我国货币供应量对经济增长的影响研究

【摘要】货币供应量与经济增长二者的关系如何，前者对后者是否有影响一直备受学术界关注。本文基于近十年三个层次货币供应量M0、M1、M2及GDP的季度数据，运用ADF检验、格兰杰因果检验、协整检验与脉冲响应函数考察在不同货币统计口径下，货币供应量对经济增长的不同影响。

【关键词】货币供应量 经济增长 格兰杰因果检验 协整检验 脉冲响应

一、引言

货币政策作为宏观经济调节的重要手段之一，其与经济发展的关系密切，同时，货币政策中介目标的选择在很大程度上决定了货币政策的有效性，所以货币政策应随国家经济状况的变化而进行调整。多年来，我国选择货币供应量这一变量作为中介目标的决定得到极大肯定，但随着国内外形势的变化，我国经济由“高速增长”变为“中低速增长”，货币政策也作相应调整，从原本的“适度宽松”转变为如今的“稳健”。在这一发展目标与方向下，继续以货币供应量作为货币政策中介目标是否适合，其与经济增长的关联度如何成为亟待解决的现实问题。在此背景下，本文研究现行经济环境下各层次货币供应量对经济增长的影响，以期为货币政策的制定提供参考。

二、货币供应量与经济增长关系的实证分析

（一）变量选取与数据说明

为研究我国货币供应量与经济增长的关系，本文选取不同层次的货币供应量作为研究对象，即M0、M1与M2。用GDP来表示经济增长指标。选取2008年第一季度至2017年第二季度共38个季度的相关数据作为样本进行实证研究，数据来源于中国人民银行和国家统计局官网。

由于本文采用的是含有季节变动因素的季度数据，为避免异方差现象的出现，对M0、M1、M2、GDP 4个指标分别取对数，记作lnM0、lnM1、lnM2和lnGDP。

（二）实证分析

1.单位根检验（平稳性检验）。为避免导致谬误回归以及预测结果的无效，先对时间序列进行平稳性检验。运用Eviews5.0统计软件分别对lnM0、lnM1、lnM2和lnGDP进行ADF平稳检验，采用使用较多的AIC最小化准则来确定模型阶数，检验结果见表1：

从表1可以看出，lnGDP的ADF统计量为-2.757304，均大于1%、5%、10% 显著水平下的临界值，说明lnGDP为非平稳序列；而lnM0、lnM1、lnM2的ADF统计量分别为-4.162519、-4.247898和-4.484332，均小于各自5%显著水平下的临界值，说明lnM0、lnM1、lnM2为平稳序列。所以，lnM0、lnM1、lnM2是零阶单整的平稳序列。由于lnGDP具有非平稳性，对其做一阶差分处理，得出△lnGDP的ADF统计量为-3.757230，小于5%显著水平下的临界值（-3.557759），所以lnGDP的一阶差分是零阶单整的。所以，在5%的显著性水平下，lnM0、lnM1、lnM2和△lnGDP均为零阶单整的平稳序列，满足做协整检验的条件。

2.Granger因果检验。由于滞后阶数的选择会对格兰杰检验的结果产生较大影响，为增强结论的可靠性，故依次采用滞后2至6阶，结果如表2、表3和表4所示：

由表2可知，无论滞后阶数如何选择，lnM0不是△lnGDP的格兰杰原因的概率均大于5%，表明在5%的显著水平下接受原假设；△lnGDP不是引起lnM0变动的格兰杰原因的概率均大于5%，表明在5%的显著水平下接受原假设。因此，M0不是GDP显著的Granger原因，GDP也不是M0显著的Granger原因。

由表3可知，原假设为△lnGDP不是lnM1变动的格兰杰原因时，在选取的5个不同滞后期中，滞后2期、3期、4期、6期的概率大于0.05，表明在该显著水平下接受原假设；滞后5期的概率小于0.05，因此拒绝原假设。原假设为lnM1不是△lnGDP变动的格兰杰原因时，滞后2期、4期的概率大于0.05，即在5%的显著水平下接受原假设；而滞后3期、5期和6期的概率小于0.05，表明在5%的显著水平下拒绝原假设。所以，M1与经济增长间是否存在相互决定关系具有随机性。

表4显示，原假设为△lnGDP不是lnM2变动的格兰杰原因时，5个滞后期的概率均大于0.05，表明GDP不是M2显著的Granger原因。原假设为lnM2不是△lnGDP变动的格兰杰原因时，滞后2期、3期、4期和5期的概率小于0.05，即在5%的显著水平下拒绝原假设；滞后6期的概率大于0.05而小于0.1，表明在10%的显著水平下拒绝原假设。因此，GDP不是引起M2变动的格兰杰原因，M2却是引起GDP变动的格兰杰原因，且该结论具可靠性。

3.协整检验。采用Engle-Granger检验法检验货币供应量与经济增长之间是否存在长期稳定关系。但因果关系不显著的变量应加以剔除，所以剔除lnM0，只检验变量lnM1与变量△lnGDP、变量lnM1与变量△lnGDP的协整关系。

首先，把经济增长变量作为被解释变量，各层次货币量作为解释变量做协整回归。（注：括号内的数值为各系数的t值，et为残差）

第一，把△lnGDP、lnM1分别作为被解释变量与解释变量，对两个变量进行协整回归，结果如下：

△lnGDPt=0.279988-0.019958lnM1t+et

（0.364186） （-0.326941）

由t检验可知，lnM1t和常数项的t值均小于5%显著性水平下的临界值，故接受原假設，即lnM1对△lnGDP无显著性影响，M1不是经济增长的重要原因。

第二，把△lnGDP、lnM2分别作为被解释变量与解释变量，对两个变量进行协整回归，结果如下：

△lnGDPt=-0.414832+0.028088lnM2t+et

（1.565793） （1.607631）

由t检验可知，lnM2t和常数项的t值均大于5%显著性水平下的临界值，故拒绝原假设，即lnM2对△lnGDP有显著性影响，M2是经济增长的重要原因。

其次，对协整回归得到的残差进行ADF单位根检验。由于M0、M1均对经济增长无显著影响，所以此处只对被解释变量、解释变量分别为△lnGDP、lnM2的协整回归残差进行单位根检验，如表5所示：

由上述检验结果可知，在5%的显著水平下，ADF检验的临界值-3.557759，残差序列的ADF统计量为-4.092707，小于临界值，从而拒绝原假设，表明残差序列为平稳序列，即lnM2与△lnGDP之间存在協整关系。

4.脉冲响应函数。为了反映我国货币供应量与经济增长之间任何一方的冲击给另一方带来的影响，现选取10期为考察期限，利用脉冲响应函数刻画二者的动态影响过程。如图7、图8、图9所示，图中纵轴表示脉冲响应函数值，横轴表示时期数。

由图1可知，整体而言，当给M0的随机扰动项施加一个标准差大小的冲击后，其对经济增长具负向作用：在1～3期内，负向作用逐渐减小并达到零，3～4期内负向作用又开始逐渐增大，第6期以后负向水平基本保持平稳。而当给GDP的随机扰动项施加一个标准差大小的冲击后，在1～2期内，其对M0的负向作用逐渐增大，第2期后逐渐减弱，在第3期达到顶峰后又快速回落，最后回到零点线上，表明第4期后M0的变化对经济增长无显著影响。

由图2可知，整体而言，当给M1的随机扰动项施加一个标准差大小的冲击后，其对经济增长具有正向影响，但强度呈波动性减弱：M1在第1～2期对经济增长具有显著的正向影响，但影响效果呈减弱趋势，第2～3期影响效果逐渐增强达到最大，第3期后影响效果呈波动性逐渐减弱。而当给GDP的随机扰动项施加一个标准差大小的冲击后，第1～2期，其对M1的负向作用呈现逐渐增大的趋势，随后该负向作用逐渐减弱并转为正向影响，之后影响水平在零点线附近波动，表明经济增长对M1无明显影响。

从图3可看出：当给M2的随机扰动项施加一个标准差大小的冲击后，其对经济增长的正向影响逐渐增大在第2期达最大值0.017，之后该作用略有波动，第6期以后影响强度基本保持稳定的正向水平。而当给GDP的随机扰动项施加一个标准差大小的冲击后，其对M1具有反应迅速的正向影响，且强度达0.08，随后该作用强度急剧下滑到-0.06左右，第2～3期负向作用逐渐减小并转为正向影响。但随着时间的延续，该正向影响效果却逐渐减弱并趋于零。

三、结论与建议

（一）研究结论

从格兰杰因果检验可知，无论滞后阶数如何选择，M0均不是引起经济增长变动的格兰杰原因，M1与经济增长间是否存在相互关系具有随机性，即M1和GDP的因果关系在统计上并不显著，这表明经济增长目标的实现并不能通过控制M1的增长来实现。而无论滞后阶数如何选择，M2均是引起GDP变动的格兰杰原因，说明在各层次货币供应量中，M2与经济增长的关联度最高。

由协整检验可知：首先，各层次货币供应量中，只有M2这一层次货币供应量与经济增长之间存在长期的稳定关系，所以其对货币政策的调整具有重要意义。其次，虽然货币供应量M1的变化能够在一定程度上影响经济增长，但二者之间却不存在长期稳定的关系，与经济增长的相关性不是很好。

从脉冲响应函数来看，M0对经济增长的影响几乎保持稳定的负向水平；M1对经济增长具有正向影响，但随时间的延续，其影响强度呈波动性减弱的趋势；M2对经济增长具有正向影响，但长期效果不如短期效果显著。

总体而言，在各层次货币供应量指标中，M2与经济增长之间存在长期的稳定关系，且经济增长的变化不会引起M2的变动，但从脉冲响应函数来看，△lnGDP对lnM2的脉冲响应函数值较低，即虽然二者存在长期的稳定关系，但其对经济增长的影响强度不高。所以在M0、M1、M2三个层次货币供应量中，M2与经济增长的关联性最强，选其作为货币中介目标具备一定合理性。

（二）政策建议

1.加强货币供应量对经济增长的传导机制建设。实证结果显示，短期内M2能够对经济增长产生相对显著的影响，但在长期过程中这种影响强度会减弱，所以若以M2作为中介目标，应加强货币供应量对经济增长的传导机制建设，确保其通畅高效。具体而言，要加强二者传导机制的建设，一是要不断发展和完善货币市场、股票市场以及中长期债券市场，健全发展非公开的股本市场。二是引入市场竞争，提高金融市场的结构合理性，促进金融市场健康、有序发展。此外，虽然现阶段我国利率市场化已基本完成，但其积极影响还未显现，在此过程中，要确保央行可以有效引导货币市场利率，就必须要把握好公开市场操作这一环节，同时还需要加强各个金融监管部门的通力合作。

2.完善货币供应量监控体系。由实证结果可知，虽然M2与经济增长之间存在长期的稳定关系，但其对经济增长的影响强度不高，这种情况的出现或许跟我国货币供应量层次的统计内容不全面有关。同时，随着金融自由化与金融创新的发展，人民币国际地位的不断提升，人民币结算、投资与被作为储备货币与的功能得到发展，使得货币供应的涵义不断拓宽，而我国目前的货币供应量统计内容还未涉及上述内容，且M3这一统计指标也尚未公布，已有的货币供应量统计指标已不能满足金融发展多变的需要。所以为提高宏观经济调控的准确性，我国应尽快完善货币供应量指标体系建设，扩展货币供应量统计口径。

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作者简介：余红（1995-），女，汉族，贵州瓮安人，贵州大学经济学院2016级研究生，研究方向：金融学。