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摘要:針對我國的具體情況,通過實證發(fā)現(xiàn),長期內(nèi)貨幣供應(yīng)量的變化與物價有顯著關(guān)系、而與產(chǎn)出的變化沒有必然的關(guān)系,因此貨幣在長期是中性的,產(chǎn)出的變化主要由實質(zhì)部門因素確定。而無論在短期還是在長期,貨幣供應(yīng)量的變化對物價都會產(chǎn)生影響。利用我國1978—2008的年度數(shù)據(jù),從貨幣供應(yīng)量中的M0的角度,建立分布滯后模型,分析動態(tài)的貨幣供應(yīng)量M0對我國經(jīng)濟發(fā)展的影響。關(guān)鍵詞:通貨膨脹;貨幣供應(yīng)量;經(jīng)濟增長1引言隨著國際金融危機的蔓延,從2008年下半年我國經(jīng)濟出現(xiàn)大幅滑坡,雖然我國政府采取了有力措施,但經(jīng)濟目前還未進入強勁反彈的道路。從物價來看,2007年4月以來我國居民消費價格總水平不斷攀升,2007年全年CPI指數(shù)上漲4.8%,2008年2月CPI指數(shù)高達8.7%,創(chuàng)歷史新高。隨后幾個月CPI和PPI大幅回落,已連續(xù)數(shù)月為負值,截至2009年7月份CPI同比下降1.8%PPI降8.2%。同時貨幣供應(yīng)量高位趨穩(wěn),2009年7月末,廣義貨幣供應(yīng)量(M2)余額為57.3萬億元,同比增長28.42%,增幅比上年末高10.6個百分點,比上月末低0.03個百分點;狹義貨幣供應(yīng)量(M1)余額為19.59萬億元,同比增長26.37%,比上月末高1.6個百分點;市場貨幣流通量(M0)余額為3.42萬億元,同比增長11.59%。同時我國對外依存度擴大,內(nèi)外失衡,虛擬經(jīng)濟也在不斷膨脹,央行被動投放基礎(chǔ)貨幣。貨幣增長率上升雖然不是通貨膨脹的唯一原因,但有著密切聯(lián)系,貨幣供應(yīng)量的增加迫使總需求的“主動增加”,尤其是促進了資產(chǎn)價格的上漲,然后傳導(dǎo)到食品價格并引起通貨膨脹,劇烈的通貨膨脹就會對宏觀經(jīng)濟形成極大的沖擊,進而影響到經(jīng)濟的增長。2西方關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、通貨膨脹的分析西方經(jīng)濟學(xué)一般認(rèn)為:貨幣對經(jīng)濟不發(fā)生任何實質(zhì)性的影響,不影響實際的經(jīng)濟變量,貨幣就是中性的,不然貨幣就是非中性的。但是西方經(jīng)濟學(xué)家對貨幣中性的理解在程度上也不完全一致。代表性觀點有:(1)古典學(xué)派的貨幣中性論主張貨幣經(jīng)濟只不過是實物相互交換的實物經(jīng)濟,貨幣僅在商品交換過程中啟到媒介作用,對實際經(jīng)濟不發(fā)生實質(zhì)性的影響。(2)威克塞爾貨幣非中性論,對古典貨幣數(shù)量論的批判中引入了“自然利率”的概念,認(rèn)為貨幣是影響經(jīng)濟的重要因素,主要是由于貨幣在資本形成和資本轉(zhuǎn)移中發(fā)揮著重要作用。(3)凱恩斯主義的貨幣非中性論認(rèn)為,貨幣供應(yīng)量的變動在短期內(nèi)影響就業(yè)、產(chǎn)出和收入等實質(zhì)經(jīng)濟因素,而在長期內(nèi)則影響價格。把利率作為貨幣與產(chǎn)出的樞紐,通過貨幣政策調(diào)節(jié)經(jīng)濟中的貨幣供應(yīng)量。主張貨幣通過兩個方面影響實際經(jīng)濟:貨幣市場決定利率,再通過利率影響投資,從而影響總需求,導(dǎo)致總產(chǎn)量和總就業(yè)量的變化;貨幣作為一種資產(chǎn),它與其他金融資產(chǎn)存在替代效應(yīng)。(4)新古典主義的貨幣中性論認(rèn)為,宏觀經(jīng)濟總量的解釋只是建立在單個人的最優(yōu)化選擇的基礎(chǔ)上的。盧卡斯、薩金特、華萊士等通過新古典主義的基本原理,如市場出清、理性預(yù)期和只有實際變量才至關(guān)重要等應(yīng)用于標(biāo)準(zhǔn)的宏觀經(jīng)濟模型,得出了貨幣中性的結(jié)論。聲稱貨幣主義的短期和長期不是特別有用的,真正的區(qū)別是預(yù)期與未預(yù)期到的差別,正是由于理性的經(jīng)濟當(dāng)事人能預(yù)期到系統(tǒng)的貨幣政策,貨幣對經(jīng)濟中的實物變量不產(chǎn)生影響,從而回到了貨幣數(shù)量論的貨幣中性的觀點。3貨幣與經(jīng)濟關(guān)系計量分析基于以上的理論分析,控制貨幣存量的增長率,使其按照一個或幾個關(guān)鍵的經(jīng)濟變量的變化而同步連續(xù)地變化,貨幣當(dāng)局就能提供一個可為經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的貨幣背景。對此,本文從國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率(名義國民收入增長率)和通貨膨脹率(物價上漲率)與貨幣存量增長率之間關(guān)系進行計量分析。下面,我們選擇1978-2008年間的M0供應(yīng)量增長率和通貨膨脹率、GDP增長率(年度數(shù)據(jù))作為我們實證的數(shù)據(jù)區(qū)間,根據(jù)貨幣數(shù)量論的相關(guān)理論,對我國的貨幣供應(yīng)政策的穩(wěn)定性進行計量考察。(1)GDP增長率、通貨膨脹率與供應(yīng)量增長率相關(guān)性分析。根據(jù)我們所獲得的數(shù)據(jù),應(yīng)用統(tǒng)計計量分析軟件Eviews,得到了M0供應(yīng)量增長率與GDP增長率、通貨膨脹率之間的相關(guān)系數(shù)。可以得出,m0和cpi的相關(guān)系數(shù)為0328686642237996,m0和gdp的相關(guān)系數(shù)為035392280266161正如現(xiàn)代貨幣數(shù)量論和許多實證所驗證的那樣,我國的貨幣供應(yīng)量與GDP增長率、通貨膨脹率具有較強的相關(guān)性。貨幣的長期周期性變動與相應(yīng)的貨幣收入(或國民收入)和價格水平變動之間的關(guān)系是比較密切的和穩(wěn)定的。另外,根據(jù)它們之間的點線圖,我們可以得出,M0增長率與GDP增長率、M0增長率與通貨膨脹率之間的變化具有大致相似的同增同減的長期趨勢,即它們具有長期的一致性。當(dāng)然,它們之間的因果關(guān)系、它們相互之間的變動是否是即期還不明顯,我們將在下文給出分析。但是,有一點可以肯定的是,當(dāng)經(jīng)濟波動較大時一定伴隨著貨幣供應(yīng)量的較大的波動。(2)M0供應(yīng)量增長率、GDP增長率、通貨膨脹率三者之間的因果關(guān)系分析。運用Granger因果關(guān)系檢驗,我們可得如下檢驗結(jié)果。對于通貨膨脹不是貨幣供應(yīng)量Granger原因的原假設(shè),拒絕它而犯第一類錯誤的概率是0.80471,表明通貨膨脹不是M0增長率Granger原因的概率較大,不能拒絕原假設(shè)。而第二個檢驗的相伴概率只有0.01037,表明我們至少可以在95%的置信水平下,認(rèn)為M0增長率是通貨膨脹的Granger成因。對于GDP增長率與M0增長率之間的Granger因果關(guān)系,我們得不出類似的結(jié)論。(3)M2供應(yīng)量增長率、GDP增長率、通貨膨脹率回歸分析。由上面的相關(guān)分析和因果關(guān)系分析,我們可以很有理由地運用貨幣供應(yīng)量的兩因素模型對三者進行回歸分析。由此,我們得到如下回歸方程:CPI=94.87505(8.602099)+37.59689M0(-1)(8.692193)+16.14602M0(-2)(8.603579)+7.041960M0(-3)R=0.533619F=9.153363從中我們可以看出回歸系數(shù)都通過了檢驗,并且整個方程的F檢驗也是顯著的。這也從另一方面說明了貨幣供應(yīng)量的增長對于物價水平的波動具有顯著地影響。另外,我們也可以得到如下方程:GDP=0.097290+0.068918M0(-1)(0.045173)+-0.030353M0(-2)(0.045646)+-0.053743M0(-3)(0.045180)R=0.147209F=1.380957它的回歸系數(shù)的t值不
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