内容摘要：本文利用1992年至2011年的季度数据，通过建立三变量结构向量自回归（SVAR）模型，采用脉冲响应及方差分解对我国货币供应与经济增长及通货膨胀的关系进行实证分析。
关键词：货币供应 经济增长 通货膨胀 SVAR模型
模型选择与数据选取
（一）模型选择
SVAR模型可视为受经济理论约束的动态联立方程组，不仅可用于各变量间当期的影响，还可以用于各变量结构冲击对跨期宏观经济的传递效应。本文建立基于经济增长率、通胀率和货币供应量的三变量SVAR模型。模型如下：
C0yt=Γ0yt-1+Γ0yt-1+…+Γpyt-p+μt，t=1,2,…,T
式中，
C0矩阵对角线元素全为1，反映了同期间的结构关系，μk为k维不可观测的结构信息，且假定E(μtμt)=1。如果SVAR模型可识别，可以通过估计其简化式C(L)yt=μt，进而可以得到模型中经济变量对于结构式冲击的动态反应乘数。可得n元SVSR（p）模型的脉冲响应函数为：，(q=0,1,2,…)。
（二）数据选取
采用1992年1季度至2011年1季度的数据，数据来源于国家统计局网站及中国人民银行网站。货币供应量用M2表示（1992年1季度为基期100），通货膨胀用定基居民消费物价指数表示（1992年1季度为基期100），实际产出用国内生产总值指标GDP除以通货膨胀率表示（1992年1季度为基期100）。同时采用X12季节调整法进行季节平滑处理。为了消除潜在的异方差问题，对三个序列分别取自然对数，分别用LnM2、LnCPI和LnGDP表示。其一阶差分就分别代表货币供应增长率、通货膨胀率和实际产出增长率。
模型检验及实证分析
（一）SVAR模型的单位根检验
为防止出现“伪回归”，应检验各时间序列是否存在单位根，由表1的检验结果发现LnM2、LnCPI 和LnGDP的原始序列在1%显著性水平均非平稳，其中 （C，T，K）分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后项的阶数。在进行一阶差分之后，均为平稳序列，即一阶单整。
（二）SVAR模型的协整检验
采用Johansen协整检验对LnM2、LnCPI和LnGDP序列的协整关系进行检验，利用最小AIC准则得出序列滞后期为2、没有线性趋势但有截距项的协整方程。这表明LnM2、LnCPI和LnGDP间存在长期均衡关系，可以构建SVAR模型。结果见表2。
（三）SVAR模型的参数估计
考虑SVAR模型具有3个变量，为了使SVAR模型能够正确识别，至少需要2k2-k(k+1)/2个约束条件，矩阵可以表示为Aεt=
Bμt，计算可得：
（四）SVAR模型的脉冲响应分析
对LnM2、LnCPI和LnGDP进行脉冲响应分析。图1、图2、图3分别为LnGDP对LnCPI、LnM2及LnGDP自身的脉冲响应图。图4、图5、图6分别为LnCPI对LnGDP、LnM2及LnCPI自身的脉冲响应图。其中横坐标表示季度数，即以季为单位的滞后期，纵坐标表示冲击的力度，实线表示脉冲响应函数值，虚线为正负两倍标准差偏离线。
1.经济增长率对通货膨胀率、货币供应量及自身的脉冲响应。从图1可看出，当给本期LnCPI一个标准差信息的正向冲击，LnGDP的响应不稳定，前两季度表现为反向作用，在第三期表现为正向作用，达到最大响应，随后逐渐降低，到第七期开始表现为负，然后逐步趋于平稳。说明从长期来看，通货膨胀率对实际经济增长具有反向作用。由图2可看出，对于LnM2的一个标准差信息的正向冲击，短期内LnGDP没有响应，从第五季度开始表现出明显的正向作用，并趋于稳定，可以判断货币供应量的增长对实际产出在长期有促进作用。图3显示，当给本期lnGDP一个标准差信息的正向冲击，同期实际产出有较强正向响应，到第三季度后趋于平稳。可以判断，本期实际产出的变动在短期内对本期实际产出正向作用。说明经济发展具有一定的连续性，从长期来看，经济增长率有回归正常水平的趋势。
2.通货膨胀率对货币供应量、实际产出的脉冲响应。由图4可知，对于lnGDP的一个标准差的正向信息冲击，lnCPI的本期响应不明显，之后呈反向作用，响应值逐渐增大，在第四季度达到最大值，随后反向逐渐调整趋于平稳，说明实际产出和通胀水平存在负相关。从图5可知，当本期给LnM2一个标准差的正向信息冲击，同期lnCPI的反应为正向作用，随后逐渐增加，在之后的第八季度达到峰值，而后略有减小并趋于稳定，说明货币供应量的增长在短期和长期对通胀水平的增长均有促进作用。图6显示，通货膨胀率对于自身当期的一个标准差的正向信息冲击，同期通货膨胀率会有比较明显的正向反应，在第三季度达到最大值，之后响应逐渐减小，在长期逐渐趋于平稳。意味着无论是出现通胀还是通缩的外生冲击，都将导致通胀或者通缩过程的持续性。
（五）SVAR模型的方差分解
方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。运用方差分解对我国通货膨胀水平、实际产出增长波动的原因进行了考察，分析LnCPI、LnGDP及LnM2对LnCPI、LnGDP变动的相对重要性，具体结果见表3、表4。
从表3可以看出，LnGDP的波动在短期受自身的影响较大，到第五季度后逐渐趋于稳定。LnCPI对LnGDP的波动贡献在第三季度达最大15.46%，之后维持在15%左右水平。LnM2对LnGDP的波动贡献，从第二季度的13.34%上升至第七季度的32.54%之后逐渐趋于稳定。表4显示，LnCPI的波动受LnGDP的影响较小，在第五季度达到最大贡献17.29%，而后缓慢降低，基本维持在13%左右水平。在短期内受LnCPI自身的影响较大，随后贡献逐渐减小，从第一季度的70.57%降到第十季度的29.47%。LnM2对LnCPI的波动贡献第一季度为29.43%，第二季度降为10.38%，之后逐渐增大，到第九季度达到峰值57.97%，而后基本稳定在57.9%左右水平。总之，上述结论与脉冲响应函数分析的结果基本一致。
综上，货币供应量、实际产出增长和通货膨胀一阶差分后平稳，并且存在长期协整关系。本文对数据进行转换及消除季节性影响，进行协整分析，发现它们存在一个协整关系。建立SVAR模型，得出实际产出增长和通货膨胀在长期都受自身冲击的影响较大，说明经济增长率及通货膨胀率的变化都将导致它们各自变化过程的持续性，这是我国持续经济高速增长、持续通货膨胀和持续通货紧缩现象形成的动态原因。长期来看，实际产出增长、通货膨胀和货币供应三者间相互影响。货币供应的增加能促进实际产出的增长，滞后期为五季度。货币供应的增加也会使通货膨胀提高，在第八季度响应达到最大。说明在我国长期来看货币非中性。通货膨胀会影响经济发展，滞后期为七季度，但影响较低。通货膨胀对自身的冲击在长期影响较小。实际产出增长能在一定程度减缓通货膨胀，实际产出增长率对自身的冲击在长期有回归正常水平的趋势。从方差分解可以看出，通货膨胀的冲击主要来自货币供应量的增长（57.95%），实际产出的变动在短期主要受自身的冲击影响，在长期，货币供应量对实际产出的影响（33.44%）大于通货膨胀对实际产出的影响（14.98%）。
通过分析可知，针对目前出现较高通货膨胀主要可能是2008年我国为应对金融危机而采取较宽松的货币政策所引起，所以采取适当措施降低货币供应量增长在一定程度上可能缓解当前的通货膨胀。同时在长时间内，通胀水平和实际产出增长率都有回归各自正常水平的趋势，由于滞后期的影响，紧缩的货币政策也有可能导致经济紧缩。所以，采取宏观政策调控经济时应该十分谨慎。
参考文献：
1.李丹.货币供应量与经济增长相关性的实证分析[J].金融经济，2007.1
2.孟祥兰，雷茜.我国货币供应与经济增长及物价水平关系研究[J].统计研究，2011.3
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