導語：我國貨幣倒逼特性實證論文一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：文選章取1998—2006年的季度統計數據，運用協整分析、Granger因果關系檢驗、方差分解、脈沖反應分析等計量經濟學方法對我國貨幣供給量與基礎貨幣之間的關系進行了實證檢驗。實證結果表明，我國基礎貨幣供給具有顯著的“倒逼”特性，基礎貨幣的變動取決于貨幣供給量的變動。

關鍵詞：倒逼特性；協整；因果關系檢驗；脈沖反應

貨幣供給屬性之爭是貨幣經濟理論界長期存在的現象。在實際爭論中，無論是貨幣供給外生論者還是內生論者都將貨幣供給機制的運作方向作為其立論基礎。外生貨幣供給理論堅持貨幣供給“乘數機制”，認為貨幣供給是基礎貨幣通過乘數效應實現的，是基礎貨幣決定貨幣供給量。而內生性理論則相反，其貨幣供給機制可稱之為“倒逼機制”，而貨幣供給量對基礎貨幣供給的“倒逼”是最后一個環節。同時，在現實經濟實踐中，貨幣政策制訂者都以貨幣供給機制的運作方向為依據而制訂貨幣政策，故以基礎貨幣供給為主要貨幣政策工具。因此，研究一國的貨幣供給機制運作方向，尤其是基礎貨幣供給機制的運作方向,無論是對貨幣經濟理論的發展，還是對一國現實貨幣政策有效性的評判以及貨幣政策工具的選擇都具有重大意義。

一、理論綜述

目前，對貨幣供給機制運作方向的理論研究都體現在貨幣供給屬性的研究之中?，F代主流內生貨幣供給理論都體現出貨幣供給的“倒逼機制”。Siney·S·Weintraub（1978）在論述其貨幣供給內生性時，基于工資加成的價格形成定理認為，貨幣工資增長超過勞動生產率的增長幅度，導致貨幣收入的增加，造成既定實際產出水平下的交易性貨幣需求的增加，假定貨幣流動速度不變，中央銀行為了維持充分就業和實際產出的增長，就必須增加貨幣供應。Nicholas·Kaldor（1982）在從中央銀行充當“最后貸款人”職能的角度論述貨幣內生性時認為，雖然從形式看，現有的貨幣供應量都是從中央銀行渠道出去的，但實質上并不完全由中央銀行自主決定，是中央銀行被動地適應公眾貨幣需求的結果。這是因為公眾的貨幣需求經常大量地表現為貸款需求，而銀行貸款和貨幣供給量是緊密相關的，銀行貸款的增減實際增減了現有貨幣供給量。Basil·J·Moore（1988）在論述基礎貨幣供給的內生性時，基于中央銀行調控貨幣供給的“三大法寶”，認為基礎貨幣的投放取決于商業銀行對流動性的需求。

上述貨幣供給理論的邏輯可以概括為：“實際經濟因素貨幣供給基礎貨幣供給”的一般形式?？梢钥闯鲈谪泿殴┙o的“倒逼機制”中，貨幣供給對基礎貨幣供給的“倒逼”是其中的最后一個環節。同時，由于各國中央銀行都把基礎貨幣供給作為主要的貨幣政策工具，因此，從經濟實踐角度來說，也是最重要的一個“倒逼”環節。

經驗研究的程度取決于理論研究的發展水平。基于當代貨幣供給內生理論，國外學者展開了大量的實證研究。具體到最后“倒逼”環節的實證研究文獻比較有限。其中比較有名的是Lombra、Torto（1973）以及Forman、Groves和Eicher（1985）的實證研究，他們證實了美國基礎貨幣的變動是被動的和適應性的。

我國學者在對我國貨幣供給內生性的實證研究中，其“倒逼特性”只體現到實際經濟因素對貨幣供給量的“倒逼”這一層次。然而，外生貨幣供給論者都將基礎貨幣與貨幣供給量的關系作為其主要立論基礎：M·Friedman，A·Schwartsz（1963）、Phillips·Cagan（1965）、Jerry·L·Jordan（1969）、Albert·E·Burger（1971）等都分別從基礎貨幣通過貨幣乘數決定貨幣供給量這一角度論述其貨幣供給外生性思想，并進行相應的實證檢驗。因此，從這一角度說，我國相關學者的實證研究是不夠徹底的，并不能從外生貨幣供給論的立論基礎角度反駁外生貨幣供給理論，其實踐意義也必然是有限的。

對我國貨幣供給“倒逼機制”的實證研究必然涉及到實證研究路徑的選擇問題，而合理的路徑選擇取決于相關理論爭鳴的焦點及其表現形式。因此，筆者將以基礎貨幣和貨幣供給量為主要變量，展開對我國貨幣供給“倒逼機制”，最后的、也是最重要環節的實證研究。

二、數據說明和計量分析

基于上述理論探討，本文將通過對基礎貨幣與貨幣供給量之間計量關系的研究，以檢驗我國貨幣供給機制的運作方向問題。為了表述的全面性，文中將同時分別檢驗廣義貨幣供給（M2）和狹義貨幣供給（M1）與基礎貨幣（B）的關系。

由于1997年中國人民銀行對金融統計制度進行了較大調整，因此，1997年以后的數據與以往的歷史數據是不可比的。本文選取從1998年第一季度到2006年第三季度的數據，共35組作為樣本。數據來源于《中國金融年鑒》各期，其中2006年的數據來源于中國人民銀行月報。為了消除數據可能存在的異方差性，本文對其取對數值，得三個變量：LNB、LNM2、LNM1，分別代表基礎貨幣、廣義貨幣供給、狹義貨幣供給。實證檢驗過程如下：

（一）ADF檢驗

由于采用非平穩序列建立模型將很可能導致偽回歸。故在分析時間序列問題時，進行單位根檢驗是必要的。采用ADF單位根檢驗方法，對原時間序列進行回歸后得到的ADF統計量若大于給定顯著性水平的臨界值，則所檢驗序列為非平穩序列，反之亦然。若為非平穩序列，則繼續對其一階差分序列進行檢驗，以確定其單整階數。本文采用麥金農臨界值，對上述各序列的單位根檢驗結果如表1所示：

上述檢驗結果表明，LNM2、LNM1、LNB都具有單位根，而其一階差分為平穩序列，即為I（1）序列。

（二）協整關系檢驗

協整是指若干個單整階數相同的時間序列的某種線性組為平穩序列，它可以表明變量之間是否存在長期關系。本文采用Engle和Granger于1987年提出的兩步檢驗法（EG檢驗），分別對LNM2、LNB以及LNM1、LNB進行協整檢驗。

1、對LNB、LNM2進行協整檢驗

第一步：對LNB、LNM2建立協整回歸模型：

LNB=2.243+0.696LNM2

第二步：令

E2=LNB-2.243-0.696LNM2

對E2進行單位根檢驗，發現E2已經是平穩序列。故LM2與LNB之間存在長期的穩定關系。

這樣可以建立誤差修正模型，以表明LNB和LNM2之間的短期變動關系。經過多次試驗，刪除不顯著的滯后量，采用廣義差分法得到方程如下：

上式四個變量的系數都有正確的符號，并且各系數都是顯著的，DW統計量表明殘差項之間不存在序列相關，因而上式是理想的單方程誤差修正模型。

2、對LNB、LNM1進行協整檢驗

第一步：對LNB、LNM1建立協整回歸模型：

LNB=2.803+0.708LNM1

第二步：令

E1=LNB-2.803-0.708LNM1

對E1進行單位根檢驗，同樣發現E1也已經是平穩序列，故LNM2與LNB之間存在長期的穩定關系。

同樣經過多次試驗，刪掉不顯著的變量，我們可以得到誤差修正模型：

上式四個變量的系數都有正確的符號，并且各系數都是顯著的，DW統計量表明殘差項之間不存在序列相關，因而上式也是理想的單方程誤差修正模型。

三）Granger因果關系檢驗

Granger（1969）提出，如果由yt和xt滯后值所決定的yt的條件分布與僅由yt滯后值決定的條件分布相同，則稱兩序列存在格蘭杰非因果性；若加入xt滯后變量有助于改善yt的預測精度，則稱兩序列存在格蘭杰因果關系。對上述各貨幣供給對數序列兩兩配對檢驗，檢驗結果如表2所示：

從表4可以看出，在1998到2006年的季度數據樣本區間內，在1%的顯著性水平下，LNM2是LNB的格蘭杰原因，LNB卻不是LNM2的格蘭杰原因；LNM1是LNB的格蘭杰原因，LNB卻不是LNM1的格蘭杰原因。說明我國貨幣供給體系存在明顯的“倒逼機制”，具有顯著的“倒逼”特性。至此，我們可以得出這樣的結論：在我國貨幣供應體系中，是廣義貨幣供給以及狹義貨幣供給決定基礎貨幣供給，而不是外生貨幣供給論所認為的狹義貨幣供給通過乘數效應決定廣義貨幣供給的外生貨幣供給思想。

（四）VAR模型的方差分解和脈沖反應分析

Granger因果關系檢驗只能說明變量之間的因果關系，但不能說明變量之間因果關系的強度。本文通過對VAR模型的方差分解和脈沖反應分析，揭示出貨幣供給對基礎貨幣的動態影響過程。

1、方差分解分析

方差分解的基本思想是,把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程新息相關聯的各部分，從而了解各新息對模型內生變量的相對重要性。方差分解不僅可以對樣本期間以外的因果關系檢驗,而且還將每個變量的單位增量分解為一定比例的自身原因和其他變量的貢獻。筆者通過建立VAR（2）模型，進而得出方差分解結果。為了更形象地反映各變量貢獻的變化趨勢，文章用趨勢圖給出（見圖1和圖2）：

從圖1可以看出，從第三期開始，廣義貨幣供給（LNM2）對基礎貨幣供給（LNB）的影響持續、顯著地增大，而基礎貨幣對其自身的影響卻持續地明顯降低。

從圖2可以看出，從第一期開始，狹義貨幣供給對基礎貨幣供給的作用就顯著地增強，在第十二期就占到基礎貨幣供給預測誤差的50%，并且之后依然持續增強其對基礎貨幣供給的影響。而基礎貨幣對其自身的影響卻是相反的。

2、脈沖反應分析

脈沖響應函數是試圖描述任意一個變量的擾動是如何通過模型影響所有其他變量的，并最終又反饋到自身的過程。本文通過建立VAR模型，利用脈沖反應函數來分析LNB對LNM1、LNM的動態沖擊的反應。

從圖3可以看出，在第一期基礎貨幣（LNB）對其自身的一個標準新息立刻有較強的反應，供應量增加了約0.042左右，但影響的時間不長，到第四期就回到原來的水平，以后一直以一個持續的、穩定的微弱負值影響基礎貨幣的供給；而廣義貨幣供給雖然在第二期對基礎貨幣有一個微弱的負向影響，但很快從第三期開始就以一個持續的、穩定的較強正值影響著基礎貨幣的供給。這與上述協整檢驗以及格蘭杰因果關系檢驗是吻合的。并且廣義貨幣供給對基礎貨幣供給有較強的決定作用。

從圖4可以看出，其基本結構與圖1相似，第一期基礎貨幣對自身的一個標準差新息立刻起反應，但很快就回復到一個持續、穩定微弱的負值影響；從第二期開始，狹義貨幣供給（LNM1）就以一個較強的正向值作用于基礎貨幣供給，并且之后以一個較大正值持續穩定地作用于基礎貨幣的供給。而且與圖3中不同的是，狹義貨幣供給并沒出現任何對基礎貨幣供給的負向作用，這應是狹義貨幣比廣義貨幣具有更強流動性的緣故。

三、結論

通過對我國貨幣供給與基礎貨幣供給（對數）變量之間關系的計量檢驗發現，各層次貨幣供給對基礎貨幣供給具有持續的、顯著的決定作用，本文通過分析得到的基本結論如下：

第一，在貨幣供給量與基礎貨幣的長期均衡關系上，無論是廣義貨幣供給還是狹義貨幣供給都與基礎貨幣供給之間存在協整關系。說明我國的貨幣供給與基礎貨幣之間存在長期均衡關系。這一點，主流的內生貨幣供給理論和外生貨幣供給理論都是認可的。

第二，從貨幣供給和基礎貨幣的Granger因果關系來看，無論是廣義貨幣供給還是狹義貨幣供給對基礎貨幣的變化都存在顯著的Granger影響，表明我國貨幣供給機制存在顯著的“倒逼”特性，而不是外生貨幣供給論者所長期堅持的由基礎貨幣通過乘數效應決定貨幣供給的外生性思想。

第三，通過方差分解分析，識別了貨幣供給對基礎貨幣變動的動態影響過程。方差分解的估計結果表明，貨幣供給在長期和短期對基礎貨幣的影響是非常顯著而持續的，“倒逼”特性非常明顯。

第四，通過估計VAR模型的沖擊反應分析，可以看出貨幣供給對基礎貨幣沖擊的動態反應路徑。發現貨幣供給對基礎貨幣的沖擊效果是持續而穩定的。估計結果不僅再次驗證了貨幣供給對基礎貨幣的“倒逼”特性，而且具體描述了貨幣供給對基礎貨幣的動態影響。

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