我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量M2與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP關(guān)系的實(shí)證分析

我國(guó)廣義貨幣供給量M2與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP關(guān)系的實(shí)證分析貨幣供給量即貨幣存量，是指一國(guó)在某一時(shí)點(diǎn)上流通手段和支付手段的總和。一般表現(xiàn)為金融機(jī)構(gòu)的存款、流通中的現(xiàn)金等負(fù)債，亦即金融機(jī)構(gòu)和政府之外的企業(yè)、居民、機(jī)關(guān)團(tuán)體等經(jīng)濟(jì)主體的金融資產(chǎn)。它可以及時(shí)全面反響貨幣政策執(zhí)行情況，因而貨幣供給量是貨幣政策從操作到貨幣政策最終目標(biāo)實(shí)現(xiàn)之間的一組重要監(jiān)測(cè)指標(biāo)。根據(jù)貨幣供給量與物價(jià)、與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值等重要指標(biāo)的相關(guān)分析，我們可以預(yù)測(cè)貨幣政策實(shí)施效果，這對(duì)于適時(shí)、適度推出貨幣政策具有現(xiàn)實(shí)意義。我國(guó)自1998年取消了對(duì)國(guó)有商業(yè)銀行貸款規(guī)模的限額控制，在形式上以貨幣供給量為唯一中介目標(biāo)。長(zhǎng)期以來，貨幣供給量與總產(chǎn)出、價(jià)格之間的相互關(guān)系一直是貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心問題，也是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。Friedman〔1963〕，Schwards〔1963〕和Tobin〔1970〕，通過實(shí)證研究得出結(jié)論：貨幣供給量的變化很可能是真實(shí)產(chǎn)量變動(dòng)結(jié)果的內(nèi)生性貨幣的結(jié)論，貨幣供給量與名義收入呈有規(guī)那么的正比關(guān)系，而Mccandless和Weber〔1995〕通過實(shí)證分析得出了從長(zhǎng)期看產(chǎn)出增長(zhǎng)率和貨幣供給量增長(zhǎng)率沒有相關(guān)性的結(jié)論。對(duì)于我國(guó)近10年來貨幣政策的有效程度，本文將對(duì)M2與GDP關(guān)系加以實(shí)證分析。變量選取與數(shù)據(jù)樣本經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)GDP是衡量國(guó)民經(jīng)濟(jì)開展情況最重要的一個(gè)指標(biāo)，是本文中的被解釋變量，也是衡量貨幣政策行為傳導(dǎo)的重要宏觀經(jīng)濟(jì)變量。在具體的實(shí)證分析中，季度數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2000年第1季度-2011年第4季度GDP的實(shí)際發(fā)生數(shù)。貨幣供給量貨幣供給量可以按其流動(dòng)性的強(qiáng)弱，劃分成不同的層次，根據(jù)國(guó)際通用的原那么，結(jié)合我國(guó)的國(guó)情，把貨幣供給劃分為、、、四個(gè)層次。QUOTEM0：流通中的現(xiàn)金。QUOTEM1：QUOTEM0+企業(yè)活期存款+機(jī)關(guān)團(tuán)體部隊(duì)存款+農(nóng)村存款+個(gè)人持有的信用卡類存款。QUOTEM2：QUOTEM1+城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款+企業(yè)存款中具有定期性質(zhì)的存款+外幣存款+信托類存款。QUOTEM3：QUOTEM2+金融債券+商業(yè)票據(jù)+大額可轉(zhuǎn)讓定期存單等。QUOTEM0為現(xiàn)金流通量，QUOTEM1是通常所說的狹義貨幣供給量，QUOTEM2是廣義貨幣供給量，QUOTEM2與QUOTEM1之差是準(zhǔn)貨幣，QUOTEM3是考慮到金融不斷創(chuàng)新的現(xiàn)狀而增設(shè)的。M2不僅反映了現(xiàn)實(shí)購(gòu)置力，也反映了潛在購(gòu)置力。本文選取廣義貨幣供給量M2作為解釋變量，季度數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為2000年第1季度-2011年第4季度。由于GDP、M2采用的都是季度數(shù)據(jù)，為了消除數(shù)據(jù)樣本的季節(jié)變動(dòng)影響，本文首先采用X-11方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，剔除季節(jié)影響的過程，更好地揭示季度序列的特征或者根本趨勢(shì)，調(diào)整后的數(shù)據(jù)標(biāo)以SA；然后對(duì)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)，以消除時(shí)間序列的異方差。最終的變量分別用LnGDPSA、LnM2SA表示。對(duì)GDP與M2進(jìn)行相關(guān)分析單位根檢驗(yàn)在進(jìn)行時(shí)間序列回歸時(shí)，需要首先對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果模型中含有非平穩(wěn)序列，建立的回歸模型可能是偽回歸，從而推斷出來的結(jié)論也是錯(cuò)誤的。平穩(wěn)性檢驗(yàn)是運(yùn)用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。分別對(duì)LnGDPSA、LnM2SA檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示：表12000-2011年GDP、M2季度數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值臨界值1%臨界值5%臨界值10%平穩(wěn)判斷原序列檢驗(yàn)LnGDPSA0.786802-3.581152-2.926622-2.601424否LnM2SA1.606458-3.577723-2.925169-2.600658否一階差分檢驗(yàn)▽LnGDPSA-10.32325-3.581152-2.926622-2.601424是▽LnM2SA-4.596532-3.581152-2.926622-2.601424是注：本表中ADF檢驗(yàn)結(jié)果采用Eviews6.0軟件計(jì)算得到，檢驗(yàn)的形式都為常數(shù)項(xiàng)。根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果，LnGDPSA、LnM2SA的原序列都是非平穩(wěn)序列，但兩個(gè)一階差分序列在α=0.01下都拒絕存在單位根的原假設(shè)的結(jié)論，說明▽LnGDPSA和▽LnM2SA序列在α=0.01下平穩(wěn)，為一階單整的時(shí)間序列，即為L(zhǎng)n〔GDPSA〕～I(xiàn)〔1〕，Ln〔M2SA〕～I(xiàn)〔1〕。因此就可以對(duì)二者進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)由于LnGDPSA、LnM2SA都為I〔1〕型時(shí)間序列，需要對(duì)變量進(jìn)行進(jìn)一步的協(xié)整檢驗(yàn)，以確定這些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。首先用變量LnGDPSA對(duì)LnM2SA進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到回歸的估計(jì)結(jié)果如下表2所示：CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-0.2016130.160416-1.2568120.2152LNM2SA0.8729250.01266968.900440.0000R-squared0.990403

Meandependentvar10.83971AdjustedR-squared0.990195

S.D.dependentvar0.510372S.E.ofregression0.050538

Akaikeinfocriterion-3.091399Sumsquaredresid0.117489

Schwarzcriterion-3.013433Loglikelihood76.19358

Hannan-Quinncriter.-3.061936F-statistic4747.270

Durbin-Watsonstat0.850840Prob(F-statistic)0.000000表2LnGDPSA與LnM2SA回歸方程估計(jì)結(jié)果從上表2可以看到，LnM2SA估計(jì)的參數(shù)很顯著，方程調(diào)整后的可決系數(shù)R2LnGDPSA=-0.201613+0.872925LnM2SA+ε可看出，經(jīng)過調(diào)整的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的自然對(duì)數(shù)與經(jīng)過調(diào)整的廣義貨幣供給量M2有正向的線性關(guān)系，其中LnM2SA的系數(shù)估計(jì)值表示M2每增加1個(gè)百分點(diǎn)，GDP增加0.872925個(gè)百分點(diǎn)，說明廣義貨幣供給量對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正面的效應(yīng)。得到回歸方程估計(jì)后，在此根底上對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)得到的回歸殘差是否平穩(wěn)。對(duì)殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)得下表3：t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3.505654

0.0121Testcriticalvalues:1%level-3.5777235%level-2.92516910%level-2.600658表3回歸殘差A(yù)DF檢驗(yàn)從表3可以看到，殘差單位根檢驗(yàn)得t統(tǒng)計(jì)量=-3.505654，其相應(yīng)的概率值P=0.0121，小于5%的檢驗(yàn)水平，因此拒絕殘差序列存在單位根的原假設(shè)，既可以認(rèn)為殘差序列是平穩(wěn)的。根據(jù)協(xié)整關(guān)系的定義，又因?yàn)長(zhǎng)nGDPSA和LnM2SA都是1階單整序列，所以可以認(rèn)為序列LnGDPSA和序列LnM2SA之間存在協(xié)整關(guān)系。誤差修正模型ECM的建立協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果說明我國(guó)LnGDPSA與LnM2SA之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)也會(huì)出現(xiàn)失衡，為了考察GDP和M2之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，需要借助誤差修正模型來進(jìn)行分析。通過Eviews構(gòu)建ECM模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果如下表4所示：CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C0.0834700.0161275.1756270.0000D(LNM2SA)-1.1715750.372756-3.1430110.0030ECM(-1)-0.2826220.099015-2.8543300.0066R-squared0.359042

Meandependentvar0.034780AdjustedR-squared0.329908

S.D.dependentvar0.039754S.E.ofregression0.032542

Akaikeinfocriterion-3.950874Sumsquaredresid0.046595

Schwarzcriterion-3.832779Loglikelihood95.84554

Hannan-Quinncriter.-3.906434F-statistic12.32362

Durbin-Watsonstat2.694957Prob(F-statistic)0.000056表4ECM模型估計(jì)結(jié)果從表4可以看出，方程估計(jì)的參數(shù)都很顯著，模型估計(jì)結(jié)果的F統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)的概率值P也非常小，從而說明模型估計(jì)整體上是顯著的。其ECM模型可表示為：▽LnGDPSA=▽LnM2SA-0.282622ECM(-1)+ε▽LnM2SA的系數(shù)估計(jì)值很顯著，可以解釋為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP對(duì)廣義貨幣供給量M2的短期彈性，即廣義貨幣量M2增加1個(gè)點(diǎn)，那么在短期內(nèi)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP將減少1.171575個(gè)點(diǎn)，與長(zhǎng)期的效應(yīng)有相反的效應(yīng)。誤差修正項(xiàng)ECM〔-1〕的系數(shù)估計(jì)值也很顯著，該系數(shù)反響了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，其絕對(duì)值越大，那么將非均衡狀態(tài)恢復(fù)到均衡狀態(tài)的速度就越快。對(duì)于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的短期變動(dòng)可以由兩局部進(jìn)行分析，一局部是由于短期廣義貨幣供給量M2變動(dòng)〔即▽LnM2SA〕的影響，另一局部是由于前一期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系〔即ECMt-1〕的影響。假設(shè)前一期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值沒有偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即ECMt-1=0，那么當(dāng)期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)那么全部來自于當(dāng)期廣義貨幣供給量M2變動(dòng)的影響；假設(shè)前一期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值偏離了長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即ECMt-1≠結(jié)論本文通過對(duì)我國(guó)2000年第一季度至2011年第四季度的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和廣義貨幣供給量M2的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)及ECM模型修正，的出以下結(jié)論：首先，從長(zhǎng)期的協(xié)整的回歸結(jié)果來看，我國(guó)的貨幣供給量M2的變動(dòng)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的變動(dòng)是正相關(guān)的。我們也可以通過M2與GDP產(chǎn)期均衡關(guān)系式LnGDPSA=-0.201613+0.872925LnM2SA預(yù)計(jì)GDP的增長(zhǎng)率。其次誤差修正模型ECM顯示，在短期