货币供应量与经济增长关系的模型分析

■王玉霞（淄博职业学院 山东淄博 255314）

引言

西方国家早在20世纪初就对货币供应情况与经济增长的关系进行了研究。其中托宾认为货币与实物资本之间存在着固定的储物流，通货膨胀率会降低货币的真实回报，从而导致资本危机，影响实业经济的发展，即一定的通货促进产出。但是西德罗斯基却认为货币供应的变化及通货不会对实业经济产生影响，货币的需求源于人们的偏好。西方实证研究对于货币对经济增长的作用观点也不一致，主要分为三种观点：一是货币供应量与经济增长无关；二是货币供应量对经济增长有积极作用；三是货币供应量对经济增长有副作用。

我国学者对货币供应量与经济增长的关系也做了大量实证研究，研究都证实货币供应量与经济增长存在正相关关系。姚远（2007）对货币供应与经济增长的关系进行了实证研究，分析发现货币供应对通货膨胀和经济增长的影响有滞后效应，长期内货币非共性，而通货膨胀和经济增长并不影响货币供应。孟祥兰（2011）分析了我国货币供应与经济增长的关系，研究发现，货币供应对经济增长有促进效应，向量误差模型表明经济增长、货币供应都会受到自身滞后期的影响。宋光辉（2004）研究货币与经济增长的关系，分析发现两国各层次货币供应量均与GDP高度相关，并且具有显著的线性依存关系，但是相关度不同，可能是因为货币流通速度有差异。阎虎勤（2010）以动态分析的方法，以我国统计数据为样本实证分析，结果表明M1、M2的供应量水平与物价水平无关，这可能是因为货币流通速度的变化率具有降低或者部分抵消通货膨胀对于货币需求变化影响的作用。殷醒民（2008）认为国际收支顺差带来国际储备增加，从而形成货币供应量扩大的冲击作用，其认为应该采取冲销政策来缩小外部冲击的影响。

本文研究货币供应量与经济增长的关系，以货币供应增长和经济增长增量为指标，以我国各层次货币供应量和经济增长统计数据为样本数据，研究货币供应量与经济增长的关系。

数据说明与变量设定

为研究不同层次货币与经济增长的影响，选取流通中的现金M0、狭义货币供应量M1以及广义货币供应量M2作为货币供应量的研究指标，选取GDP作为经济指标，因此本文课题变为研究流通中的现金M0、狭义供应量M1以及广义货币供应量M2与GDP的关系。为了去除数据中的异方差以及研究变量变化之间的关系，在此将变量增长作为研究指标，因此变量设定为流通中的现金增长率M0Z、狭义货币供应量增长率M1Z、广义货币供应量增长率M2Z以及GDP增长率。

对于样本数据，本文以1991-2011年我国货币供应量以及GDP的数据作为研究基础数据，增长率通过计算所得，计算公式为：本年度增长率=（本年度数据-上年度数据）/上年度数据。

模型分析

（一）平稳性检验

由于所有变量样本都为时间序列数据，因此容易产生趋势不平稳现象。利用相关图对一阶差分后的序列进行检验，如图1所示，经过一阶差分后，所有序列都不存在自相关和偏相关现象。因此一阶差分后，序列处于平稳状态。

单位根检验是检验变量样本平稳性的重要方法。本文采取ADF检验作为检验方法，检验结果如表1所示。从表1数据发现，经过滞后4期以及一阶差分后，P值都小于0.05，但是检验T统计量比显著性为5%的临界值都小，因此拒绝原假设，序列不存在单位根。因此在一阶差分后，所有变量序列都归于平稳性序列，都为一阶单整序列，满足协整检验前提。

（二）协整分析

1.变量M0Z与GDPZ的协整分析。已经证明序列GDPZ与M0Z之间存在协整关系，因此可以建立误差修正模型ECM。现以GDPZ为因变量，以M0Z为自变量，用变量GDPZ对M0Z进行最小二乘回归，得到回归系数为0.1883，因此利用GENR定义可以得出：ECM1=GDPZ（-1）-0.1883*M0Z（-1） 。然后以D（GDPZ）作为因变量，以D（M0Z）和ECM1作为自变量，进行最小二乘回归，结果如表2所示。

根据表2检验结果①，关于D（M0Z）的拖尾概率P值0.9314大于0.1，并且相关系数R-squared为0.2256，明显过小，因此不能建立关于GDPZ与M0Z的误差修正模型。

2.变量M1Z与GDPZ的协整分析。已经证明序列GDPZ与M1Z之间存在协整关系，因此可以建立误差修正模型ECM。现以GDPZ为因变量，以M1Z为自变量，用变量GDPZ对M1Z进行最小二乘回归，得到回归系数为0.1996，因此利用GENR定义可以得出：ECM2=GDPZ（-1）-0.1996*M1Z（-1） 。然后以D（GDPZ）作为因变量，以D（M1Z）和ECM2作为自变量，进行最小二乘回归。

根据表2检验结果②，关于D（M1Z）的拖尾概率P值0.4002大于0.1，并且相关系数R-squared为0.2752，明显过小，因此不能建立关于GDPZ与M1Z的误差修正模型。

3.变量M2Z与GDPZ的协整分析。已经证明序列GDPZ与M1Z之间存在协整关系，因此可以建立误差修正模型ECM。现以GDPZ为因变量，以M2Z为自变量，用变量GDPZ对M2Z进行最小二乘回归，得到回归系数为0.7842，因此利用GENR定义可以得出：ECM3=GDPZ（-1）-0.7842*M2Z（-1）。然后以D（GDPZ）作为因变量，以D（M2Z）和ECM3作为自变量，进行最小二乘回归。

根据表2检验结果③，关于D（M2Z）的拖尾概率P值0.0087小于0.1，但是相关系数R-squared为0.3408，明显过小，因此不能建立关于GDPZ与M2Z的误差修正模型。

4.变量M0Z、M1Z、M2Z与GDPZ的协整分析。已经证明序列GDPZ与M0Z、M1Z、M2Z之间存在协整关系，因此可以建立误差修正模型ECM。现以GDPZ为因变量，以M0Z、M1Z、M2Z为自变量，用变量GDPZ对M2Z进行最小二乘回归，得到回归系数分别为1.3440、-0.5260和1.001，因此利用GENR定义可以得出：ECM4=GDPZ（-1）- 1.3440*M0Z（-1）+0.5260*M1Z（-1）-1.001*M2Z（-1）。然后以D（GDPZ）作为因变量，以D（M0Z）、D（M1Z）、D（M2Z）和ECM4作为自变量，进行最小二乘回归。

从表2检验结果④可以发现，以多变量进行回归，变量D（M2Z）拖尾概率大于0.1，明显不合格，因此不能建立关于变量M0Z、M1Z、M2Z与GDPZ的协整修正模型。

（三）Granger因果检验

由于不能建立协整修正模型，因此无法通过协整关系来分析货币供应量与经济增长的关系，因此对序列进行Granger检验，检验结果如表3所示。从表3可以发现，各个层次的货币供应量不能很好的解释经济增长，反而经济增长能很好的解释和预测货币供应量的变化。

（四）结果分析

第一，虽然各层次货币供应量增长率与GDP增长率同是一阶单整，具有协整关系，但是由于相关系数太小，二者相关度不大，无法建立货币供应量增长率与经济增长的误差修正模型。

第二，在Granger检验中，货币供应增长率变化不是引起GDP增长率发生变化的原因，因此，说明GDP增长率的变化基本不受货币供应增长率的影响，准确说受到的影响可能很少，无法通过误差修正模型或者Granger检验来体现。

第三，在Granger检验中，GDPZ对各个层次的货币供应量都有单向的因果关系，因此可以说经济增长率的变化是引起货币供应量变化的原因。

结论与政策建议

第一，以上论证说明，货币供应量对经济增长的影响非常有限，试图通过提高货币供应量来促进经济的增长效果非常难以保证，所以通过改变货币供应量的货币政策来影响促进经济的发展非常可能失效。同时，我国长期以来坚持用加大货币供应量来刺激经济的做法，实效不大，也论证了实证的结果。

第二，我国货币供应量应该根据我国经济增长需要来设定供给。从Granger因果检验可以看出，经济增长率对货币供应量具有很强解释作用，即经济增长影响着货币的供给。所以，货币供应的变化需要根据经济增长情况来设定，如果脱离经济增长因素，可能引起货币危机，导致严重的通货膨胀。货币供应量由经济增长决定，而不是经济增长由货币决定，这种单向关系也决定货币政策来刺激经济增长的失效是非常可能的。

第三，货币供给与经济增长的关系也说明了货币与生产的同步性。生产的提高，产品的增多，货币需求才会提高，货币供应才能增长，这样平衡的发展才能防止物价上涨。相反如果是货币先行，经济上不去，产品产量上不去，过多的货币对应一定的产品量，必然造成物价的上涨，通货膨胀随之产生。

第四，改变货币供应量只是货币政策的一方面，不指向所有货币政策。本文仅仅是研究货币政策中很小的一个方面，即货币供应量的变化与经济增长的关系，没有验证其他货币政策与经济增长的关系，因此不能由于笔者的论证而否定了其他货币政策效果，比如利率调控等。

1.姚远.中国货币供应、通货膨胀及经济增长关系实证研究[J].经济与管理，2007（2）

2.孟祥兰，雷茜.我国货币供应与经济增长及物价水平关系研究[J].统计研究，2011（3）

3.宋光辉，吴拥政.中美货币供应与经济增长的比较研究[J].财经理论与实践，2004（3）

4.阎虎勤，罗凯.货币供应、货币流通与通货膨胀：自经济变量找寻[J].改革，2010（12）

5.殷醒民.货币供应冲击、趋势性通胀与经济波动[J].科学发展，2008（10）