我国货币供应与经济增长物价水平关系研究

我国货币供应与经济增长、物价水平关系研究常熟理工学院 孙凤华、张筱、李楠 摘要：本文基于货币供应量与经济增长、物价水平之间关系的经典理论，运用计量经济学方法从长期和短期两方面对我国的货币供应量与经济增长、物价水平关系进行实证研究。本文对19842009年我国货币供应量、国内生产总值和物价水平的时间序列数据指数化后进行协整检验，得到三者之间存在协整关系。在此基础上检验了Granger因果关系，建立误差修正模型，并从脉冲响应和方差分解的角度来分析货币供给对经济增长、物价水平的影响。结果表明：货币供给增长率与经济增长率存在双向因果关系；短期内，我国货币供给存在“托宾效应”；从长期来看，我国经济增长率和物价上涨率的波动均主要由经济增长率的变化来决定；此外，我国货币存在内生性，货币供应量的增长主要反映在物价水平上。最后综合实证分析结论，就完善我国货币政策及其传导机制的有关渠道提出一些改进建议。关键词：货币供应 经济增长 物价水平 协整 Granger因果检验1.引言1.1选题背景与现实意义货币政策是货币当局进行宏观经济调控的重要工具，其实施的好坏影响着国家经济的平稳持续发展。中央银行通过制定货币政策来达到经济增长、充分就业、稳定物价和保持国际收支平衡的宏观调控目标。1984年之前，我国实行的是“大一统”的银行体制。中央银行不仅需行使发行货币和管理信贷的职能，而且还要经营商业银行业务。然而，1984年，我国中央银行体制的正式确立，标志着我国有了真正意义上的中央银行和商业银行，中国人民银行开始独立行使中央银行的职权。从此，中国人民银行建立了存款准备金制度，促使我国的货币传导机制的渠道发生了巨大变化。1993年以来，我国货币政策的中介目标开始转为货币供应量。在金融改革的逐渐深入以及改革力度的不断加强下，我国的宏观经济调控模式由直接调控转向间接调控。加入WTO后，贸易全球化、经济全球化促使我国的宏观经济运行方式、调控手段及各种机制、体制都得到了明显的创新与完善。货币政策对经济增长、物价稳定的影响越来越显著，已成为我国金融界热切关注的焦点问题。此外，在2008年的全球“金融危机”影响下，国内理论界和决策部门面临着通货膨胀与经济衰退两难的窘迫局面。而粮食和原油价格的持续猛涨，导致我国出现通货膨胀。尽管国家采取适度紧缩的货币政策以缓解经济过热，然而效果并不理想，未达到预期的物价下降。随后，房价的飙升，粮价的再次上涨，使得人们对我国采取的货币政策有效性提出了质疑。为此，研究我国货币供应与经济增长和物价水平的关系，有利于政府在复杂变化的经济环境中制定并实施有效的货币政策来控制目前的经济发展形势，对实现经济增长、物价稳定，促进我国经济持续、协调、稳定、健康发展有着重要的现实意义。1.2国内外研究现状货币供应量与经济增长、物价水平之间的关系一直是金融界热点问题之一，各国学者长期致力于探索研究，期望能够系统准确地描述三者关系，以便政府制定相应的货币政策确保经济健康持续发展。就货币供应量与经济增长的关系，不同学者得到的实证结果不同。总体而言，研究结论可分为两种观点：一是货币中性理论，即货币供应量的增长不能对真实经济构成影响；二是货币非中性理论，即货币供应量的变动将会引起实际利率和产出等经济变量的变化。著名经济学家弗里德曼（Friedman,1963）和施瓦茨（Schwartz,1963）最早对货币和产出之间的相关性进行了系统的描述。他们和托宾（Tobin,1970）的研究结果都表明，“货币供应量的变动很可能是真实产量变动的结果”，即“托宾效应”。Stock、Watson(1989)和Cover（1992）同样也得出短期货币供应量的改变对产出波动具有影响的结论。然而，McCandless和Weber(1995)研究了110个国家近30年的产出增长率、平均通胀率和货币供应量增长率之间的关系，发现产出增长率和货币供应量增长率在长期并不具有相关性。同样，在对美国的研究中，Boschen和Mill（1995）也证实了货币供应量的变化对产出不会产生长期影响。尽管学者对货币供应量与经济增长之间的关系持有不同的观点，但是他们都大致认为货币供应量的变化对价格水平的变化具有影响。McCandless和Weber(1995)研究发现货币供应量的增长率和通货膨胀率之间有着强相关性。长期来看，货币供应量的增加会导致通货膨胀率的上升。Hafer和Kutan（1994）运用误差修正模型分析了中国19521988年的数据，结果表明我国货币需求与实际国民收入和预期通货膨胀率之间存在协整关系。Friedman和Kuttner（1992）通过对美国19601990年的数据分析，发现货币供应量与价格之间的关系是稳定的。近年来，国内许多学者基于不同的方法从不同角度对我国的实际情况进行了研究分析。黄先开、邓述慧(2000) 以19801997 年的数据为基础，运用OLS 方法证明了预期货币供应量的增长对产出的变动具有影响，即货币非中性。曾令华(2000)通过对19871999年的数据分析，得出结论：我国货币供应量增长率和名义经济增长率之间有着显著的线性关系。刘斌(2001) 采用向量自回归方法研究了货币政策对实体经济部门的影响，发现有短期影响而无长期影响；但货币政策冲击对物价、货币供应量和贷款等均会产生永久性的影响。陆军、舒元(2002)运用Granger因果关系检验验证了在长期内货币供给对经济变量没有实质性的影响。刘金全、刘志强(2002) 对19922000 年的数据进行因果分析，发现若采用向量自回归法分析，则货币供应、实际产出和物价水平中任何两个变量之间都存在双向因果关系。杨建明（2003）利用均衡修正模型对我国货币供应量变动与产出、物价进行协整分析。研究结果表明，1994年以来，短期内三者之间的相关性减弱，实证研究并不支持将货币供应量作为我国货币政策的中介目标。戴建军（2008）利用冲击模型从货币政策对经济运行的影响及政策传导两方面展开研究，发现不同层次的货币供应量对GDP的成绩影响也有较明显的差异。研究指出，我国货币供应量存在明显的内生性，货币政策的长期调控效果不明显，但短期调控效果是比较显著的。刁硕文（2008）基于协整理论研究了通货膨胀对经济增长和货币供应量增长的影响，指出我国经济增长和货币供应量均对通货膨胀有一定的刺激作用。谌帅（2010）从相关性角度对19842008年我国货币供应量与经济增长、物价水平的关系进行了分阶段研究，发现我国货币非中性，并指出三者之间存在相关性，但有时也存在失灵的情况。1.3本文的研究思路与方法本文在借鉴国内外学者对货币供给与经济增长、物价水平关系研究的基础上，吸取前人的研究方法，进一步创新，从短期和长期两方面来分析1984年以来我国货币供给与经济增长、物价水平之间的相互关系。本文共分为四章，第一章引言介绍了本文的研究背景与现实意义、国内外研究现状、本文研究思路以及创新之处。第二章对货币供应量与经济增长、物价水平关系进行定性分析。第三章运用计量经济学方法对我国货币供应量与经济增长、物价水平关系进行实证分析。第四章在实证分析的基础上，总结我国货币供应量与经济增长、物价水平之间的关系，并提出相应的政策建议。本文采用单位根检验及Johansen协整检验来研究经济变量间是否存在长期均衡关系。倘若存在协整关系，可研究三者之间的格兰杰因果关系，并建立误差修正模型分析长期均衡关系对物价水平和经济增长短期波动的影响。在误差修正模型的基础上，本文采用脉冲响应函数及方差分解方法进一步研究它们短期内受到冲击后的响应，得到更为准确的结论。1.4本文的创新本文的创新点主要有：首先，在数据选取方面，本文选取了19842009年的年度数据作为实证研究样本。因为在1984年之前，我国中央银行体制未正式确立，实行的是“大一统”体制。1984年后，银行体制逐渐完善，调查方法、权数的选取、指数的编制等方面开始成熟。其次，在数据处理方面，为了保证统计口径的一致性，本文以1984年为基期，将货币供应量、国内生产总值指数化。同时，将所有变量取自然对数，以消除时间序列中可能存在的异方差。再者，在研究方法上，本文不仅采用了单位根检验、协整检验和格兰杰因果关系检验方法从长期方面研究我国货币供应量与经济增长、物价水平之间的关系，而且还运用误差修正模型、脉冲响应函数及方差分解法从动态角度来分析三者受冲击后的响应。最后，本文在脉冲响应分析时采用了广义脉冲法，克服了Cholesky脉冲响应法中因变量次序不同而使得结果不同的缺陷。2.货币供应量与经济增长、物价水平关系的定性分析2.1西方学者对货币供给与经济增长、物价水平关系的理论分析在西方国家，关于货币政策主要存在两种观点：一是货币中性理论，二是货币非中性理论。新旧古典学派认为货币呈现中性，即货币经济对实际经济变量不产生实质性影响。古典学派中货币数量论占主导地位，认为货币数量只与物价水平有关；其它条件不变时，物价水平与货币供应量成正比。而新古典学派在继承了旧古典学派的基础上，提出了市场出清说与理性预期假说。新古典学派认为，人们能够理性预期政府采取的政策措施及其后果。因此，无论政府如何干预宏观经济，人们都可以根据政策调整自己的行为，达到自己的理想状态，从而货币政策失效。然而，凯恩斯提出了货币非中性理论。凯恩斯认为，价格和工资呈“刚性”，市场也不会出清，而且劳动市场达到均衡时通常是处于非充分就业状态的。在其它因素不变的条件下，增加货币供应量，将会促进产出增加，同时价格水平也会提高，货币供给的变动影响实际产出与就业。但是，若在充分就业状态下，增加货币供应量，产出并没有改变，只是提高了物价。在凯恩斯理论中，中央银行可以通过制定货币政策来影响产出，调控宏观经济，但当存在“流动性陷阱”时，货币政策将失效。相比较新旧古典学派及凯恩斯学派，货币主义则秉持货币短期非中性，长期中性的观点，主要代表人物有欧文费雪、庇古和弗里德曼。货币主义认为，货币数量是影响价格水平的基本因素。费雪强调货币的交易媒介作用，提出了“交易方程”：Py=MV；费雪方程表明，价格P与货币供应量M成正比。而庇古则强调了货币的贮藏手段，提出了“剑桥方程”：M=kY=kPy，认为货币需求取决于货币的流通速度和名义国名收入，与流通速度1/k成反比，与收入成正比。同时，价格水平由货币供应量决定，两者成正比关系。弗里德曼在费雪方程及剑桥方程的基础上，吸收凯恩斯的偏好理论，创造了新货币数量论。他主张，货币供给完全取决于货币当局的决策，与影响货币需求的因素无关。短期内，扩张的货币政策促进经济增长。长期来看，货币政策并不影响实际经济变量，只影响价格水平，扩张的货币政策导致价格上涨，甚至引发通货膨胀。2.2我国货币供给与经济增长、物价水平关系的理论分析我国金融界不同学者对货币供给与经济增长之间的关系也持有不同的观点，主要有推动论、抑制论和中性观点。推动论是指货币供给的增加促进经济增长；抑制论则恰恰相反，认为扩张的货币政策阻碍经济的发展；而中性观点则将货币看作一种手段，对经济不产生影响。一般而言，关于货币供应量与经济增长、物价水平之间的关系，我国理论界普遍认为，扩张的货币政策，促进经济增长。中央银行采取适度宽松的货币政策，使得货币市场中流动的货币量增加。一方面，刺激了投资消费，社会总需求增加，从而促进经济增长，增加就业。另一方面，货币供应量的过度增加，导致货币市场供过于求，以致于引发通货膨胀，物价持续上涨。物价的持续上涨，又抑制了国民的投资和消费，进而阻碍了经济的发展，使得货币扩张政策的有效性减弱。货币供给的内生性让决策者陷入了经济增长与物价稳定的两难困境。因此，目前我国政府主要采取适度的货币政策在保证充分就业和物价稳定的基础上逐步实现经济持续增长。3.货币供应与经济增长、物价水平关系的实证分析3.1变量选取与数据处理本文采用广义货币供应量（）作为货币供应量的度量指标；国内生产总值（）作为经济增长指标；居民消费物价指数（）作为物价水平的衡量指标。由于在1984 年之前，我国实行“大一统”银行体制，经济开放程度低，计划经济占主体地位，不利于货币供给对宏观经济影响的分析。因此，本文选取19842009年的年度数据作为实证研究样本。数据来源于中国统计年鉴和中国人民银行网。所有数据见附录。在数据处理方面，为统一研究口径，本文将广义货币供应量、国内生产总值以1984年为基期进行指数化，同时将指数也转化为以1984年为基期的时间序列数据。其次，将各变量指标取自然对数，以消除时间序列数据中存在的异方差现象。3.2协整检验协整是指多个非平稳的经济变量的某种线性组合是平稳的。虽然一些经济变量的时间序列非平稳，但是它们之间却往往存在长期稳定关系即协整关系。协整过程的数学描述为：设有k个序列，（k2）,用 表示k维向量序列。如果：（1）每个序列，均是d阶单整序列，则，j=1,2，k；（2）存在非零向量，使得，0bd。则称向量序列的分量间存在（d，b）阶协整关系，记为，向量成为协整向量。特别地，若，且存在非零常数、，使得，则称和是协整的。3.2.1序列的平稳性检验为消除时间序列潜在的异方差现象，本文对、三个指数序列分别取自然对数，即、。其一阶差分分别用、表示，代表货币供应量增长率、经济增长率和物价上涨率。原序列的二阶差分代表各增长率的变化，分别用、表示。经济学家发现，有时经济变量之间不存在相关性，但回归结果却得出它们之间存在有意义关系的结论，这就是“伪回归”现象。这主要是由于时间序列变量的非平稳性引起的，因此，本文有必要对时间序列数据进行平稳性检验。单位根检验方法主要有ADF检验、DFGLS检验、PP检验、KPSS检验、ERS检验和NP检验，本文采用ADF方法进行单位根检验，它也是目前最流行、最有效的方法。ADF检验主要有以下三种回归模型： （3.1） （3.2） （3.3）回归式（3.1）不含有常数项和趋势项，（3.2）只包含常数项，（3.3）包含了常数项和趋势项。其中为随机扰动项，服从独立同分布的白噪声过程。上述模型检验的原假设为的t统计量的极限分布。若接受原假设，则存在一个单位根，序列非平稳。否则，序列平稳。首先，观察、和的趋势图。 图3.1 变量、和的趋势图从图中可看出，、和均有明显的上升趋势且有截距，不具有平稳性。于是，对其进行差分，并通过ADF检验分析各变量的单整阶数。在给定的显著性水平下，得到相应临界值。如果拒绝原假设，则序列平稳。检验结果如下：表3.1 各序列的ADF检验结果变量自回归阶数ADF值1%临界值5%临界值p值=5%结论1-2.43901-4.39431-3.612200.3522非平稳2-2.43038-4.41635-3.622030.3558非平稳1-1.63403-3.75295-2.998060.4499非平稳2-2.02665-3.76960-3.004860.2741非平稳1-2.27315-2.67429-1.957200.0253平稳2-2.28483-2.67974-1.958090.0248平稳1-2.17414-4.39431-3.612200.4816非平稳2-1.90811-4.41635-3.622030.6178非平稳1-2.65037-3.75295-2.998060.0979非平稳2-2.01335-3.76960-3.004860.2793非平稳1-3.88073-2.67429-1.957200.0005平稳2-2.12947-2.67974-1.958090.0348平稳1-1.88311-4.39431-3.612200.6318非平稳2-0.85872-4.41635-3.622030.9441非平稳1-2.77074-3.75295-2.998060.0781非平稳2-1.77825-3.76960-3.004860.3806非平稳1-4.23429-2.67429-1.957200.0002平稳2-4.07522-2.67974-1.958090.0003平稳由表3.1的结果可知，在5%的显著性水平下，对数序列、和都为非平稳序列。一阶差分后，序列、和仍不平稳；再次差分后，、和均拒绝原假设，序列平稳。因此，序列I（2），I（2），I（2），而序列、和则均服从I（1）过程。3.2.2 Johansen协整检验通过单位根检验得到、和均为一阶单整序列,由此进一步讨论它们之间的协整关系。根据施瓦茨（SC）和AIC最小准则，将VAR模型的最大滞后阶数确定为4，则采用Johansen协整检验时，滞后期为3，检验结果如表3.2所示。表3.2 Johansen协整检验结果协整向量 个数特征值迹统计量5%临界值P值None *0.83500852.9853229.797070.0000At most 10.48385415.1462915.494710.0564At most 20.0581281.2576023.8414660.2621Johansen检验结果表明，在5%的显著性水平下，拒绝协整向量个数r0的假设，认为、和之间存在一个协整关系，说明货币供应量、经济增长率和物价增长率之间存在长期的均衡关系。根据Eviews输出结果可得协整方程：= -0.421865-0.696204 (3.4)从（3.4）式中可看出，我国广义货币供应量增长率每增加1%，物价水平上涨率就会下降0.696%，说明我国广义货币供应量增长率与物价水平上涨率之间存在反向作用关系。同样，我国经济增长率与物价水平上涨率存在反向作用关系，但广义货币供应量增长率对物价水平的影响占主导地位。为了研究我国货币供应量对我国经济和物价水平的影响，本文分析了、和标准化的协整向量，如表3.3所示：表3.3 、和协整向量1.000000.00000-0.994466(0.08107)0.000001.00000-0.707008(0.16528)由表3.3中协整向量可知，长期货币供应量增长率每增长1%，我国经济增长率将下降0.707%，而物价的上涨率则下降0.994%。与此同时，本文发现广义货币供应量的增长所带来的效应只有很小一部分反映在经济增长上，最终基本都反映在物价水平上，验证了Friedman假说，这也决定了我国实现经济稳定增长的目标必须建立在保持物价稳定的基础上。3.2.3 Granger因果检验通过上文分析，可知广义货币供应量增长率与经济增长率、物价上涨率之间存在反向作用关系。为了更精确地确定三者之间是否存在长期因果关系，本文采用Granger因果关系检验来进一步验证。Granger因果检验要求变量为平稳序列，因此本文对、和、进行Granger因果关系检验。依据AIC和SC最小准则，取滞后阶数为3，结果见表3.4。表3.4 Granger因果关系检验结果原假设F统计量概率结论=10%不是的Grange原因9.364240.00119拒绝不是的Grange原因4.327810.02347拒绝不是的Grange原因5.402820.01111拒绝不是的Grange原因1.956840.16692接受不是的Grange原因2.804650.07827拒绝不是的Grange原因2.95040.06917拒绝如表3.3所示，不是的Grange原因的F统计量为9.36424，相应概率为0.00119，远远小于5%的显著性水平，因此拒绝原假设，认为是的Grange原因，即经济增长是引起物价水平变动的原因。同时，不是的Grange原因的F统计量相应概率小于5%的显著性水平，原假设被拒绝，即物价水平的变动同样引起经济增长的变动。由此可知，我国经济增长率与物价上涨率之间存在双向因果关系，我国经济的迅速增长会导致物价水平显著上涨，而物价上涨率的变动又会反作用于经济增长。因此，如何在稳定物价水平的基础上保证我国经济的稳步增长成为金融界长期研究的一大难题。同理，与的格兰杰因果检验表明，是的Grange原因。长期来看，我国货币供应量的变动会引起物价水平的变动。而不是的Grange原因的F 统计量相应概率是0.16692，甚至大于10%的显著性水平，故接受原假设，认为不是的Grange原因。在与的格兰杰因果关系检验中， F统计量的相应概率均大于5%。然而，在10%的显著性水平下，均拒绝原假设，说明放宽显著性水平时，我国的与之间存在双向因果关系。货币供应量的变动会引起我国经济的变化，我国货币非中性，它影响着我国经济的实际变量；但是我国经济的变化同样又会反作用于货币供应量。我国货币供应量的这种内生性会给中央银行制定货币政策带来一定的难度。3.2.4误差修正模型通过协整检验和格兰杰因果检验，可知、和之间存在长期的稳定关系，而长期均衡关系对物价水平和经济增长短期波动的影响又如何呢？为此，本文在协整的基础上建立误差修正模型（VEC）。误差修正模型是计量经济模型中一种具有特定形式的模型，适用于具有协整关系的非平稳序列。误差修正模型通过误差修正机制的调节作用，有效地纺织路长期均衡关系的偏差在数量或规模上的扩大，反映了短期的调节行为。根据AIC和SC准则，本文建立VEC模型时选取滞后阶数L=3，以保持与Johansen检验的一致性，得到误差修正项：=+ 0.60595-1.43636 -0.201317 (3.5)从而根据Eviews模型估计结果参数可得到误差修正模型：=-0.489167+0.666857+0.167205-0.105441 +0.782765+0.557181+0.791599-0.932268-0.989689-0.588377-0.005864 (3.6)=0.707103 Adj.=0.414206 F=2.414169=0.353753+0.155607-0.308835-0.109356+0.497990-0.037565+0.145512+0.142689-0.175840-0.113455-0.009425 (3.7)=0.855403 Adj.=0.710805 F=5.915753从（3.6）和（3.7）式中可以看出长期均衡对物价水平和经济增长的短期波动的影响是显著的。也就是说，物价水平与经济增长的短期变动对长期均衡的偏离反应比较灵敏。在误差修正模型（3.6）式中，误差修正项的系数为负，符合反向修正的要求。由于误差修正系数为-0.489167，且在统计上具有显著性，因此，受和的影响，以4.89%的修正速度对下一年的的值产生影响。经过短期误差的修正过程，最终实现三者之间的长期均衡。由各变量的系数可知，受上一期和前两期的影响较大。其中前两期的的系数均为负，说明价格水平上升幅度增加时，误差修正机制将导致经济增长幅度的下降。也就是说，长期而言，物价水平对经济增长有负面效应。然而上一期的系数是显著正的，说明货币供应量对经济增长有正效应，再次证明了我国货币的非中性。当受到短期波动所施加的短暂影响约束后，通过误差修正机制，系统能够较快地从非均衡状态转为长期均衡状态。修正速度越快，达到稳定状态的时滞越短，中央银行货币政策的调控效果就越有效。误差修正模型（3.7）式中各变量的系数表明，受上一期的影响最大。经济增长幅度的上升，误差修正机制将导致价格水平上涨率的大幅上升。换而言之，长期来看经济增长对物价水平具有正效应。的短期波动对施加短暂的影响约束后，系统在误差修正机制的作用下，能够较快地从非均衡状态达到均衡状态，实现长期均衡。3.3脉冲响应函数与方差分解分析本文对VAR模型中单个参数进行解释时有一定的困难，此时，可以观察系统的脉冲响应函数和方差分解，从动态角度来得出结论。3.3.1脉冲响应函数分析脉冲响应函数描述的是一个内生变量对误差的反应。它是在扰动项的基础上加一个标准差大小的冲击，从而对内生变量产生影响。脉冲响应函数建立在VAR模型或误差修正模型的基础上，能够准确刻画模型受到冲击时对系统的动态影响。上文中本文已验证了、和之间存在协整关系，且与存在双向因果关系，和也互为因果，而又是的Granger原因。为了更清楚地了解、和三者之间的短期相互影响，本文采用广义脉冲法分析它们的动态影响，克服了Cholesky脉冲响应法中因变量次序不同而使得结果不同的缺陷。图3.2 对的脉冲响应从图3.2中可看出，我国经济增长率的扰动项在货币供应扩张幅度的冲击下，不断下降，在第七期达到最低点-0.08左右，但随后冲击减小，长期下，冲击趋于稳定，可近似为0。这说明货币供应量扩张幅度的一个冲击，初期会阻碍经济增长率的增长，而这种对经济增长的破坏性随后会逐渐减小。长期来看，冲击对经济增长率的影响趋于稳定。虽然仍为负面效应，但这种效应并不是很大，基本可以忽略。也就是说在货币供应量增长率的冲击下，由于短期内货币扩张效应主要反映在价格上，使得经济增长率初期会下降，但下降幅度不断减小，最后趋于稳定的增长率。本文得出结论：长期内我国货币供应量的增加，促进了经济的增长，我国存在“托宾效应”。图3.3 对的脉冲响应如图3.3所示，在的冲击下，的脉冲响应开始为正值，不断增大，在第二期达到最高点0.05，随后很快变为负值并不断下降。但长期内，冲击逐渐减小并趋于稳定。即货币供应量增长率的增加导致价格上涨率短期内不断下降，而在长期作用下，价格上涨速度又加快，最后趋于以稳定的减速度上涨。虽然价格上涨的速度减小，但价格仍是在持续上涨的。换而言之，从长期来看，货币供应的增加加剧了我国的通货膨胀。产生上述现象主要是因为，货币供应量增长率的突然提高导致物价瞬间提升到很高的水平，产生短期价格上涨率猛增的现象。然而，货币供应并不是造成通货膨胀的唯一原因，也不是直接原因，因此短期内，货币供应量的不断加速扩张并不能使价格上涨率不断增长。相反，由于时滞效应，总需求短期内不能立刻作出相应的扩大反应，致使价格上涨率较货币增长速度而言反而不断下降，只是形成了潜在的通胀压力。在长期的影响下，总需求逐渐扩大，而先前货币供应过度所形成的潜在通胀压力逐渐被释放出来，使得物价上涨速度又加快并逐渐趋于稳定，加剧了通货膨胀。图3.4 对的脉冲响应观察图3.4发现，短期内对的冲击为正值，并且不断增大，在第七期达到最高点，超过了0.08，之后逐渐减小。从长期来看，冲击为正值，且趋于稳定。即经济增长率的一个冲击导致物价上涨率短期内不断上升，随时间的推移，上涨速度逐渐减缓，长期下，物价以稳定的加速度上涨。这说明经济增长会导致物价水平提高，但是由于物价的上涨对经济增长有阻碍作用，使得经济增长对物价的作用相对减弱，物价上涨速度减缓，但总体而言，经济的繁荣发展最终致使了物价的上升。3.3.2方差分解分析脉冲响应函数形象地描述了模型中各变量对冲击的反应，但并未定量地分析变量间的影响关系。因此，本文选择方差分解对经济增长率和物价上涨率进行方差分解，从定量方面来估算系统中各变量对冲击产生的影响。表3.5表明，经济增长率的波动主要取决于自身的波动。短期内，对冲击的解释度平均达到86%，也有一定的贡献率，但十分小，而的影响几乎可以忽略；长期下，自身的贡献率也保持在60%左右。因此，经济增长率的波动基本上由其自身决定。而物价上涨率的波动也与经济增长率的波动密切相关。从短期来看，经济增长率的波动对冲击的贡献平均88%，长期下解释度也始终在70%以上，而其自身和冲击解释的程度相对很小。表3.5 与的误差分解时间的方差分解的方差分解112.7172087.282800.000000.1645575.8571323.97832210.8532388.932840.213930.8930789.399109.70783318.1128881.274650.612471.2515092.538326.21018428.1651471.435530.399336.7716189.357143.87125532.9339266.837440.2286417.0067680.913302.07994635.8016863.980720.2176121.2448577.013351.74180738.0356061.776880.1875224.0972874.233721.66900839.6036660.239350.1569825.9400172.527721.53226940.7185559.107460.1739827.1470171.478601.374391041.3464358.429090.2244727.8762270.853471.270311141.4857558.258390.2558628.0523470.751831.195831241.3172258.425840.2569327.8141171.057171.128711341.0443058.714800.2408927.3934071.535111.071491440.8771358.902900.2199727.0771471.902531.020331540.9456558.854090.2002627.0643571.962910.97274由上述方差分解结果，本文得到结论：无论是从短期还是长期来，经济增长率和物价上涨率的波动均主要由产出增长率的波动决定，与货币供应量的扩张关系不大。4.实证结论与政策建议4.1实证结论本文以19842009年的年度时间序列数据为基础，运用计量经济学方法分析了我国货币供应量与经济增长、物价水平之间的相互关系，得到以下重要结论：1我国的货币供应量增长率和经济增长率、价格上涨率之间存在长期均衡关系。正是这种协整关系，使得长期内货币供应量增长率、经济增长率和价格上涨率都能够通过修正机制回归正常水平。由协整方程中因变量经济增长率和货币供应量增长率的弹性系数均为负值可知，我国的物价上涨率与经济增长率、货币供应量增长率之间存在反向的作用关系；且货币供应量增长率的弹性绝对值为0.696204，大于经济增长率的弹性绝对值，说明广义货币供应量增长率对物价上涨率的影响占主导地位。通过标准化的协整向量，发现我国货币供应量增长率每增长1%，经济增长率将下降0.707%，而物价上涨率则减少了0.994%。正如Friedman假说，我国广义货币供应量的增长所带来的效应只有一部分反映在经济增长上，最终基本都反映在物价水平上，这也决定了我国实现经济稳定增长的目标必须建立在保持物价稳定的基础上。2我国货币供应量增长率与经济增长率之间存在双向因果关系，且经济增长率与物价上涨率之间也存在双向因果关系。货币供应量增长率与经济增长率相互影响，相互制约。我国货币供给的这种内生性使得宏观调控效果减弱，给中央银行制定货币政策带来了巨大的挑战。同时，经济的迅速增长会导致物价显著上涨，而物价上涨率的变动又会反作用于经济增长，阻碍我国经济的发展。因此，寻找经济与物价的均衡点，使得我国经济在低通胀的基础上稳步增长已成为政府部门和金融界长期研究的难题。3我国经济增长的短期变动对长期均衡的偏离反应较灵敏，长期内，经济增长率的波动主要受其自身的影响。从短期来看，我国经济增长率变化的误差修正模型中，修正项系数为-0.489167，符合反向修正机制。当经济增长率的变化受到货币供应量增长率和物价上涨率变动的冲击时，将以4.89%的速度对下一年的经济增长率的变化幅度产生影响，最终达到均衡状态。而上一期的货币供应量增长率变化对经济增长率变化的弹性为0.666857，说明货币供应量促进经济增长，我国存在“托宾效应”，货币供给非中性。从长期来看，经济增长率自身对冲击的解释度平均达到60%左右，而货币供应量增长率的影响很小，并不十分显著。因此，长期来看，我国货币供给呈中性。4我国物价上涨率的波动，无论是短期还是长期，均主要取决于经济增长率的波动。经济增长率的大幅提高使得物价猛增，但由于通货膨胀对经济增长的阻碍作用，使得经济增长效用减弱，从而物价上涨速度减缓。因此，我国政府必须权衡各方面因素，制定有效的货币政策，以实现“价格稳定，经济持续、均衡增长”的目标。4.2政策建议鉴于计量实证分析，本文就完善我国货币政策及其传导机制的有关渠道提出一些政策建议。1适时调整货币政策，保证其实施的有效性。从短期来看，我国货币供给非中性，采取宏观调控货币政策是合适、有效的。但是，长期内，我国货币政策呈中性，倘若仍然试图通过货币扩张政策来实现我国经济的长期持续增长将十分困难。货币政策作为宏观调控手段主要为经济增长提供稳定的物价水平。2加强对币供应量的控制，逐步加息，抑制通货膨胀。目前，我国政府实施了适度宽松的货币政策以促进经济增长。然而，近两年，众多房地产投资者通过银行贷款购买多套住房赚取差价，严重影响了我国房地产市场的发展，甚至威胁到我国经济的总体发展。于是，中央银行采取提高利率的措施以减少货币供应量，虽然一定程度上抑制了炒房者的投机动机，但相比较经济发展趋势，加息幅度仍然较小，过量的货币供给导致物价持续上升。为此，我国中央政府仍需逐步加息，加大投资者的投资成本，避免恶性通货膨胀。3注重稳定物价水平，保证经济持续增长。经济增长是在充分就业、物价稳定的基础上实现的。我国需在发展经济的同时控制物价水平，以免发生恶性通货膨胀。通货膨胀可能是由货币现象、需求拉动、成本推动、结构性问题等诸多因素引起的。其中，货币现象是最基本的因素。扩张的货币政策促进我国经济增长，但货币供应量的过度增加，刺激了通货膨胀。物价的持续上涨甚至导致国民对政府宏观调控的质疑，引发群众的恐慌与社会的争论。因此，政府必须全面分析，清楚了解通货膨胀的主要原因，权衡各经济变量利益关系，采取相应的有效措施来抑制通胀，逐步实现“低通胀，稳增长”的目标。4完善货币传导机制，加强货币市场基础建设。我国货币政策的传导渠道有了一定的进步，但由于宏观调控建设尚不完善，货币政策的实施效果并不十分理想。政府必须提高利率市场化程度，将利率引入货币政策的操作目标，并且加强货币市场的基础建设，吸引更多的企业参与其中，使得产品市场、货币市场和资本市场有机结合起来。完善货币传导机制，可以有效地促进中央银行灵活地进行公开市场业务操作实施宏观调控。5加强货币政策与财政政策的有效配合。通货膨胀时采取紧缩的货币政策效果比较显著，然而，经济衰退时，扩张的货币政策效果并不明显。此时，需要通过财政政策来弥补货币政策的缺陷，促进经济增长。同时，货币政策外部时滞的局限性也需要财政政策的积极配合，才能充分发挥作用。因此，合理、有效地搭配使用货币政策与财政政策，对我国经济增长起着重要作用。参考文献1赵彦云金融统计分析M北京：中国金融济出版社，2000，45-572谌帅我国货币供应量与经济增长和物价水平的关系研究D河北：河北大学，20103顾建平，陈瑛宏观经济学M第二版北京：中国财政经济出版社，2007，83-1534黄先开，邓述慧货币政策中性与非对称性的实证研究N管理科学学报，2000.6. 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4440.0000 100.0000 4.6052 19859040.7366 124.8074 4.8268 131.1000 102.8235 4.6330 5198.0000 117.0721 4.7628 198610274.3792 141.8378 4.9547 139.5000 109.4118 4.6951 6720.0000 151.3514 5.0196 198712050.6151 166.3588 5.1141 149.7000 117.4118 4.7657 8330.0000 187.6126 5.2344 198815036.8230 207.5834 5.3355 177.9000 139.5294 4.9383 10099.0000 227.4550 5.4270 198917000.9191 234.6977 5.4583 209.9000 164.6275 5.1037 11949.0000 269.1216 5.5952 199018718.3224 258.4065 5.5545 216.4000 169.7255 5.1342 15293.4000 344.4459 5.8419 199121826.1994 301.3107 5.7081 223.8000 175.5294 5.1678 19349.9000 435.8086 6.0772 199226937.2765 371.8691 5.9185 238.1000 186.7451 5.2297 25402.2000 572.1216 6.3494 199335260.0247 486.7647 6.1878 273.1000 214.1961 5.3669 34879.8000 785.5811 6.6664 199448108.4564 664.1373 6.4985 339.0000 265.8824 5.5831 46923.5000 1056.8356 6.9630 199559810.5292 825.6844 6.7162 396.9000 311.2941 5.7407 60750.5000 1368.2545 7.2213 199670142.4917 968.3172 6.8756 429.9000 337.1765 5.8206 76094.9000 1713.8491 7.4465 199778060.8350 1077.6299 6.9825 441.9000 346.5882 5.8481 90995.3000 2049.4437 7.6253 199883024.2798 1146.1503 7.0442 438.4000 343.8431 5.8402 104498.5000 2353.5698 7.7637 199988479.1548 1221.4548 7.1078 432.2000 338.9804 5.8259 119897.9000 2700.4032 7.9012 200098000.4543 1352.8964 7.2100 434.0000 340.3922 5.8301 134610.3000 3031