文章根据Tobin模型,选取货币供给量、国内生产总值和价格水平等变量,基于1978～2007年的年度数据时间序列,运用协整、Granger因果检验、脉冲响应等数量方法分析中国货币供给对经济增长的作用。结果表明货币供给量与经济增长成正相关关系,货币供给增加会促进中国经济增长

周辉莉

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统计与决策 2008 年第 15 期( 总第 267 期)摘 要 : 文章根据 Tobin 模型 , 选取货币供给量、国内生产总值和价格水平等变量 , 基 于 1978~2007 年的年度数据时间序列 , 运用协整、Granger 因果检验、脉冲响应等数量方法分析中国货币供给对经济增长的作用。结果表明货币供给量与经济增长成正相关关系 , 货币供给增加会促进中国经济增长。关键词 : Tobin 模型; 内生性; 协整; 脉冲响应中图分类号 : F822.2 文献标识码 : A 文章编号 : 1002- 6487( 2008) 15- 0084- 02基于 To b in 模型的我国货币供给与经济增长的实证分析周辉莉( 厦门大学 经济系 , 福建 厦门 361005)自 1998 年中央银行取消贷款规模限制 , 货币政策由政策干预为主向市场调节为主转变 , 我国已基本上建立起以公开市场业务为日常性操作工具 , 超额准备金为主、货币市场利率为辅的操作目标 , 以及货币供应量为中介目标的货币调控机制[1]。货币供给量的调节成为我国货币政策的主要操作手段 , 它与我国经济增长的关系研究成为学术研究的前言课题 , 对我国货币政策有导向意义。考察我国近年来货币供给对经济增长的影响 , 实际 GDP增长率与狭义、广义实际货币供增长率给间大体呈正相关关系 , 但不同经济发展时段 , 其相关度不同。本文将基于 Tobin模型 , 进一步定量分析货币供给对我国经济增长的影响。1 从 Tobin 模型考察货币供给对经济作用1.1 Tobin 模型的借鉴[3]假定经济处于封闭状态 , 不考虑技术发展、资源瓶颈等经济发展影响因素 , 生产函数为 Y=F(K、M、L), 人均产出 f(k)=F(k、m、1)。其中 Y、M、P 分别表示总产出、货币供给与价格水平 , k=K/L , m=M/LP (人均实际货币存量); r 与 ! 分别为利率与资本折旧率 , 劳动力和货币供给增长率分别为 gL、gM, gl=n 与 gM=" 为常数。在 Show 模型中所用的资本积累方程 K’=sY- qK 中加入货币因素 , 货币如同物质资本一样看作财富 , 可以作为同质的东西加总:k’+d(M/P)/dt=s[Y- !K+d(M/P)] (1)基于方程(1)导出 k, m 的微分方程组。首先直接得到 :k’=sf(k)- (n+s)k- s’(m’+nm) (2)其次 , gm="- #- n, #=gp 是通货膨胀率 , 假定 #=#E=期望通货膨胀率。于是期望利率 re=#+r=#+f’(k)- !, 得到:m’=m[f’(k)- re+"- n- !] (3)假定 re=$( k, m) , $ 的偏导数满足 $1>0,$2>0。由对 Slow 模型的分析 , 知有唯一的 k->0, 使得 sf(k-)- (n+s!)k-=0。其次 , 从方程:f’(k)- $( k, m)+"- n- !=0解出 m=h( k) , 知 h’(.)>0 令:%( k) =sf( k- ) - ( n+s!) k- ns’h(k) (s’=1- s)经分析[4]可得 , 存在 k-∈(0, k- ), 使得 h(k-)=0, 因而:%(k-)=sf(k-)- (n+s!) k- >0, %(k-)=- ns’h(k-)<0于是有 k*∈( k- , k-), 使得 %( k*) 0, m*=h(k*)>0。显然 , ( k*,m*)就是方程组(2)、(3)的正均衡点。得到结果 :/J/=m*%2(n+s!sf’)+ns’m*(f’’%1)其中 f’=f’(k*), f’’,%1, %2 仿 此 。 因 %1>0,%2< 0, f”<0, sf’(k*)- n- s!<0, 故/J/<0, 因此(k*,m*)是方程组( 2) ( 3) 的鞍点。考虑参数的作用 , 货币增长率 " 上。( k*, m*) 满足方程:sf(k*)- (n+s!)k*- ns’m*=0F’(k*)- %(k*, m*)=n+!- "对 " 求导得出 :( sf’- n- s!) dk*/d"ns’dm*/d"(f”- %1)dk*/d%1dm*/d"消去 dm*/d" 得到:dk*/d"ns’/[ns’(%1- f”)+%2(sf’- n- s!)]>0 (4)因此 , 扩大货币供给将促进经济增长。1.2 模型分析及现实意义该模型中的货币是贵金属货币。根据马克思有关货币理论可知 , 货币是从商品界分离出来的用于表现其它商品的特殊商品 , 具有价值 , 其价值同其他商品一样 , 由生产它的社会必要劳动量决定 ; 货币的本质是一般等价物 , 它是社会一般财富的代表。货币是内生于经济制度中的 , 并且 , 伴随经济增长 , 货币财富也会增加。把货币如同物质资本一样看作财富 ,作为同质的东西加总而加入生产函数中是合理的。模型又排除货币因素以外的其他影响经济的因素 , 在存粹状态下 , 考虑货币供给对经济作用。统 计 观 察84统计与决策 2008 年第 15 期( 总第 267 期)变量lnRGDPlnm1lnm2检验形式(c,t,k)(c,0,4)(c,0,4)(c,0,4)ADF- t 统计量- 0.1348710.121299- 0.790445结果不平稳不平稳不平稳变量△lnRGDP△lnm1△lnm2检验形式(c,t,k)(c,0,4)(c,0,4)(c,0,4)ADF- t 统计量- 3.935451- 3.777531- 4.800761结果平稳平稳平稳表 1 变量的单位根检验注释: ADF 检验形式(c,t,k)分别表示单位根检验方程包括常数项 , 时间趋势和滞后阶数 , 0 指不包括 c 和 t, 加入滞后项是为了使残差项为白噪声。检验的显著性水平为 0.05。△表示差分因子Eigenvalue0.6609110.447755H0R=0R<=1H1R=1R=2Trace Statistic43.9852915.866465 Percent CriticalValue29.7970715.49471Prob0.00060.0439Hypothesized表 2 Johhansen 协整检验结果( in VAR Lags=2)注释: R 代表协整向量个数, Johhansen 检验中, 数据生成选有线性确定趋势 , 协整方程选有截距。零假设lnm1 does not Granger Cause lnRGDPlnRGDP does not Granger Cause lnm1lnm2 does not Granger Cause lnRGDPlnRGDP does not Granger Cause lnm2滞后长度7926F 值4.60334174.1009.755791.93677P 值0.030860.058750.000930.16977表 3 变量的 Granger 因果关系分析但现实中 , 货币供给不仅包括金属货币而且包括银行信用和商业信用 [4], 现代经济纸币取代金属货币执行流通和价值尺度职能。虽然以金属货币为基础的这部分银行信用和纸币和以资产抵押的商业信用是内生 , 但以银行信用、纸币为基础的这部分货币供给受法律的限制 , 具有一定的外生性。因此 , 现实中货币供给不免会对名义经济变量产生影响 , 干扰货币供给与经济关系的分析。可以排除价格因素影响 , 考察我国货币实际供给对实际经济增长的作用。2 中国货币供给与经济增长的实证分析2.1 变量及数据来源本文采用 1978~2007 年的狭义或广义的实际货 币 供 给以及实际 GDP 数据进行实证分析。数据来源于各期《中国统计年鉴》, 通过此得到狭义货币供给、广义货币供给、商品零售物价指数和国内生产总值指数 ( 均定基于 1978) 。它们分别用 M1、M2、P、RGDP 表示。计算出排除价格因素影响的实际货币供给 m1=M1/P, m2=M2/P 以及广义与狭义的实际货币供给的差额 m’=m2- m1。基于 Tobin 模型分析结果方程(4), 分别对m1、m2、RGDP 取对数得 lnm1、lnm2、lnRGDP, 对 我 国 货 币 实 际供给变化率与实际经济增长率的关系进行实证分析。2.2 时间序列的平稳性分析因 为 对 不 平 稳 的 时 间 序 列 进 行 回 归 会 导 致 谬 误 回 归(spurious regression)的 出 现 , 所 以 在 检 验 时 间 序 列 的 协 整 性之前 , 我们首先用 ADF 单位根检验方法来检验其单整阶数。时 间 序 列 lnRGDP、lnm1、lnm2 及 其 一 阶 差 分 的 平 稳 性 检 验见表 1。由表 1 可知 , lnRGDP、lnm1、lnm2 是一阶单整过程 , 满足协整分析基本条件。2.3 协整分析Engle 和 Granger 提出的协整理论认为 [5], 虽然一些经济变量本身是不平稳的 , 但它们的线性组合却可能是平稳的 ,这种平稳的线性组合被称为协整方程并且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。协整检验的方法有很多种 , 这里我们采用 Johhansen[6]极 大 似 然 法 对 变 量 之 间 的 协 整 关 系进行检验。Johansen 的检验方法的要点是将求极大似然函数最大化问题转化为在正则约束条件下求最大特征根的问题 ,这种方法能精确地检验出协整关系的个数。由于 m2 等于 m1加上固定存款和其他存款 , 所以在对这三组变量进行回归时 , 很容易导致多重共线性 , 为消除多重共线性的影响 , 选取变 量 的 简 单 线 性 形 式 RGDP、2m1、m′(m′= m2- m1), m′表 示 实际准货币 [2], 这样新的变量 ln(2m1)、lnm′与 lnRGDP 的内在关系依然完全等同于 lm1、lm2 与 lRGDP 的内在关系。其中模型最优滞后期的选择根据无约束 VAR 模型稳定性检验分析得到 , 滞后二阶。检验结果如表 2。在 1%的显著水平下变量 lnRGDP 和 ln(2m1)、lnm2 之间存在唯一的协整关系 , 即存在长期稳定的均衡关系。对应的协整方程为 :lnRGDP=3.374417+0.234870*ln(2m1)+0.352729*lnm’+(21.54422) (3.415534) (7.475619) (5.443538)[ar(1)=0.609541]R2=0.998272 R"2=0.998056 DW=1.734121 F=4620.480(注: 括号内为系数相对应的 t 值)从上面的回归的统计量来看 , 回归方程效果比较好 : ln(2m1)、lnm′的回归系数分别为 0.234870 和 0.352729, 说明了m1 和 m2 关 于 实 际 RGDP 的 长 期 弹 性 分 别 是 0.234870 和 0.352729。长期来看 , m1 和 m2 每增加 1 个百分点 , 分别促进RGDP 增加 0.234870 和 0.352729 个百分点 , 而且 m2 弹性要高于 m1 的弹性。证明中国货币供给有力地支持和促进了中国的经济发展。2.4 Granger 因果检验计量经济模型的建立过程 , 本质上是利用回归分析工具处理一个经济变量对其他经济变量的依存问题 , 但这并不暗示这个经济变量与其他经济变 量 间 必然存在因果关系。通过 Eviews 对变量进行 Granger 因果关系检验 , 进一步确定其经济关系 , 如表 3。从 Granger 因 果 检 验 可 以 看 出 : lnm1、lnm2 是 引 起lnRGDP 的 原 因 , 引 起 lnRGDP 的 概 率 分 别 为 96.914%, 99.907% ; 而 lnRGDP 引 起 lnm1、lnm2 的 概 率 为 94.125% 、83.023%, 概率较小 ; 另外 , Granger 因果关系检验的滞后长度较长 , 货币供给对经济作用有时滞问题。2.5 脉冲响应结果分析为了进一步考察货币供给对经济变量的长期动态影响 ,根据 VAR 模型 , 用脉冲响应函数 [7]及其图像来分析货币供给与经济的动态关系。在 VAR 模型的标准式中 , 扰动项也称为新息 , 脉冲响应函数试图描述任意一个变量的扰动如何通过模型影响其它变量 , 最终又反馈到自身的过程。根据 E-views 所提供的脉冲响应分析方法和函数图备选项 , 用组图统 计 观 察85统计与决策 2008 年第 15 期( 总第 267 期)分 析 。 其 中 变 量 的 2 阶 VAR 模 型 是 稳 定 的 : 货 币 供 给 量lnm1、lnm2、冲击对 lnRGDP 的影响的脉冲响应输出结果如图 1:从图 2 中可以看出 : 一单位的 lnm1 和 lnm2 的冲击变化对 lnRGDP 有 长 期 的 较 大 的 正 的 影 响 , 对 冲 击 的 泼 动 较 平缓 ; 其 中 , lnm2 的 冲 击 对 lnRGDP 的 影 响 更 稳 定 , 这 与 m1 的流动性比 m2 强有关。3 结论通过实证分析 , 得到结论 : 货币供给量与经济增长成正相关关系 , 而且 M2 比 M1 对经济影响更大。货币供给内生于经济中 , 货币供给量由经济发展要求决定 , 随经济增长 , 财富积累而增加 , 反过来 , 又同技术、资源及劳动力等因素一样促进中国经济增长。这说明货币供给数量控制作为中央银行货币政策的重要工具 , 是有效的。然而应注意实际货币供给增长并不意味着实施扩张的货币政策 , 广义货币实际供给增长率与名义量增长率并无确切相关关系 , 由此类推 , 实际货币供给增长促进实际国民生产总值增长并不等于扩张的货币政策就一定有利于经济发展 , 只有适合经济发展要求的货币供给才能优化配置社会资源 , 促进经济发展。名义货币供应量调节不但对实际经济增长有影响 , 其基本作用机理有类似于实际货币供给 , 也对物价等因素有影响 , 在现实经济生活中表现得更为复杂 , 而本文是剔除物价因素 , 在存粹的状态下建立计量模型考察的 , 是对货币与经济运行关系的事后研究 , 其结果亦有现实经济和政策意义。参考文献:[1]蒋云飞 , 程细玉.我国货币政策时效性的协整分析[J].华侨大学学报 , 2007, (1).[2]刘巍 , 郝雁.宏观经济运行中的货币 : 假设、推理、检验[M].广东 : 中山大学出版社 , 2005.[3]胡适耕 , 吴付科.宏观经济的数理分析[M].北京: 科学出版社.2004.[4]杨文进.马克思的宏观经济学[M].北京: 中国财政经济出版社.2004.[5]李周 , 于法稳.西部地区农业生产率的 DEA 分析[J].中国农村观察,2006, (1).[6]王勇 , 赵波.加工贸易与中国经济增长[J].经贸论坛,2006,(5).[7]高 铁 梅 .计 量 经 济 分 析 方 法 与 建 模 —EVIEWS 应 用 及 实 例[M].北京: 清华大学出版社,2006.( 责任编辑/浩 天)图 1 lGDP 对 lm1 的冲击响应曲线 图 2 lGDP 对 lm2 的冲击响应曲线摘 要 : 近几年来湖南经济总量呈现快速增长的势头 , 但湖南产业结构在近 8 年的演进过程中还存在着第一产业比重高、增长慢 , 第二业和第三产业比重过低等产业结构不合理等问题。湖南新兴工业虽具有一定竞争力优势、服务业发展态势良好、产业竞争优势明显 , 但这两大产业规模增长过慢 , 只有进一步实现工业、服务业的产业结构优化升级 , 才能提高湖南经济的内生增长能力。关键词 : 偏离份额分析 ; 产业结构; 竞争力; 演进中图分类号 : F224.9 文献标识码 : A 文章编号 : 1002- 6487( 2008) 15- 0086- 03朱玉林, 何冰妮, 李 佳(中南林业科技大学 经济学院 , 长沙 410004)湖南产业结构演进的实证分析基金项目: 湖南省教育厅科研资助项目( 06C916); 湖南省科技厅软科学项目( 06zk40139)1 问题提出经济学家 H﹒钱纳里在研究各国经济发展的变动趋势时指出 : 经济发展与产业结构演进总是相辅相成 , 随着经济的增长 , 第一产业比重呈逐渐下降的趋势 , 第二、第三产业的比重逐渐上升。这已成为一个国家或地区经济发展的重要规律 , 也说明产业结构的优化和提升对地区经济增长和增长能力的提高有着重要作用。近几年来 , 湖南省借着中部崛起战略的东风 , 经济取得了较快增长 , 全省 GDP 增长率连续几年高于全国平均水平。然而 , 准确评价一个地区经济发展的成效还要结合地区产业结构演进的程度 , 因此有必要分析湖南统 计 观 察86

基于Tobin模型的我国货币供给与经济增长的实证分析

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