我國廣義貨幣供應(yīng)量M2與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP關(guān)系的實證分析

我國廣義貨幣供給量M2與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP關(guān)系的實證分析貨幣供給量即貨幣存量，是指一國在某一時點上流通手段和支付手段的總和。一般表現(xiàn)為金融機構(gòu)的存款、流通中的現(xiàn)金等負債，亦即金融機構(gòu)和政府之外的企業(yè)、居民、機關(guān)團體等經(jīng)濟主體的金融資產(chǎn)。它可以及時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實現(xiàn)之間的一組重要監(jiān)測指標。根據(jù)貨幣供給量與物價、與國內(nèi)生產(chǎn)總值等重要指標的相關(guān)分析，我們可以預(yù)測貨幣政策實施效果，這對于適時、適度推出貨幣政策具有現(xiàn)實意義。我國自1998年取消了對國有商業(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。長期以來，貨幣供給量與總產(chǎn)出、價格之間的相互關(guān)系一直是貨幣經(jīng)濟學的核心問題，也是宏觀經(jīng)濟學爭論的焦點。Friedman〔1963〕，Schwards〔1963〕和Tobin〔1970〕，通過實證研究得出結(jié)論：貨幣供給量的變化很可能是真實產(chǎn)量變動結(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〕通過實證分析得出了從長期看產(chǎn)出增長率和貨幣供給量增長率沒有相關(guān)性的結(jié)論。對于我國近10年來貨幣政策的有效程度，本文將對M2與GDP關(guān)系加以實證分析。變量選取與數(shù)據(jù)樣本經(jīng)濟增長指標GDP是衡量國民經(jīng)濟開展情況最重要的一個指標，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)濟變量。在具體的實證分析中，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的實際發(fā)生數(shù)。貨幣供給量貨幣供給量可以按其流動性的強弱，劃分成不同的層次，根據(jù)國際通用的原那么，結(jié)合我國的國情，把貨幣供給劃分為、、、四個層次。QUOTEM0：流通中的現(xiàn)金。QUOTEM1：QUOTEM0+企業(yè)活期存款+機關(guān)團體部隊存款+農(nóng)村存款+個人持有的信用卡類存款。QUOTEM2：QUOTEM1+城鄉(xiāng)居民儲蓄存款+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)實購置力，也反映了潛在購置力。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)變動影響，本文首先采用X-11方法對數(shù)據(jù)進行季節(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，調(diào)整后的數(shù)據(jù)標以SA；然后對調(diào)整后的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，以消除時間序列的異方差。最終的變量分別用LnGDPSA、LnM2SA表示。對GDP與M2進行相關(guān)分析單位根檢驗在進行時間序列回歸時，需要首先對變量進行平穩(wěn)性檢驗，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)論也是錯誤的。平穩(wěn)性檢驗是運用ADF檢驗方法對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。分別對LnGDPSA、LnM2SA檢驗的結(jié)果如表1所示：表12000-2011年GDP、M2季度數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果變量ADF檢驗值臨界值1%臨界值5%臨界值10%平穩(wěn)判斷原序列檢驗LnGDPSA0.786802-3.581152-2.926622-2.601424否LnM2SA1.606458-3.577723-2.925169-2.600658否一階差分檢驗▽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檢驗結(jié)果采用Eviews6.0軟件計算得到，檢驗的形式都為常數(shù)項。根據(jù)單位根檢驗結(jié)果，LnGDPSA、LnM2SA的原序列都是非平穩(wěn)序列，但兩個一階差分序列在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)，為一階單整的時間序列，即為Ln〔GDPSA〕～I〔1〕，Ln〔M2SA〕～I〔1〕。因此就可以對二者進行協(xié)整關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗由于LnGDPSA、LnM2SA都為I〔1〕型時間序列，需要對變量進行進一步的協(xié)整檢驗，以確定這些非平穩(wěn)的經(jīng)濟變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。首先用變量LnGDPSA對LnM2SA進行普通最小二乘回歸，得到回歸的估計結(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回歸方程估計結(jié)果從上表2可以看到，LnM2SA估計的參數(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)整的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的自然對數(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)估計值表示M2每增加1個百分點，GDP增加0.872925個百分點，說明廣義貨幣供給量對我國經(jīng)濟增長有正面的效應(yīng)。得到回歸方程估計后，在此根底上對其進行協(xié)整檢驗，即檢驗得到的回歸殘差是否平穩(wěn)。對殘差進行ADF檢驗得下表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檢驗從表3可以看到，殘差單位根檢驗得t統(tǒng)計量=-3.505654，其相應(yīng)的概率值P=0.0121，小于5%的檢驗水平，因此拒絕殘差序列存在單位根的原假設(shè)，既可以認為殘差序列是平穩(wěn)的。根據(jù)協(xié)整關(guān)系的定義，又因為LnGDPSA和LnM2SA都是1階單整序列，所以可以認為序列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)整檢驗的結(jié)果說明我國LnGDPSA與LnM2SA之間存在長期的均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)也會出現(xiàn)失衡，為了考察GDP和M2之間的動態(tài)關(guān)系，需要借助誤差修正模型來進行分析。通過Eviews構(gòu)建ECM模型的參數(shù)估計結(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模型估計結(jié)果從表4可以看出，方程估計的參數(shù)都很顯著，模型估計結(jié)果的F統(tǒng)計量相應(yīng)的概率值P也非常小，從而說明模型估計整體上是顯著的。其ECM模型可表示為：▽LnGDPSA=▽LnM2SA-0.282622ECM(-1)+ε▽LnM2SA的系數(shù)估計值很顯著，可以解釋為國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP對廣義貨幣供給量M2的短期彈性，即廣義貨幣量M2增加1個點，那么在短期內(nèi)，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP將減少1.171575個點，與長期的效應(yīng)有相反的效應(yīng)。誤差修正項ECM〔-1〕的系數(shù)估計值也很顯著，該系數(shù)反響了國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP偏離長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，其絕對值越大，那么將非均衡狀態(tài)恢復(fù)到均衡狀態(tài)的速度就越快。對于國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的短期變動可以由兩局部進行分析，一局部是由于短期廣義貨幣供給量M2變動〔即▽LnM2SA〕的影響，另一局部是由于前一期國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP偏離長期均衡關(guān)系〔即ECMt-1〕的影響。假設(shè)前一期國內(nèi)生產(chǎn)總值沒有偏離長期均衡關(guān)系，即ECMt-1=0，那么當期國內(nèi)生產(chǎn)總值變動那么全部來自于當期廣義貨幣供給量M2變動的影響；假設(shè)前一期國內(nèi)生產(chǎn)總值偏離了長期均衡關(guān)系，即ECMt-1≠結(jié)論本文通過對我國2000年第一季度至2011年第四季度的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和廣義貨幣供給量M2的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗及ECM模型修正，的出以下結(jié)論：首先，從長期的協(xié)整的回歸結(jié)果來看，我國的貨幣供給量M2的變動與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的變動是正相關(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GDP的增長率。其次誤差修正模型ECM顯示，在短期