng)法中因變量次序不同而使得結(jié)果不同的缺陷。圖3.2 對的脈沖響應(yīng)從圖3.2中可看出，我國經(jīng)濟增長率的擾動項在貨幣供應(yīng)擴張幅度的沖擊下，不斷下降，在第七期達到最低點-0.08左右，但隨后沖擊減小，長期下，沖擊趨于穩(wěn)定，可近似為0。這說明貨幣供應(yīng)量擴張幅度的一個沖擊，初期會阻礙經(jīng)濟增長率的增長，而這種對經(jīng)濟增長的破壞性隨后會逐漸減小。長期來看，沖擊對經(jīng)濟增長率的影響趨于穩(wěn)定。雖然仍為負面效應(yīng)，但這種效應(yīng)并不是很大，基本可以忽略。也就是說在貨幣供應(yīng)量增長率的沖擊下，由于短期內(nèi)貨幣擴張效應(yīng)主要反映在價格上，使得經(jīng)濟增長率初期會下降，但下降幅度不斷減小，最后趨于穩(wěn)定的增長率。本文得出結(jié)論：長期內(nèi)我國貨幣供應(yīng)量的增加，促進了經(jīng)濟的增長，我國存在“托賓效應(yīng)”。圖3.3 對的脈沖響應(yīng)如圖3.3所示，在的沖擊下，的脈沖響應(yīng)開始為正值，不斷增大，在第二期達到最高點0.05，隨后很快變?yōu)樨撝挡⒉粩嘞陆?。但長期內(nèi)，沖擊逐漸減小并趨于穩(wěn)定。即貨幣供應(yīng)量增長率的增加導(dǎo)致價格上漲率短期內(nèi)不斷下降，而在長期作用下，價格上漲速度又加快，最后趨于以穩(wěn)定的減速度上漲。雖然價格上漲的速度減小，但價格仍是在持續(xù)上漲的。換而言之，從長期來看，貨幣供應(yīng)的增加加劇了我國的通貨膨脹。產(chǎn)生上述現(xiàn)象主要是因為，貨幣供應(yīng)量增長率的突然提高導(dǎo)致物價瞬間提升到很高的水平，產(chǎn)生短期價格上漲率猛增的現(xiàn)象。然而，貨幣供應(yīng)并不是造成通貨膨脹的唯一原因，也不是直接原因，因此短期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量的不斷加速擴張并不能使價格上漲率不斷增長。相反，由于時滯效應(yīng)，總需求短期內(nèi)不能立刻作出相應(yīng)的擴大反應(yīng)，致使價格上漲率較貨幣增長速度而言反而不斷下降，只是形成了潛在的通脹壓力。在長期的影響下，總需求逐漸擴大，而先前貨幣供應(yīng)過度所形成的潛在通脹壓力逐漸被釋放出來，使得物價上漲速度又加快并逐漸趨于穩(wěn)定，加劇了通貨膨脹。圖3.4 對的脈沖響應(yīng)觀察圖3.4發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)對的沖擊為正值，并且不斷增大，在第七期達到最高點，超過了0.08，之后逐漸減小。從長期來看，沖擊為正值，且趨于穩(wěn)定。即經(jīng)濟增長率的一個沖擊導(dǎo)致物價上漲率短期內(nèi)不斷上升，隨時間的推移，上漲速度逐漸減緩，長期下，物價以穩(wěn)定的加速度上漲。這說明經(jīng)濟增長會導(dǎo)致物價水平提高，但是由于物價的上漲對經(jīng)濟增長有阻礙作用，使得經(jīng)濟增長對物價的作用相對減弱，物價上漲速度減緩，但總體而言，經(jīng)濟的繁榮發(fā)展最終致使了物價的上升。3.3.2方差分解分析脈沖響應(yīng)函數(shù)形象地描述了模型中各變量對沖擊的反應(yīng)，但并未定量地分析變量間的影響關(guān)系。因此，本文選擇方差分解對經(jīng)濟增長率和物價上漲率進行方差分解，從定量方面來估算系統(tǒng)中各變量對沖擊產(chǎn)生的影響。表3.5表明，經(jīng)濟增長率的波動主要取決于自身的波動。短期內(nèi)，對沖擊的解釋度平均達到86%，也有一定的貢獻率，但十分小，而的影響幾乎可以忽略；長期下，自身的貢獻率也保持在60%左右。因此，經(jīng)濟增長率的波動基本上由其自身決定。而物價上漲率的波動也與經(jīng)濟增長率的波動密切相關(guān)。從短期來看，經(jīng)濟增長率的波動對沖擊的貢獻平均88%，長期下解釋度也始終在70%以上，而其自身和沖擊解釋的程度相對很小。表3.5 與的誤差分解時間的方差分解的方差分解112.7172087.282800.000000.1645575.8571323.97832210.8532388.932840.213930.8930789.399109.70783318.1128881.274650.612471.2515092.538326.21018428.1651471.435530.399336.7716189.357143.87125532.9339266.837440.2286417.0067680.913302.07994635.8016863.980720.2176121.2448577.013351.74180738.0356061.776880.1875224.0972874.233721.66900839.6036660.239350.1569825.9400172.527721.53226940.7185559.107460.1739827.1470171.478601.374391041.3464358.429090.2244727.8762270.853471.270311141.4857558.258390.2558628.0523470.751831.195831241.3172258.425840.2569327.8141171.057171.128711341.0443058.714800.2408927.3934071.535111.071491440.8771358.902900.2199727.0771471.902531.020331540.9456558.854090.2002627.0643571.962910.97274由上述方差分解結(jié)果，本文得到結(jié)論：無論是從短期還是長期來，經(jīng)濟增長率和物價上漲率的波動均主要由產(chǎn)出增長率的波動決定，與貨幣供應(yīng)量的擴張關(guān)系不大。4.實證結(jié)論與政策建議4.1實證結(jié)論本文以19842009年的年度時間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運用計量經(jīng)濟學(xué)方法分析了我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、物價水平之間的相互關(guān)系，得到以下重要結(jié)論：1我國的貨幣供應(yīng)量增長率和經(jīng)濟增長率、價格上漲率之間存在長期均衡關(guān)系。正是這種協(xié)整關(guān)系，使得長期內(nèi)貨幣供應(yīng)量增長率、經(jīng)濟增長率和價格上漲率都能夠通過修正機制回歸正常水平。由協(xié)整方程中因變量經(jīng)濟增長率和貨幣供應(yīng)量增長率的彈性系數(shù)均為負值可知，我國的物價上漲率與經(jīng)濟增長率、貨幣供應(yīng)量增長率之間存在反向的作用關(guān)系；且貨幣供應(yīng)量增長率的彈性絕對值為0.696204，大于經(jīng)濟增長率的彈性絕對值，說明廣義貨幣供應(yīng)量增長率對物價上漲率的影響占主導(dǎo)地位。通過標準化的協(xié)整向量，發(fā)現(xiàn)我國貨幣供應(yīng)量增長率每增長1%，經(jīng)濟增長率將下降0.707%，而物價上漲率則減少了0.994%。正如Friedman假說，我國廣義貨幣供應(yīng)量的增長所帶來的效應(yīng)只有一部分反映在經(jīng)濟增長上，最終基本都反映在物價水平上，這也決定了我國實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定增長的目標必須建立在保持物價穩(wěn)定的基礎(chǔ)上。2我國貨幣供應(yīng)量增長率與經(jīng)濟增長率之間存在雙向因果關(guān)系，且經(jīng)濟增長率與物價上漲率之間也存在雙向因果關(guān)系。貨幣供應(yīng)量增長率與經(jīng)濟增長率相互影響，相互制約。我國貨幣供給的這種內(nèi)生性使得宏觀調(diào)控效果減弱，給中央銀行制定貨幣政策帶來了巨大的挑戰(zhàn)。同時，經(jīng)濟的迅速增長會導(dǎo)致物價顯著上漲，而物價上漲率的變動又會反作用于經(jīng)濟增長，阻礙我國經(jīng)濟的發(fā)展。因此，尋找經(jīng)濟與物價的均衡點，使得我國經(jīng)濟在低通脹的基礎(chǔ)上穩(wěn)步增長已成為政府部門和金融界長期研究的難題。3我國經(jīng)濟增長的短期變動對長期均衡的偏離反應(yīng)較靈敏，長期內(nèi)，經(jīng)濟增長率的波動主要受其自身的影響。從短期來看，我國經(jīng)濟增長率變化的誤差修正模型中，修正項系數(shù)為-0.489167，符合反向修正機制。當經(jīng)濟增長率的變化受到貨幣供應(yīng)量增長率和物價上漲率變動的沖擊時，將以4.89%的速度對下一年的經(jīng)濟增長率的變化幅度產(chǎn)生影響，最終達到均衡狀態(tài)。而上一期的貨幣供應(yīng)量增長率變化對經(jīng)濟增長率變化的彈性為0.666857，說明貨幣供應(yīng)量促進經(jīng)濟增長，我國存在“托賓效應(yīng)”，貨幣供給非中性。從長期來看，經(jīng)濟增長率自身對沖擊的解釋度平均達到60%左右，而貨幣供應(yīng)量增長率的影響很小，并不十分顯著。因此，長期來看，我國貨幣供給呈中性。4我國物價上漲率的波動，無論是短期還是長期，均主要取決于經(jīng)濟增長率的波動。經(jīng)濟增長率的大幅提高使得物價猛增，但由于通貨膨脹對經(jīng)濟增長的阻礙作用，使得經(jīng)濟增長效用減弱，從而物價上漲速度減緩。因此，我國政府必須權(quán)衡各方面因素，制定有效的貨幣政策，以實現(xiàn)“價格穩(wěn)定，經(jīng)濟持續(xù)、均衡增長”的目標。4.2政策建議鑒于計量實證分析，本文就完善我國貨幣政策及其傳導(dǎo)機制的有關(guān)渠道提出一些政策建議。1適時調(diào)整貨幣政策，保證其實施的有效性。從短期來看，我國貨幣供給非中性，采取宏觀調(diào)控貨幣政策是合適、有效的。但是，長期內(nèi)，我國貨幣政策呈中性，倘若仍然試圖通過貨幣擴張政策來實現(xiàn)我國經(jīng)濟的長期持續(xù)增長將十分困難。貨幣政策作為宏觀調(diào)控手段主要為經(jīng)濟增長提供穩(wěn)定的物價水平。2加強對幣供應(yīng)量的控制，逐步加息，抑制通貨膨脹。目前，我國政府實施了適度寬松的貨幣政策以促進經(jīng)濟增長。然而，近兩年，眾多房地產(chǎn)投資者通過銀行貸款購買多套住房賺取差價，嚴重影響了我國房地產(chǎn)市場的發(fā)展，甚至威脅到我國經(jīng)濟的總體發(fā)展。于是，中央銀行采取提高利率的措施以減少貨幣供應(yīng)量，雖然一定程度上抑制了炒房者的投機動機，但相比較經(jīng)濟發(fā)展趨勢，加息幅度仍然較小，過量的貨幣供給導(dǎo)致物價持續(xù)上升。為此，我國中央政府仍需逐步加息，加大投資者的投資成本，避免惡性通貨膨脹。3注重穩(wěn)定物價水平，保證經(jīng)濟持續(xù)增長。經(jīng)濟增長是在充分就業(yè)、物價穩(wěn)定的基礎(chǔ)上實現(xiàn)的。我國需在發(fā)展經(jīng)濟的同時控制物價水平，以免發(fā)生惡性通貨膨脹。通貨膨脹可能是由貨幣現(xiàn)象、需求拉動、成本推動、結(jié)構(gòu)性問題等諸多因素引起的。其中，貨幣現(xiàn)象是最基本的因素。擴張的貨幣政策促進我國經(jīng)濟增長，但貨幣供應(yīng)量的過度增加，刺激了通貨膨脹。物價的持續(xù)上漲甚至導(dǎo)致國民對政府宏觀調(diào)控的質(zhì)疑，引發(fā)群眾的恐慌與社會的爭論。因此，政府必須全面分析，清楚了解通貨膨脹的主要原因，權(quán)衡各經(jīng)濟變量利益關(guān)系，采取相應(yīng)的有效措施來抑制通脹，逐步實現(xiàn)“低通脹，穩(wěn)增長”的目標。4完善貨幣傳導(dǎo)機制，加強貨幣市場基礎(chǔ)建設(shè)。我國貨幣政策的傳導(dǎo)渠道有了一定的進步，但由于宏觀調(diào)控建設(shè)尚不完善，貨幣政策的實施效果并不十分理想。政府必須提高利率市場化程度，將利率引入貨幣政策的操作目標，并且加強貨幣市場的基礎(chǔ)建設(shè)，吸引更多的企業(yè)參與其中，使得產(chǎn)品市場、貨幣市場和資本市場有機結(jié)合起來。完善貨幣傳導(dǎo)機制，可以有效地促進中央銀行靈活地進行公開市場業(yè)務(wù)操作實施宏觀調(diào)控。5加強貨幣政策與財政政策的有效配合。通貨膨脹時采取緊縮的貨幣政策效果比較顯著，然而，經(jīng)濟衰退時，擴張的貨幣政策效果并不明顯。此時，需要通過財政政策來彌補貨幣政策的缺陷，促進經(jīng)濟增長。同時，貨幣政策外部時滯的局限性也需要財政政策的積極配合，才能充分發(fā)揮作用。因此，合理、有效地搭配使用貨幣政策與財政政策，對我國經(jīng)濟增長起著重要作用。參考文獻1趙彥云金融統(tǒng)計分析M北京：中國金融濟出版社，2000，45-572諶帥我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長和物價水平的關(guān)系研究D河北：河北大學(xué)，20103顧建平，陳瑛宏觀經(jīng)濟學(xué)M第二版北京：中國財政經(jīng)濟出版社，2007，83-1534黃先開，鄧述慧貨幣政策中性與非對稱性的實證研究N管理科學(xué)學(xué)報，2000.6. 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100.0000 4.6052 19859040.7366 124.8074 4.8268 131.1000 102.8235 4.6330 5198.0000 117.0721 4.7628 198610274.3792 141.8378 4.9547 139.5000 109.4118 4.6951 6720.0000 151.3514 5.0196 198712050.6151 166.3588 5.1141 149.7000 117.4118 4.7657 8330.0000 187.6126 5.2344 198815036.8230 207.5834 5.3355 177.9000 139.5294 4.9383 10099.0000 227.4550 5.4270 198917000.9191 234.6977 5.4583 209.9000 164.6275 5.1037 11949.0000 269.1216 5.5952 199018718.3224 258.4065 5.5545 216.4000 169.7255 5.1342 15293.4000 344.4459 5.8419 199121826.1994 301.3107 5.7081 223.8000 175.5294 5.1678 19349.9000 435.8086 6.0772 199226937.2765 371.8691 5.9185 238.1000 186.7451 5.2297 25402.2000 572.1216 6.3494 199335260.0247 486.7647 6.1878 273.1000 214.1961 5.3669 34879.8000 785.5811 6.6664 199448108.4564 664.1373 6.4985 339.0000 265.8824 5.5831 46923.5000 1056.8356 6.9630 199559810.5292 825.6844 6.7162 396.9000 311.2941 5.7407 60750.5000 1368.2545 7.2213 199670142.4917 968.3172 6.8756 429.9000 337.1765 5.8206 76094.9000 1713.8491 7.4465 199778060.8350 1077.6299 6.9825 441.9000 346.5882 5.8481 90995.3000 2049.4437 7.6253 199883024.2798 1146.1503 7.0442 438.4000 343.8431 5.8402 104498.5000 2353.5698 7.7637 199988479.1548 1221.4548 7.1078 432.2000 338.9804 5.8259 119897.9000 2700.4032 7.9012 200098000.4543 1352.8964 7.2100 434.0000 340.3922 5.8301 134610.3000 3031