導(dǎo)語：貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長分析論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、

貨幣增長理論是研究貨幣同經(jīng)濟(jì)增長內(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“貨幣長期超中性”說；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，貨幣供給在長期內(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)“貨幣長期超中性”說的否定。關(guān)于貨幣與增長問題的現(xiàn)代文獻(xiàn)是從Tobin（1965）的《貨幣與經(jīng)濟(jì)增長》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Tobin效應(yīng)。Sidrauski（1967）最先把貨幣放入效用函數(shù)，在貨幣增長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)我國貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長的關(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（πt-n）mt、人均資本耗損（δ＋n）kt和人均消費(fèi)ct。其中δ代表資本的折舊率，n代表人口自然增長率，其中πt代表預(yù)期的通貨膨脹率。因此，其現(xiàn)值Hamilton函數(shù)為：H＝e-δ·t｛u（ct，mt）＋λt［f（kt）+vt-（πt+n）mt-（δ＋n）kt-ct-at.］+qt［at-kt-mt］｝（3）通過求解Hamilton函數(shù)，得到：f′（k*）=δ＋n（4）

Sidrauski認(rèn)為，在長期中貨幣增長率的上升會(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。

修正后的Sidrauski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的貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長的關(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1978～2008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LRM2，LRGDP。

（二）實(shí)證分析

1、時(shí)間序列的平穩(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，LRGDP~I（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）=0.8171］

t=（4.5948）（13.1192）（10.6048）

R2＝0.9977S.E.＝0.04，

DW＝1.7357F＝5803.455

從長期看，我國1978年以來的國內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供給具有穩(wěn)定的關(guān)系，且國內(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+0.2305△LRM2-

0.4844ECM（-1）+［AR（1）=0.8424］

t=（2.8047）（2.

8768）（-2.6828）（5.0160）

R2＝0.5904S.E.＝0.0297

DW＝1.3725F＝12.0138

從短期看，貨幣供給的變動(dòng)對(duì)國內(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余額增長率每增加1%，人均實(shí)際GDP的增長率將增加0.2305%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供給具有的長期均衡關(guān)系使得短期內(nèi)國內(nèi)生產(chǎn)總值的非均衡狀態(tài)逐漸向長期均衡狀態(tài)趨近。

3、向量自回歸（VAR）模型。LRM2，LRGDP的一階差分為△LRM2，△LRGDP，可以理解為人均實(shí)際M2余額增長率與人均實(shí)際GDP增長率，且△LRM2與△LRGDP均為I（0）過程。本文將選取△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，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)增長率對(duì)貨幣供給增長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，貨幣供給增長率的增加會(huì)在短期內(nèi)加快經(jīng)濟(jì)增長的速度，但是從長期來看，貨幣供給增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響是有限的，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）我國貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期均衡關(guān)系。在我國經(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。

（二）從短期來看，實(shí)際貨幣供給的變動(dòng)對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)有正向的促進(jìn)作用，而且誤差修正機(jī)制表明貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系使得短期內(nèi)國內(nèi)生產(chǎn)總值的非均衡狀態(tài)逐漸向長期均衡狀態(tài)趨近。

（三）貨幣供給增長率與經(jīng)濟(jì)增長率之間存在如下作用機(jī)制：短期內(nèi)貨幣供給增長率的增加會(huì)加快經(jīng)濟(jì)增長的速度。但是從長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。這說明雖然在我國貨幣具有內(nèi)生性，但經(jīng)濟(jì)增長的最終動(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)、通貨膨脹與中國經(jīng)濟(jì)增長—基于協(xié)整的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2005.3

提要:本文在修正后的Sidrauski模型基礎(chǔ)上，運(yùn)用協(xié)整與誤差修正模型和向量自回歸模型對(duì)我國1978～2008年的人均實(shí)際貨幣余額與人均實(shí)際產(chǎn)出數(shù)據(jù)作出實(shí)證分析。結(jié)果表明：貨幣供給的增加會(huì)提高均衡狀態(tài)時(shí)的資本存量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但從長期來看，貨幣供給增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響是有限的，經(jīng)濟(jì)增長的最終動(dòng)力來源于技術(shù)進(jìn)步與制度變遷等非貨幣因素。

關(guān)鍵詞：貨幣供給；經(jīng)濟(jì)增長；Sidrauski