我国货币供应量与通货膨胀关系的实证研究

江苏食品职业技术学院 刘笑诵

当前，我国的通货膨胀压力越来越大。按照古典“数量论”的货币需求理论，通货膨胀的原因在于本国货币供应量的过度膨胀，从中我们似乎容易理解货币主义学派对通货膨胀的解释在中国具有适用性。然而，进入2009年后，在延续宽松信贷政策的同时，全年新增贷款达到了9.59万亿元，而CPI与PPI却保持低水平，跌幅在1%左右。2010年央行开始着手引导货币政策回归正常水平，逐步控制货币供应量，而与此对应的却是经济基本面临很大的通货膨胀压力，1～3月CPI上涨4%。因此我们不得不思考：中国货币供应量与通货膨胀之间是否就是简单的引致与被引致关系呢？

长期以来，通货膨胀及其所引起的社会成本问题引起了人们的广泛关注，因为剧烈的通货膨胀会给宏观经济造成极大冲击，进而影响经济增长率。如果能够正确理解通货膨胀的内在原因，对明确政策取向、有效避免政策失误将有重要指导作用。

1 理论基础及相关文献综述

通货膨胀通常用居民消费价格指数(CPI)来计量。货币供应量由包括中央银行在内的金融机构供应的存款货币和现金货币两部分构成。按流动性标准，我国目前将货币供应量划分为三个层次，即M0、M1和M2，其中：M0为流通中的现钞；M1＝M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款；M2＝M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+外币存款+信托类存款。

通货膨胀与货币供应量之间关系的理论来源是古典“数量论”的货币需求理论。它有两种主要形态，一是费雪现金交易说，二是剑桥学派的现金余额说。美国耶鲁大学的费雪教授试图考察货币供应量M与整个经济生产出来的最终产品和劳务的支出总量PY之间的联系，其中P代表价格水平，Y代表总产出，并通过研究得出货币需求理论公式：M×V=P×Y。短期内Y、V都是常量，故P值取决于Y值的变化。以马歇尔和庇古为代表的剑桥学派在研究这个问题时认为，对每个人来说，名义货币需求与名义收入水平之间保持一个稳定的比例关系。对整个经济也是如此，他们得出的方程式是：M=kPY，其中Y代表总收入，P代表价格水平，k表示用货币形式保持的财富占名义总收入的比例。他们认为实际收入水平Y、以货币形式保有的收入占名义总收入的比率k是稳定的，因此，M与P成正比。

现代货币数量论继承了古典货币数量论的基本观点，并对其加以发展完善，主要代表人物是弗里德曼，他认为通货膨胀的最根本原因是货币供给量多于需求量，于是“通货膨胀是一定会到处发生的货币现象”。在我国，有部分学者认为以弗里德曼为代表的现代货币数量理论能很好地解释中国通货膨胀问题。例如，高宇、宋巧、曾伟晟(2008)通过回归分析发现，从长期来看，物价指数与M0、M1、M2都有着很强的相关关系，而且货币供应量的变动均反映在当年的物价水平变动中，不存在滞后。丁军军、朱建平(2009)研究发现，长期来看，中国GDP、通货膨胀与货币供应之间存在均衡关系。通货膨胀会阻碍经济增长，货币供应的增加会提高通货膨胀，同时经济的增长也会增加货币的供应。

然而，也有不少人在研究我国货币供应量与通货膨胀之间的关系时，却得出了截然不同的结论。一部分学者在研究时发现这样一个反常现象：中国货币供应量的持续增长与物价平稳甚至下降并存，并提出相应观点对其进行解释。例如，伍志文(2002)通过建立模型及综合运用凯恩斯主义的总供求理论来分析货币市场、证券市场与商品市场之间的关系，提出了金融资产囤积假说。他认为货币供应量的持续增长并没有引起通货膨胀是因为资本市场吸收了大量的超额货币。

从以上研究成果，我们发现学者在这一问题的研究上，结论差异很大，原因可能在于数据选取的区间和方法不同，除此以外，回归变量的差异显然对研究结论也有很大影响。此前的研究主要偏重于定性分析，定量分析不足，为了补充对这个问题的研究，本文采用近十年的月度数据进行定量分析，这样既可以避免过长的时间跨度里变量参数可能发生结构性变化这一难题，也可以更加准确的测度通货膨胀与货币供应量之间的数量关系。

2 研究方法及模型介绍

2.1 样本数据收集及处理

在变量选取方面，货币供应量用M2衡量。通货膨胀的测度指标本文设定为消费物价水平CPI。通过分析货币供应量的影响因素，我们加入金融机构存款变量、固定投资变量及上证指数。为更有效分析货币供应增加带来的经济效益，在进行实证检验时均采用M2、金融机构存款及固定投资月度绝对变动量分析；为消除异方差影响，对所有变量取对数，并分别表示为lnm2、lntz、lnck、lncpi及lnsz，其中lncpi=log(cpi*100)。样本区间为2001年1月～2010年4月。数据来源于巨灵金融数据终端。

考虑到月度数据容易受到季节变动影响而产生波动，需要进行季节性因素的调整以减少季节性的影响，本文采用X11方法进行季节性调整。以上所有分析均在Eviews5.0软件中进行。

2.2 模型介绍

2.2.1 协整检验

假定一些经济指标被某经济系统联系在一起，那么从长远看来这些变量应该具有均衡关系，这是建立和检验模型的基本出发点。协整刻画了两个或多个序列之间的平衡或者平稳关系。协整可以定义为：

2.2.2 格兰杰因果检验

如果变量x引起变量y，则变量x的变化将先于y的变化。C.W.J.Granger(1969)和C.A.Sims(1972)提出了Granger因果性的因果关系的定义：当在统计上是平稳序列时，也就是如果利用过去的x和y进行预测比单用y的过去来预测所产生的预测误差要小，即则称变量x是变量y的格兰杰原因，模型为

3 货币供应量与通货膨胀关系的实证分析

3.1 单位根检验

在进行时间序列回归分析时，必须进行单位根检验。如果两个时间序列都服从单位根过程，即使它们之间没有任何相关性，当样本增大时，回归参数也可能变得显著，就会出现“伪回归”。因此在进行格兰杰因果检验之前必须先进行平稳性检验。下面将进行ADF的单位根检验，滞后期根据赤池-施瓦茨信息准则确定。

表1 lnm2与lnck单位根检验

根据检验结果，原始时间序列lnm2和lnck即使在1%临界值水平上也满足平稳性检验。下面我们将lncpi、lntz和lnsz变量平稳性检验，结果汇总于表2。

表2 lncpi、lntz及lnsz变量的单位根检验

表2显示，lncpi、lntz及lnsz变量即使在10%临界值水平上也不平稳，而一阶差分后的时间序列在1%的临界值水平下即显著。可看出，原始时间序列是一阶单整的，即lncpi～I(1)、lnck～I(1)、lnsz～I(1)。我们知道，如果变量个数多于两个，即解释变量个数多于一个，要进行协整检验必须满足条件：被解释变量的单整阶数不能高于任何一个解释变量的单整阶数；另当解释变量的单整阶数高于被解释变量的单整阶数时，则必须至少有两个解释变量的单整阶数高于被解释变量的单整阶数。因此，检验结果告诉我们可以进行lnm2对lncpi、lntz、lnck及lnsz的协整检验。

3.2 协整检验

经济理论认为，某些经济变量间确实存在着长期均衡关系，这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制，如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点，则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。这种均衡关系可以通过计量经济学中的协整检验完成。

表3 变量协整检验结果

基于上述检验，下面利用VAR下的Johansen检验完成对时间变量序列的协整检验，检验时均考虑可常数项和时间趋势项，结果如表3所示。数据显示，以检验水平5%来判断，无论是迹统计量检验还是最大特征值统计量检验都显示变量之间都存在且仅存在一个协整关系，即此五个变量之间存在长期稳定关系。在此，我们将lnm2对lncpi、lntz、lnck及lnsz进行回归，以便得出变量间的数量关系，OLS回归结果为：其中，括号内的数字代表各变量系数的t统计量，且在5%显著性水平下均显著。

根据回归方程可以看出，lnm2与lntz、lnck及lnsz是正相关的，当货币供应量增长一个百分点，上证指数、固定资产投资和金融机构存款分别增长0.57、0.53和 0.16个百分点，这与一般的理论研究结果一致。但是CPI指标与M2成反方向变动，货币供应量上涨一个百分点带来的时物价水平下降0.62个百分点。这与传统的货币数量论相违背，因为物价上涨按理应该会增加对货币的需求，反过来说，此时货币供应量增加造成更多的货币追求一定数量的商品，必然造成物价上涨。

3.3 格兰杰因果检验

在研究了变量间的长期均衡关系后，我们将明确变量间的先后引领关系，以便对经济变量间的相互影响关系有更明确的认识，下面将进行Granger因果检验。结果如表4所示，滞后期由SC及AIC准侧确定。

表4 Granger因果检验结果

表4告诉我们，在1%的显著性水平下，lnm2都均可以作为lnck、lnsz和lntz格兰杰原因；反之不然。根据货币主义学派的观点，货币供应量变动是引起物价变动的根本原因，通货膨胀永远只是一个货币问题，但通过因果检验我们发现，我国货币供应的变化并不是引起消费物价变动的原因，因此，在此期间货币主义学派的基本观点在中国的实用性值得深思。本文在此做如下思考：

(1)本文采用的数据区间为2001年1月～2010年4月，如果将研究的数据区间扩展成两个阶段至1984年，或许会有不一样的结论。因此，本文似乎获得一个意外的收获，即研究中国货币供应量与通货膨胀关系，需要分阶段研究，因为变量参数在两个阶段可能会有结构性不同。

(2)因果检验结果表明，lnm2可以作为lnsz的格兰杰原因。随着我国市场经济发展，股市逐渐壮大，金融资产规模扩大，在此背景下，增加的货币供应量将会被资本市场等虚拟经济所吸收。在经济景气时，股市保持牛市上扬，大量资金流入股市逐利，货币供应的增加对实体经济影响有限。

(3)自上个世纪90年代以来，中国的储蓄率一直保持上升趋势，居民收入的增加往往表现为银行存款余额的持续膨胀。基于高储蓄率之上的宏观经济平衡关系，保证了我国不会出现长期、持续的通过膨胀。在经济不景气时银行存款更加成为人们维护资产安全的首要方式。

正是因为金融资产的囤积才使超额货币被大量分流，所以超额货币供应并没有引起商品和劳务价格的上涨，从而造成我国超额货币供应与物价平稳(甚至通货紧缩)、股价上涨并存的现象。从这个角度来讲，金融资产囤积假说对解释近十年以来中国货币供应量与物价关系反常这一现象很有说服力。

4 政策建议

根据实证检验结果及结论分析，我们在政策建议方面做如下思考：

(1)考虑股市对货币供应量的影响。股市对货币供应量的影响表现在当股价上涨时，会吸引大量资金入市，这会造成企业生产资金和银行信贷资金的紧张，这一方面会导致实体经济增长乏力，另一方面则会形成央行扩大货币供给的倒逼机制。建议对货币供应量统计口径进行调整，加强对股市资金的监测与调控，以全面反映全社会资金运行，也有利于中央银行正确判断实体经济运行状况与股票市场运行的差异及其对信用规模的影响，从而准确把握货币政策调控的方向和力度。

(2)高储蓄条件下重启中国经济的关键在于扩大投资。尽管目前我国已经将扩大内需确定为转变经济发展方式的基本内容之一，但实践告诉我们，中国消费率的增长速度仍然缓慢。而将扩大出口作为经济发展支撑点的外贸政策在金融海啸背景下也将难以为续。如此看来，保持较高投资率将是重启中国经济的主要手段。本文的研究结果显示，高储蓄率下的货币供应增长不会导致通货膨胀，这就为扩大投资拉动经济平稳增长提供理论支撑。目前，政府需要关注的是改变投资领域，提高资金使用效率，完善储蓄向投资转化的金融机制。

(3)改进我国物价指数的统计方法。目前我国的CPI调查范围包括居民购买并用于日常生活消费的商品和服务项目的价格，股票、房地产等资产价格都没有进入CPI，但两者间一直存在广泛的联系。例如，房价上涨在一定程度上会促使CPI提高，如果将其纳入CPI商品篮子中，给予其一定比重，对严防通货膨胀、实现物价稳定不无裨益。

[1]王海斌,朱静平.我国货币供应量与通货膨胀关系的实证分析[J].广西农村金融研究,2009(2).

[2]丁军军,朱建平.我国货币供应量、GDP增长与通货膨胀的发展变化关系[J].全民商情(经济理论研究),2008(2).

[3]刘伟,李绍荣,李笋雨.货币扩张、经济增长与资本市场制度创新[J].经济研究,2002(1).

[4]高宇,宋巧,曾伟晟.我国货币供应量与通货膨胀的实证检验[J].金融纵横,2008(4).