浅析中国货币供给内生性“高货币化与经济波动

　　本文试图在利率效用缺失的情况下通过价格水平机制，建立资本投入与货币供给的关系，探讨货币内生性、货币化进程与我国经济波动的联系。

　二、实证分析
　　(一)数据说明
　　一般情况下，分析时间序列变量长期趋势的方法有ARMA、ARIMA、单整、协整、向量自回归等。本文首先运用ADF检验对选取变量进行平稳性分析，在此基础上对经济增长率GDPr，资本形成增长率kr，物价水平CPI，流通资金供给增长率Mg，货币化水平ln(M2/GDP)，两两变量之间的作用，建立VAR模型以探讨变量间的关系，最后进行格兰杰因果检验。本文所有数据利用eviews 6.0进行处理。
　　本文主要变量与数据资料包括1952～2007年的经济波动GDPr、流通资金增长率Me、货币化水平ln(M2/GDP)、资本形成增长率kr和物价水平CPI，其中，价格水平以1952年价格水平为基期。本文所涉及数据均来自于《中国统计年鉴》(2008年)、《新中国五十年资料汇编》(中国统计出版社1999年版)和《中国国内生产总值核算》(2005年版)。
(二)单位根检验
　　为了避免模型出现伪回归的现象，在研究中首先将利用Dickey和Fuller(1981)提出的考虑残差序列相关的ADF单位根检验法，检验变量的平稳性，对于平稳性的变量进行处理使之成为平稳时间序列。如果变量是单整的，那么我们将在之后对相关变量进行协助检验分别确定变量间的长期关系。表1中△AGDP、△△k、△ln(M2/GDP)、△△M0分别为相对变量的差分，并且表示其差分前水平不平稳，有单位根。
　　从表1可知，经济波动GDPr，流通资金增长率Mor，货币化水平ln(MJGDP)的一阶差分，资本形成 增长率kr，物价水平CPI在1％的显着性水平下平稳，则GDP、k、M。均呈二阶单整，而货币化水平ln(M2/GDP)呈一阶单整，其余GDPr、kr、CPI、Mor是平稳的。
　　在进行平稳性分析后，建~_VAR模型还必须确定正确的滞后期k。如果滞后期太短，误差项的自相关会很严重，并导致参数的非一致估计。本文对滞后期的选择根据LR统计量、AIC和sc信息准则来确定(见表2)。经过反复试验，如果AIC与SC的滞后期同时达到最小，则直接可以确定最优滞后期。否则，就难以直接通过AIC和sc准则进行确定。由于依据AIC准则和sc准则判定的最优滞后期不一致，因此需要引,,kLR进行检验取舍。根据表2的结果，经计算可得最佳滞后期数为3。
　　(三)协整检验
　　由于上述变量中GDP、k、M。均呈二阶单整，GDPr、kr、CPI、△ln(M2/GDP)平稳。因此，我们可以利用Johansen检验判断它们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。由单位根检验我们可以知道，FR、TZ、HB、XD和ZQ时间序列均含线性趋势项和常数项，相应地协整方程也应该包含趋势项和常数项。在此基础上，我们可以得到协整检验的具体结果如表3所示。
　　由表3可知，协整检验表明在1952～2007年经济波动GDPr，流通资金增长率Mot，货币化水平ln(MJGDP)的一阶差分，资本形成增长率kr，物价水平CPI存在5个协整关系。根据向量误差修正模型我们得到均衡向量
　　β1=(1.000000，-0.022519，-0.014148，5.034895，-0.254971)
　　则这5个变量之间的协整关系为：
　　GDPr=0.022519kr-0.014148cpi+5.034895Ln(M2/GDP)－0.254971Mr
　　协整方程表明了在1952～2007年中5个变量间的长期均衡关系。从中可以发现在长期中资本形成增长率、物价水平、流通中现金投入量对经济的波动都起到了负向的作用，而货币化程度却起到了正向的作用。我们去除货币化指数进行协整分析，仍然得到长期均衡结果，资本形成增长率、物价水平仍旧系数为负，而资本系数为正，仍然保证了模型的稳定性，资本形成增长率对经济波动仍然产生了正向的效果。
　　(四)Granger因果分析
　　在VAR模型中得到了经济波动GDPr、流通资金增长率Mor、货币化水平ln(M2/GDP)的一阶差分、资本形成增长率kr、物价水平CPI之间的相互关系。在进一步运用VAR模型的基础上，我们可以得到流通资金增长率Mor、货币化水平ln(M2/GDP)的一阶差分、资本形成增长率kr、物价水平CPI对经济波动GDPr响应情况(见表4)。