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摘 要：当今，货币供应量对经济增长的影响这一课题倍受研究学者关注。本文结合国内外研究成果，吸收和借鉴相关研究方法，选取了1995年～2014年我国年度货币供应量（M1、M2）和国内生产总值（GDP）作为分析的样本数据进行的实证分析。分析结果表明，长期来看，货币供应量对经济增长有着正向影响效应。货币供应量M1和M2均为GDP的Grange原因，货币供应量M1和M2对国内生产总值GDP实施冲击，短期时间里略有波动，但长期是趋于平稳，为正相关。
关键词：货币供应量 经济增长 影响分析 检验
中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2018）03（a）-039-04
近几年来，针对货币供应量对经济增长的影响这一课题的相关研究热度只增不减，各界学者纷纷对它进行探究，并且试图寻找出它们之间的内在联系。Friegman and Schwartz（1963）对此也做过详细地描述：在经济扩张时期，货币对经济发展是正向的促进作用，反之，则是负向的干扰作用[1]。国外学者Westerlund and Costantini（2009）选取1870年～1986年数据样本得出供应对就业方面有明显的作用关系的结论[2]。国内学者冯春平（2002）通过研究发现了货币的变化幅度对国民生产总值并无显著影响并且呈下降趋势[3]。黄忠民、高珂（2009）通过格兰杰因果关系检验发现经济增长与货币供应量无太大关系，前者的增长并不会引起后者的增长[4]。而郭苏文、赵政安（2010）通过实证分析：货币供应量与经济增长之间相为互补的关系，且为正向促进[5]。虽然海内外学者影因分析对象、样本容量、分析方法的不同而得出不同的结论，但是二者之间达到一个均衡点是大家一直共同努力追求的目标。
至今为止，海内外学者对于二者关系没有一个准确的定论，大量结论证明：在经济萧条时候增加货币的发行量，从而使银行利率降低，企业扩大投资，拉动内需，同时带来不利的影响是可能会引发通货膨胀，物价上涨，不利于经济的稳定发展。然而在必要情况下，可以采取一些预防措施以此来达到降低不利影响的目的。改革30年征程，中华民族的崛起也使得我国经济有了一个全新的样貌，同时过快的经济发展必然会伴随着很多不稳定因素，中国是世界上最大的发展中国家，经济发展潜力大、优势足、空间广，可供选择的宏观调控手段很多，其中货币政策是一个重要手段。本文基于VAR模型，利用1995年～2014年我国年度货币供应量（M1、M2）和国内生产总值（GDP）作为分析的样本数据，对货币供应量对经济增长的影响进行实证分析，并提出一些个人见解。
1 貨币供应量的概念及我国货币供应量概况
1.1 货币供应量的概念
货币供应量，意指一个国家的经济可以正常运转所需要的货币数量[6]。我国的货币供应量分为三个部分，第一部分指的是流通中现金M0，该部分指的在现实生活当中流通的现金，流通性强不做讨论；第二部分指狭义的货币供应量M1，这一部分指的是具有支付功能和流通能力的货币，体现宏观经济的规律性变化和社会的现实购买能力[7]；第三部分指的是广义的货币供应量M2，包含了狭义的货币供应量M1，具有贮藏这一功能，并且它对经济长期发展来说是相当重要的，不仅反映了现实购买力，而且反映了潜在的购买力。
1.2 我国货币供应量概况
表1显示了近半年来我国货币供应量各项指标数据，可见，十月末广义货币M2增长11.6%，增长速度九月末多出0.1个百分点，并且呈缓慢的上升趋势。根据央行的数据和我国经济现状的分析可知，增长的主要原因是信贷数量略高于去年十月。与此同时，十月新增加的货币贷款为六千余亿元，同比增加1377亿元。在所有的组成成分中，值得注意的是居民中，长期贷款比例占到了3/4。2016年10月我国货币和准货币供应量为1519485.4亿元，相比之下增长11.6%，其中，货币供应量M1同比增加速度较为缓慢，而货币供应量M2略微呈下降趋势，总体上稳定，这是因为货币供应量M2的贮藏功能可以根据当时的经济环境适时自动的作出一些应对举措，由此来带动经济的正常运转。
一般地，在组成指标中，若M1增长较快，表示着消费者的消费能力提升和经济的终端市场活跃，易发生通货膨胀；若M2增长较快，表示投资市场和中间市场活跃，这时候易出现资产泡沫。
我国货币的供应量从本质上来说是弱外生变量，央行把货币供应量作为中介变量，从而去调控我国宏观经济是很难把握控制的。因此，要想加强我国货币政策的宏观经济调控效果，应当建立一个完整的金融体制，从根源入手从而更有效地解决这一问题，找到更合适的中介变量，多个中介变量共同作用，或者降低货币供应量的外生性。加上当前我国经济的主要增长点过于依赖外贸出口，由此可见，下一步的目标或手段在于扩大我国经济内需。将经济增长的主旨转移到增长国内内需和国内消费水平的上来。从这一目标上看，这需要央行适量地增加我国当前货币供应量的供给。
2 实证分析
2.1 数据的处理及变量说明
实证分析涉及的我国年度货币供应量（M1、M2）和国内生产总值（GDP）的样本数据均来自我国《中国金融统计年鉴》和《中国统计年鉴》相关年份。为了减少数据的波动性，本文对数据进行了对数化处理。货币供应量和经济增长的对数分别记做LN M1、LN M2和LN GDP，其一、二阶差分分别用D、D2表示。
2.2 变量的平稳性检验
用于实证分析的时间序列大多是不平稳，不平稳的样本数据会造成伪回归的现象，给我们的实证分析带来很大的困扰，甚至会导致错误的结论。因此，首要任务是检验平稳性。本文使用ADF检验来对上述时间序列进行单位根检验， ADF单位根检验结果如表2所示。 从表2中可以看出原序列LNM1、LNM2、LNGDP的ADF统计量分别为2.405793、9.396747和6.049730，都大于1%、5%和10%显著水平下的临界值，显然不符合平稳性条件，是非平稳序列。因此，对原序列进行差分处理，首先进行1阶差分处理检验，其结论为1阶差分是非平稳序列；接着进行2阶差分处理检验，D2LNM1、D2LNM2和D2LNGDP统计量值分别-5.252735、-5.052655和-5.328486小于1%显著水平下的临界值，因此，该序列为2阶单整序列，最佳滞后期数为1期。
2.3 协整关系检验
协整检验方法通常有即E-G两步法和JJ检验两种检验法， 由于三變量均为同阶单整序列，故采用基于回归残差的平稳性检验的E-G两步法分别检验LNM1和LNM2与LNGDP变量之间的长期均衡关系[8]，检验结果如表3所示。
检验结果表明：残差序列e1、e2均是是平稳的，即LNM1和LNGDP及LNM2和LNGDP之间均具有长期稳定的协整关系。
协整方程分别为：
从方程（1）可以看出：M1的弹性系数为1.6947，说明从长期来看，M1每提高1%就会拉动GDP上涨1.6947%的涨幅，M1对于GDP的正向影响是比较明显的。从方程（2）可以看出：M2的弹性系数为0.514888，长期来看，M2每提高1%就会带动GDP上涨0.514888%的涨幅，M2同样对于GDP的同样具有正向影响效果。仅从回归结果来看，M1比M2对GDP的正向影响更大一些，原因可能在于M1直接体现的是支付流通功能，对GDP的影响更为直接，而M2更多体现的是贮藏功能，只有在货币供应量紧缺的时候，M2发挥作用更为显著。由此可见，制定相适应的货币政策犹为重要。
2.4 Grange因果关系检验
协整检验的作用是判别变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，但是它们之间的因果关系是无法判断的。因此需要进行Grange因果关系检验判断，Grange因果关系检验结果如表4所示。
表4检验结果显示，原假设LNM1LNGDP的概率为0.00024，原假设被否定，即LNM1是LNGDP的Grange原因；原假设LNGDP
LNM1的概率为0.94979，接受原假设LNGDP LNM1，表明它们二者是单向因果关系。
同样，LNM2LNGDP概率为0.55806，LNM2对LNGDP具有一定带动作用，LNGDPLNM2概率为0.00025，近似0，那么认为LNGDP是LNM2的原因，二者之间具有相互Grange关系。
2.5 脉冲响应函数
脉冲响应函数表达的是内生变量对自己或者其他内生变量的变化的反应，描述的是在扰动项上加一次冲击之后对当前值和未来值所带来的影响，它刻画了一个内生变量对误差的敏感程度。检验结果如图1、2所示。
结合输出的结果图行显示：M1和M2对GDP实施冲击，时间路径一直为正并且呈上升趋势，说明M1和M2对GDP具有乘数效应，但是M2比M1影响更大，弹性更大。其中，M1、M2、GDP自身的时间路径平稳且稳定，表示当期值的变化会牵引以后自身的变化，但是以后变化较为稳定，响应变化不大。与上文的协整分析结果相吻合。
3 结论及政策建议
3.1 结论
本文通过协整关系、因果关系检验和脉冲响应函数等实证分析发现：
（1）LNM1、LNM2与LNGDP间均存在长期稳定的协整关系，即货币供应量对经济增长有着正的影响效应。
（2）货币供应量M1和M2都是国内生产总值GDP的Grange原因，M1和M2的变化都可以牵动GDP的变化，M1对GDP的作用效果不明显，不是GDP的Grange原因，但是M2会牵动GDP大幅度改变，二者之间具有双向Grange关系。从而说明从货币供应量M2与宏观经济的关系更为密切，其中的原因可能在于M1体现的是居民的消费购买能力，相对于企业而言是一个小的消费群体，企业更多的是与投资挂钩，与M2关系更紧凑，更加可以刺激国内消费水平。
（3）从脉冲响应函数进一步小结分析，货币供应量M1和M2对国内生产总值GDP实施冲击，短期时间里略有波动，但是从长时间观测它们是趋于平稳，为正相关。
3.2 政策建议
一个国家的经济能够健康地得到持续发展始终离不开国家制定相应的政策对它的干预和调控，综合以上的实证分析结论提出几点建议。
第一，完善我国金融体制。一个好的金融体制相当于给经济发展提供了一个大体方向，保证经济得以有序健康的发展，有效防止经济上的各种缺漏，提高国家政策的传导效率。可以有以下几个手段：（1）推进金融企业改革；（2）稳健发展各类金融市场；（3）积极推进利率、汇率市场化的改革；（4）改进和加强金融监管；（5）循序扩张金融的对外开放；（6）进一步完善金融基础设施。
第二，扩大我国经济内需。过分的将经济增长依靠外贸出口是不行的，经济增长的主旨是国内内需和刺激国内消费水平，合理的调整市场结构，内需、出口和投资并驾齐驱，加大基础建设的投资和工业技术的改造，同时更进一步的提高居民收入。对此，可以从以下几个方面入手：（1）整治优化投资产业结构；（2）合理的调配政府消费；（3）扩大居民消费力度；（4）大力发展文化产业。
第三，加强国家政策之间的相互配合。仅仅依靠货币政策支配整个国家的经济运行是不可能的，必须加强各个政策之间的相互协调，才能发挥最佳作用，那么就需要结合本国的经济情况制定出合适的政策，运用正确有效的方法去发展经济，手段之间相互配合。此外，还需要加强各个区域间的经济合作、区域之间的经济政策的配合，特别自治区实施针对性的经济政策。
参考文献
[1] Westerlung J，Costantini M.Panel cointegration and the neutrality of money [J].Empirical Economics，2009（33）.
[2] 黄忠民，高珂.中国货币供给与经济增长关系的实证分析基于1986—2007[J].中国经贸，2009（16）.
[3] 郭苏文，赵政安.我国货币供应量与经济增长的动态相关性实证分析——基于VAR模型的脉冲响应函数分析[J].商业时代，2010（36）.
[4] 陈悠鹿.电子货币对货币供给及货币政策有效性的影响研究[D].天津商业大学，2015.
[5] 冷艳丽.我国货币供给与经济增长关系研究[D].云南财经大学，2014.
[6] 史焕平，高妍.中国货币结构与物价变动的实证研究[J].华东交通大学学报，2014（4）.
[7] 冷艳丽.我国货币供给与经济增长关系研究[D].云南财经大学，2014.
[8] 杜江，李恒，贾文.计量经济学及其应用[M].北京：机械工业出版社，2010.
①基金项目：2013年度广西高校科学技术研究项目（2013YB264）；广西重点培育学科（应用数学）建设项目（SXZD2014003）。
作者简介：张振强（1974-），男，广西隆安人，硕士，副教授，主要从事数量经济模型与方法方面的研究。
关键词：货币供应量 经济增长 影响分析 检验
中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2018）03（a）-039-04
近几年来，针对货币供应量对经济增长的影响这一课题的相关研究热度只增不减，各界学者纷纷对它进行探究，并且试图寻找出它们之间的内在联系。Friegman and Schwartz（1963）对此也做过详细地描述：在经济扩张时期，货币对经济发展是正向的促进作用，反之，则是负向的干扰作用[1]。国外学者Westerlund and Costantini（2009）选取1870年～1986年数据样本得出供应对就业方面有明显的作用关系的结论[2]。国内学者冯春平（2002）通过研究发现了货币的变化幅度对国民生产总值并无显著影响并且呈下降趋势[3]。黄忠民、高珂（2009）通过格兰杰因果关系检验发现经济增长与货币供应量无太大关系，前者的增长并不会引起后者的增长[4]。而郭苏文、赵政安（2010）通过实证分析：货币供应量与经济增长之间相为互补的关系，且为正向促进[5]。虽然海内外学者影因分析对象、样本容量、分析方法的不同而得出不同的结论，但是二者之间达到一个均衡点是大家一直共同努力追求的目标。
至今为止，海内外学者对于二者关系没有一个准确的定论，大量结论证明：在经济萧条时候增加货币的发行量，从而使银行利率降低，企业扩大投资，拉动内需，同时带来不利的影响是可能会引发通货膨胀，物价上涨，不利于经济的稳定发展。然而在必要情况下，可以采取一些预防措施以此来达到降低不利影响的目的。改革30年征程，中华民族的崛起也使得我国经济有了一个全新的样貌，同时过快的经济发展必然会伴随着很多不稳定因素，中国是世界上最大的发展中国家，经济发展潜力大、优势足、空间广，可供选择的宏观调控手段很多，其中货币政策是一个重要手段。本文基于VAR模型，利用1995年～2014年我国年度货币供应量（M1、M2）和国内生产总值（GDP）作为分析的样本数据，对货币供应量对经济增长的影响进行实证分析，并提出一些个人见解。
1 貨币供应量的概念及我国货币供应量概况
1.1 货币供应量的概念
货币供应量，意指一个国家的经济可以正常运转所需要的货币数量[6]。我国的货币供应量分为三个部分，第一部分指的是流通中现金M0，该部分指的在现实生活当中流通的现金，流通性强不做讨论；第二部分指狭义的货币供应量M1，这一部分指的是具有支付功能和流通能力的货币，体现宏观经济的规律性变化和社会的现实购买能力[7]；第三部分指的是广义的货币供应量M2，包含了狭义的货币供应量M1，具有贮藏这一功能，并且它对经济长期发展来说是相当重要的，不仅反映了现实购买力，而且反映了潜在的购买力。
1.2 我国货币供应量概况
表1显示了近半年来我国货币供应量各项指标数据，可见，十月末广义货币M2增长11.6%，增长速度九月末多出0.1个百分点，并且呈缓慢的上升趋势。根据央行的数据和我国经济现状的分析可知，增长的主要原因是信贷数量略高于去年十月。与此同时，十月新增加的货币贷款为六千余亿元，同比增加1377亿元。在所有的组成成分中，值得注意的是居民中，长期贷款比例占到了3/4。2016年10月我国货币和准货币供应量为1519485.4亿元，相比之下增长11.6%，其中，货币供应量M1同比增加速度较为缓慢，而货币供应量M2略微呈下降趋势，总体上稳定，这是因为货币供应量M2的贮藏功能可以根据当时的经济环境适时自动的作出一些应对举措，由此来带动经济的正常运转。
一般地，在组成指标中，若M1增长较快，表示着消费者的消费能力提升和经济的终端市场活跃，易发生通货膨胀；若M2增长较快，表示投资市场和中间市场活跃，这时候易出现资产泡沫。
我国货币的供应量从本质上来说是弱外生变量，央行把货币供应量作为中介变量，从而去调控我国宏观经济是很难把握控制的。因此，要想加强我国货币政策的宏观经济调控效果，应当建立一个完整的金融体制，从根源入手从而更有效地解决这一问题，找到更合适的中介变量，多个中介变量共同作用，或者降低货币供应量的外生性。加上当前我国经济的主要增长点过于依赖外贸出口，由此可见，下一步的目标或手段在于扩大我国经济内需。将经济增长的主旨转移到增长国内内需和国内消费水平的上来。从这一目标上看，这需要央行适量地增加我国当前货币供应量的供给。
2 实证分析
2.1 数据的处理及变量说明
实证分析涉及的我国年度货币供应量（M1、M2）和国内生产总值（GDP）的样本数据均来自我国《中国金融统计年鉴》和《中国统计年鉴》相关年份。为了减少数据的波动性，本文对数据进行了对数化处理。货币供应量和经济增长的对数分别记做LN M1、LN M2和LN GDP，其一、二阶差分分别用D、D2表示。
2.2 变量的平稳性检验
用于实证分析的时间序列大多是不平稳，不平稳的样本数据会造成伪回归的现象，给我们的实证分析带来很大的困扰，甚至会导致错误的结论。因此，首要任务是检验平稳性。本文使用ADF检验来对上述时间序列进行单位根检验， ADF单位根检验结果如表2所示。 从表2中可以看出原序列LNM1、LNM2、LNGDP的ADF统计量分别为2.405793、9.396747和6.049730，都大于1%、5%和10%显著水平下的临界值，显然不符合平稳性条件，是非平稳序列。因此，对原序列进行差分处理，首先进行1阶差分处理检验，其结论为1阶差分是非平稳序列；接着进行2阶差分处理检验，D2LNM1、D2LNM2和D2LNGDP统计量值分别-5.252735、-5.052655和-5.328486小于1%显著水平下的临界值，因此，该序列为2阶单整序列，最佳滞后期数为1期。
2.3 协整关系检验
协整检验方法通常有即E-G两步法和JJ检验两种检验法， 由于三變量均为同阶单整序列，故采用基于回归残差的平稳性检验的E-G两步法分别检验LNM1和LNM2与LNGDP变量之间的长期均衡关系[8]，检验结果如表3所示。
检验结果表明：残差序列e1、e2均是是平稳的，即LNM1和LNGDP及LNM2和LNGDP之间均具有长期稳定的协整关系。
协整方程分别为：
从方程（1）可以看出：M1的弹性系数为1.6947，说明从长期来看，M1每提高1%就会拉动GDP上涨1.6947%的涨幅，M1对于GDP的正向影响是比较明显的。从方程（2）可以看出：M2的弹性系数为0.514888，长期来看，M2每提高1%就会带动GDP上涨0.514888%的涨幅，M2同样对于GDP的同样具有正向影响效果。仅从回归结果来看，M1比M2对GDP的正向影响更大一些，原因可能在于M1直接体现的是支付流通功能，对GDP的影响更为直接，而M2更多体现的是贮藏功能，只有在货币供应量紧缺的时候，M2发挥作用更为显著。由此可见，制定相适应的货币政策犹为重要。
2.4 Grange因果关系检验
协整检验的作用是判别变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，但是它们之间的因果关系是无法判断的。因此需要进行Grange因果关系检验判断，Grange因果关系检验结果如表4所示。
表4检验结果显示，原假设LNM1LNGDP的概率为0.00024，原假设被否定，即LNM1是LNGDP的Grange原因；原假设LNGDP
LNM1的概率为0.94979，接受原假设LNGDP LNM1，表明它们二者是单向因果关系。
同样，LNM2LNGDP概率为0.55806，LNM2对LNGDP具有一定带动作用，LNGDPLNM2概率为0.00025，近似0，那么认为LNGDP是LNM2的原因，二者之间具有相互Grange关系。
2.5 脉冲响应函数
脉冲响应函数表达的是内生变量对自己或者其他内生变量的变化的反应，描述的是在扰动项上加一次冲击之后对当前值和未来值所带来的影响，它刻画了一个内生变量对误差的敏感程度。检验结果如图1、2所示。
结合输出的结果图行显示：M1和M2对GDP实施冲击，时间路径一直为正并且呈上升趋势，说明M1和M2对GDP具有乘数效应，但是M2比M1影响更大，弹性更大。其中，M1、M2、GDP自身的时间路径平稳且稳定，表示当期值的变化会牵引以后自身的变化，但是以后变化较为稳定，响应变化不大。与上文的协整分析结果相吻合。
3 结论及政策建议
3.1 结论
本文通过协整关系、因果关系检验和脉冲响应函数等实证分析发现：
（1）LNM1、LNM2与LNGDP间均存在长期稳定的协整关系，即货币供应量对经济增长有着正的影响效应。
（2）货币供应量M1和M2都是国内生产总值GDP的Grange原因，M1和M2的变化都可以牵动GDP的变化，M1对GDP的作用效果不明显，不是GDP的Grange原因，但是M2会牵动GDP大幅度改变，二者之间具有双向Grange关系。从而说明从货币供应量M2与宏观经济的关系更为密切，其中的原因可能在于M1体现的是居民的消费购买能力，相对于企业而言是一个小的消费群体，企业更多的是与投资挂钩，与M2关系更紧凑，更加可以刺激国内消费水平。
（3）从脉冲响应函数进一步小结分析，货币供应量M1和M2对国内生产总值GDP实施冲击，短期时间里略有波动，但是从长时间观测它们是趋于平稳，为正相关。
3.2 政策建议
一个国家的经济能够健康地得到持续发展始终离不开国家制定相应的政策对它的干预和调控，综合以上的实证分析结论提出几点建议。
第一，完善我国金融体制。一个好的金融体制相当于给经济发展提供了一个大体方向，保证经济得以有序健康的发展，有效防止经济上的各种缺漏，提高国家政策的传导效率。可以有以下几个手段：（1）推进金融企业改革；（2）稳健发展各类金融市场；（3）积极推进利率、汇率市场化的改革；（4）改进和加强金融监管；（5）循序扩张金融的对外开放；（6）进一步完善金融基础设施。
第二，扩大我国经济内需。过分的将经济增长依靠外贸出口是不行的，经济增长的主旨是国内内需和刺激国内消费水平，合理的调整市场结构，内需、出口和投资并驾齐驱，加大基础建设的投资和工业技术的改造，同时更进一步的提高居民收入。对此，可以从以下几个方面入手：（1）整治优化投资产业结构；（2）合理的调配政府消费；（3）扩大居民消费力度；（4）大力发展文化产业。
第三，加强国家政策之间的相互配合。仅仅依靠货币政策支配整个国家的经济运行是不可能的，必须加强各个政策之间的相互协调，才能发挥最佳作用，那么就需要结合本国的经济情况制定出合适的政策，运用正确有效的方法去发展经济，手段之间相互配合。此外，还需要加强各个区域间的经济合作、区域之间的经济政策的配合，特别自治区实施针对性的经济政策。
参考文献
[1] Westerlung J，Costantini M.Panel cointegration and the neutrality of money [J].Empirical Economics，2009（33）.
[2] 黄忠民，高珂.中国货币供给与经济增长关系的实证分析基于1986—2007[J].中国经贸，2009（16）.
[3] 郭苏文，赵政安.我国货币供应量与经济增长的动态相关性实证分析——基于VAR模型的脉冲响应函数分析[J].商业时代，2010（36）.
[4] 陈悠鹿.电子货币对货币供给及货币政策有效性的影响研究[D].天津商业大学，2015.
[5] 冷艳丽.我国货币供给与经济增长关系研究[D].云南财经大学，2014.
[6] 史焕平，高妍.中国货币结构与物价变动的实证研究[J].华东交通大学学报，2014（4）.
[7] 冷艳丽.我国货币供给与经济增长关系研究[D].云南财经大学，2014.
[8] 杜江，李恒，贾文.计量经济学及其应用[M].北京：机械工业出版社，2010.
①基金项目：2013年度广西高校科学技术研究项目（2013YB264）；广西重点培育学科（应用数学）建设项目（SXZD2014003）。
作者简介：张振强（1974-），男，广西隆安人，硕士，副教授，主要从事数量经济模型与方法方面的研究。