我国货币供应量与物价关系实证分析

我国货币供应量与物价关系实证分析
本文以我国2000年1月-2012年5月的数据为样本，运用单位根检验、协整检验、Granger因果检验的计量方法研究我国货币供应量与物价水平之间的关系，并提出了提高货币政策有效性和稳定物价水平的有关政策建议。

关键词：货币供给物价水平实证分析
根据国家统计局统计显示，自从2007年以来我国居民消费价格总水平开始不断攀升，每个月的CPI都超过国际公认的3.0%的轻微通货膨胀底线，2008年全年CPI指数上涨5.9%（本文中所提到CPI相关数据均出自中国国家统计局网站：http：///tjgb/），出现持续通胀现象。

虽然从2009年开始，CPI出现了回落，但PPI指标仍然较高，外贸顺差继续扩大，而且进出口总额占GDP的份额明显过大，我国对外依存度扩大，内外失衡，虚拟经济的不断膨胀引发了对经济过热的担忧，央行被动投放基础货币。

货币增长率上升虽然不是通货膨胀的唯一原因，但它们之间存在着一定的联系，货币供应量的增加迫使总需求的“主动增加”，尤其是促进了资产价格的上涨，然后通过传导机制影响食品价格并有引发通胀的可能，进而影响经济的稳定增长。

文献综述
（一）国外文献综述
西方学者Bernanke（1992）在《联办基金利率与货币政策传导渠道》中，利用Granger因果检验方法检验了M1、M2、联邦基金利率、票据利率与物价和产出的关系，认为基金利率是经济的Granger原因。

Mishkin（2001）通过对加拿大1971-1999年的数据进行实证分析，认为货币供应量与物价水平存在一定关系，货币供应量能有效解释物价水平的短期波动。

（二）国内文献综述
杨建明（2003）在收集整理我国季度CPI和GDP数据的基础上，利用均衡修正模型对中国1986-2001年货币供应量变动与产出、物价相关性进行协整分析。

其经验证据表明，在整个样本期内，狭义货币M1与通货膨胀、经济增长之间不存在稳定的长期均衡关系。

广义货币M2与通货膨胀、经济增长之间虽然存在稳定的长期均衡关系。

孟祥兰、雷茜（2011）用向量误差模型以及脉冲响应和方差分解的方法对中国货币供应、物价水平与经济增长的关系进行实证研究，认为短期内物价水平与货币供应量之间相互影响、互相促进。

货币供应对经济增长的影响具有促进效应，长期内货币非中性。

吴军（2004）通过理论推导和实证分析，得出随经济的高速增长和体制转轨，经济均衡机制由资源约束型向需求约束型过渡，货币对实质经济的影响也逐渐减弱，处于由“非中性”向“中性”转变的过程之中，从而削弱了货币政策对扩张有效需求、刺激经济增长的作用。

综上所述，国内外学者对于货币供应量与物价水平的实证分析已经比较完善，认为短期内货币供应量与物价存在长期均衡关系，但在货币和物价水平的长期关系上还有一定分歧。

本文在借鉴国内外研究成果的基础上，对我国2000年1月-2012年5月的数据进行单位根检验、协整检验、Granger因果检验，并做进一步分析。

我国货币供应量与物价水平关系实证分析
（一）数据选取
本文采用计量经济学的方法来量化货币供应量与物价水平之间的关系。

在计量经济学中，研究两个变量之间的关系有多种途径，对于因果关系这一特定的逻辑关系，最为常用的办法是对可能存在因果关系的两组变量的序时数列进行Granger因果关系检验。

本文选取广义货币量（M2）代表货币供应量，居民消费价格指数（CPI）代表物价水平。

广义货币量包括流通中的现金及银行活期存款，为衡量经济体系中货币供应量的常用指标。

居民消费价格指数衡量了与公共日常生活息息相关的消费品价格的变动情况，是公众最为关心的反映价格水平的指标。

（二）单位根检验—ADF检验方法
Phillips（1987）证明，如果两个时间序列都服从单位根过程，那么，即使它们之间不存在任何相关性，当样本容量增大时，以一个时间序列对另一个时间序列回归也总能得到显著的参数，这就是所谓的“伪回归”问题。

因此，在时间序列数据的回归分析中，首先应检验各时间序列是否服从单位根的过程。

本文采用扩展的迪克-福勒检验（ADF检验）。

运用Eviews6.0软件进行分析，基本理论方程是ΔR=β1Rt-1+ζ1。

原假设H0：β1≥0，即存在单位根，变量R不服从随机游走或称不平稳；备择假设H1：β1<0，即不存在单位根，变量R服从随机游走或称是平稳的。

由表1可见，在水平检验中，两个变量的ADF值均达不到显著水平为5%的临界值，检验结果不拒绝原假设，即两个变量均不是平稳序列，或存在单位根。

在一阶差分检验中，拒绝原假设，统计量达到了小于显著水平为1%临界值的水平，能够有效地拒绝原假设，并且在这一方程形势下，不存在方程的系数不能通过显著性检验的情况。

由此，2000年1月-2012年5月货币供应量和居民消费价格指数数据的原序列不平稳，一阶差分序列平稳，两个变量都是一阶单整的，即M2～I（1），CPI～I（1）。

（三）协整检验
协整检验的目的在于判断两个变量是否存在着长期稳定的关系。

由于M2～I（1），CPI～I（1），两者可能存在协整关系，因此有必要进行协整检验。

本文
采用恩格尔-Granger（EG）两步法进行协整检验。

第一步：对CPI=C1+C2*M2+u进行OLS回归，得到回归方程：
CPI=100.7182+0.049706*M2
（280.8739）（6.240422）括号中为对应参数的t值。

第二步：从该回归方程中提取残差u，并对其做ADF单位根检验。

其结果如表2所示。

由表2可知，残差的ADF统计量为-2.963381，小于各显著水平的临界值，因此残差序列在1%的显著水平下没有平方根，即该序列是平稳的。

由此可知，M2和CPI有协整关系，上述回归方程CPI=100.7182+0.049706*M2是合理的。

它表明M2增加1万亿元时，CPI变动0.028173个百分点。

（四）Granger因果检验
货币供应量和居民消费价格指数两个变量都是同阶单整且变量间存在协整关系，可根据Granger检验二者的因果关系。

Granger因果关系检验的原理是，假定有关变量的预测信息全部包含在变量的时间序列中。

如果变量X的变化先于变量Y的变化，则变量X是导致变量Y的原因，因此，利用X和Y的滞后值对Y进行预测比只用Y的滞后值进行预测产生的误差小，则定义X是Y的Granger原因。

在滞后期的选择上，本文选取了通过建立V AR模型，计算ACI 和SC值，选取二者最小时所对应的滞后期作为Granger检验最恰当滞后期的方法。

表3显示了不同阶数时AIC和SC值，最佳滞后期为2。

对两组变量进行Granger因果关系检验，检验结果如表4所示。

统计结果显示，当滞后期为2时，货币供应量是居民消费价格指数变化的原因，而居民消费价格指数不是货币供应量变动的原因。

结论及建议
本文运用单位根检验、协整检验、Granger因果检验法，对2000年1月-2012年5月的经济数据进行实证分析，得出以下结论：在整个样本期内我国货币供应量和居民消费价格指数之间存在协整关系。

货币供应量的变动会影响物价变动，但效果甚微。

在短期内货币供应量增加1万亿元时，居民消费价格指数只变动0.028173个百分点。

究其原因，可能在于以下几个方面的原因：第一，我国的各种保障机制还不够健全，居民储蓄倾向较高，当前在教育、住房、医疗等方面虽然有一定的发展，但还不够完善。

第二，我国当前投资渠道尚在发展，银行存款成为居民和企业投资的主要选择，导致货币流通速度下降，及国民财富并未形成有效的消费需求。

第三，我国利率市场化程度较低，造成货币政策的利率渠道传导不畅，央行难以通过货币供应来影响利率。

针对以上问题，为提高货币政策的有效性并稳定物价，笔者建议：第一，加
速利率与汇率的市场化，形成以市场资金供求为基础，以中央银行基准利率为引导，货币市场利率为中介的利率形成和传导机制，发挥利率的市场导向功能。

使其真正成为央行调节货币供求、居民决定消费支出、企业选择投资机会的资金价格信号。

同时，以市场化的利率来约束企业的信贷行为，从而提高其对利率的敏感度；第二，将银行间拆借利率作为未来的基准利率，并增强其使用的广泛性。

在中国并没有一个被广泛接受的基准利率。

在美欧日等发达国家，基准利率都是银行间隔夜拆借利率。

而在中国，目前的基准利率依然是一年期银行存贷款利率。

这一利率的期限结构较长，不能反映极短期内贷款成本的变动。

一年期银行存贷款利率，也很难被作为固定收益证券产品（如国债）的定价基础；第三，推进金融市场的进一步建设，拓宽居民投资融资渠道，优化资金配置，从而提高货币政策的有效性。

参考文献：
1.杨建明.我国货币供应量对产出、物价预测能力的实证研究[J].南开经济研究，2003（1）
2.黄小雄.关于我国货币供应量与物价指数反常规关系问题研究[D].湖南大学，2006
3.吴卫红，谢家智.我国货币供应量与物价关系研究的文献综述[J].区域金融研究，2012（3）
4.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，2011，28（3）
5.赵蕾.货币供应量与物价水平关系实证研究[J].商业时代，2012（3）
6.李晓玲.基于协整理论货币供应量与经济增长、物价水平关系研究[J].经济问题，2012（3）
7.牛筱颖.我国货币供应量与物价、产出之间关系的检验[J].统计与决策，2005（22）
8.刘笑诵.我国货币供应量与通货膨胀关系的实证研究[J].中国商贸，2011（33）。