貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析論文

1、貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析論文一、 貨幣增長(zhǎng)理論是研究貨幣同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)內(nèi)在關(guān)系的理論。它關(guān)注的是貨幣供給能否對(duì)經(jīng)濟(jì)中的實(shí)際變量產(chǎn)生影響的問題。對(duì)這一問題的不同回答產(chǎn)生了兩種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為，貨幣供給在長(zhǎng)期內(nèi)只影響各經(jīng)濟(jì)變量的名義值，而不影響經(jīng)濟(jì)變量的實(shí)際值，即“貨幣長(zhǎng)期超中性”說；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，貨幣供給在長(zhǎng)期內(nèi)同時(shí)影響經(jīng)濟(jì)變量的名義值與實(shí)際值，這是對(duì)“貨幣長(zhǎng)期超中性”說的否定。關(guān)于貨幣與增長(zhǎng)問題的現(xiàn)代文獻(xiàn)是從Tobin（1965）的貨幣與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一文開始的。Tobin認(rèn)為，在貨幣與實(shí)物資本之間分配著固定的儲(chǔ)蓄流，通脹率的增長(zhǎng)降低了貨幣的真實(shí)回報(bào)，導(dǎo)致人們把現(xiàn)金轉(zhuǎn)換為資本的動(dòng)機(jī)，這就是所謂的To

2、bin效應(yīng)。Sidrauski（1967）最先把貨幣放入效用函數(shù)，在貨幣增長(zhǎng)模型中考慮到了消費(fèi)者的理性行為，認(rèn)為貨幣能為消費(fèi)者帶來正效用，從而說明了貨幣為何要存在的問題。但是，Sidrauski得出了貨幣中性的結(jié)論，考慮到貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，這個(gè)結(jié)論并沒有被大多數(shù)學(xué)者完全接受。本文試圖在一個(gè)修正后的Sidrauski模型基礎(chǔ)上，對(duì)我國(guó)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究。 二、模型及其改進(jìn) （一）Sidrauski模型。Sidrauski（1967）最先在一個(gè)明確的Ramsey最優(yōu)化框架中建立了貨幣增長(zhǎng)模型。假設(shè)一個(gè)無限期界的家庭通過解決跨時(shí)最優(yōu)化問題來最大化家庭成員的福利，實(shí)際財(cái)富以資本和實(shí)際貨幣

3、余額兩種形式持有。將貨幣與商品一起引入家庭的效用函數(shù)，效用函數(shù)形式為ut（ct，mt）。一個(gè)家庭通過解決跨時(shí)最大化問題來最大化其效用函數(shù)，因每一時(shí)刻經(jīng)濟(jì)主體的行為由存量約束與流量約束控制。（1）式為存量約束：要求人均財(cái)富總量at等于人均資本存量kt與人均實(shí)際貨幣余額mt；（2）式流量約束： 要求人均財(cái)富增量at.等于人均產(chǎn)出f（kt）與人均政府轉(zhuǎn)移支出vt之和減去人均實(shí)際貨幣余額耗損（t-n）mt、人均資本耗損（n）kt和人均消費(fèi)ct。其中代表資本的折舊率，n代表人口自然增長(zhǎng)率，其中t代表預(yù)期的通貨膨脹率。因此，其現(xiàn)值Hamilton函數(shù)為：He-tu（ct，mt）tf（kt）+vt-（t+n

4、）mt-（n）kt-ct-at.+qtat-kt-mt（3）通過求解Hamilton函數(shù)，得到：f（k*）=n（4） Sidrauski認(rèn)為，在長(zhǎng)期中貨幣增長(zhǎng)率的上升會(huì)完全導(dǎo)致價(jià)格變動(dòng)，將減少實(shí)際余額存量但并不影響穩(wěn)定的消費(fèi)狀態(tài)，所以資本存量獨(dú)立于貨幣增長(zhǎng)率，人均均衡資本存量使資本邊際產(chǎn)品等于既定資本的折舊率與人口自然增長(zhǎng)率之和。 （二）改進(jìn)。只要對(duì)Sidrauski模型稍加修改，即可改變貨幣中性的性質(zhì)。其中最主要的方法是將貨幣作為一種生產(chǎn)要素引入生產(chǎn)函數(shù)。龔六堂（2000）假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)形式為貨幣中性不再成立，人均實(shí)際貨幣余額增加會(huì)提高均衡狀態(tài)時(shí)的人均資本存量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 修正后的Sidr

5、auski模型在貨幣效用函數(shù)的基礎(chǔ)上，把貨幣因素也引入了生產(chǎn)函數(shù)，使貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響能夠充分地反映到消費(fèi)和生產(chǎn)中，從而能更準(zhǔn)確地分析貨幣因素對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)的影響。至于該模型能否較好的解釋中國(guó)的貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，還有待于實(shí)證的檢驗(yàn)。 三、數(shù)據(jù)描述和實(shí)證分析 （一）數(shù)據(jù)描述及處理。本文選取19782008年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，其中貨幣供給量以M2表示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以GDP表示。用商品零售物價(jià)指數(shù)平減M2與GDP，再除以人口總數(shù)（以當(dāng)年年末數(shù)計(jì)），得到人均實(shí)際M2余額和人均實(shí)際GDP，分別用RM2和RGDP表示。對(duì)RM2，RGDP取自然對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)RM2，LRGDP。 （二）實(shí)證分析 1、時(shí)間序

6、列的平穩(wěn)性分析。若兩個(gè)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，那么即使它們之間不存在任何相關(guān)性，當(dāng)樣本容量增大時(shí)，以一個(gè)時(shí)間序列對(duì)另一個(gè)時(shí)間序列的_歸”問題。因此，在對(duì)時(shí)序數(shù)據(jù)分析之前，首先應(yīng)檢驗(yàn)各時(shí)間序列是否是平穩(wěn)的。本文運(yùn)用Eviews軟件對(duì)序列進(jìn)行PP檢驗(yàn)，可知LRM2，LRGDPI（1）。由于LRM2與LRGDP為同階單整，可進(jìn)行協(xié)整分析。 2、協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型 （1）協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)序列進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，來判斷二者是否存在協(xié)整關(guān)系。（表1）由表1可知，LRM2，LRGDP在5%的顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如下： LRGDP=2.0588+0.7123LRM2+AR（1）=0.

7、8171 t=（4.5948）（13.1192）（10.6048） R20.9977S.E.0.04， DW1.7357F5803.455 從長(zhǎng)期看，我國(guó)1978年以來的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供給具有穩(wěn)定的關(guān)系，且國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)貨幣供給的彈性為0.7123，即人均實(shí)際M2余額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，人均實(shí)際GDP將增加0.7123個(gè)百分點(diǎn)。 （2）誤差修正模型。誤差修正模型可以用來分析短期波動(dòng)中貨幣供給對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，利用Eviews軟件，可得到LRGDP受LRM2影響的短期波動(dòng)誤差修正模型為： LRGDP=1.4067+0.2305LRM2- 0.4844ECM（-1）+AR（1）=0.8424 t

8、=（2.8047）（2. 8768）（-2.6828）（5.0160） R20.5904S.E.0.0297 DW1.3725F12.0138 從短期看，貨幣供給的變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)有正向的促進(jìn)作用，即人均實(shí)際M2余額增長(zhǎng)率每增加1%，人均實(shí)際GDP的增長(zhǎng)率將增加0.2305%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供給具有的長(zhǎng)期均衡關(guān)系使得短期內(nèi)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的非均衡狀態(tài)逐漸向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)趨近。 3、向量自回歸（VAR）模型。LRM2，LRGDP的一階差分為L(zhǎng)RM2，LRGDP，可以理解為人均實(shí)際M2余額增長(zhǎng)率與人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率，且LRM2與LRGDP均為I（0）過程。本文將選取

9、LRM2與LRGDP建立VAR模型，同時(shí)將前面分析得出的誤差修正項(xiàng)ECM引入模型。根據(jù)LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，確定VAR的滯后階數(shù)p=1，得到VAR（1）的估計(jì)結(jié)果，見表2。（表2）從模型的整體檢驗(yàn)結(jié)果來看，該VAR（1）模型是有效的。 4、脈沖響應(yīng)分析。用上面的VAR（1）模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，即計(jì)算一個(gè)單位的LRM2沖擊對(duì)LRGDP和其自身的影響，脈沖響應(yīng)曲線如圖1。（圖1）分析可知，貨幣供給增長(zhǎng)率對(duì)其自身的一個(gè)沖擊立刻有較強(qiáng)反應(yīng)，增加了約4.9%，到第4年處于低谷（-0.4%），一直到第7年才回到原來的水平，然后保持平穩(wěn)。這表明，貨幣供給增長(zhǎng)率具有調(diào)節(jié)機(jī)制，它的變動(dòng)會(huì)促使央行采取相應(yīng)的貨幣政策，

10、從而把貨幣供給拉回到經(jīng)濟(jì)均衡狀態(tài)時(shí)的水平；另一方面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)貨幣供給增長(zhǎng)率的沖擊開始具有正影響，在第2年達(dá)到高峰（1.2%），然后逐漸下降，至第9年處于低谷（-0.09%），接著逐漸上升，到第13年后回到原來的水平。這表明，貨幣供給增長(zhǎng)率的增加會(huì)在短期內(nèi)加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度，但是從長(zhǎng)期來看，貨幣供給增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響是有限的，并且隨著時(shí)間的推移，這種影響會(huì)逐漸減小。 四、結(jié)論 （一）我國(guó)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的現(xiàn)階段，貨幣是非中性的：實(shí)際貨幣供給的增加會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 （二）從短期來看，實(shí)際貨幣供給的變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)有正向的促進(jìn)作用，而且誤差

11、修正機(jī)制表明貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系使得短期內(nèi)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的非均衡狀態(tài)逐漸向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)趨近。 （三）貨幣供給增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在如下作用機(jī)制：短期內(nèi)貨幣供給增長(zhǎng)率的增加會(huì)加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度。但是從長(zhǎng)期來看過多過快地增加貨幣供給，對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的影響并不大，甚至是微不足道的。這說明雖然在我國(guó)貨幣具有內(nèi)生性，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最終動(dòng)力卻來源于技術(shù)進(jìn)步與制度變遷等非貨幣因素。這就要求我們?cè)跍?zhǔn)確運(yùn)用貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，把主要精力放在技術(shù)創(chuàng)新、制度改革等方面，更好地促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展。 主要參考文獻(xiàn)： 1龔六堂.高級(jí)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)M.武漢大學(xué)出版社，2005. 2高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例M.清華大學(xué)出版社，2006. 3劉霖，靳云匯.貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基于協(xié)整的實(shí)證分析J.統(tǒng)計(jì)研究，2