時(shí)間：2023-06-01 09:30:48
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇貨幣供應(yīng)量，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進(jìn)步。
摘要：從總區(qū)間(1997.6－2008.6)來看，M0與股票市場(chǎng)收益率之間互為因果，且為正相關(guān)關(guān)系。對(duì)于M1與股票收益率之間的關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)在2001年6月之前，兩者之間沒有明顯的因果關(guān)系，但是到2001年6月份之后。兩者互為因果。總體來看，M1是股票收益率的影響因素。對(duì)于M2與股票收益率之間的關(guān)系，在2001年之前兩者沒有明顯的因果關(guān)系，但是到2001年6月份之后，股票收益率是M2變動(dòng)的原因，雖然影響比較弱。總體來看，股票收益率是M2變動(dòng)的原因。對(duì)于r07與股票收益率之間的關(guān)系，總體來看，兩者之間互為因果。綜合來看，我們可以發(fā)現(xiàn)股票市場(chǎng)的沖擊對(duì)于貨幣流動(dòng)性的影響較弱，而貨幣流動(dòng)性的變動(dòng)會(huì)導(dǎo)致股票市場(chǎng)收益率較大幅度的變動(dòng)。
關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；股票價(jià)格；格蘭杰因果檢驗(yàn)；向量自回歸模型
一、以往股票價(jià)格與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的相關(guān)研究
貨幣供應(yīng)量與資產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系問題是自20世紀(jì)80年代以來引起了理論界比較大的興趣。Friedman利用VAR模型檢驗(yàn)了貨幣供應(yīng)量對(duì)股價(jià)的作用，得到了肯定的結(jié)論。NOZarHashemzadeh利用Granger－Sims方法檢驗(yàn)了美國(guó)貨幣供給、利率與股價(jià)的關(guān)系，指出貨幣供應(yīng)量在一定程度上會(huì)引起股價(jià)波動(dòng)，而利率與股價(jià)之間不存在理論上的關(guān)系。國(guó)內(nèi)學(xué)者錢小安采用經(jīng)典靜態(tài)回歸的方法，結(jié)論是：貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格相關(guān)性較弱，且不穩(wěn)定。從貨幣層次來看，滬指、深指與中國(guó)的M0同向變化；與M1無關(guān)、與M2反向變化。薛永剛等則認(rèn)為貨幣政策變量與股票價(jià)格之間存在不完全的雙向因果關(guān)系：M1不是股價(jià)變動(dòng)的原因，M2在一定程度上是股票價(jià)格波動(dòng)的原因；股票價(jià)格波動(dòng)對(duì)Ml具有顯著的反饋?zhàn)饔茫瑓s不是M2變動(dòng)的原因。于長(zhǎng)秋研究了股票價(jià)格與不同層次貨幣的關(guān)系，認(rèn)為股票價(jià)格與不同層次的貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系，而從短期的動(dòng)態(tài)調(diào)整因素看，貨幣供應(yīng)量的波動(dòng)也是引起股票價(jià)格波動(dòng)一個(gè)重要因素，在格蘭杰意義上，貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格之間存在因果關(guān)系，互為影響。除了研究貨幣供應(yīng)量對(duì)股票的影響外，還有一種重要的思路，就是研究貨幣供應(yīng)擾動(dòng)(moneysupplysurprise)與股票市場(chǎng)的影響。易鋼、王召指出，在短期、中短期和中長(zhǎng)期，沒有預(yù)料到的貨幣供給增加，使股票價(jià)格上漲；而在長(zhǎng)期，沒有預(yù)料到的貨幣供給增加，不影響股票價(jià)格，貨幣中性。因此認(rèn)為，貨幣政策對(duì)金融資產(chǎn)價(jià)格(特別是股票價(jià)格)有影響的結(jié)論，認(rèn)為擴(kuò)張性貨幣政策的長(zhǎng)期結(jié)果是股票價(jià)格的上漲。萬解秋、徐濤研究認(rèn)為，貨幣供應(yīng)擾動(dòng)對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)產(chǎn)生一定程度的影響，但影響不大。M1沖擊對(duì)股市影響更大，但是影響存在一個(gè)月的時(shí)滯，而M0、M2沖擊對(duì)股市沒有產(chǎn)生明顯的影響。
總之，從國(guó)內(nèi)外的研究來看，貨幣供應(yīng)量對(duì)股票價(jià)格的影響似乎存在較大的分歧。正如美聯(lián)儲(chǔ)理事會(huì)原副主席羅杰·弗格森(Rogerw.Ferguson)所總結(jié)的那樣“對(duì)股票價(jià)格來說，除了非常短的時(shí)期以外，流動(dòng)性的增長(zhǎng)率與實(shí)際股票價(jià)格的變化之間只有很弱的關(guān)系。當(dāng)然，缺乏中長(zhǎng)期正相關(guān)性的證據(jù)可能是由于股票價(jià)格波動(dòng)性很大，使我們無法找到確切的相關(guān)性。另外，也許需要有更好的流動(dòng)性衡量方法來找出流動(dòng)性對(duì)股票價(jià)格的可能影響。因此，貨幣增長(zhǎng)對(duì)實(shí)際股票價(jià)格的影響絕對(duì)不是一個(gè)已經(jīng)明確的問題”。
二、對(duì)我國(guó)股票價(jià)格與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的實(shí)證分析
1、分析方法
本文使用時(shí)間序列分析方法對(duì)我國(guó)股票價(jià)格與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系進(jìn)行分析。首先，需要選擇特定的指標(biāo)，參考前有的文獻(xiàn)，主要對(duì)股票收益率及貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率之間的關(guān)系進(jìn)行分析。第二步，對(duì)所獲得的指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(UnitRootTest)，確定變量的平穩(wěn)性，第三步，對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)(GrangerCausalityTest)，以確定變量之間的因果關(guān)系，最后，建立向量自回歸模型(VectorAuto－regressionModel)對(duì)變量之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，并通過脈沖反應(yīng)函數(shù)來考察變量之間的相互影響。
2、指標(biāo)和數(shù)據(jù)選取
貨幣供應(yīng)量作為宏觀變量，可能對(duì)整個(gè)股票市場(chǎng)產(chǎn)生影響，因此考慮股票市場(chǎng)的整體收益率，以上證綜合指數(shù)的月度收益率作為分析對(duì)象進(jìn)行研究，記為rs，時(shí)間跨度為1997年6月－2008年6月。為分析不同市場(chǎng)狀況下變量之間的關(guān)系，還將總體研究區(qū)間分為1997年6月－2001年5月、2001年6月－2008年6月兩個(gè)階段。
對(duì)于貨幣供應(yīng)量，選擇M0，M1和M2三個(gè)級(jí)別，計(jì)算每個(gè)級(jí)別貨幣供應(yīng)量的月度同比增長(zhǎng)率，而不是環(huán)比增長(zhǎng)率。選擇同比增長(zhǎng)率的原因，在于貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)傳導(dǎo)至股票市場(chǎng)有一定的時(shí)滯，因此考慮本月貨幣供應(yīng)與上年同月貨幣供應(yīng)變動(dòng)(跨度為一年)更能反映股票市場(chǎng)與貨幣供應(yīng)之間的關(guān)系，分別記為rm0，rm1和rm2。
利率作為資金的價(jià)格，在一定程度上也能反映市場(chǎng)上的流動(dòng)性的松緊程度，因此需要同樣對(duì)利率與股票市場(chǎng)收益率之間的關(guān)系進(jìn)行分析，所選取的利率指標(biāo)為銀行間債券市場(chǎng)7天回購利率，取其月度均值作為研究對(duì)象，記為r07。之所以選擇銀行間債券市場(chǎng)回購利率，是因?yàn)殂y行間市場(chǎng)的規(guī)模較交易所市場(chǎng)要大得多，因此該市場(chǎng)的利率更能反映市場(chǎng)上流動(dòng)性的松緊。3、實(shí)證分析結(jié)果
(1)單位根檢驗(yàn)(unitroottest)
本文使用ADF方法對(duì)rs、rm0、rm1、rm2以及r07共五個(gè)指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，這五個(gè)指標(biāo)均屬平穩(wěn)序列。
(2)格蘭杰因果檢驗(yàn)
①總區(qū)間(1997.6－2008.6)
利用所獲得的貨幣流動(dòng)性指標(biāo)，對(duì)其與股票收益率之間的因果關(guān)系進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，考察其對(duì)股票收益率的影響。注意，由于格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果對(duì)于檢驗(yàn)所取滯后階數(shù)比較敏感，而DavidsonNMikinnon建議，為保證檢驗(yàn)的結(jié)果的可靠性，格蘭杰因果檢驗(yàn)的階數(shù)應(yīng)越高越好，本文所取階數(shù)為10階。
檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在1％的顯著性水平下，股票收益率可以影響M0和r07，而在10％的顯著性水平下，股票收益率可以影響M2。同時(shí)，在5％的顯著性水平下，r07與M1可以影響股票收益率，在10％的顯著性水平下，M0可以影響股票收益率。對(duì)于不同貨幣流動(dòng)性指標(biāo)之間的影響關(guān)系，可以得出，M0與M2以及M1與r07之間存在一定的關(guān)系。
②不同區(qū)間內(nèi)的Granger檢驗(yàn)
為考慮不同時(shí)期下的股票市場(chǎng)收益率與貨幣供應(yīng)量之間的因果關(guān)系，將總體區(qū)間分為兩個(gè)階段，即區(qū)間1(1997.6－2001.5)、區(qū)間2(2001.6－2008.2)，通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，可以看到在區(qū)間1，即1996年1月至2001年5月這一階段，僅有M0是股票收益率的原因，而在區(qū)間2，則貨幣流動(dòng)性與股票收益率之間的相關(guān)性就比較顯著，其中M0對(duì)股票收益率的影響消失，而股票收益率則逐漸成為M0變動(dòng)的原因。而股票收益率與M1之間互為因果，股票收益率與r07之間同樣互為因果，同時(shí)股票收益率還可以影響M2。
(3)向量自回歸及脈沖反應(yīng)分析
①總區(qū)間(1996.1－2008.6)
接下來建立向量自回歸模型對(duì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行具體分析，模型的滯后階數(shù)的選擇采用SIC準(zhǔn)則。
首先考慮股票收益率對(duì)對(duì)M0/M2/r07的影響，股票收益率上升10％之后，其中M0所受影響最大，而且雖然有所波動(dòng)，但是總體來說，股票收益率的上升可以導(dǎo)致M0同比增增長(zhǎng)率的上升。同樣，股票收益率對(duì)M2也有一定的正面影響，雖然這一影響比較弱。股票收益率上升的初期會(huì)使得回購利率下降，但是隨著時(shí)間的延續(xù)則回購利率則有所上升。
下面考慮貨幣流動(dòng)性對(duì)股票收益率的影響，分析M0與M1兩個(gè)指標(biāo)1％的增長(zhǎng)以及r07增加0.1％后股票收益率的反應(yīng)，可以得到，貨幣供應(yīng)量M0與M1同股票市場(chǎng)收益率有正向關(guān)系，而r07則與股票收益存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。而且貨幣流動(dòng)性對(duì)股票收益率的影響一般只持續(xù)5－6個(gè)月。
②分區(qū)間
運(yùn)用同樣的方法，可以對(duì)不同區(qū)間的變量進(jìn)行向量自回歸和脈沖反應(yīng)分析，研究在區(qū)間1內(nèi)M0同比增長(zhǎng)率上升1％對(duì)股票收益率的影響。而分析股票收益率上升10％之后，對(duì)貨幣流動(dòng)性的影響，同樣可以看出，股票收益率的上升會(huì)引致貨幣供應(yīng)量的上升，而債券回購利率與股票收益之間的關(guān)系也呈現(xiàn)出先負(fù)相關(guān)后正相關(guān)的關(guān)系，這與對(duì)總區(qū)間的分析基本相同。研究區(qū)間2內(nèi)M1(1％的沖擊)和r07(0.1％的沖擊)對(duì)股票收益率的影響可以得出，貨幣供應(yīng)量M1與股票市場(chǎng)收益率有正向關(guān)系，而r07則與股票收益存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。同樣的這一效應(yīng)持續(xù)大約5－6個(gè)月。
三、結(jié)論
根據(jù)上述的分析，可以得出下述結(jié)論：
(1)從總區(qū)間(1997，6－2008，6)來看，M0與股票市場(chǎng)收益率之間互為因果，且為正相關(guān)關(guān)系。分區(qū)間進(jìn)行分析，可以發(fā)現(xiàn)在2001年6月之前，M0是影響股票收益率的因素，而股票收益率對(duì)M0則沒有影響，到2001年之后，M0對(duì)股票收益率的影響逐漸消失，而股票收益率對(duì)M0的影響較為顯著。
(2)對(duì)于M1與股票收益率之間的關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)在2001年6月之前，兩者之間沒有明顯的因果關(guān)系，但是到2001年6月份之后，兩者互為因果。總體來看，M1是股票收益率的影響因素。
(3)對(duì)于M2與股票收益率之間的關(guān)系，在2001年之前兩者沒有明顯的因果關(guān)系，但是到2001年6月份之后，股票收益率是M2變動(dòng)的原因，雖然影響比較弱。總體來看，股票收益率是M2變動(dòng)的原因。
許鳳嬌（1989-），女，漢族，安徽池州人，金融碩士，單位：南京財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，研究方向：商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)管理。
摘要：本文主要結(jié)合我國(guó)貨幣政策與物價(jià)水平的現(xiàn)狀，闡明了有效預(yù)防CPI劇烈波動(dòng)的必要性與現(xiàn)實(shí)意義。以M2和CPI的1996年1月到2013年12月月度數(shù)據(jù)為樣本，進(jìn)行一系列的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)M1與CPI之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系并在文章最后提出了幾點(diǎn)減緩物價(jià)水平劇烈波動(dòng)的政策建議。
關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；CPI；格蘭杰因果檢驗(yàn)
一、引言：
貨幣供應(yīng)量是影響CPI的諸多因素之一，而且貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)的影響一直是人們研究的焦點(diǎn)。貨幣供給對(duì)物價(jià)的影響研究不僅是貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心問題，也是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)熱點(diǎn)問題。伴隨著2008年四萬億刺激計(jì)劃的逐步退出，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在保持強(qiáng)勁增長(zhǎng)勢(shì)頭的同時(shí)，負(fù)面作用也逐漸顯現(xiàn)。自2010年入冬以來，物價(jià)指數(shù)增長(zhǎng)勢(shì)頭迅猛，其中農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格表現(xiàn)尤為突出，在其帶動(dòng)下物價(jià)又進(jìn)一步攀升。根據(jù)官方數(shù)據(jù)，2010年10月的CPI數(shù)據(jù)同比上漲高達(dá)4.4%，環(huán)比上漲0.7%。物價(jià)的大幅上漲不僅影響到人民的日常生活水平，更關(guān)系到社會(huì)的和諧穩(wěn)定。面對(duì)民眾對(duì)通貨膨脹的擔(dān)憂以及生活的現(xiàn)實(shí)壓力，當(dāng)局應(yīng)該加強(qiáng)宏觀調(diào)控，在抑制通脹，保障民生和保證增長(zhǎng)之間實(shí)現(xiàn)平衡至關(guān)重要。
中國(guó)是世界上最大的發(fā)展中國(guó)家，進(jìn)入21世紀(jì)以來，經(jīng)濟(jì)也空前發(fā)展，但仍處在貨幣政策中介目標(biāo)和政策工具的嘗試階段，本文就1996年以來中國(guó)金融發(fā)展中貨幣供應(yīng)量對(duì)CPI的影響進(jìn)行實(shí)證研究，能從定量分析中得出中國(guó)的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)對(duì)CPI增長(zhǎng)的影響，從而得到一些有益的啟示。這對(duì)我國(guó)在現(xiàn)階段貨幣政策操作和改進(jìn)具有重要借鑒意義，對(duì)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定、健康的發(fā)展具有直接的現(xiàn)實(shí)意義。
國(guó)內(nèi)研究方面，王璐（2010）對(duì)CPI、GDP和M2的增長(zhǎng)率進(jìn)行實(shí)證分析，指出由于宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)整是個(gè)相對(duì)緩慢的過程，而貨幣政策則相對(duì)靈活，因此兩者在對(duì)CPI的影響方面存在很大差異；同時(shí)她指出由于市場(chǎng)存在信息不對(duì)稱，易導(dǎo)致跟風(fēng)等羊群行為，建議當(dāng)局及時(shí)進(jìn)行干預(yù)；此外由于存在通脹預(yù)期的自我實(shí)現(xiàn)問題，適時(shí)適度釋放信號(hào)非常重要。王少平、朱滿洲、胡朔商（2012）分析了不同時(shí)期的物價(jià)水平變動(dòng)，并對(duì)各個(gè)時(shí)期通貨膨脹的特點(diǎn)進(jìn)行闡述，結(jié)合當(dāng)時(shí)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，深入的進(jìn)行了原因剖析并給出相應(yīng)的政策建議。同時(shí)文章指出，在不同的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，同樣的貨幣政策，效果卻相差甚遠(yuǎn)，應(yīng)該把握好時(shí)機(jī)和力度，避免貨幣政策過緊或或送，給經(jīng)濟(jì)帶來負(fù)面沖擊。
二、實(shí)證分析
（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)
本文的的主要研究對(duì)象為貨幣供應(yīng)量M1與CPI兩個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1996年1月到2013年12月，所有數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)。因?yàn)闀r(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)是對(duì)于時(shí)間序列計(jì)量分析有效性的基礎(chǔ)。因此首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文在對(duì)原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)后采用ADF檢驗(yàn)。LNCPI、LNM1序列在1%顯著水平下均不平穩(wěn)；但兩個(gè)序列的一階差分在1%的水平下均是平穩(wěn)的，即一階單整，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)一步探究?jī)烧叩年P(guān)系。
（二）協(xié)整檢驗(yàn)
接下來建立我國(guó)貨幣供應(yīng)量M1與CPI的VAR模型的基礎(chǔ)上采用Johansen方法檢驗(yàn)兩者的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，將跡統(tǒng)計(jì)量和最大跡統(tǒng)計(jì)量，分別與5%臨界值進(jìn)行比較得出結(jié)論。在原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系的條件下，兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量均拒絕，但在原假設(shè)為最多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的條件下均接受，可以看出LNM1與LNCPI之間有一個(gè)協(xié)整關(guān)系存在，即說明我國(guó)的貨幣供應(yīng)量M2與CPI之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整方程分別為：LNCPI=0.364846*LNM1，由上式可得因?yàn)長(zhǎng)NM1前系數(shù)為正，說明M1對(duì)CPI具有具有正向效應(yīng)：貨幣供給量M1每增加1%，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)就增加0.36%。
（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)
上一步的協(xié)整分析說明M1與CPI存在協(xié)整關(guān)系，即說明我國(guó)的貨幣供應(yīng)量M1與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但并不能說明兩者具體的因果關(guān)系。為了更進(jìn)一步探究CPI與M1的因果關(guān)系，本文將對(duì)兩者進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析。
根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，在對(duì)CPI是否為貨幣供應(yīng)量M1的格蘭杰原因分析中，P值0.0044小于0.01，表示在1%的拒絕原假設(shè)，表明貨幣供應(yīng)量M1是CPI的格蘭杰原因。而在對(duì)貨幣供應(yīng)量是否為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因中，P值等于0.2231大于0.1，表明貨幣供應(yīng)量M1不是CPI的格蘭杰原因。因此M1與CPI之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即M1的歷史數(shù)據(jù)能夠CPI起到預(yù)測(cè)作用而反之不能。
三、政策建議
根據(jù)本文的結(jié)論，貨幣供給量與物價(jià)水平聯(lián)系密切，為了能有效防止物價(jià)水平出現(xiàn)大幅波動(dòng)，保證人民安居樂業(yè)和社會(huì)穩(wěn)定，對(duì)貨幣量的管控是有效途徑之一，針對(duì)我國(guó)具體所處的經(jīng)濟(jì)環(huán)境及中國(guó)國(guó)情，提出以下的政策建議。
1.堅(jiān)決執(zhí)行穩(wěn)健的貨幣政策
實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，找到適度的平衡點(diǎn)。充分發(fā)揮利率、存款準(zhǔn)備金率、公開市場(chǎng)操作等一系列措施的靈活性，結(jié)合具體的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)進(jìn)行預(yù)調(diào)微調(diào)，保證市場(chǎng)流動(dòng)性的總體平穩(wěn)。
2.加強(qiáng)流動(dòng)性管制
加強(qiáng)流動(dòng)性管制尤其是是對(duì)境外資本的管制，首先對(duì)于外來資本應(yīng)該進(jìn)行科學(xué)引導(dǎo)，中央和地方政府應(yīng)出臺(tái)相關(guān)政策，積極引導(dǎo)資金向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)流動(dòng)，為我國(guó)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供資金支持，加大投機(jī)資本的打擊力度，必要的情況下應(yīng)該對(duì)境外資本驚醒限制，防止熱錢快進(jìn)快出，擾亂價(jià)格體系，使人民日常生活受到影響。
3.進(jìn)一步規(guī)范銀行外融資平臺(tái)
重視并嚴(yán)格監(jiān)管銀行體外循環(huán)資金，對(duì)于民間借貸等情況相關(guān)政策法規(guī)要及時(shí)跟進(jìn)，對(duì)于違規(guī)吸儲(chǔ)行為予以嚴(yán)厲打擊凈化企業(yè)融資環(huán)境，降低企業(yè)融資成本，從而減緩由于成本推動(dòng)而造成的價(jià)格上行壓力，起到物價(jià)平穩(wěn)作用。同時(shí)，要全面清查政府融資平臺(tái)貸款情況，對(duì)于那些不符合政策規(guī)定或資金未按規(guī)定用途使用的資金及時(shí)進(jìn)行清查回收，這既能減少金融隱患，維護(hù)金融安全，同時(shí)也能為真正需要資金的實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供資金來源，為企業(yè)的健康發(fā)展提供資金保障。（作者單位：南京財(cái)經(jīng)大學(xué)）
參考文獻(xiàn)
[關(guān)鍵詞]廣義貨幣供應(yīng)量；消費(fèi)；投資；政府購買；凈出口；回歸分析
[DOI]10.13939/ki.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(gè)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(jì)兩個(gè)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(jì)的因素這個(gè)方向出發(fā)，來研究各種經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對(duì)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(shí)，通過搜集數(shù)據(jù)，并結(jié)合計(jì)量經(jīng)濟(jì)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(shí)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(fèi)支出額，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額，政府財(cái)政支出總額和年度凈出口總額以及對(duì)應(yīng)年份的商品零售價(jià)格指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、中國(guó)社會(huì)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(duì)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(fèi)支出總額、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額、財(cái)政支出總額、凈出口總額分別除以對(duì)應(yīng)年份的商品零售價(jià)格指數(shù)后再取對(duì)數(shù)。將各變量分別對(duì)應(yīng)命名Y、X1、X2、X3、X4。
2.1 單個(gè)解釋變量與被解釋變量的關(guān)系研究
我們先從單個(gè)解釋變量出發(fā)，來研究單個(gè)解釋變量自身是否對(duì)被解釋變量――廣義貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響。我們知道，對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)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(duì)所研究的解釋變量和被解釋變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文所進(jìn)行實(shí)驗(yàn)選取的顯著性水平均為10%。
2.1.1 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X1的研究
在既不含有漂移項(xiàng)也不含有趨勢(shì)項(xiàng)的模型下，分別對(duì)Y和X1進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果是Y和X1都是二階單整隨機(jī)過程。兩個(gè)變量并不平穩(wěn)，需要檢驗(yàn)兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行回歸后提取殘差，并檢驗(yàn)殘差的單整階數(shù)。在原模型下，對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)殘差是一階單整隨機(jī)過程，殘差相對(duì)兩個(gè)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(duì)兩個(gè)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(yàn)。從經(jīng)濟(jì)意義角度來看待回歸結(jié)果的話，意味著居民消費(fèi)支出與廣義貨幣供應(yīng)量有正相關(guān)關(guān)系，居民消費(fèi)支出越多，廣義貨幣供應(yīng)量越多，該結(jié)果也符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義。
2.1.2 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X2的研究
在既不含有漂移項(xiàng)又不含有趨勢(shì)項(xiàng)的模型下，對(duì)Y和X2進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兩個(gè)變量都是二階單整過程，回歸后對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)殘差是一階單整過程，殘差相對(duì)兩個(gè)變量降階，存在協(xié)整關(guān)系。對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行最小二乘回歸，得到通過t檢驗(yàn)的回歸結(jié)果：Y=0.96×X2+1.42，從經(jīng)濟(jì)意義角度分析，社會(huì)固定資產(chǎn)投資額對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量有正向調(diào)節(jié)作用。
2.1.3 對(duì)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(xiàng)又不含有趨勢(shì)項(xiàng)的模型下對(duì)Y和X3進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到兩個(gè)變量都是二階單整過程。回歸后檢驗(yàn)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(duì)兩個(gè)變量降階，兩變量存在協(xié)整關(guān)系。對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行回歸分析，得到結(jié)果：Y=1.05×X3+1.83，從經(jīng)濟(jì)意義角度來看，意味著，政府財(cái)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(duì)被解釋變量Y和解釋變量X4的研究
在既不含有漂移項(xiàng)又不含有趨勢(shì)項(xiàng)的模型下，對(duì)Y和X4進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到Y(jié)是二階單整隨機(jī)過程，而X4是一階單整過程，兩個(gè)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(xiàng)又含有趨勢(shì)項(xiàng)的模型，結(jié)果是Y和X4都是二階單整過程，對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行回歸后提取殘差，檢驗(yàn)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(duì)兩個(gè)變量降階，可以對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行回歸。通過t檢驗(yàn)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(huì)隨著凈出口額的增加而增加。
2.2 單個(gè)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(zhǎng)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(duì)Y的變化有影響，同時(shí)，上一期的Y與X1的非均衡誤差對(duì)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(gè)解釋變量與被解釋變量的關(guān)系研究
選用只含有漂移項(xiàng)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(duì)四個(gè)解釋變量加上一個(gè)被解釋變量進(jìn)行回歸后，我們提取殘差檢驗(yàn)了其單整階數(shù)，結(jié)果顯示殘差相對(duì)被解釋變量和解釋變量降階了，可以對(duì)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(duì)估計(jì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)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(yàn)，模型變?yōu)閅=1.02×X1+0.35×X3-0.03×X4-0.65，但X4和常數(shù)項(xiàng)的系數(shù)明顯不符合經(jīng)濟(jì)意義，所以放棄這兩個(gè)變量，再次回歸得到模型Y=0.80×X1+0.46×X3。
對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)（LM檢驗(yàn)）后，發(fā)現(xiàn)確實(shí)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(duì)修正后的模型再次進(jìn)行LM檢驗(yàn)，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(fèi)支出和財(cái)政支出的變化都會(huì)對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響，且居民消費(fèi)支出的變化和財(cái)政支出的變化都對(duì)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(fèi)支出總額、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額、政府財(cái)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(fèi)支出總額、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額和政府財(cái)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(guó)的貨幣具有內(nèi)生性的特點(diǎn)，同時(shí)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(guó)貨幣供應(yīng)量實(shí)際上與宏觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)有很大影響，我們可以通過宏觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)來對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量施加影響。
參考文獻(xiàn)：
[1]王騰飛，蔡巖兵.基于VAR法的中國(guó)貨幣供應(yīng)量影響因素實(shí)證分析[J].山東工商學(xué)院學(xué)報(bào)，2013（6）：101-108.
提要：實(shí)證研究表明：在長(zhǎng)期，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供應(yīng)量之間存在均衡的協(xié)整關(guān)系，且二者之間存在因果關(guān)系；在短期，貨幣供應(yīng)量對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響性質(zhì)與長(zhǎng)期基本相同，但M2對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響是反向的，即M2增長(zhǎng)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值反而會(huì)下降。因此，國(guó)家在制定貨幣供應(yīng)政策時(shí)要以推動(dòng)GDP的增長(zhǎng)為目的，在制定利率政策時(shí)要考慮均衡的利率，同時(shí)還要綜合運(yùn)用財(cái)政政策，增強(qiáng)貨幣政策的靈活性和可持續(xù)性。
在現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中，貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有著密切聯(lián)系。分析貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，對(duì)于制定正確的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策具有重要的意義。
一、數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計(jì)方法
（一）數(shù)據(jù)說明。本文主要是檢驗(yàn)我國(guó)實(shí)行的貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。因此，在貨幣政策方面，選用了不同層次的貨幣供給量M0、M1、M2作為研究對(duì)象；在反映國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值可根據(jù)核算價(jià)格標(biāo)準(zhǔn)的不同，分為名義GDP和實(shí)際GDP。因?yàn)樨泿殴?yīng)量的變動(dòng)會(huì)引起價(jià)格水平的變動(dòng)，進(jìn)而影響名義GDP的變動(dòng)。因此，本文選用了名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為研究對(duì)象。其中，各層次貨幣供應(yīng)量的統(tǒng)計(jì)口徑如下：
M0：流通中現(xiàn)鈔；
M1：M0+活期存款；
M2：M1+定期存款+儲(chǔ)蓄存款+其他存款。
本文數(shù)據(jù)均來自2009年統(tǒng)計(jì)年鑒，樣本區(qū)間為1990～2008年，數(shù)據(jù)處理使用Eviews5.1軟件。
由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉淼膮f(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以對(duì)名義GDP和3種貨幣供應(yīng)量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，分別用lnGDP、lnM表示自然對(duì)數(shù)的名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)額。
（二）統(tǒng)計(jì)方法。本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)的方法對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與不同層次貨幣供應(yīng)量的關(guān)系進(jìn)行分析。具體分為以下四個(gè)步驟：
1、單位根檢驗(yàn)。經(jīng)濟(jì)的時(shí)間序列大多是非平穩(wěn)的，采用非平穩(wěn)的時(shí)間序列來研究變量之間的相互關(guān)系，很可能會(huì)出現(xiàn)謬誤回歸，得出錯(cuò)誤的結(jié)論。為了避免謬誤回歸的出現(xiàn)，在對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行分析時(shí)，首先要進(jìn)行序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)是平穩(wěn)性檢驗(yàn)常用的方法，包括DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)。為消除誤差項(xiàng)自相關(guān)的影響，一般采用ADF檢驗(yàn)。
2、協(xié)整檢驗(yàn)。一些時(shí)間序列，雖然自身是非平穩(wěn)的，但是它們的某種線形組合卻是平穩(wěn)的，這個(gè)線形組合反映了變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，稱為協(xié)整關(guān)系。具有協(xié)整關(guān)系的時(shí)間序列是不會(huì)產(chǎn)生謬誤回歸的。通常對(duì)雙變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，一般采用Engel和Granger的二階段分析法。
3、誤差修正模型。根據(jù)Granger定理，有協(xié)整關(guān)系的變量之間一定存在誤差修正模型，它反映了變量之間的短期動(dòng)態(tài)影響關(guān)系。我們通過差分把非平穩(wěn)序列變換為平穩(wěn)序列時(shí)，不僅經(jīng)濟(jì)變量關(guān)系的長(zhǎng)期信息會(huì)喪失，還會(huì)導(dǎo)致回歸模型序列具有相關(guān)性，使回歸分析失效。而誤差修正模型則可以克服這些問題，不僅能夠保留變量關(guān)系的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)信息，而且還能夠保證回歸分析的有效性。
4、Granger因果檢驗(yàn)。Granger曾指出，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量之間至少存在一個(gè)方向上的Granger因果關(guān)系，Granger因果關(guān)系是描述兩變量相互作用影響的一種統(tǒng)計(jì)關(guān)系，它是基于
雙變量VAR來實(shí)現(xiàn)的。
二、檢驗(yàn)結(jié)果與分析
（一）ADF檢驗(yàn)結(jié)果。表1是對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)的生產(chǎn)總值與不同層次的貨幣供應(yīng)量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)的結(jié)果。（表1）從中可以看出，原序列l(wèi)nGDP的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是-0.622529，大于顯著性水平為10%的臨界值-2.660551，表明原序列是非平穩(wěn)的，但經(jīng)過一階差分后的ADF統(tǒng)計(jì)量是-2.7129，小于臨界值-2.673459，是平穩(wěn)的，即非平穩(wěn)序列l(wèi)nGDP經(jīng)過一階差分平穩(wěn)，是一階單整序列。同理，lnM0、lnM1、lnM2的水平序列均沒有通過數(shù)據(jù)平穩(wěn)的假設(shè)，是不平穩(wěn)的，而一階差分序列通過了假設(shè)，是平穩(wěn)的，因此這些經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列都是一階單整的，可以進(jìn)行變量間的協(xié)整檢驗(yàn)。
（二）協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。本文采用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法檢驗(yàn)lnGDP與lnM是否協(xié)整。首先用最小二乘法對(duì)lnGDP與lnM進(jìn)行協(xié)整回歸，然后再對(duì)協(xié)整回歸得到的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若殘差序列平穩(wěn)，則說明存在協(xié)整關(guān)系，否則不存在。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。（表2）可知，由于序列e0、e1、e2的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值均小于臨界值，可以認(rèn)為估計(jì)殘差序列e為平穩(wěn)序列，這表明lnGDP與lnM0、lnM1、lnM2存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。
lnGDP＝1.298366＋1.072621lnM0（1）
（5.2646）（40.85478）
lnGDP＝2.42845＋0.837883lnM1（2）
（11.66）（42.9697）
lnGDP＝2.37＋0.7757lnM2（3）
（14.6576）（55.7063）
方程（1）～（3）為兩變量間的協(xié)整方程，即變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，貨幣供給量與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在協(xié)整關(guān)系，貨幣供給量與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值正相關(guān)，擴(kuò)張的貨幣政策能夠推動(dòng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。緊縮的貨幣政策能減緩經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，貨幣供給量對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值有重要影響。
（三）誤差修正模型。根據(jù)定理，若干單整變量只要存在協(xié)整關(guān)系，就可以建立誤差修正模型，采用Eviews5.1軟件可以得到：
lnGDP＝0.075＋0.557lnM0＋0.6277et-1
lnGDP＝0.055＋0.5514lnM1-0.2754et-1
lnGDP＝-0.0298＋0.96lnM2-0.1575et-1
協(xié)整方程描述了變量間的長(zhǎng)期關(guān)系，誤差修正模型描述了變量間的短期關(guān)系。誤差修正模型可以確定變量間的相互調(diào)整速度和短期互動(dòng)影響力。
從模型中可以看出，如果M0變化1%，會(huì)引起國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變化57.7%，誤差修正系數(shù)為0.6277。如果M1變化1%，會(huì)引起國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變化55.14%，誤差修正系數(shù)為-0.2754，符合反向調(diào)整機(jī)制，當(dāng)期短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡的偏離有27.54%會(huì)在下期得以調(diào)整。如果M2變化1%，會(huì)引起國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變化96%，誤差修正系數(shù)為-0.1575，符合反向調(diào)整機(jī)制，當(dāng)期短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡的偏離有15.75%會(huì)在下期得以調(diào)整。因此，我國(guó)貨幣供給量的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有明顯的促進(jìn)作用。
（四）Granger檢驗(yàn)。對(duì)經(jīng)濟(jì)變量?jī)蓛蛇M(jìn)行Granger檢驗(yàn)，結(jié)果如表3、表4、表5所示。(表3、表4、表5)
通過因果檢驗(yàn)可以看出，lnM0、lnM1、lnM2均為引致lnGDP變化的Granger原因，而lnGDP是引致lnM2變化的Granger原因。因此，在Granger意義上，貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在因果關(guān)系，相互影響，形成一個(gè)復(fù)雜的循環(huán)。即一方面貨幣供應(yīng)量的變化會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化；另一方面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化也會(huì)引起貨幣供應(yīng)量的變化，這表明貨幣政策和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在一定的互動(dòng)關(guān)系。
三、政策建議
從以上的實(shí)證分析可以得出以下結(jié)論：從長(zhǎng)期看，貨幣供給量是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素。由于貨幣政策能夠通過貨幣供給量來影響國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，因此可以通過實(shí)施適宜的貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行宏觀調(diào)控。由于在長(zhǎng)期中貨幣供給量對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有正向影響，緊縮性的貨幣政策可以抑制經(jīng)濟(jì)的過快增長(zhǎng)，而穩(wěn)定的貨幣供應(yīng)量可以避免消費(fèi)和投資的過快增長(zhǎng)，可以有效穩(wěn)定市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)，防止通貨膨脹的發(fā)生。
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關(guān)鍵詞:貨幣供應(yīng)量;外匯儲(chǔ)備
中圖分類號(hào):F83
文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A
文章編號(hào):1672-3198(2010)21-0185-01
1 變量引入及研究原因闡述
由于受美國(guó)次貸危機(jī)的影響,各國(guó)經(jīng)濟(jì)都受到了不同程度的牽連,作為貨幣當(dāng)局的中國(guó)央行如何應(yīng)對(duì)這一挑戰(zhàn),要求央行具有很高的金融操作和應(yīng)對(duì)能力,回顧近年來我國(guó)金融市場(chǎng)上資金流動(dòng)性過剩的問題,所以很有必要對(duì)貨幣供應(yīng)量進(jìn)行深入的研究。
本文的研究目標(biāo)是試圖建立一個(gè)比較完整的影響貨幣政策工具有效性的模型,通過對(duì)影響我國(guó)貨幣供給量的各項(xiàng)央行貨幣工具的有效性進(jìn)行研究,揭示出我國(guó)央行諸多貨幣政策工具中各工具作用的效率大小,從而為各種中央銀行貨幣政策工具的合理運(yùn)用提供決策參考。
數(shù)據(jù)來源;本文中所選取的數(shù)據(jù)均來自中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站(pbc.省略),且選取的是2007年1月到2009年3月的數(shù)據(jù),這段時(shí)間正好是金融危機(jī)發(fā)生及蔓延的時(shí)期。共27個(gè)觀測(cè)值。
變量描述:本文以廣義的貨幣供應(yīng)量M2為被解釋變量,用HBGY表示;以我國(guó)中央銀行貨幣政策的各種操作變量為解釋變量,包括外匯儲(chǔ)備、匯率、國(guó)債成交金額、拆借市場(chǎng)七天拆借交易量、貨幣當(dāng)局發(fā)行的債券、政府存款和金融機(jī)構(gòu)貸款額七個(gè)變量,分別用WHCB、HL、GZCJE、CJ、ZQ、ZFCK和DK表示。
2 模型構(gòu)建及結(jié)果分析
從對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS后的結(jié)果中可以看到,其判定系數(shù)R-squared很高達(dá)到了0.998514可以看出該模型中存在明顯的偽回歸現(xiàn)象,所以模型中的數(shù)據(jù)存在非平穩(wěn)的問題,我們?cè)賹?duì)這8個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)后得出HBGY是二階差分平穩(wěn)的。故應(yīng)該用這8個(gè)變量的二階差分平穩(wěn)I(2)來估計(jì)模型。同時(shí)考慮到經(jīng)濟(jì)變量之間的多重共線性問題,所以剔除那些t值不顯著和可能引起多重共線性問題的變量后,對(duì)模型進(jìn)行精簡(jiǎn),最后選取了3個(gè)自變量,仍然使用原數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,得到的結(jié)果如下:
DHBGY=83.39446146+5.368769503*DWHCB-0.4579679933*DZQ+1.078329855*DDK
(0.13) (2.7) (-2.2) (6.9)
R2=0.76 SSE=2.05E+08
從上面可以看出剔除那些不顯著的變量能夠很好的降低多重共線性的問題,我們?cè)賹?duì)該新模型進(jìn)行t、F檢驗(yàn),所有變量的t檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)均通過。下面對(duì)該模型進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn):該模型的D-W統(tǒng)計(jì)值為2.510182,通過查表知其dl和du值為1.123和1.654,故該模型不存在自相關(guān)的問題,最后對(duì)該模型進(jìn)行檢驗(yàn),取分界點(diǎn)為2008:01,得到結(jié)果:F-statistic=1.886942.F-statistic值很明顯小于臨界值3.47,所以不拒絕H0,通過了檢驗(yàn)。
通過以上回歸分析可以發(fā)現(xiàn):首先,在短期內(nèi)決定我國(guó)貨幣量投放的主要因素是金融機(jī)構(gòu)的信貸規(guī)模,在其他變量保持不變的情況下,當(dāng)金融機(jī)構(gòu)的信貸規(guī)模每增加一個(gè)百分點(diǎn),貨幣供應(yīng)量M2就會(huì)增加1.0783個(gè)百分點(diǎn)。可見,影響程度是很大的。其次,貨幣當(dāng)局發(fā)行的債券數(shù)量對(duì)貨幣供應(yīng)量呈負(fù)相關(guān),這也是公開市場(chǎng)操作的原理,中央銀行通過用增發(fā)債券的方法來實(shí)行緊縮的貨幣政策,即通過減少流通中的貨幣來平穩(wěn)過熱的經(jīng)濟(jì)。這種影響也是顯著的,為0.4580的比率.值得注意的是,外匯儲(chǔ)備是引起M2波動(dòng)的一個(gè)非常重要的原因,它對(duì)M2存在顯著的正面影響,在其他變量保持不變的情況下,外匯儲(chǔ)備每增加一個(gè)百分點(diǎn),會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量5.3688個(gè)百分點(diǎn)的擴(kuò)張,這種影響是相當(dāng)大的,我們知道一國(guó)的外匯儲(chǔ)備是通過用本國(guó)貨幣來購買的,也就相當(dāng)于要同時(shí)向市場(chǎng)上投放大量的本國(guó)貨幣,這也是造成當(dāng)前我國(guó)流動(dòng)性過剩問題的一個(gè)重要原因。
3 政策及建議
當(dāng)今金融危機(jī)的爆發(fā),對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)的沖突逐漸通過國(guó)外的因素傳導(dǎo)到國(guó)內(nèi),而外匯儲(chǔ)備作為和外幣直接相關(guān)的因素就產(chǎn)生了更加大的影響,改革開放以來,我國(guó)隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展形成了龐大的外匯儲(chǔ)備額,目前居世界首位,雖然保有適當(dāng)?shù)耐鈪R儲(chǔ)備額是一國(guó)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié),實(shí)現(xiàn)該國(guó)貨幣匯率穩(wěn)定的重要手段,但外匯儲(chǔ)備規(guī)模的急劇擴(kuò)大也會(huì)對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展造成很大的負(fù)面影響。
要保持經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行,對(duì)外匯儲(chǔ)備進(jìn)行合理的管理是不容忽視的重要手段,為了對(duì)外匯儲(chǔ)備額進(jìn)行有效的管制,本文建議如下:
(1)根據(jù)國(guó)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際需要適時(shí)調(diào)整國(guó)家外匯儲(chǔ)備的結(jié)構(gòu),減持美元,增持歐元,增加石油儲(chǔ)備,適量持有與我國(guó)經(jīng)貿(mào)關(guān)系迅速發(fā)展的國(guó)家的金融資產(chǎn)。
關(guān)鍵詞:貸款基準(zhǔn)利率;Shibor;基礎(chǔ)貨幣被動(dòng)投放
Abstract:Money supply is the intermediate objective of China's monetary policy. One of the essential variables that influence money supply is interest rate. Generally speaking,the interest rate is negatively related to a country's money supply, however,this relationship needs to be reexamined in China where the monetary base is passively released to the economy. Consider that China is in the transition period of the interest rate marketization,when the regulated interest rate coexists with the benchmark interest rate Shibor which is now developing,it is necessary to use Shibor as the intermediate variable to analyze the influence of the change of regulated interest rate on the money supply.
Key Words:benchmark interest rate of loans,shibor,passive release of monetary base
中圖分類號(hào):F822.0 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):1674-2265(2009)11-0021-04
一、問題的提出
伴隨著我國(guó)持續(xù)的國(guó)際收支雙順差,外匯占款在我國(guó)基礎(chǔ)貨幣中所占比率不斷上升。從2003年的48.1%到2009年7月的74.03%――基礎(chǔ)貨幣被動(dòng)投放的格局在短期內(nèi)難以改變,并由此造成流動(dòng)性的被動(dòng)增加。在這一大背景下,我國(guó)經(jīng)濟(jì)卻有著兩種截然不同的經(jīng)歷。從2007年開始到2008年9月美國(guó)次貸危機(jī)演變?yōu)橛绊懭虻慕鹑谖C(jī)之時(shí),抑制經(jīng)濟(jì)由偏快走向過熱、控制流動(dòng)性過剩和通貨膨脹一直是國(guó)內(nèi)宏觀調(diào)控的主旋律。中國(guó)人民銀行通過多次發(fā)行央行票據(jù),頻繁上調(diào)準(zhǔn)備金率(從2006年7月到2008年3月,央行連續(xù)16次上調(diào)法定存款準(zhǔn)備金率)和金融機(jī)構(gòu)存貸款基準(zhǔn)利率(2007年上調(diào)了6次)來表現(xiàn)調(diào)控經(jīng)濟(jì)的方向和決心。然而,這一形勢(shì)在2008年9月發(fā)生了轉(zhuǎn)折――雖然基礎(chǔ)貨幣大量被動(dòng)投放的局面沒有緩解――但我國(guó)突然面臨著經(jīng)濟(jì)緊縮的危險(xiǎn),流動(dòng)性過剩和通貨膨脹的壓力仿佛瞬間消失了,央行的利率政策也隨之急速逆轉(zhuǎn),從2008年9月16日到12月23日短短三個(gè)月的時(shí)間內(nèi)五次下調(diào)金融機(jī)構(gòu)存貸款基準(zhǔn)利率。在國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)冰火兩重天的境遇中,央行都逆勢(shì)而又頻繁地調(diào)整了存貸款基準(zhǔn)利率,以圖維持經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。可以看到,我國(guó)的通貨膨脹率在經(jīng)濟(jì)逆轉(zhuǎn)前得到了一定的控制;從金融危機(jī)爆發(fā)至今,國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)也開始回暖,整個(gè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展軌跡沒有大起大落。在這一過程中,對(duì)利率調(diào)控的有效性存有爭(zhēng)論。對(duì)于2007年央行連續(xù)上調(diào)利率的貨幣政策,有學(xué)者不以為然,認(rèn)為我國(guó)逐步開始顯現(xiàn)的“金融脫媒”以及作為經(jīng)濟(jì)主體的企業(yè)對(duì)利率的不敏感性導(dǎo)致利率政策調(diào)控?zé)o效,與此相反的觀點(diǎn)則指出我國(guó)應(yīng)加強(qiáng)利率機(jī)制在貨幣調(diào)控中的作用,因?yàn)檫@順應(yīng)了全球趨勢(shì)和中國(guó)貨幣調(diào)控機(jī)制的改革方向。利率調(diào)控在我國(guó)貨幣政策中的作用已成為一個(gè)爭(zhēng)鳴的焦點(diǎn),因研究視角不同,得出的結(jié)論也不同。其中從基礎(chǔ)貨幣大量被動(dòng)投放這一宏觀經(jīng)濟(jì)背景出發(fā),已有研究通過定性分析指出基礎(chǔ)貨幣被動(dòng)投放導(dǎo)致利率調(diào)節(jié)功效缺失。本文從定量分析出發(fā),利用2007年1月至2009年7月(我國(guó)利率調(diào)控頻繁期)的月度數(shù)據(jù),通過考察利率與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系以對(duì)這一問題作出再次審視。數(shù)據(jù)來源為中國(guó)人民銀行網(wǎng)站和上海銀行間拆借利率網(wǎng)站。
目前,我國(guó)的存款利率上限和貸款利率下限仍處于管制之中,央行的利率政策主要是對(duì)金融機(jī)構(gòu)的存貸款基準(zhǔn)利率進(jìn)行調(diào)整。與此同時(shí),我國(guó)繼續(xù)推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革,積極培育真正的市場(chǎng)基準(zhǔn)利率,于2007年1月4日推出上海銀行間拆放利率Shibor,其將來的作用類似于美國(guó)聯(lián)邦基金利率或倫敦銀行同業(yè)拆借利率Libor。要在這一過渡時(shí)期分析我國(guó)利率與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系,就應(yīng)分為兩部分:一是考察目前的管制利率與市場(chǎng)利率的聯(lián)動(dòng)性;二是運(yùn)用時(shí)間序列的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法分析市場(chǎng)利率與貨幣供應(yīng)量之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系。
二、管制利率與Shibor的聯(lián)動(dòng)性
從銀行主體性的角度考慮,此處的管制利率選擇金融機(jī)構(gòu)的貸款基準(zhǔn)利率。Shibor目前有隔夜、1周、2周、1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月、9個(gè)月及1年八個(gè)品種。基于匹配性,此處貸款基準(zhǔn)利率選擇六個(gè)月以內(nèi)(含六個(gè)月)和六個(gè)月至一年(含一年),Shibor選擇6個(gè)月和1年兩種,用EViews5.0得到的圖形如圖1-2(考慮到節(jié)假日因素,Shibor曲線出現(xiàn)個(gè)別斷點(diǎn))。
從圖1-2可以十分清晰地看出,無論是6個(gè)月的Shibor還是1年的Shibor都與相應(yīng)期限的貸款基準(zhǔn)利率有著幾乎一致的變化步調(diào),這說明央行對(duì)于基準(zhǔn)利率的人為調(diào)整可以準(zhǔn)確地控制較長(zhǎng)期的市場(chǎng)利率水平。由于Shibor的期限大部分是短期,同時(shí)短期利率水平能夠更及時(shí)地反映出市場(chǎng)資金的供求狀況,所以有必要對(duì)代表Shibor不同期限的利率水平走向作出比較。這里選取隔夜、1周、1個(gè)月和6個(gè)月的Shibor數(shù)據(jù)。圖3-4顯示,Shibor的期限結(jié)構(gòu)漸趨明顯。2007、2008年的短期Shibor波動(dòng)幅度明顯,但從波動(dòng)軸心看,6個(gè)月以下的Shibor水平與6個(gè)月的Shibor有明顯的相關(guān)性;2009年的Shibor持續(xù)在低位運(yùn)行。用均值得到的結(jié)果更清晰地顯示出這一點(diǎn)。由此可以得出,目前央行對(duì)管制基準(zhǔn)利率的調(diào)整不僅可以準(zhǔn)確地影響以Shibor為代表的相應(yīng)期限的市場(chǎng)利率,同時(shí)還借助利率期限結(jié)構(gòu)影響整個(gè)市場(chǎng)利率水平。
三、Shibor與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的實(shí)證分析
貨幣供應(yīng)量是一國(guó)經(jīng)濟(jì)冷暖的重要指示器。中央銀行通過直接增減基礎(chǔ)貨幣和間接調(diào)整貨幣乘數(shù)來控制貨幣供應(yīng)量的大小。如果一國(guó)的貨幣供應(yīng)量超過了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的需求,就會(huì)出現(xiàn)流動(dòng)性過剩,對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生不利影響;同時(shí),當(dāng)一國(guó)需要大力發(fā)展實(shí)體經(jīng)濟(jì)時(shí),也需要貨幣供應(yīng)量有相應(yīng)的增加,這兩種情況正是2007年以來至今我國(guó)經(jīng)濟(jì)的寫照。中央銀行對(duì)利率的調(diào)整可以通過影響貨幣乘數(shù)影響貨幣供給,同時(shí)貨幣供給的大小也影響著利率的高低。一般來講,在貨幣需求沒有明顯變化的情況下,利率水平與貨幣供給成反比關(guān)系。但是這樣的關(guān)系是以央行主動(dòng)投放基礎(chǔ)貨幣為假定前提的,而我國(guó)央行對(duì)利率的調(diào)控――無論是2007年的經(jīng)濟(jì)膨脹還是2008年的經(jīng)濟(jì)緊縮――大背景都是被動(dòng)投放基礎(chǔ)貨幣。在這種情況下,利率水平與貨幣供給能否相互解釋就需要用我國(guó)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)予以考察。
上文已經(jīng)指出我國(guó)央行對(duì)貸款利率的調(diào)整可以影響以Shibor為代表的市場(chǎng)利率的同步變化。下面就以交易最活躍的1周和6個(gè)月Shibor為例,以M1表示貨幣供應(yīng)量,運(yùn)用時(shí)間序列的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法分析我國(guó)利率與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系。數(shù)據(jù)為2007年1月至2009年7月的月度數(shù)據(jù),其中Shibor為各月末的20日均值。為消除異方差的影響,Shibor與M1采用自然對(duì)數(shù)的形式。
(一)時(shí)間序列的趨勢(shì)判斷
恰當(dāng)?shù)孛枋鲇汹厔?shì)的行為的統(tǒng)計(jì)模型是把時(shí)間序列寫成是獨(dú)立同分布序列, ,。
的回歸結(jié)果如下,M1以億元為單位。
的回歸結(jié)果如下,
以 %為單位。
的回歸結(jié)果如下,
以%為單位。
、 和都有統(tǒng)計(jì)顯著的時(shí)間趨勢(shì),所以在單位根檢驗(yàn)中需要加進(jìn)時(shí)間趨勢(shì)。
(二)單位根檢驗(yàn)
對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整分析之前先要對(duì)變量平穩(wěn)性作檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)是判斷時(shí)間序列平穩(wěn)性最常用的方法,單位根檢驗(yàn)方法主要有DF檢驗(yàn)法、ADF檢驗(yàn)法和PP檢驗(yàn)法,這里使用擴(kuò)展的迪基―富勒(ADF)檢驗(yàn)。取一階滯后的ADF檢驗(yàn)的基本方程為:
,式中虛擬假設(shè)是
對(duì)立假設(shè)是 。 、 和
的ADF檢驗(yàn)結(jié)果為:
即使在10%的顯著性水平上也不能拒絕原假設(shè),所以、和 均存在單位根。對(duì) 、和取一階差分再作ADF檢驗(yàn)。由于已取差分,不再加入時(shí)間趨勢(shì),檢驗(yàn)結(jié)果為:
由上表看出,和 的一階差分序列為平穩(wěn)時(shí)間序列,即和 遵循I(1)過程。但是,在取一階差分后仍為非平穩(wěn)序列。事實(shí)上,在對(duì) 進(jìn)行二階差分后,即在1%的置信水平上為平穩(wěn)序列。如下表所示:
因?yàn)樾蛄?和序列的單整階數(shù)不同,所以找不到 使 為
過程,即無法解釋 的變化。而和 是兩個(gè) 過程,這意味著可能存在使 為過程,需對(duì)和進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。
(三)協(xié)整檢驗(yàn)
時(shí)間序列和 均存在單位根并且同為 過程,此時(shí)可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),考察兩者是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,也為下一步的格蘭杰因果檢驗(yàn)形式的選擇作準(zhǔn)備。協(xié)整檢驗(yàn)有兩種,一種是對(duì)回歸殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)的恩格爾―格蘭杰兩步法,另一種是對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行整體檢驗(yàn)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。此處采用恩格爾―格蘭杰兩步法。
和存在時(shí)間趨勢(shì),協(xié)整檢驗(yàn)的回歸方程為 ,對(duì)殘差 作ADF檢驗(yàn),如果 存在單位根,則和
不存在協(xié)整關(guān)系。
取為 , 為 ,作上述回歸,得到估計(jì)的回歸方程為
,對(duì)由此得到的殘差序列作ADF檢驗(yàn),取一階滯后,即對(duì)和回歸,結(jié)果如下:
存在單位根,所以 和不存在協(xié)整關(guān)系,兩者無長(zhǎng)期均衡關(guān)系。
(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)
由于不平穩(wěn)時(shí)間序列和 之間不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,對(duì)它們之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)就需要先將變量差分平穩(wěn)化處理后再用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法。 和序列均為 ,對(duì)
和 進(jìn)行檢驗(yàn)。
一階滯后的檢驗(yàn)結(jié)果如上。
二階滯后的檢驗(yàn)結(jié)果如上。
可以看出,不論是檢驗(yàn)是否是
的葛蘭杰原因,還是檢驗(yàn) 是否是
的格蘭杰原因,p值都在可接受的水平之上,所以都接受了彼此不是葛蘭杰原因的假設(shè),即和不存在因果關(guān)系,1周Shibor的變化不導(dǎo)致M1的變化,M1的變化也不導(dǎo)致1周Shibor的變化。
四、結(jié)論與啟示
在首先考察了作為央行利率調(diào)控對(duì)象的貸款基準(zhǔn)利率與正在逐步培育的市場(chǎng)基準(zhǔn)利率Shibor之間的關(guān)系后發(fā)現(xiàn),央行對(duì)管制利率的改動(dòng)不僅對(duì)市場(chǎng)有信號(hào)作用,而且確實(shí)影響著整個(gè)市場(chǎng)利率水平。但是對(duì)市場(chǎng)利率與貨幣供應(yīng)量的實(shí)證分析表明,兩者之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,也不能作為彼此的格蘭杰原因。也就是說,貸款基準(zhǔn)利率的變動(dòng)雖然能影響市場(chǎng)利率走向,但并不能帶來貨幣供應(yīng)量的變化,央行的利率調(diào)控政策對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的走向缺乏逆勢(shì)的作用力。
這說明,主動(dòng)投放基礎(chǔ)貨幣情況下利率對(duì)貨幣供應(yīng)量的反向影響并不適用于被動(dòng)投放基礎(chǔ)貨幣的情形。在我國(guó),基礎(chǔ)貨幣的被動(dòng)投放比例越來越高,這就意味著央行通過利率調(diào)控經(jīng)濟(jì)的能力逐漸減弱。
最后需指出的是,由于作為文中重要指標(biāo)的市場(chǎng)利率Shibor于2007年1月4日才推出,樣本數(shù)相對(duì)較少,在基礎(chǔ)貨幣被動(dòng)投放的局面仍將持續(xù)的情況下,應(yīng)對(duì)Shibor與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系跟蹤觀察以對(duì)我國(guó)利率調(diào)控的效果作出準(zhǔn)確評(píng)價(jià)。
參考文獻(xiàn):
[1]吳麗華,孟照建.我國(guó)連續(xù)上調(diào)法定存款準(zhǔn)備金率的效果評(píng)價(jià)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài),2008,(4).
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【關(guān)鍵詞】CPI 貨幣供應(yīng)量 回歸
一、通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量的界定
（一）通貨膨脹及其度量
通貨膨脹是指一般物價(jià)水平在一定時(shí)期內(nèi)持續(xù)普遍的上漲，度量通貨膨脹的指標(biāo)主要有居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、批發(fā)物價(jià)指數(shù)（WPI）、生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)（PPI）、GDP折算指數(shù)。本文將選擇居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）作為通貨膨脹的度量指標(biāo)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）是綜合反映一定時(shí)期內(nèi)居民消費(fèi)品的價(jià)格的變動(dòng)趨勢(shì)和程度的價(jià)格指數(shù)。
（二）貨幣供應(yīng)量及其度量
1.國(guó)際貨幣基金組織對(duì)貨幣供應(yīng)量的度量。國(guó)際貨幣基金組織采用三個(gè)口徑對(duì)貨幣的供應(yīng)量進(jìn)行度量，這三個(gè)口徑分別是通貨、貨幣、準(zhǔn)貨幣；“通貨”指流通貨幣，包括紙幣、鑄幣等有形實(shí)體貨幣和信用貨幣；“貨幣”包括存款貨幣銀行之外的通貨以及私人部門的活期存款；“準(zhǔn)貨幣”等于儲(chǔ)蓄存款、定期存款以及外幣存款之和。
2.中國(guó)對(duì)貨幣供應(yīng)量的度量。中國(guó)對(duì)貨幣供應(yīng)量的度量也分為三個(gè)口徑，這三個(gè)口徑分別為M0、M1以及M2。M0指流通中的現(xiàn)金；M1等于流通中的現(xiàn)金與活期存款的和；M2等于流通中的現(xiàn)金、活期存款、定期存款、儲(chǔ)蓄存款、其他存款以及證券公司的客戶保證金。
二、通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系
傳統(tǒng)的貨幣數(shù)量學(xué)派認(rèn)為貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率成正相關(guān)，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家費(fèi)雪提出了費(fèi)雪方程式：MV=PT或P=MV/T（P為物價(jià)水平、M為貨幣供應(yīng)量、V為貨幣的流通速度、T為各類商品的交易數(shù)量），費(fèi)雪方程式表明物價(jià)水平P與貨幣供應(yīng)量同方向變化。現(xiàn)代貨幣主義的代表人物佛利德曼在1992年通過實(shí)證檢驗(yàn)得出貨幣供應(yīng)量與CPI沒有因果關(guān)系的結(jié)論。
麥克德雷斯和韋伯在1995年使用30個(gè)國(guó)家的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析得出貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率之間存在顯著的正相關(guān)的關(guān)系；姚遠(yuǎn)在2007年運(yùn)用方差分解和協(xié)整的計(jì)量方法得出貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹存在滯后效應(yīng)；伍志文在2002年通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)我國(guó)的貨幣供應(yīng)量與CPI存在負(fù)相關(guān)性。
三、通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的實(shí)證分析
本文選擇CPI作為通貨膨脹的度量指標(biāo)，分別選用M1和M2作為貨幣供應(yīng)量的度量指標(biāo)，選擇1997年1月至2010年10月的月度CPI、M1及M2的同比增長(zhǎng)率進(jìn)行實(shí)證分析。以下為實(shí)證結(jié)果：
從表1可以得到CPI對(duì)M1的回歸方程為：CPI=0.1279 M1-2.5484；從表2可以得到CPI對(duì)M2的回歸方程為：CPI=-0.2519 M2+4.1305；從表3可以發(fā)現(xiàn)CPI與M1的相關(guān)系數(shù)大于0，與M2的相關(guān)系數(shù)小于0。
四、結(jié)論
從以上分析我們發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量M1與消費(fèi)物價(jià)指數(shù)（CPI）成負(fù)相關(guān)的關(guān)系（相關(guān)系數(shù)小于零），貨幣供應(yīng)量M2與消費(fèi)物價(jià)指數(shù)（CPI））成正相關(guān)的關(guān)系（相關(guān)系數(shù)大于零），但是消費(fèi)物價(jià)指數(shù)（CPI）無論是與M1和M2的相關(guān)性都不太顯著（相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值較小）
參考文獻(xiàn)
【關(guān)鍵詞】 通貨膨脹 CPI M1 格蘭杰因果關(guān)系 協(xié)整檢驗(yàn)
1. 問題的提出
中國(guó)經(jīng)濟(jì)在改革開放之后的大部分時(shí)間內(nèi)都保持著高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。通過比較1980年至2011年間的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，名義GDP到2011年底為止已經(jīng)達(dá)到471564億，大約是1980年GDP的100倍，這樣的一個(gè)成績(jī)使得中國(guó)成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，僅居于美國(guó)。然而這種經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的背景下，中國(guó)國(guó)內(nèi)的物價(jià)水平也開始不斷升高。
最近的一次通貨膨脹從2006年開始，從2006年開始我國(guó)的CPI開始出現(xiàn)明顯持續(xù)的上漲。與此同時(shí)，我國(guó)的貨幣供應(yīng)量的增速也發(fā)生明顯的變化。一般來講，隨著國(guó)內(nèi)產(chǎn)出的增長(zhǎng)，一個(gè)國(guó)家的貨幣供應(yīng)量也會(huì)相應(yīng)的不斷增長(zhǎng)。但是對(duì)于中國(guó)來講，以1979年為分界嶺，中國(guó)的貨幣供應(yīng)量開始突然提速，當(dāng)年的M0、M1和M2增速分別達(dá)到26.33%、27.68%和25.80%，而當(dāng)年 GDP 的增長(zhǎng)也只有7.6%。
雖然通貨膨脹的成因是非常復(fù)雜的并常常是多種因素共同作用的結(jié)果，但貨幣因素一般來講是其中一個(gè)關(guān)鍵的因素。那么對(duì)于2006-2011年的之間的這次通貨膨脹來講，貨幣供應(yīng)量變化是否存在與通貨膨脹的因果關(guān)系。本文運(yùn)用定性與定量、理論與實(shí)證相結(jié)合的方法對(duì)上述問題進(jìn)行相關(guān)探討。
2. 通貨膨脹及其相關(guān)概念綜述
消費(fèi)物價(jià)指數(shù)英文縮寫為CPI，是根據(jù)與居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價(jià)格統(tǒng)計(jì)出來的物價(jià)變動(dòng)指標(biāo)，由于CPI通常被作為觀察通貨膨脹水平的重要指標(biāo)，因此本文將國(guó)家統(tǒng)計(jì)局每個(gè)月公布的CPI作為我國(guó)通貨膨脹水平的指標(biāo)。
貨幣供應(yīng)量一般來講可分為以下幾個(gè)層面：
MO 為流通中現(xiàn)金；
M1 = M0+企業(yè)單位活期存款+農(nóng)村存款+機(jī)關(guān)團(tuán)體部隊(duì)存款十個(gè)人持有的信用卡類存款 ，是通常所說的狹義貨幣量，流動(dòng)性較強(qiáng)；
M2 =M1+城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款+企業(yè)存款中具有定期存款性質(zhì)的存款（定期存款和自籌基建），是廣義貨幣量；
M3 是考慮到金融創(chuàng)新的現(xiàn)狀而設(shè)立的，暫未測(cè)算。
由于狹義貨幣供應(yīng)量M1流動(dòng)性較強(qiáng)，因此本文取M1為衡量貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)。
3. 實(shí)證分析
3.1研究方法及數(shù)據(jù)選擇
本文選取2006年1月到2011年12月的每月的數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行研究，以貨幣供應(yīng)量M1和物價(jià)指數(shù)CPI相對(duì)于上年同月的變化率為考察對(duì)象，分別記為m1r和cpir。
3.2單位根檢驗(yàn)
分別對(duì)m1r以及cpir進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其序列平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如下：
上面表1中ADF檢驗(yàn)表明，cpir序列和m1r序列的ADF值大于5%臨界值，因此我們可以接受原假設(shè)，得知cpir序列和m1r序列有單位根是非平穩(wěn)的。
因此我們對(duì)cpir以及m1r的一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果如下表所示：
從上面表2的ADF檢驗(yàn)中我們可以得出cpir序列以及m1r序列是一階單整的。
由于cpir序列與m1r序列同階單整，因此我們可以對(duì)cpir序列以及m1r序列做協(xié)整檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)兩者之間是否有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。
3.3協(xié)整檢驗(yàn)
協(xié)整檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：
從表3可以知道，存在1個(gè)協(xié)整向量的原假設(shè)在5%顯著性水平可以接受。故認(rèn)為M1同比增長(zhǎng)率和CPI增長(zhǎng)率之間有且只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。
3.4格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)
我們對(duì)cpir和m1r的一階差分序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，確定滯后階數(shù)為3。檢驗(yàn)結(jié)果如下：
根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可判斷，貨幣供應(yīng)量M1變化率能有效的解釋CPI變化率。因此貨幣供應(yīng)量M1變化率和通貨膨脹變化率存在著唯一的單向的格蘭杰因果關(guān)系。
4. 結(jié)論與建議
4.1貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。
4.2在2006年1月到2011年12月期間貨幣M1供應(yīng)增長(zhǎng)與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的物價(jià)波動(dòng)存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，其中M1是指狹義貨幣供應(yīng)量。
4.3一方面，目前偏快的貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)過熱，所以應(yīng)當(dāng)采取措施降低貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率。
參考文獻(xiàn)：
[1] 張國(guó)洪，曾永平.通貨膨脹及緊縮與貨幣供應(yīng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].西南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2005，（3）：39-41.
關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；通貨膨脹；單位根檢驗(yàn)
Abstract：The article using broad money supply M2 and CPI from 1997 to the third quarter of 2010 for the sample data approves that currency supply has limited effects on inflation applying unit root test and granger causality tests，and on the basis of this conclusion proposes the corresponding policies.
Key Words：currency supply，inflation，unit root test
中圖分類號(hào)：F830文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B 文章編號(hào)：1674-2265（2011）03-0019-04
一、引言
我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的市場(chǎng)化趨勢(shì)不斷增強(qiáng)，研究貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的關(guān)系有助于了解我國(guó)通貨膨脹的形成機(jī)制，從而制定相應(yīng)的治理政策。
截止到2010年11月末，廣義貨幣供應(yīng)量（M2）余額71.03萬億元，同比增長(zhǎng)19.5%，比上年同期低10.2個(gè)百分點(diǎn)；狹義貨幣（M1）余額25.94萬億元，同比增長(zhǎng)22.1%，比上年同期低12.5個(gè)百分點(diǎn)；流通中貨幣（M0）余額4.23萬億元，同比增長(zhǎng)16.3%。11月凈投放現(xiàn)金607億元，同比少投放7億元。
截止到2010年11月末，人民幣貸款余額47.43萬億元，同比增長(zhǎng)19.8%，比上月末高0.5個(gè)百分點(diǎn)，比上年同期低14.1個(gè)百分點(diǎn)。從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布數(shù)據(jù)來看，自從2009年11月份CPI由負(fù)轉(zhuǎn)正，CPI指數(shù)不斷上升，近期通貨膨脹明顯，如圖1所示。
國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，11月份我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格（CPI）同比上漲5.1%，環(huán)比上漲1.1%，再次刷新年內(nèi)記錄。這是自2008年7月上漲6.3%之后，中國(guó)28個(gè)月以來CPI創(chuàng)下的最高漲幅。其中，食品價(jià)格11月份同比上漲11.7%，非食品價(jià)格上漲1.9%；消費(fèi)品價(jià)格上漲5.9%，服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格上漲2.6%。由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的滯后性，實(shí)際上CPI漲幅比所公布的數(shù)據(jù)還要高。短期來看，仍存在自然災(zāi)害、資金炒作等因素導(dǎo)致食品價(jià)格繼續(xù)上漲，而美元持續(xù)貶值以及全球新一輪寬松政策的預(yù)期，又會(huì)推高國(guó)際大宗商品價(jià)格進(jìn)而構(gòu)成輸入型通脹壓力。由此可見，我國(guó)正面臨著新的一輪通貨膨脹，受國(guó)際和國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的多重因素影響，防控通貨膨脹是我國(guó)當(dāng)前宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控面臨的最大問題之一。通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量之間存在什么樣的關(guān)系，貨幣供應(yīng)量多大程度上影響通貨膨脹，是本文研究的主要問題。
二、貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹關(guān)系的文獻(xiàn)綜述
研究中國(guó)貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間關(guān)系的文獻(xiàn)較多，但沒有統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)。一些文獻(xiàn)認(rèn)為貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹有影響，仍然可以用貨幣數(shù)量論來解釋通貨膨脹。貨幣數(shù)量論解釋通貨膨脹的基本思想是，在其他條件不變的情況下，物價(jià)水平的高低和貨幣價(jià)值的大小是由貨幣數(shù)量決定的，這一理論的基礎(chǔ)是交換方程式：MV=PY，其中M為貨幣供應(yīng)量，V是貨幣流通速度，P為價(jià)格水平，Y為實(shí)際收入水平或產(chǎn)出。如果貨幣流通速度不變，則貨幣供應(yīng)量增加，通貨膨脹率增加。如唐毅亭、熊明淵（2008）分析了2007年下半年以來的通貨膨脹，認(rèn)為通貨膨脹依然可以在貨幣數(shù)量論的框架下解釋。王利、張桂喜（2009）以2000年到2008年的月度數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用VAR模型和ADL模型對(duì)影響我國(guó)通貨膨脹的貨幣因素進(jìn)行分析，研究表明我國(guó)通貨膨脹率變化符合貨幣數(shù)量論學(xué)說。
另外一些文獻(xiàn)則發(fā)現(xiàn)中國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹影響較小或者是沒有影響，如米詠梅、王憲勇（2009）的研究表明，我國(guó)通貨膨脹慣性很強(qiáng)，上期的通貨膨脹對(duì)當(dāng)期的通貨膨脹影響最大，而糧食價(jià)格上漲對(duì)通貨膨脹影響次之，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)是第三位的原因。王小廣、鄭慧（2009）分析了2003年11月到2005年3月、2006年12月到2008年8月的兩輪通貨膨脹，認(rèn)為兩輪通貨膨脹的主要原因是外部沖擊，貨幣因素對(duì)通貨膨脹的影響不明顯。王澤偉（2009）認(rèn)為寬松的貨幣供應(yīng)是通脹發(fā)生的必要條件而非充分條件，通脹之前必然有寬松的貨幣供應(yīng)，但寬松的貨幣供應(yīng)不一定帶來通貨膨脹。賈凱威、馬樹才（2009）利用VAR模型、方差分析及脈沖響應(yīng)分析的方法，以2000年3月到2008年2月月度數(shù)據(jù)為樣本，得出通貨膨漲的原因最初來自三個(gè)方面：工業(yè)增加值（13%）、通貨膨脹自身（60%）及貨幣供應(yīng)量（27%），貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹的影響較小。李臘生（2010）通過構(gòu)建同時(shí)包含實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)品價(jià)格與金融資產(chǎn)價(jià)格的貨幣數(shù)量方程，從實(shí)證的角度證實(shí)了貨幣數(shù)量方程擴(kuò)展的有效性，認(rèn)為貨幣供給過多只是誘發(fā)通貨膨脹的必要條件，而非充分條件。
三、貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹關(guān)系的實(shí)證分析
（一）變量和數(shù)據(jù)
1. 變量。本文對(duì)1997―2010年第3季度我國(guó)貨幣供應(yīng)量與物價(jià)之間的關(guān)系進(jìn)行分析，檢驗(yàn)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)與我國(guó)物價(jià)變動(dòng)之間是否有顯著的因果關(guān)系。其中貨幣供應(yīng)量指標(biāo)選取廣義貨幣供應(yīng)量M2作為變量，CPI是一個(gè)總量指標(biāo)，它所反映的是經(jīng)過加權(quán)平均后的總體價(jià)格水平，其變化幅度綜合反映了各類居民消費(fèi)品和居民服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格總水平的變化情況，因此選取CPI指數(shù)反映通貨膨脹的程度。
2. 數(shù)據(jù)。選取1997年1月至2010年第3季度的廣義貨幣供應(yīng)量M2、消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI的季度數(shù)據(jù)作為樣本，總計(jì)55個(gè)樣本。用Eviews5.0計(jì)量軟件，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)證分析貨幣供應(yīng)量變動(dòng)對(duì)我國(guó)通貨膨脹的影響。本文所有數(shù)據(jù)均來自中國(guó)人民銀行網(wǎng)站和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫。
（二）實(shí)證分析
在研究貨幣供應(yīng)量M2與CPI的關(guān)系時(shí)，本文首先對(duì)被分析經(jīng)濟(jì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，即需要確定每個(gè)變量的階數(shù)；其次再檢驗(yàn)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Engel-Granger方法，在進(jìn)行OLS 回歸后，需對(duì)殘差作平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果殘差序列平穩(wěn)，則回歸方程中的經(jīng)濟(jì)變量之間具有協(xié)整關(guān)系。運(yùn)用Engel-Granger方法識(shí)別兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量之間的協(xié)整關(guān)系，通過協(xié)整關(guān)系的實(shí)證分析，檢驗(yàn)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)物價(jià)是否有顯著影響。
1. 單位根檢驗(yàn)。時(shí)間序列計(jì)量分析需要樣本數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的單位根過程，否則就存在“偽回歸問題”。此外，由于協(xié)整檢驗(yàn)要求序列的積分階數(shù)必須相同，故在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先必須對(duì)M2和CPI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。為消除量綱影響并使變量的一階差分表示變化率，對(duì)M2、CPI的對(duì)數(shù)序列l(wèi)ogM2和logCPI運(yùn)用圖示法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如圖2和圖3所示，貨幣供應(yīng)量、消費(fèi)物價(jià)指數(shù)序列均是非平穩(wěn)的。
對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行一階差分，進(jìn)而對(duì)差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。
顯然，在一階差分序列下，各ADF統(tǒng)計(jì)量都小于5%顯著性水平下的臨界值，所以各一階差分序列在5%的顯著性檢驗(yàn)水平下都拒絕存在單位根的原假設(shè)，表明兩個(gè)序列都是一階差分平穩(wěn)的，即這些序列都是I（1）序列，它們的積分階數(shù)是相同的，可以對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整分析。
2. 協(xié)整檢驗(yàn)。運(yùn)用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。第一步，用普通最小二乘法對(duì)CPI做靜態(tài)回歸方程。模型設(shè)計(jì)比較理想，借助Eviews5.0得到如下的OLS協(xié)整回歸表達(dá)式：
（1）
第二步，對(duì)靜態(tài)回歸殘差做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明殘差不存在單位根，是平穩(wěn)序列，對(duì)協(xié)整回歸產(chǎn)生的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。
殘差序列ADF統(tǒng)計(jì)量小于5%置信水平下的臨界值，殘差序列可以通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，不存在單位根，說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。從分析結(jié)果來看，貨幣供應(yīng)量每增加1%，消費(fèi)物價(jià)指數(shù)上升0.0141%，反映出增加流通中貨幣量對(duì)物價(jià)上漲的作用不太明顯，即貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)通貨膨脹的影響程度不明顯。
3. 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。對(duì)貨幣供應(yīng)量M2與CPI進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)滯后階數(shù)取2―6階，從表3檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，滯后階數(shù)分別取2―6時(shí)，貨幣供應(yīng)量變動(dòng)是CPI的格蘭杰原因，但是CPI不是貨幣供應(yīng)量變動(dòng)的原因。
綜上，貨幣供應(yīng)量變動(dòng)是CPI變動(dòng)的格蘭杰原因，但是貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)對(duì)CPI變動(dòng)的影響不明顯。
目前大致有三類假說解釋為什么我國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹的影響程度不大。一是虛擬經(jīng)濟(jì)說，金融創(chuàng)新的速度不斷加快，貨幣資金不斷從商品市場(chǎng)流向證券市場(chǎng)、地下金融等領(lǐng)域，同時(shí)對(duì)貨幣流通速度也產(chǎn)生了較大的影響。從貨幣乘數(shù)和貨幣流通速度的反向關(guān)系對(duì)傳統(tǒng)的貨幣乘數(shù)進(jìn)行修正可以得出，金融創(chuàng)新使貨幣流通速度降低，這使得貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)沒有直接轉(zhuǎn)化為通貨膨脹。二是財(cái)政假說，政府通過增加貨幣供應(yīng)量的方式來平衡財(cái)政赤字，從而導(dǎo)致物價(jià)的上升，財(cái)富效應(yīng)使得居民減少了對(duì)商品和服務(wù)的需求，進(jìn)而使得物價(jià)水平下降，而這也使得貨幣數(shù)量論不再成立。三是貨幣化假說，我國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)型時(shí)期，貨幣供給不僅要滿足經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所帶來的需求，還要滿足市場(chǎng)化擴(kuò)張所帶來的新貨幣化經(jīng)濟(jì)的需求。中國(guó)的貨幣增長(zhǎng)在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中具有內(nèi)生性。謝平（1996）分析認(rèn)為，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)改革較為成功有兩個(gè)重要因素，其一是保持了較高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，其二是沒有發(fā)生東歐國(guó)家那樣的持續(xù)的高通貨膨脹，而根本原因在于中國(guó)的貨幣化過程。轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中的貨幣化過程導(dǎo)致超速的貨幣供應(yīng)，使政府得到了巨額的貨幣發(fā)行收入，這些貨幣發(fā)行收入在改革的進(jìn)程中提供了一種利益補(bǔ)償機(jī)制，因此貨幣化過程提供了無通貨膨脹情況下維持改革速度的有利條件。
四、結(jié)論和政策建議
從以上實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果得出，貨幣供應(yīng)量對(duì)我國(guó)通貨膨脹程度有影響但是影響不明顯。央行可以將貨幣政策的重心集中于穩(wěn)定國(guó)內(nèi)物價(jià)。除此之外，造成我國(guó)目前通貨膨脹的其他原因有：首先，成本上升推進(jìn)物價(jià)上漲。我國(guó)當(dāng)前已經(jīng)進(jìn)入高成本時(shí)代，勞動(dòng)力供給逐步從無限供給向局部短缺轉(zhuǎn)變，促使勞動(dòng)力成本上升。此外，美國(guó)實(shí)行量化寬松貨幣政策，引導(dǎo)美元貶值，削弱了美元資產(chǎn)對(duì)短期國(guó)際資本的吸引力，導(dǎo)致大量短期國(guó)際資本涌入收益率較高的中國(guó)，加劇國(guó)內(nèi)市場(chǎng)流通性過剩問題，進(jìn)一步推動(dòng)資產(chǎn)價(jià)格上漲。另外，由于我國(guó)對(duì)鐵礦石、石油等國(guó)際大宗商品高度依賴，面臨國(guó)際市場(chǎng)輸入型通貨膨脹的風(fēng)險(xiǎn)加大。國(guó)際大宗商品價(jià)格上漲會(huì)通過進(jìn)口途徑傳導(dǎo)至國(guó)內(nèi)，引起國(guó)內(nèi)商品價(jià)格上漲，加劇國(guó)內(nèi)通脹預(yù)期。為此，從以下幾個(gè)方面提出相應(yīng)的對(duì)策：
（一）控制貨幣供應(yīng)量
控制貨幣供應(yīng)量主要從兩個(gè)方面來實(shí)施：一方面，要控制基礎(chǔ)貨幣，防止流動(dòng)性泛濫，人民銀行要加強(qiáng)銀行體系流動(dòng)性的調(diào)控，利用發(fā)行不同期限的票據(jù)等手段平緩短期的市場(chǎng)資金波動(dòng)，加大央行票據(jù)對(duì)沖力度，回收流動(dòng)性。另一方面，加強(qiáng)對(duì)商業(yè)銀行貸款的窗口指導(dǎo)，引導(dǎo)資金流向，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。要求商業(yè)銀行強(qiáng)化資本約束的經(jīng)營(yíng)理念，堅(jiān)持穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)，合理安排貸款進(jìn)度，又要促進(jìn)銀行信貸的持續(xù)均衡投放和保持合理的增長(zhǎng)速度。監(jiān)管部門應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)信貸資金流向的監(jiān)管，在運(yùn)用上應(yīng)當(dāng)注意優(yōu)化調(diào)整信貸資金的結(jié)構(gòu)，既要促使資金更多地流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，帶來相應(yīng)的社會(huì)產(chǎn)品的產(chǎn)出，同時(shí)，嚴(yán)防信貸資金流入資本市場(chǎng)形成金融資產(chǎn)的泡沫，引發(fā)潛在的金融風(fēng)險(xiǎn)。
（二）加強(qiáng)價(jià)格調(diào)控及管理制度建設(shè)
加強(qiáng)價(jià)格調(diào)控監(jiān)管，對(duì)切實(shí)穩(wěn)定通脹及通脹預(yù)期具有重要意義。完善關(guān)系國(guó)計(jì)民生的重要物資如糧食、豬肉、食用植物油、棉花價(jià)格調(diào)控制度，積極采取信息引導(dǎo)、扶持生產(chǎn)、產(chǎn)銷銜接、促進(jìn)流通，以及必要的臨時(shí)價(jià)格干預(yù)等手段穩(wěn)定價(jià)格。同時(shí)健全糧食、豬肉、食用植物油、棉花等關(guān)鍵物品的儲(chǔ)備制度，并建立價(jià)格預(yù)警，使儲(chǔ)備、價(jià)格、進(jìn)出口有機(jī)地結(jié)合起來。此外，積極運(yùn)用價(jià)格調(diào)節(jié)基金，支持價(jià)格監(jiān)測(cè)、信息、建設(shè)副食品生產(chǎn)基地和市場(chǎng)體系。完善成品油、住房、資源性產(chǎn)品等關(guān)鍵物品價(jià)格調(diào)控制度。在壟斷性行業(yè)，進(jìn)行管理目標(biāo)明確、管理程序方法規(guī)范、價(jià)格合理的價(jià)格管理制度建設(shè)。遵循經(jīng)濟(jì)規(guī)律，增進(jìn)社會(huì)福利，逐漸解決目前嚴(yán)重的價(jià)格不公平問題。
（三）防止輸入型通貨膨脹
量化寬松貨幣政策以后，全球整個(gè)貨幣供應(yīng)量大幅度增長(zhǎng)，流動(dòng)性泛濫給中國(guó)帶來的輸入性通脹壓力相當(dāng)大。解決輸入型通貨膨脹造成的不平衡問題成為各國(guó)通貨膨脹貨幣因素調(diào)整的基本前提，要重視國(guó)際資本的流動(dòng)，加強(qiáng)對(duì)國(guó)際資本流動(dòng)的監(jiān)管。任何國(guó)家從中長(zhǎng)期來解決流動(dòng)性過剩以及投機(jī)資本流動(dòng)的問題成本都很高，在我國(guó)外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境嚴(yán)峻的情況下，要加強(qiáng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)，與世界各國(guó)共同采取反通脹的措施，防止輸入型通貨膨脹的形成。
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關(guān)鍵詞：短期國(guó)際資本流動(dòng);廣義貨幣供應(yīng)量;經(jīng)濟(jì)波動(dòng)
1 引言
自2002年以來，隨著境外短期國(guó)際資本的大規(guī)模持續(xù)涌入，我國(guó)國(guó)內(nèi)相繼發(fā)生了房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫、股市上漲、人民幣升值、流動(dòng)性過剩和通貨膨脹。2007年美國(guó)次貸危機(jī)爆發(fā)并引發(fā)國(guó)際金融危機(jī)之后，全球金融機(jī)構(gòu)的“去金融杠杠化”趨勢(shì)強(qiáng)化，外部沖擊下的國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)劇烈演變，潛入的短期國(guó)際資本又出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)勢(shì)頭，與之伴隨著的是國(guó)內(nèi)貨幣政策困境、人民幣匯率波動(dòng)、股指大跌，以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩。因此，從當(dāng)前中國(guó)的現(xiàn)實(shí)國(guó)情出發(fā)，分析短期國(guó)際資本對(duì)我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響及其傳導(dǎo)渠道，科學(xué)而前瞻地研究短期國(guó)際資本流動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率波動(dòng)的關(guān)系，無疑是理論界和實(shí)務(wù)部門面臨的重要課題，同時(shí)也可為妥善應(yīng)對(duì)當(dāng)前的金融危機(jī)提供重要思路。
2 文獻(xiàn)回顧
值得注意的是，國(guó)內(nèi)外比較缺乏短期國(guó)際資本流動(dòng)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)關(guān)系的專門性研究成果。國(guó)外最新研究成果主要集中在以下兩方面：（1）國(guó)際資本流動(dòng)的影響因素及其多元化資產(chǎn)配置效應(yīng)。如edwards［1］，papaioannou［2］等。（2）資本流入對(duì)東道國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)變量所產(chǎn)生的影響。研究表明，資本過度流入會(huì)導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)過熱，具體表現(xiàn)為：一是引起貨幣擴(kuò)張，增大通貨膨脹壓力［3］；二是導(dǎo)致實(shí)際匯率升值，惡化貿(mào)易條件［4］；三是影響總需求［5］。
梳理并綜合目前國(guó)內(nèi)關(guān)于短期國(guó)際資本的研究文獻(xiàn)，大致分為三類。第一類主要是研究短期國(guó)際資本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的計(jì)量方法為：短期國(guó)際資本規(guī)模=國(guó)際收支凈誤差與遺漏+私人非銀行部門短期資本流入+以其它名義通過正常渠道流入的短期投機(jī)資本［6］。唐旭、梁猛認(rèn)為，短期國(guó)際資本從貿(mào)易渠道流入的成本較大，短期國(guó)際資本主要是通過外資企業(yè)的利潤(rùn)留存、外國(guó)直接投資折舊和外資投資企業(yè)的外債等三個(gè)渠道流入中國(guó)［7］。
第二類文獻(xiàn)主要分析影響短期國(guó)際資本流入我國(guó)的影響因素。代表性文獻(xiàn)有：王世華、何帆發(fā)現(xiàn)，人民幣升值預(yù)期是中國(guó)短期國(guó)際資本流動(dòng)的決定因素，良好的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況也會(huì)吸引短期國(guó)際資本流入［8］。張誼浩、裴平、方先明的研究結(jié)論認(rèn)為大量短期國(guó)際資本流入中國(guó)大陸除出于“套利”動(dòng)機(jī)外，還出于“套匯”和“套價(jià)”動(dòng)機(jī)［9］。
第三類文獻(xiàn)主要分析短期國(guó)際資本流入對(duì)我國(guó)資產(chǎn)價(jià)格的影響。劉莉亞研究結(jié)果表明：短期國(guó)際資本的大量流入顯著推動(dòng)住宅價(jià)格尤其是豪華住宅價(jià)格指數(shù)的上升［10］。張誼浩、沈曉華發(fā)現(xiàn)，人民幣升值和上證綜合指數(shù)上漲是短期國(guó)際資本流入中國(guó)的原因，但短期國(guó)際資本流入并不是上證綜合指數(shù)上漲的原因［11］。
國(guó)內(nèi)外研究成果對(duì)本文的實(shí)證分析具有重要啟示與借鑒意義。但考慮到目前的文獻(xiàn)尚缺乏針對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)與國(guó)內(nèi)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，特別是與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率波動(dòng)關(guān)系的專門成果，這與中國(guó)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健運(yùn)行的現(xiàn)實(shí)要求極不相符。為此，本文將從短期國(guó)際資本流動(dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響機(jī)制，以及短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響等方面展開研究。
3 理論模型
根據(jù)貨幣供給的乘數(shù)理論，假設(shè)在短期內(nèi)廣義貨幣供應(yīng)量(m2)為外生變量，貨幣供應(yīng)量主要由基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量(h)與貨幣乘數(shù)(λ)共同決定。假設(shè)，短期國(guó)際資本對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量影響的滯后期及廣義貨幣供應(yīng)量對(duì)產(chǎn)出影響的滯后期分別為a、b。在t期，廣義貨幣供應(yīng)量表達(dá)式如下
由（13）式可知：當(dāng)短期國(guó)際資本流動(dòng)scft-a-b0，若t+1-a-b期短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率高于t-a-b期短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率會(huì)上升；反之，則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率會(huì)下降。值得注意的是，本模型推導(dǎo)過程中隱含著短期國(guó)際資本對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制，即短期國(guó)際資本主要通過直接影響廣義貨幣供應(yīng)量來影響產(chǎn)出變化。。
4 樣本選擇及其描述
結(jié)合近年來國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際狀況，并考慮到數(shù)據(jù)的可獲性，本文選擇2000年第一季度到2008年第四季度的短期國(guó)際資本流動(dòng)、廣義貨幣供應(yīng)量和實(shí)際國(guó)民生產(chǎn)總值的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。本文所涉及的數(shù)據(jù)均來源于wind資訊系統(tǒng)。1 實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）與廣義貨幣供應(yīng)量（m2）
本文運(yùn)用價(jià)格指數(shù)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行處理得到不變價(jià)格國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的季度數(shù)據(jù)。由于不變價(jià)格國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值季度數(shù)據(jù)是一組具有較強(qiáng)季節(jié)特征的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，這里對(duì)其進(jìn)行季度調(diào)整，調(diào)整后的數(shù)據(jù)作為2000~2008年每季度的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。同時(shí)，考慮到我國(guó)目前利率市場(chǎng)化程度低，參照第二部分理論模型的推導(dǎo)結(jié)論，本文選取廣義貨幣供應(yīng)量m2作為短期國(guó)際資本對(duì)gdp進(jìn)行傳導(dǎo)的中間變量。2 短期國(guó)際資本流動(dòng)（scf）
本文參考并改進(jìn)張誼浩、沈曉華［11］計(jì)量短期國(guó)際資本流入規(guī)模的方法估算短期國(guó)際資本流動(dòng)規(guī)模。具體測(cè)算公式
短期國(guó)際資本流動(dòng)=外匯儲(chǔ)備增量-fdi-正常的貿(mào)易順差
在計(jì)算正常的貿(mào)易順差時(shí)，本文改用加權(quán)移動(dòng)平均法。在確定權(quán)重時(shí)，首先算出2000~2004年各季度貿(mào)易順差的估計(jì)值，貿(mào)易順差估計(jì)值的確定方法為：當(dāng)期季度貿(mào)易順差的估計(jì)值=當(dāng)期季度前四個(gè)季度貿(mào)易順差估計(jì)值的移動(dòng)平均值，例如2000年第一季度貿(mào)易順差估計(jì)值為1999年四個(gè)季度貿(mào)易順差的均值，2000年第二季度貿(mào)易順差的估計(jì)值為2000年第一季度貿(mào)易順差估計(jì)值和1999年第二季度到第四季度貿(mào)易順差的均值。然后將各季度實(shí)際的貿(mào)易順差除以對(duì)應(yīng)時(shí)期的貿(mào)易順差的估計(jì)值，將這些比率的均值確定為權(quán)重。經(jīng)計(jì)算，權(quán)重為1.16。基于2000~2004年我國(guó)貿(mào)易順差的變化比較平滑，2004年以后我國(guó)的貿(mào)易順差出現(xiàn)較大的波動(dòng)，本文認(rèn)為2000~2004年統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易順差額為正常貿(mào)易順差，2004年以后，統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易順差中含有大量的短期國(guó)際資本。此外，考慮到在人民幣升值時(shí)，以美元計(jì)量的貿(mào)易順差會(huì)有所擴(kuò)大，為消除人民幣升值對(duì)所估算的正常貿(mào)易順差額的影響，本文采用匯率修正，以人民幣計(jì)價(jià)各季度貿(mào)易順差金額。3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（gdp_r）和短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率（scf_r）
本文中各季度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（gdp_r）的計(jì)算公式是：本期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率=（季度調(diào)整后本期實(shí)際國(guó)民生產(chǎn)總值/季度調(diào)整后上期實(shí)際國(guó)民生產(chǎn)總值-1）×100。各季度短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率（scf_r）的計(jì)算公式是：本期短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率=a×本期短期國(guó)際資本流動(dòng)/上期短期國(guó)際資本流動(dòng)（當(dāng)本期和上一期短期國(guó)際資本流動(dòng)都大于零，或者本期短期國(guó)際資本流動(dòng)小于零且上一期短期國(guó)際資本流動(dòng)大于零時(shí)，則a=1；當(dāng)本期和上一期短期國(guó)際資本流動(dòng)都小于零，或者本期短期國(guó)際資本流動(dòng)大于零且上一期短期國(guó)際資本流動(dòng)小于零時(shí)，a=-1）。經(jīng)上述方法計(jì)算出的我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率走勢(shì)參見圖1。
5 實(shí)證檢驗(yàn)
表1給出所有相關(guān)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。由表1可知，對(duì)于變量gdp、scf和m2的水平值序列，adf檢驗(yàn)不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，這說明三個(gè)變量的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的；同時(shí)，對(duì)于這三個(gè)變量的一階差分序列，adf檢驗(yàn)都在1%的顯著性水平下拒絕單位根存在的原假設(shè)。根據(jù)以上檢驗(yàn)結(jié)果，可認(rèn)為這三個(gè)變量都是單整變量。同時(shí)，對(duì)于變量gdp_r和scf_r的水平值序列，adf檢驗(yàn)在1%的顯著水平上拒絕存在單位根的假設(shè)，該結(jié)果說明這兩個(gè)序列是平穩(wěn)的。
5.1 短期國(guó)際資本流動(dòng)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)機(jī)制
由單位根檢驗(yàn)可知，dgdp、dscf和dm2三變量均為平穩(wěn)序列（見表1），可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。根據(jù)sc和aic準(zhǔn)則確定滯后期為2，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。
從表2可以看出，短期國(guó)際資本流動(dòng)的變化量（dscf）是廣義貨幣供應(yīng)量變化量（dm2）的granger原因，但是廣義貨幣供應(yīng)量變化量（dm2）不是短期國(guó)際資本流動(dòng)的變化量（dscf）的granger原因；廣義貨幣供應(yīng)量變化量（dm2）與實(shí)際國(guó)民生產(chǎn)總值變化量（dgdp）互為granger因果關(guān)系；短期國(guó)際資本流動(dòng)的變化量（dscf）和實(shí)際國(guó)民生產(chǎn)總值變化量（dgdp）之間不存在顯著的granger因果關(guān)系。可以證明：短期國(guó)際資本流動(dòng)不會(huì)對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值產(chǎn)生直接效應(yīng)，但會(huì)通過影響廣義貨幣供應(yīng)量，進(jìn)而對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值產(chǎn)生間接效應(yīng)。該實(shí)證結(jié)論部分可以佐證前文理論模型中短期國(guó)際資本對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制。2 短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率2.1 granger因果關(guān)系檢驗(yàn)
在確定短期國(guó)際資本凈流動(dòng)波動(dòng)率（scf_r）和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（gdp_r）這兩個(gè)序列平穩(wěn)的基礎(chǔ)上（參見表1），本文運(yùn)用2000年第二季度到2008年第四季度的數(shù)據(jù)，對(duì)兩個(gè)變量的granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知，短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的granger原因，但是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率不是短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率的granger原因。2.2 脈沖響應(yīng)和方差分解
為分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)突發(fā)性變化的反應(yīng)，本文利用var（2）模型給出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率的脈沖響應(yīng)圖形和方差分解圖形，分別見圖2和圖3。
經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率的交叉響應(yīng)函數(shù)表明（見圖2），短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率的非預(yù)期變化將迅速對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率產(chǎn)生正向影響，隨著時(shí)間的推移逐漸減弱，直至消失。但是，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率發(fā)生變動(dòng)對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率影響不顯著。
圖3結(jié)果顯示，造成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率發(fā)生劇烈波動(dòng)有20%左右是由短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率異動(dòng)引起；同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率發(fā)生劇烈波動(dòng)對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)影響不大。
6 結(jié)論
本文構(gòu)建起短期國(guó)際資本流動(dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的理論模型，并運(yùn)用相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，短期國(guó)際資本流動(dòng)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的渠道是：在短期內(nèi)，短期國(guó)際資本流動(dòng)顯著引起廣義貨幣供應(yīng)量的變化，廣義貨幣供應(yīng)量的變化又會(huì)顯著導(dǎo)致國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的波動(dòng)。同時(shí)結(jié)合短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)短期國(guó)際資本流動(dòng)的變動(dòng)將引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率發(fā)生波動(dòng)，脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了上述結(jié)論。通過方差分解，本文還發(fā)現(xiàn)造成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率發(fā)生劇烈波動(dòng)中有約20%是由于短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率發(fā)生異動(dòng)所致。
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關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；股票價(jià)格波動(dòng)；機(jī)制
中圖分類號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1002-2589（2012）29-0099-02
一、文獻(xiàn)綜述
關(guān)于貨幣供應(yīng)量如何影響股票價(jià)格波動(dòng)，國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究都比較多，但主要集中于以下三個(gè)方面的觀點(diǎn)。
一是認(rèn)為貨幣供應(yīng)量對(duì)股票價(jià)格波動(dòng)有較強(qiáng)的影響。Friedman分析發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)或貨幣流通速度都能影響股市價(jià)格的波動(dòng)[1]。Baks和Kramer研究發(fā)現(xiàn)，G-7國(guó)家貨幣流動(dòng)性的增加同G-7國(guó)家真實(shí)利率下降和真實(shí)股票價(jià)格的上漲保持著一致性[2]。Mooker和QiaoYu以新加坡股市為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量對(duì)股價(jià)有較強(qiáng)影響，且它們之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[3]。劉■松認(rèn)為，如果新增貨幣供應(yīng)量增加，那么股票價(jià)格上漲的可能性很大；反之則反[4]。
二是認(rèn)為貨幣供應(yīng)量對(duì)股票價(jià)格波動(dòng)只有較弱的影響。Mashall分析發(fā)現(xiàn)實(shí)際股票回報(bào)率同貨幣增長(zhǎng)呈弱相關(guān)關(guān)系[5]。Daya-nanda和Wen YaoK以臺(tái)灣股市為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)雖然股價(jià)與貨幣供應(yīng)量之間存在正向相關(guān)關(guān)系，但在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著[6]。錢小安認(rèn)為，我國(guó)貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格相關(guān)性較弱且不穩(wěn)定[7]。段進(jìn)等研究表明，我國(guó)貨幣供給量對(duì)股價(jià)指數(shù)的影響較弱，且影響的方向不確定[8]。
準(zhǔn)備金率、法定存款準(zhǔn)備金率）說起。
三、貨幣供應(yīng)量影響股票價(jià)格波動(dòng)的機(jī)制
1.機(jī)制一：基礎(chǔ)貨幣變動(dòng)
中央銀行通過控制基礎(chǔ)貨幣從而影響貨幣供應(yīng)量，中央銀行對(duì)基礎(chǔ)貨幣的控制主要有兩種方式：一是通過公開市場(chǎng)操作來購買或者賣出政府債券；二是對(duì)銀行發(fā)放貼現(xiàn)貸款。
如果中央銀行通過買賣政府債券來調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量，它首先影響政府債券市場(chǎng)，然后影響公司債券和普通股票市場(chǎng)，最后才影響到實(shí)物市場(chǎng)。當(dāng)中央銀行賣出政府債券向市場(chǎng)投放基礎(chǔ)貨幣時(shí)，貨幣供應(yīng)量增加，人們持有更多的貨幣，貨幣的邊際收益下降。同時(shí)，政府債券供給的增加使得利率水平下降，而利率水平下降一方面使得投資支出增加，進(jìn)一步引起公司利潤(rùn)的增加，從而使股票的現(xiàn)時(shí)收益低于預(yù)期收益；另一方面，由于股票價(jià)格等于按利率貼現(xiàn)的預(yù)期收益流量，利率水平的下降會(huì)提高人們對(duì)股票價(jià)格上漲的預(yù)期。因此，人們會(huì)增加對(duì)股票的購買，促使股票價(jià)格的上漲。反之則反。
如果中央銀行通過對(duì)銀行發(fā)放貼現(xiàn)貸款來調(diào)節(jié)基礎(chǔ)貨幣進(jìn)而調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量，那么，銀行信貸擴(kuò)張會(huì)導(dǎo)致部分信貸資金通過同業(yè)拆借市場(chǎng)、股票質(zhì)押貸款、企業(yè)挪用、個(gè)人貸款等途徑進(jìn)入股票市場(chǎng)，從而推動(dòng)股票價(jià)格的上漲。
可見，在其他條件不變的情況下，基礎(chǔ)貨幣變動(dòng)與股票價(jià)格波動(dòng)是同方向的。當(dāng)中央銀行實(shí)施寬松的貨幣政策，通過增加基礎(chǔ)貨幣投放增加貨幣供應(yīng)量時(shí)，會(huì)推動(dòng)股票價(jià)格上漲。
2.機(jī)制二：通貨存款比率變動(dòng)
存款者的行為會(huì)導(dǎo)致通貨存款比率的變動(dòng)，通貨存款比率下降表明存款者將一部分通貨轉(zhuǎn)換為儲(chǔ)蓄存款。由于儲(chǔ)蓄存款會(huì)發(fā)生多倍擴(kuò)張，而通貨不會(huì)發(fā)生擴(kuò)張，因此，當(dāng)通貨轉(zhuǎn)換為儲(chǔ)蓄存款時(shí)意味著將貨幣供給中不能進(jìn)行多倍擴(kuò)張的部分轉(zhuǎn)換為進(jìn)行多倍擴(kuò)張的部分，貨幣乘數(shù)就增加了。
根據(jù)資產(chǎn)選擇理論，公眾愿以通貨、存款和其他資產(chǎn)（比如證券或?qū)嵨镔Y產(chǎn)）的某種組合來保持其財(cái)富的形式主要取決于四個(gè)因素，即財(cái)富總量、資產(chǎn)的相對(duì)預(yù)期收益率、資產(chǎn)的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)以及資產(chǎn)的相對(duì)流動(dòng)性。
當(dāng)中央銀行施行寬松的貨幣政策時(shí)，公眾所持有的通貨增加，但通貨的邊際收益卻遞減，此時(shí)，如果公眾預(yù)期股票價(jià)格將要上漲，股票資產(chǎn)相對(duì)于其他資產(chǎn)的預(yù)期收益率上升且股票資產(chǎn)的流動(dòng)性也較強(qiáng)，根據(jù)替代效應(yīng)，公眾紛紛會(huì)將通貨投入到股票市場(chǎng)，由于這些資金最終還是流回到銀行轉(zhuǎn)化為存款，因此，通貨存款比率下降，貨幣乘數(shù)變大，在其他條件不變的情況下，貨幣供應(yīng)量增加，股票價(jià)格上升。
可見，在其他條件不變的情況下，通貨存款比率與股票價(jià)格波動(dòng)是反方向。當(dāng)中央銀行實(shí)施寬松的貨幣政策，通貨存款比率降低使得貨幣乘數(shù)變大，從而增加了貨幣供應(yīng)量，推動(dòng)股票價(jià)格上漲。
3.機(jī)制三：超額存款準(zhǔn)備金率變動(dòng)
超額存款準(zhǔn)備金率降低表示銀行相對(duì)支票存款持有相對(duì)較少的超額存款準(zhǔn)備金，這意味著給定相同水平的基礎(chǔ)貨幣，銀行將增加貸款，使得支票存款和貨幣供給增加。
當(dāng)銀行降低超額存款準(zhǔn)備金率時(shí)，銀行將會(huì)有更多的資金用于貸款需求，銀行信貸的擴(kuò)張，將促使部分資金通過股票質(zhì)押貸款、證券類機(jī)構(gòu)進(jìn)入銀行間同業(yè)拆借市場(chǎng)拆入資金、企業(yè)挪用銀行貸款、個(gè)人貸款等途徑間接進(jìn)入股市，從而推動(dòng)股票價(jià)格上漲。
可見，在其他條件不變的情況下，超額存款準(zhǔn)備金率的變動(dòng)與股票價(jià)格波動(dòng)是反方向的。當(dāng)銀行降低超額存款準(zhǔn)備金率時(shí)，將使得貨幣乘數(shù)變大，從而增加了貨幣供應(yīng)量，推動(dòng)股票價(jià)格上漲。
4.機(jī)制四：法定存款準(zhǔn)備金率變動(dòng)
法定存款準(zhǔn)備金率降低表示銀行相對(duì)支票存款持有相對(duì)較少的法定存款準(zhǔn)備金，這意味著給定相同水平的基礎(chǔ)貨幣，銀行將增加貸款，使得支票存款和貨幣供給增加。
一般而言，法定存款準(zhǔn)備金率由中央銀行直接規(guī)定，如果中央銀行降低法定存款準(zhǔn)備金率，而其他變量保持不變，銀行將會(huì)有更多的資金用于貸款需求，銀行信貸的擴(kuò)張，將促使部分資金通過股票質(zhì)押貸款、證券類機(jī)構(gòu)進(jìn)入銀行間同業(yè)拆借市場(chǎng)拆入資金、企業(yè)挪用銀行貸款、個(gè)人貸款等途徑間接進(jìn)入股市，從而推動(dòng)股票價(jià)格上漲。
可見，在其他條件不變的情況下，法定存款準(zhǔn)備金率的變動(dòng)與股票價(jià)格波動(dòng)是反方向的。當(dāng)銀行降低法定存款準(zhǔn)備金率時(shí)，將使得貨幣乘數(shù)變大，從而增加貨幣供應(yīng)量，推動(dòng)股票價(jià)格上漲。
四、總結(jié)
根據(jù)上面的分析，可以得到以下結(jié)論。
第一，在貨幣供給模型中其他條件不變的情況下，中央銀行通過公開市場(chǎng)操作或者向銀行發(fā)放貼現(xiàn)貸款導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣投放增加時(shí)，一方面，降低利率水平，使人們提高了對(duì)未來股票收益的預(yù)期；另一方面，貼現(xiàn)貸款的增加使得銀行信貸擴(kuò)張，信貸資金通過各種渠道流入股市。這兩方面作用都會(huì)推動(dòng)股票價(jià)格上漲。
第二，當(dāng)中央銀行施行寬松的貨幣政策時(shí)，公眾所持有的通貨增加，但通貨的邊際收益卻遞減，根據(jù)資產(chǎn)選擇理論，公眾會(huì)將通貨轉(zhuǎn)化為股票等收益率相對(duì)較高的資產(chǎn)，股票價(jià)格上升，通貨存款比率下降。可見，在貨幣供給模型中其他條件不變的情況下，通貨存款比率下降，使得貨幣供應(yīng)量增加，也推動(dòng)了股票價(jià)格的上漲。
第三，當(dāng)銀行降低超額存款準(zhǔn)備金率或者當(dāng)中央銀行降低法定存款準(zhǔn)備金率時(shí)，都會(huì)增加銀行可用的信貸資金，銀行信貸擴(kuò)張會(huì)使得信貸資金通過各種渠道流入股票市場(chǎng)，從而推動(dòng)股票價(jià)格上漲。可見，在貨幣供給模型中其他條件不變的情況下，超額存款準(zhǔn)備金率或者法定存款準(zhǔn)備金率降低，使得貨幣供應(yīng)量增加，也推動(dòng)了股票價(jià)格的上漲。
總而言之，貨幣供應(yīng)量增加，將會(huì)推動(dòng)股票價(jià)格上漲。貨幣供應(yīng)量對(duì)股票價(jià)格的影響是正向的。
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論文摘要:本文實(shí)證研究貨幣供應(yīng)量分別與我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、社會(huì)固定資產(chǎn)投資額、社會(huì)零售商品額以及出口額之間的關(guān)系，利用我國(guó)1980年一2007年的年度數(shù)據(jù)，通過對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)，實(shí)證分析結(jié)果表明我國(guó)貨幣供應(yīng)量分別與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、社會(huì)固定資產(chǎn)投資額以及社會(huì)零售商品額之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明我國(guó)貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)具有明顯的調(diào)控效果，而且有利于擴(kuò)大內(nèi)需和優(yōu)化國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。
一、理論與文獻(xiàn)綜述
貨幣中性是指貨幣供給的增長(zhǎng)將導(dǎo)致價(jià)格水平的相同比例增長(zhǎng)，對(duì)于實(shí)際產(chǎn)出水平?jīng)]有產(chǎn)生影響;如果貨幣供應(yīng)量的變化引起實(shí)際利率和實(shí)際產(chǎn)出水平等經(jīng)濟(jì)變量的調(diào)整和改變，那么貨幣是非中性的。對(duì)于貨幣是否中性一直以來是經(jīng)濟(jì)學(xué)中最有爭(zhēng)議的理論之一，各個(gè)經(jīng)濟(jì)學(xué)派基于不同的假設(shè)條件和研究方法得出了完全不同的結(jié)論。
古典學(xué)派經(jīng)濟(jì)學(xué)家強(qiáng)調(diào)貨幣的供給變化不影響就業(yè)、產(chǎn)出等實(shí)際變量。古典學(xué)派貨幣中性論理論的典型代表是貨幣數(shù)量論，其最基本的觀點(diǎn)是貨幣供應(yīng)量變化將最終體現(xiàn)于一般價(jià)格水平的變化上，我們可以通過劍橋方程式M=KPY和費(fèi)雪方程式MV二PY清楚地說明這一問題，這兩個(gè)方程式表現(xiàn)了同一實(shí)質(zhì)內(nèi)容的關(guān)系:即國(guó)民收人水平((Y)與價(jià)格水平(P)、貨幣供應(yīng)量(M)之間的數(shù)量關(guān)系，假定K(貨幣余額與名義國(guó)民收人或?qū)嶋H國(guó)民收人的比例系數(shù))或V(貨幣流通速度)不變;貨幣供給M的變化將完全體現(xiàn)于價(jià)格P的變化上，所以貨幣是中性的。合理預(yù)期學(xué)派的貨幣中性理論完全是基于兩個(gè)基本假設(shè):理性預(yù)期和市場(chǎng)出清。由于人們的預(yù)期是合乎理性的，他們就會(huì)考慮到過去的失誤并在必要的時(shí)候修改預(yù)期，以便在今后的行為決策中成功地消除那些引起預(yù)期失誤的規(guī)律;而由于市場(chǎng)是出清的，產(chǎn)品市場(chǎng)和勞動(dòng)市場(chǎng)都不會(huì)存在超額供給，從而構(gòu)建了貨幣中性的理論基礎(chǔ)。
與古典學(xué)派和合理預(yù)期學(xué)派經(jīng)濟(jì)學(xué)家不同，凱恩斯卻認(rèn)為，價(jià)格和工資缺乏彈性，經(jīng)濟(jì)不存在一個(gè)自動(dòng)矯正機(jī)制，就可能出現(xiàn)非充分就業(yè)下的均衡，但這種均衡低于充分就業(yè)下的潛在產(chǎn)出均衡水平。只要存在未被利用的資源，那么總需求的擴(kuò)大就會(huì)使產(chǎn)出增加，因此，凱恩斯主張實(shí)行擴(kuò)張的財(cái)政政策和貨幣政策來擴(kuò)大總需求，以此消除失業(yè)和經(jīng)濟(jì)危機(jī)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。新凱恩斯學(xué)派最重要的假設(shè)是市場(chǎng)非出清，在此假設(shè)的基礎(chǔ)上提出了工會(huì)假說、隱性工資合同和效率工資說來論述工資的粘性，并從生產(chǎn)力閑置、需求非對(duì)稱論、廠商信譽(yù)論、狀態(tài)依賴規(guī)則和時(shí)間依賴規(guī)則等方面說明名義價(jià)格粘性和實(shí)際價(jià)格粘性，修改了凱恩斯的工資和價(jià)格剛性理論，構(gòu)建了貨幣短期非中性的理論基礎(chǔ)，新凱恩斯學(xué)派還根據(jù)局內(nèi)人—局外人理論等證明了貨幣的長(zhǎng)期非中性，從而構(gòu)建了貨幣長(zhǎng)期非中性的理論基礎(chǔ)。
從實(shí)證分析的角度看，和理論分析總體上一致，對(duì)于貨幣供應(yīng)量是否對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出是否產(chǎn)生影響爭(zhēng)議頗大。弗里德曼和許瓦茨(1963 )以及托賓(1970)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)短期產(chǎn)出的波動(dòng)會(huì)產(chǎn)生影響。Barro(1978)的實(shí)證分析則表明:預(yù)期的貨幣增長(zhǎng)對(duì)產(chǎn)出具有中性。隨后，Mishkin則對(duì)Barro觀點(diǎn)予以修正，他指出在實(shí)證分析的過程中，Ba二在建立季度模型滯后階數(shù)上只選取了8階滯后，而事實(shí)上長(zhǎng)至17階的滯后系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上仍有意義，因此其結(jié)論的正確性值得懷疑，但以后又有人對(duì)Mishkin的結(jié)論予以重新估計(jì)，指出其結(jié)論并不具有穩(wěn)健性，再一次得出了預(yù)期貨幣供給增長(zhǎng)對(duì)產(chǎn)出具有中性的觀點(diǎn)。1984年，Kor-mendi和Me加re通過對(duì)50個(gè)國(guó)家的實(shí)證研究以及Bos-then和Mills(1995)通過對(duì)美國(guó)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量對(duì)實(shí)際產(chǎn)出不會(huì)產(chǎn)生長(zhǎng)期的影響。1995年McCan-dies和Web在考察了110個(gè)國(guó)家30年期間的數(shù)據(jù)后，得出了貨幣增長(zhǎng)與實(shí)際產(chǎn)出的增長(zhǎng)率之間不相關(guān)的結(jié)論。
我國(guó)學(xué)者在運(yùn)用西方分析方法，結(jié)合中國(guó)的實(shí)際對(duì)兩者之間進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明在我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正相關(guān)關(guān)系。我國(guó)學(xué)者黃先開、鄧述慧(2000)運(yùn)用二步OSL方法，對(duì)中國(guó)是否存在貨幣政策的非對(duì)稱性和預(yù)期到的貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出有無影響做實(shí)證分析，其基本結(jié)論是:我國(guó)的貨幣作用機(jī)制與西方市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家的情形具有較大的差別，不論是預(yù)期的貨幣供給沖擊，還是非預(yù)期的貨幣供給沖擊，對(duì)產(chǎn)出的影響均非中性，說明貨幣供給在推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行中仍起著關(guān)鍵性的作用。時(shí)靜靜建立分布滯后模型，分別選取貨幣供應(yīng)量Ml，M2作為解釋變量，分析動(dòng)態(tài)的M1，M2分別對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，結(jié)論表明我國(guó)的GDP不但受即期的貨幣供應(yīng)量水平的影響，而且還受前6-8年的貨幣供應(yīng)量水平的影響。肖艷(2006)選用K階VrUt模型，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、軌檢驗(yàn)和Grange:因果關(guān)系檢驗(yàn)分析方法，得出國(guó)家銀行信貸規(guī)模、流通中的現(xiàn)金、狹義貨幣對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值具有一定的解釋力。
二、模型和數(shù)據(jù)處理
(一)模型構(gòu)建
單方程模型得出的結(jié)論對(duì)模型選擇和函數(shù)形勢(shì)非常敏感，相對(duì)于單方程而言，向量自回歸(VAR)模型可能具有較高的可靠性(Gujarati， 199; Ended， 199)、盡管直接根據(jù)VAR模型作出正確的推斷往往要求變量具有平穩(wěn)性，然而當(dāng)變量非平穩(wěn)但具有協(xié)整關(guān)時(shí)，基于模型作出的因果檢驗(yàn)也是可靠的。Vr1R模型可表示為:
其中，是方程的常數(shù)項(xiàng)系數(shù)，分別是白噪音誤差項(xiàng)，k表示滯后階數(shù)。
(二)變量選取以及樣本數(shù)據(jù)說明
國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，也是衡量貨幣政策行為傳導(dǎo)的重要宏觀經(jīng)濟(jì)變量，具體檢驗(yàn)貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。我們采用1980年到2007年的GDP年度發(fā)生數(shù)，數(shù)據(jù)來源《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2008》。
貨幣供應(yīng)量。按照我國(guó)對(duì)貨幣供應(yīng)量的定義，貨幣應(yīng)包括本幣的相關(guān)項(xiàng)目。其中:MO=流通中現(xiàn)金，M1二貨幣+活期存款，M2=M1+準(zhǔn)貨幣(定期存款+儲(chǔ)蓄存款+其他存款)。鑒于我國(guó)金融市場(chǎng)還不夠足夠發(fā)達(dá)，金融債券和大額可轉(zhuǎn)讓訂單市場(chǎng)還沒有完善和成熟，故我們選取貨幣供應(yīng)量M2為模型的主要解釋變量，貨幣供應(yīng)量M2(年末余額)樣本區(qū)間為1980年到2007年，數(shù)據(jù)來源《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2008》。
全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額。本文采用的樣本區(qū)間為1980年到2007年年度發(fā)生數(shù)，數(shù)據(jù)來源《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2008》。
社會(huì)零售商品額。本文采用的樣本區(qū)間為1980年到2007年年度發(fā)生數(shù)，數(shù)據(jù)來源《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2008》
貿(mào)易出口總額。本文采用的樣本區(qū)間為1980年到2007年年度發(fā)生數(shù)，數(shù)據(jù)來源《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2008》。
(三)單位根檢驗(yàn)
普通最小二乘法(OLS)估計(jì)的前提是變量序列是平穩(wěn)過程的，但實(shí)際的經(jīng)濟(jì)序列卻往往是非平穩(wěn)的，若以平穩(wěn)為假設(shè)前提進(jìn)行估計(jì)，則所得到的估計(jì)結(jié)果就不具有現(xiàn)實(shí)意義了，這便是偽回歸(Spurious IRegression問題)，故應(yīng)先對(duì)經(jīng)濟(jì)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，最常用的方法是增廣的迪基一福勒檢驗(yàn)(r1DF檢驗(yàn))，回歸方程如下:
其中，c表示常數(shù)項(xiàng)，c表示時(shí)間趨勢(shì)，為差分算子，表示純白噪音隨機(jī)干擾項(xiàng)。為了使模型的設(shè)定更合理并減少或消除潛在的異方差問題，對(duì)GDP， b12 ，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額、社會(huì)零售商品總額和貿(mào)易出口總額5個(gè)時(shí)間序列變量分別取自然對(duì)數(shù)，分別以1喇p， Infai ， lutsc ， Inexp和Lung表示，其一階差分分別用dlngdp ， dlnfai ， dlntsc ， dlnexp和dlmn2表示。原假設(shè)Ho:a=o，備選假設(shè)H，:a
由表1可知Ingdp， lnm2.lnfai ， lntsc和Inexp 5個(gè)序列變量都是I(1)變量，所以Inm2可能與Ligdp， lnfai， Intsc和Inexp之間分別存在協(xié)整關(guān)系。
(四)協(xié)整檢驗(yàn)
檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系的常用方法是恩格爾一格蘭杰(Engel&-Granger，1987)兩階段法，但這種方法在處理有限樣本時(shí)的估計(jì)具有偏差，因此本文將采用JJ檢驗(yàn)法(Johansen， 1998; Juselius， 1990)對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。JJ檢驗(yàn)法是基于向量自回歸模型(VAR)，利用一下回歸方程:
來估計(jì)模型的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，以得出一個(gè)有效無偏的估計(jì)。該檢驗(yàn)方法是首先計(jì)算回歸方程在不存在協(xié)整關(guān)系、存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系和存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系等假設(shè)前提下的跡統(tǒng)計(jì)量，然后逐一與假設(shè)條件下的Johansen臨界值比較，當(dāng)回歸方程的跡統(tǒng)計(jì)量大于Johansen臨界值(這里我們選取5%顯著性水平下的臨界值) 時(shí)，拒絕其前提假設(shè);反之，則接受其假設(shè)。利用Eviews5 .0對(duì)lnm2與lngdp，lnfai，lntsc和lnexp各變量之間分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。
通過協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出Inm2與lnexp之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，而lnm2與lngdp， lnfai和lntsc:之間在5%顯著性水平下分別存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，且協(xié)整方程分別如下:
由協(xié)整方程可知，廣義貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)GDP，固定資產(chǎn)投資額和社會(huì)零售商品額有長(zhǎng)期的正的影響，當(dāng)廣義貨幣供應(yīng)量增加1%時(shí)，能夠使GDP、固定資產(chǎn)投資額和社會(huì)零售商品額分別上升大約0.760Ic ，0.79%和0.69%，這對(duì)經(jīng)濟(jì)的刺激作用是非常明顯的，充分說明了貨幣非中性。從上述結(jié)論可以進(jìn)一步看出，隨著貨幣供應(yīng)量的適度增加不僅能刺激經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)，而且對(duì)固定資產(chǎn)投資額和社會(huì)零售商品額的增加有顯著的正的影響，這有助于轉(zhuǎn)變目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴出口的現(xiàn)狀。
Grangei(1988)指出，若是變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量至少存在一個(gè)方向的Granger因果關(guān)系，因此，本文下一步探討lnm2與lngdp， lnfai和lntsc之間的因果關(guān)系。
(五)因果檢驗(yàn)
本文是基于Vr1R模型進(jìn)行Grange:因果檢驗(yàn)，其原理是如果變量a有助于預(yù)測(cè)Y，即根據(jù)Y的過去值對(duì)Y進(jìn)行自回歸時(shí)，如果再加上X的過去值，能夠顯著地增強(qiáng)回歸的解釋能力，則稱x是Y的Grange:原因，否則稱為非Granger原因。其具體的操作是:在無約束條件下求出模型。
可利用F統(tǒng)計(jì)量對(duì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后階數(shù)非常敏感，因此對(duì)照估計(jì)模型得到的Vii:和SC信息準(zhǔn)則(前面已經(jīng)介紹)選擇滯后2期對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，利用Eviews5. 0得到的具體檢驗(yàn)結(jié)果如下所示。
由Grange因果檢驗(yàn)顯示，廣義貨幣供應(yīng)量是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、社會(huì)固定資產(chǎn)投資和社會(huì)商品零售的Grange原因，說明廣義貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)會(huì)在一定程度上引起三者的變動(dòng)，而國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、社會(huì)固定資產(chǎn)投資和社會(huì)零售商品不是廣義貨幣供應(yīng)量的Grange:原因，意味著我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量具有弱外生性，由中國(guó)人民銀行控制，不受實(shí)體經(jīng)濟(jì)要素的影響。
(六)脈沖響應(yīng)函數(shù)
Granger因果檢驗(yàn)僅僅明確了存在著從廣義貨幣供應(yīng)量到國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、社會(huì)固定資產(chǎn)投資和社會(huì)商品零售的單向因果關(guān)系，廣義貨幣供應(yīng)量發(fā)生沖擊后將怎樣對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、社會(huì)固定資產(chǎn)投資和社會(huì)商品零售產(chǎn)生影響?在給出的VAR估計(jì)的基礎(chǔ)上，本文將計(jì)算出Inm2對(duì)Ingdp， Infai和lntsc的脈沖響應(yīng)函數(shù)。1抽n2對(duì)lngdp的脈沖響應(yīng)如圖1所示，從圖1可以看出，當(dāng)廣義貨幣M2的沖擊發(fā)生后，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)有明顯的正向反應(yīng)，且這種正向反應(yīng)逐步提高，在第S期達(dá)到最大值，此時(shí)M2提高一個(gè)百分點(diǎn)，GDP將上升0.072個(gè)百分點(diǎn);隨后，正向反應(yīng)緩慢降低。由圖可以看出，M2對(duì)GDP有長(zhǎng)期的顯著的促進(jìn)作用。
Inm2對(duì)lifai的脈沖響應(yīng)如圖2所示，和圖1類似，當(dāng)廣義貨幣M2的沖擊發(fā)生后，F(xiàn)AI有明顯的正向反應(yīng)，且這種沖擊力度逐漸加強(qiáng)，在第6期達(dá)到最大值，此時(shí)M2提高一個(gè)百分點(diǎn)，GDP將上升0.1個(gè)百分點(diǎn);隨后，沖擊力度逐漸降低，當(dāng)?shù)竭_(dá)第10期時(shí)，一個(gè)百分點(diǎn)的M2沖擊將導(dǎo)致FAI上升0.06個(gè)百分點(diǎn)。
lrun2對(duì)1的脈沖響應(yīng)如圖3所示，對(duì)廣義貨幣M2的沖擊FAI有明顯的正向反應(yīng)，M?的沖擊力度逐漸加強(qiáng)，在第4期達(dá)到最大值，即M2提高一個(gè)百分點(diǎn)，GUP將上升0.078個(gè)百分點(diǎn);隨后，沖擊力度逐漸降低，當(dāng)?shù)竭_(dá)第10期時(shí)，一個(gè)百分點(diǎn)的M2沖擊將導(dǎo)致FAI上升0.以個(gè)百分點(diǎn)。
四、結(jié)論和政策建議
廣義貨幣供應(yīng)量的適度增加能夠刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從上面的實(shí)證分析結(jié)果可以看出，貨幣供給與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、社會(huì)固定投資和社會(huì)零售商品總額之間有較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，通過協(xié)整方程的系數(shù)可知，貨幣供應(yīng)量對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、社會(huì)固定投資和社會(huì)零售商品總額的影響是很大的，要保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，必須保證貨幣供應(yīng)量的穩(wěn)步增加。同時(shí)在樣本期間，通過控制貨幣供給從而控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度是有效的。
