貨幣供應(yīng)量對社會消費動態(tài)影響的實證分析

張 斌，尹 竹

（吉林大學(xué)珠海學(xué)院，廣東 珠海 130025）

0 引言

2016年4月，國家制定了促進(jìn)消費帶動轉(zhuǎn)型升級行動方案，落實這一方案既需要城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)變消費理念，更需要國家宏觀政策進(jìn)行調(diào)控。研究貨幣供應(yīng)量對社會消費的影響，對于國家制定金融政策，落實促進(jìn)消費帶動轉(zhuǎn)型升級行動具有重要意義。

凱恩斯理論認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量是影響消費的重要因素，擴(kuò)大內(nèi)需是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要措施。在20世紀(jì)90年代后期及以前，我國的貨幣供應(yīng)量與貸款、外匯儲備基本上不存在協(xié)整關(guān)系，貨幣供應(yīng)中的均衡關(guān)系在20世紀(jì)90年代后期出現(xiàn)變化[1]。貨幣供應(yīng)量的增加既可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也可以促使通貨膨脹加劇[2]。貨幣供應(yīng)量的增加會有效刺激投資和消費，從而帶動就業(yè)，拉動經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，影響通貨膨脹[3]。有研究認(rèn)為，貨幣增長率短期內(nèi)對通貨膨脹作用不確定，但在中長期內(nèi)貨幣擴(kuò)張驅(qū)動了通貨膨脹[4]。有學(xué)者認(rèn)為，貨幣增長率對真實經(jīng)濟(jì)增長不具有顯著驅(qū)動效應(yīng)[5]。其實，貨幣供應(yīng)量的增長率超過產(chǎn)出的增長率一般會導(dǎo)致通貨膨脹[6]?？v觀國內(nèi)學(xué)者的研究成果，關(guān)于貨幣供應(yīng)對通貨膨脹影響的觀點并不完全一致。那么，到底應(yīng)當(dāng)如何利用貨幣政策擴(kuò)大內(nèi)需呢？為了弄清這一問題，本文運用AVR模型根據(jù)1990—2016年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)研究貨幣供應(yīng)量對社會消費的影響。

1 研究假設(shè)

貨幣量的多少是決定行為的重要影響因素，無論從企業(yè)還是居民的行為特點來分析，具備了足夠多的貨幣，必然會去尋找貨幣的出路。從企業(yè)來講，必然會尋找合適的投資項目，謀求資本的增值；從居民個人來講，手上有了足夠多的貨幣，就會尋找投資項目，同時增大消費投入，提高消費水平。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：流通中的現(xiàn)金供應(yīng)量對社會消費產(chǎn)生顯著正向影響。因為人們賺錢的動力之一就是為了提高消費水平和消費質(zhì)量，當(dāng)居民擁有足夠多的貨幣時，就有了消費的物質(zhì)條件，就會在提高消費質(zhì)量上產(chǎn)生內(nèi)在動力。

假設(shè)2：活期存款對社會消費的影響不顯著。因為活期存款雖然也是流動貨幣，但在儲存期間，不會參與市場流通，僅僅是一種潛在的購買能力。因此，不會對社會消費產(chǎn)生影響。

假設(shè)3：社會消費對活期存款產(chǎn)生負(fù)向影響，對流通中的現(xiàn)金供應(yīng)量產(chǎn)生正向影響。因為社會消費需要貨幣支付，必然會減少活期存款，從而增加流通中的現(xiàn)金供應(yīng)量。

2 模型設(shè)定、變量選取和數(shù)據(jù)來源

2.1 模型設(shè)定

根據(jù)以上假設(shè)，建立以下VAR（p）矩陣模型：

基于n個時間序列變量，形成n個方程，組成VAR（p）矩陣模型。

2.2 變量選取與數(shù)據(jù)來源

貨幣供應(yīng)量是國家根據(jù)不同時期經(jīng)濟(jì)發(fā)展的情況，進(jìn)行宏觀調(diào)控的重要手段，不僅對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生具有重要的作用，而且對消費市場的發(fā)展變化也會產(chǎn)生重要的影響。為此，本文選擇流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）、貨幣供應(yīng)量中活期存款量（md）作為自變量，選擇社會消費品零售總額（sc）作為因變量，建立AVR模型。本文所用數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，1990—2015年數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局國家數(shù)據(jù)，2016年數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。因此，保證了數(shù)據(jù)的權(quán)威性。

3 實證分析

3.1 變量統(tǒng)計特征

出口和內(nèi)需構(gòu)成拉動經(jīng)濟(jì)增長的兩大市場，在不同的時期，我國政府采取不同的貨幣政策，引導(dǎo)擴(kuò)大出口和擴(kuò)大內(nèi)需。圖1的變化軌跡顯示，1990年以來，我國貨幣供應(yīng)量中，活期存款量（md）和社會消費品零售總額（sc）基本上是同步增長，2002年以來，增長幅度提升。流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）增長幅度不大，但一直處于增長之中。

圖1 1990—2016年流通中的貨幣供應(yīng)量、活期存款和社會消費變動圖

近27年來，隨著國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，貨幣供應(yīng)量和準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量逐年增加，1990—2016年現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）平均值為26592.82億元，最大值為68303.87億元，最小值為2644.400億元；活期存款量（md）最大值為418253.4億元，最小值為4306.300億元；社會消費品零售總額（sc）最大值為332316.3億元，最小值為8300.100億元。三個變量的基本統(tǒng)計特征值如表1所示。

表1 變量基本特征值

3.2 變量的平穩(wěn)性檢驗

數(shù)據(jù)平穩(wěn)是減少偽回歸，提高計量模型分析的科學(xué)性的前提。為此，本文通過單位根檢驗方法來判斷變量的平穩(wěn)性，各變量的單位根檢驗結(jié)果如表2所示。

由表2可知：時間序列mo=0.9541，大于5%顯著性水平；md=0.3580，大于5%顯著性水平；sc=0.8747，大于5%顯著水平。在一階差分前，表明此時時間序列存在單位根，是不平穩(wěn)的。一階差分處理得到△mo=0.4931，它的ADF檢驗值大于5%顯著性水平的臨界值；△md=0.0332，它的ADF檢驗值小于5%顯著性水平的臨界值，已平穩(wěn)；△sc=0.4799，意味著仍然是不平穩(wěn)的。二階差分后得到序列△2mo、△2md和△2sc，它們的ADF值均小于5%顯著性水平的臨界值，說明此時序列是平穩(wěn)的。

表2 單位根檢驗結(jié)果

3.3 協(xié)整檢驗

鑒于時間序列sc和mo、md在二階差分后均平穩(wěn)，它們之間可能存在著協(xié)整關(guān)系，本文采用Johansen檢驗對序列sc和mo、lnmd進(jìn)行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 Log（mo）、Log（md）與Log（sc）的協(xié)整檢驗結(jié)果

該協(xié)整方程說明Log（sc）和Log（mo）、Log（md）之間存在著長期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。具體而言，Log（sc）與Log（mo）存在著長期的正向均衡關(guān)系，與Log（md）存在著長期的負(fù)向均衡關(guān)系。

3.4 Granger因果檢驗

為了進(jìn)一步分析現(xiàn)金供應(yīng)量、活期存款在不同時期對社會銷售量的影響，特作格蘭杰因果檢驗，不同時期相互影響情況見下頁表4。

貨幣供應(yīng)量中活期存款量（md）和社會消費品零售總額（sc）基本上是同步增長，2002年以來，增長幅度提升。流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）增長幅度不大，但一直處于增長之中。

由表4可知，在滯后1期時，流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）和社會消費品零售總額（sc）不是對方的格蘭杰原因的P值分別為0.9609和0.4323，均大于0.05的顯著性水平，通過原假設(shè)，說明流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）和社會消費品零售總額（sc）都不是對方的格蘭杰原因；活期存款量（md）不是社會消費品零售總額（sc）的格蘭杰原因的P值為0.8308，也大于0.05的顯著性水平。社會消費品零售總額（sc）不是活期存款量（md）的格蘭杰原因的P值為0.0056，小于0.05的顯著性水平，沒有通過原假設(shè)，說明社會消費品零售總額（sc）是活期存款量（md）的格蘭杰原因。滯后2期、3期、4期、5期的結(jié)果類似。到滯后6期時，所有假設(shè)的P值都

由協(xié)整檢驗中的“特征根跡檢驗（trace檢驗）”和“最大特征值檢驗（Max—Eigen）”可知存在協(xié)整方程：大于0.05的顯著性水平，均通過原似設(shè)，說明流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）、活期存款量（md）和社會消費品零售總額（sc）相互之間均不構(gòu)成格蘭杰原因。

表4 Granger因果檢驗結(jié)果

3.5VAR模型分析

3.5.1 模型滯后階數(shù)的選取

因時間序列Log（sc）和Log（mo）、Log（md）二階差分后平穩(wěn)且存在著顯著的協(xié)整關(guān)系，已經(jīng)具備VAR模型構(gòu)建的基本條件；同時，由表5可知，滯后4期的*號有3個，優(yōu)勢明顯，故本文VAR模型的最佳滯后階數(shù)應(yīng)該為4。據(jù)此，構(gòu)建以社會消費品零售總額（sc）、流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）和貨幣供應(yīng)量中活期存款量（md）為系統(tǒng)的二元結(jié)構(gòu)VAR模型。

表5 VAR模型滯后階數(shù)的選擇性檢驗

3.5.2 模型有效性檢驗

該模型有效性如何，需要采用AR多項式特征進(jìn)行判斷。圖2顯示，特征根均在單位圓內(nèi)，表明序列無自相關(guān)且平穩(wěn)，即模型有效。因此，可以作進(jìn)一步的方差分解進(jìn)行分析。

圖2 VAR模型的AR檢驗

根據(jù)計量結(jié)果，VAR估計結(jié)果的矩陣形式如下：

VAR模型實證通過F檢驗、T檢驗、AIC和Schwarz SC檢驗，第一期的R=0.999809，R2=0.999581，第二期的R=0.999483，R2=0.998862，都大于0.8的經(jīng)驗值，且所有單位根位于單位圓內(nèi)，說明模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，模型擬合效果理想。

3.5.3 方差分解

為了研究各因素不同時期對自身發(fā)展的影響，運用EVIEWS6.0專用軟件，基于向量自回歸模型VAR得到如表6所示的Log（sc）的方差分解。

表6 Log（sc）的方差分解

從表6方差分解結(jié)果可以看出，社會消費品零售總額（SC）為從高到低的變化，說明社會消費品零售總額（SC）隨時間的推移自身的貢獻(xiàn)在減少，流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）的變化始終沒有超過15%，說明現(xiàn)金的供應(yīng)量對社會消費品零售總額（SC）比較顯著，但不是主要因素，活期存款量（md）的貢獻(xiàn)隨時間的推移逐年變大，到第10期時，達(dá)到39.89%，說明活期存款對社會消費品零售影響很大。

4 結(jié)論

（1）協(xié)整結(jié)果顯示，社會消費品零售總額（SC）與流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）存在著長期的正向均衡關(guān)系，與活期存款量（md）存在著長期的負(fù)向均衡關(guān)系。

（2）格蘭杰檢驗結(jié)果顯示，從短期來看，流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）和社會消費品零售總額（sc）不是對方的格蘭杰原因，活期存款量（md）也不是社會消費品零售總額（SC）的格蘭杰原因，社會消費品零售總額（sc）是活期存款量（md）的格蘭杰原因。從長期來看，流通中現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）、活期存款量（md）和社會消費品零售總額（sc）相互之間均不構(gòu)成格蘭杰原因。

（3）方差分析結(jié)果顯示，社會消費品零售總額（SC）自身的貢獻(xiàn)占有很大成份，而且隨著時間的變化逐年變小；現(xiàn)金供應(yīng)量（mo）對社會消費品零售總額（SC）有一定的貢獻(xiàn)，但始終不超過15%；活期存款量（md）對社會消費品零售總額（SC）的沖擊較大，而且隨著時間的推移影響逐年變大。

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