王雪然

(洛陽理工學(xué)院會計(jì)學(xué)院，河南 洛陽 471023)

2018年以來，在穩(wěn)健中性的貨幣政策基調(diào)下，我國的貨幣流動性趨勢保持在合理穩(wěn)定區(qū)間，未來中央銀行將繼續(xù)實(shí)施穩(wěn)健中性的貨幣政策，保持流動性的合理穩(wěn)定。在此背景下，研究貨幣流動性與地方經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、變量的選取及數(shù)據(jù)來源

結(jié)合實(shí)證模型建立的需要以及數(shù)據(jù)的可得性，我們選取M1增速代表貨幣流動性，選取GDP增速、投資增速和CPI描述洛陽市經(jīng)濟(jì)增長情況(M1增速數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)，其余變量數(shù)據(jù)均來源于洛陽市統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)，摘自洛陽市2005年至2017年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào))。

由于變量較多，變量之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)或因果關(guān)系使得個(gè)別內(nèi)生變量既可以在方程左邊又可以在方程右邊，為了避免模型估計(jì)和推斷的難度以及準(zhǔn)確把握變量之間的關(guān)系，我們采用向量自回歸模型（VAR模型）和向量誤差修正模型（VEC模型）非結(jié)構(gòu)性的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型研究貨幣流動性趨勢與洛陽市經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

二、貨幣流動性與洛陽經(jīng)濟(jì)增長的向量自回歸模型（VAR）

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)是進(jìn)行實(shí)證模型分析的基礎(chǔ)，也能夠有效避免偽回歸問題的出現(xiàn)，本部分采用ADF單位根檢驗(yàn)的方法對各時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。我們發(fā)現(xiàn)，變量序列 M1、lygdp、cpi、invest一階差分后是平穩(wěn)時(shí)間序列，即M1、lygdp、cpi、invest是一階單整序列I（1）。

表1 變量、符號及定義說明

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

我們采用基于殘差序列的Engle-Granger平穩(wěn)性檢驗(yàn)法來判斷各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表2：

表2 基于殘差的EG協(xié)整檢驗(yàn)

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，基于 M1、lygdp、cpi、invest四個(gè)變量水平序列殘差的Engle-Granger平穩(wěn)性檢驗(yàn)的概率值基本小于10%的顯著性水平，我們認(rèn)為可以拒絕原假設(shè)，M1、lygdp、cpi、invest四個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

（三）滯后期的選擇

變量滯后階數(shù)的選擇受限于模型的自由度，同時(shí)還要盡可能完整地反映模型的動態(tài)特征。根據(jù)LagLengthCriteria檢驗(yàn)結(jié)果及信息準(zhǔn)則，可以確定最優(yōu)的滯后階數(shù)為1。

（四）VAR模型的參數(shù)估計(jì)

根據(jù)表3選擇結(jié)果，我們對滯后1階的VAR模型進(jìn)行估計(jì)（VAR模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果表略）。從估計(jì)結(jié)果看，invest、lygdp的擬合優(yōu)度都比較理想，說明這四個(gè)變量的關(guān)系方程較密切，能夠反映貨幣流動性與洛陽經(jīng)濟(jì)增長之間的變化關(guān)系。根據(jù)估計(jì)結(jié)果，我們得到 cpi、invest、lygdp、M1 的向量自回歸模型（VAR）的矩陣方程：

表3 VAR模型滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)

（五）VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

VAR模型的穩(wěn)定性是我們進(jìn)行分析的前提，否則后續(xù)的某些結(jié)果將不是有效的。我們通過AR特征多項(xiàng)式根的方法來檢驗(yàn)VAR模型的穩(wěn)定性，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

圖1 AR特征多項(xiàng)式的根的倒數(shù)

若AR特征多項(xiàng)式根模的倒數(shù)都小于1，落于單位圓內(nèi)，則所構(gòu)建VAR模型是穩(wěn)定的。由上圖可知，所有根模的倒數(shù)均在單位圓內(nèi)，說明我們進(jìn)行后續(xù)分析是有效的。

（六）VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，可以通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來分析一個(gè)或者幾個(gè)變量是否對另外一個(gè)變量的預(yù)測有幫助。我們采用Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests方法，來檢驗(yàn)所構(gòu)建VAR模型中各變量間的因果作用關(guān)系。

由檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在cpi方程中，檢驗(yàn)結(jié)果說明投資增速、經(jīng)濟(jì)增速、貨幣流動性分別不是物價(jià)水平變動的原因，且這三個(gè)變量的聯(lián)合作用不是物價(jià)水平變動的原因。在invest方程中，檢驗(yàn)結(jié)果說明物價(jià)水平變動和貨幣流動性分別不是投資增速變化的原因，經(jīng)濟(jì)增速是投資增速變化的原因，物價(jià)水平變動、經(jīng)濟(jì)增速、貨幣流動性這三個(gè)變量的聯(lián)合作用是投資增速變化的原因。

在lygdp方程中，檢驗(yàn)結(jié)果說明物價(jià)水平變動、貨幣流動性分別不是經(jīng)濟(jì)增速變化的原因，投資增速是經(jīng)濟(jì)增速變化的原因，物價(jià)水平變動、投資增速、貨幣流動性這三個(gè)變量的聯(lián)合作用是經(jīng)濟(jì)增速變化的原因。在M1方程中，檢驗(yàn)結(jié)果說明物價(jià)水平變動是貨幣流動性變化的原因，投資增速、經(jīng)濟(jì)增速分別不是貨幣流動性變化的原因，物價(jià)水平變動、投資增速、經(jīng)濟(jì)增速這三個(gè)變量的聯(lián)合作用不是貨幣流動性變化的原因。

圖2 lygdp的脈沖響應(yīng)函數(shù)

（七）脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中一個(gè)變量的擾動項(xiàng)發(fā)生變化或者說模型受到某種沖擊時(shí)，帶給其他變量當(dāng)期值和未來值的影響，演示出的是擾動項(xiàng)的變動傳播至各變量而引起各變量產(chǎn)生變化的時(shí)間路徑。由于VAR模型中有四個(gè)變量，可以得到四組脈沖響應(yīng)函數(shù)，結(jié)合研究分析需要，我們僅給出lygdp的脈沖響應(yīng)函數(shù)時(shí)間路徑。結(jié)果如下：

由圖2可知，經(jīng)濟(jì)增速對于來自自身的擾動或沖擊響應(yīng)程度較大且持續(xù)時(shí)間長，投資增速對經(jīng)濟(jì)增速的影響也較大且持續(xù)時(shí)間長，而物價(jià)水平的變化對經(jīng)濟(jì)增速的影響較小，貨幣流動性變化對經(jīng)濟(jì)增速的影響也小。

方差分解描述的是模型中每一個(gè)擾動或沖擊對內(nèi)生變量變化（一般用方差來表示）的貢獻(xiàn)度，通過對VAR模型的變量進(jìn)行方差分解，我們可以進(jìn)一步得到不同結(jié)構(gòu)沖擊相對重要性的信息。

表4 洛陽經(jīng)濟(jì)增速變量方差分解結(jié)果

由表4可知，物價(jià)水平變動對經(jīng)濟(jì)增速方差的貢獻(xiàn)率在滯后2期達(dá)到最大值19.9%，之后逐步下降趨于平穩(wěn)，滯后10期的貢獻(xiàn)率為11.15%。投資增速對經(jīng)濟(jì)增速方差的貢獻(xiàn)率由小變大并趨于平穩(wěn)，滯后10期的貢獻(xiàn)率為47.9%。經(jīng)濟(jì)增速方差中來自自身的擾動或沖擊的貢獻(xiàn)率由大變小并趨于平穩(wěn)，滯后10期的貢獻(xiàn)率為37.68%。貨幣流動性變化對經(jīng)濟(jì)增速方差的貢獻(xiàn)率在滯后2期達(dá)到最大值6.44%，之后逐步下降趨于平穩(wěn)，滯后10期的貢獻(xiàn)率為3.26%。

總體來看，經(jīng)濟(jì)增速較容易受到自身變化的影響。除此之外，投資增速對經(jīng)濟(jì)增速的影響較大且持續(xù)時(shí)間長，在滯后的后期對經(jīng)濟(jì)增速方差的貢獻(xiàn)率接近50%，而貨幣流動性變動對經(jīng)濟(jì)增速的影響非常小。

三、貨幣流動性與洛陽經(jīng)濟(jì)增長的向量誤差修正模型（VEC）

由于建立VEC模型對樣本量要求比較多，因此我們選擇Quadratic-match average和Specified in series插值方法，將M1、lygdp、cpi、invest的年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)為半年度數(shù)據(jù)，轉(zhuǎn)換后的半年度時(shí)間序列仍用原符號表示，且各變量插值后的半年度時(shí)間序列仍然是一階單整。若插值后的各半年度時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系，就可以建立M1、lygdp、cpi、invest的向量誤差修正模型。

（一）協(xié)整檢驗(yàn)

我們采用基于回歸系數(shù)的Johansen檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)M1、lygdp、cpi、invest四個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。從Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，特征根跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)都在5%的顯著性水平上拒絕了“不存在協(xié)整關(guān)系、至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，而且特征根跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)都顯示在5%的顯著性水平下，M1、lygdp、cpi、invest四個(gè)變量之間存在兩個(gè)協(xié)整方程。

（二）向量誤差修正模型（VEC）估計(jì)結(jié)果

由附表1，我們得到協(xié)整方程：CPI=0.011634+0.915114 INVSTt-1-2.238526LYGDPt-1+0.322858M1t-1

協(xié)整方程表明在其他條件不變的情況下，投資增速每上漲1%，物價(jià)水平就上漲0.9%；經(jīng)濟(jì)增速每上漲1%，物價(jià)水平就下降2.23%；貨幣流動性每提高1%，物價(jià)水平就上漲0.3%。根據(jù)VEC模型的估計(jì)結(jié)果，我們得到選定時(shí)間范圍內(nèi)各時(shí)間序列的協(xié)整關(guān)系圖：

圖3 VEC模型協(xié)整關(guān)系圖

圖3中的零軸水平線代表各時(shí)間序列之間變化的長期均衡穩(wěn)定關(guān)系。從圖 3 中看，M1、lygdp、cpi、invest自2005年以來一直處于大幅波動中，偏離零軸以上的波峰振幅基本保持不變，而偏離零軸以下的波谷振幅越來越小，說明這四個(gè)變量的關(guān)系漸趨平緩。進(jìn)一步地，我們得到誤差修正項(xiàng)（VEC）的矩陣方程：

其中

四、實(shí)證研究結(jié)論

從VAR模型的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果可知：經(jīng)濟(jì)增速與投資增速互為因果關(guān)系；經(jīng)濟(jì)增速和投資增速作為因變量時(shí)，各變量的聯(lián)合作用都顯著；經(jīng)濟(jì)增速與M1增速之間均不互為因果關(guān)系；M1增速作為因變量時(shí)，只有物價(jià)水平變動的作用顯著，反之不然；經(jīng)濟(jì)增速作為因變量時(shí)，只有投資增速作用顯著，反之亦然。

這說明從我們所選取的變量以及時(shí)間跨度來看，洛陽市經(jīng)濟(jì)增速受投資增速影響最為明顯，且兩者相互關(guān)聯(lián)，而洛陽市經(jīng)濟(jì)增速對貨幣流動性這一變量不敏感，或者說洛陽市經(jīng)濟(jì)很大程度上仍然是投資拉動型增長方式，對M1增速這一中央銀行調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的中介指標(biāo)并不敏感。我們所建立的模型也客觀地體現(xiàn)出，在我國當(dāng)前的貨幣政策傳導(dǎo)途徑中，各類市場參與主體的投資活動能夠直接顯著影響經(jīng)濟(jì)增長這一最終目標(biāo)的現(xiàn)實(shí)狀況。

事實(shí)上，經(jīng)濟(jì)增速的脈沖響應(yīng)函數(shù)也印證了這一結(jié)論。我們發(fā)現(xiàn)，不考慮自身變化影響，經(jīng)濟(jì)增速受投資增速的擾動或沖擊表現(xiàn)最為明顯，受M1增速的擾動或沖擊最弱。從經(jīng)濟(jì)增速的方差分解結(jié)果來看，投資增速的貢獻(xiàn)率近50%，而M1增速的貢獻(xiàn)率為5%左右。從貨幣流動性與經(jīng)濟(jì)增速的長期均衡關(guān)系來看，盡管經(jīng)濟(jì)增速與M1增速變動關(guān)系不顯著，但物價(jià)水平的變動對中央銀行調(diào)控M1增速具有較為顯著的指導(dǎo)意義。

附表1 各時(shí)間序列的協(xié)整向量