貨幣供應量與通貨膨脹關系研究

摘要:近年來，物價上漲已經成為當前人們經濟生活中突出的問題之一，人們越來越感覺到通貨膨脹所帶來的壓力。居民消費價格指數(CPI)從2010年1月份的101.5一直高漲不下，到今年5月份達到了103.1，CPI的月度數據基本上每個月都在增長。選用了1990年~2009年的數據進行分析 貨幣供應量與通貨膨脹的關系(因為我國在1990年以前的貨幣供給量的計算口徑與現在的不同會產生偏差)。綜合運用了協整理論分析以及誤差修正模型來揭示我國貨幣供給與通貨膨脹的長期均衡及短期波動關系。

關鍵詞:貨幣供應量;通貨膨脹;協整理論;誤差修正模型

中圖分類號:F83

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)16-0205-01

0 引言

通貨膨脹是衡量一國宏觀經濟運行是否穩定和健康的重要指標。貨幣學派的代表人物弗里德曼認為通貨膨脹是經濟運行中價格總水平大幅度持續上升的貨幣現象，并指出貨幣在長期是中性的，其擴張率將全部轉化為通貨膨脹率，也就是說貨幣供給增加是通貨膨脹波動的主要根源。

國內外學者的研究表明，價格變動與貨幣供應密切相關。弗里德曼利用美國1867年~1960年間貨幣供給(M2)與通貨膨脹(GDP縮減因子)的數據分析發現高的貨幣供給導致高的貨幣膨脹，但兩者沒有短期相關性。另外，McCandless和Weber考察了110個國家，得出通貨膨脹率和貨幣供給量的變化具有非常強的相關關系，其相關系數在0.92~0.96之間，幾乎接近于1，并且長期來看，貨幣供給量的增加將最終導致相同程度的通貨膨脹率的上升。也就是說，貨幣供應量的變化最終體現在物價的變化上。我國的眾多學者在該問題的分析上也做了大量的工作。王少平以1978年~1994年為樣本，驗證了中國通貨膨脹形成的基本原因是貨幣發行過量。

1 指標選取

判斷是否發生了通貨膨脹、通貨膨脹的程度如何，涉及到通貨膨脹率的側度問題。目前，常用的通貨膨脹的衡量指標有消費價格指數(CPI)，零售價格指數(RPI)，批發價格指數(WPI)，生產者價格指數(PPI)，以及國內生產總值縮減指數(IPD)等。國際上，一般采用CPI指標來觀察某個國家或地區是否發生了通貨膨脹或通貨緊縮。雖然居民消費價格指數只是局限于統計居民家庭消費的商品和勞務，而把國家消費和集團消費排除在外，不能全面的反映物價的變動，但它編制較為簡單，有可靠的數據來源，且與人民的生活息息相關，所以本文選用居民消費價格指數(CPI)作為衡量通貨膨脹的指標。

我國貨幣供應量一般分為三個層次，M0、M1、M2。其中，M0為流通中的現金，M1=M0+活期存款，M2=M1+準貨幣(定期存款+儲蓄存款+其他存款)。筆者認為廣義貨幣供應量M2最能反應貨幣的總體情況，而之前也有學者作了研究發現M0、M1和通貨膨脹之間不存在顯著的協整關系(劉金全，2004)，所以筆者認為選用M2具有代表性及可行性。

2 實證研究

2.1 平穩性檢驗

利用Eviews分別對三個原序列以及一階差份序列進行單位根檢驗得到檢驗結果見表1。由表1的結果表明:用ADF單位根檢驗和PP檢驗得到的較為一致的結論， M2、CPI均在0.05的顯著性水平下不能拒絕原假設，即存在單位根。而M2、CPI的一階差分序列均在0.05的顯著性水平下拒絕原假設，即差分序列均為平穩序列，分別記為:DM2、DCPI。檢驗結果表明M2、CPI均為一階單整序列。

表1 各個序列的單位根檢驗結果

變量ADF檢驗值P值PP檢驗值P值

CPIM2DCPIDM2-0.180704-0.744763-3.317634-2.2240110.60440.37670.0030

0.0306-0.180704-0.659237-2.002389-3.0634980.60440.41450.04670.0050

2.2 協整分析

CPI與M2均為一階單整的，而同階單整的序列的某種線性組合可能是平穩的，也就是說有可能CPI與M2存在協整關系，即長期均衡關系。所以首先要對是否具有協整關系進行檢驗。常用的兩變量檢驗方法為恩格爾—格蘭杰法(E—G兩步法)。

分別建立CPI與各種貨幣供給量的一元線性回歸方程，并利用最小二乘法估計得到方程如下:

CPI=8.540223+0.7941M2

(0.5323) (6.0379)

R2=0.7225 F=36.4568 DW=1.2285

從上述模型可知CPI與M2的回歸效果較好，模型通過F檢驗，擬合優度達到0.7225，系數通過t檢驗，不存在自相關。

對回歸方程的殘差進行ADF和PP單位根檢驗，其中 表示方程的殘差，且檢驗結果見表2。

表2 各個殘差序列的單位根檢驗結果

變量ADF檢驗值P值PP檢驗值P值

εt-2.9310070.0064-3.1832170.0037

從表2看出，在顯著性為1%的情況下，ADF檢驗及PP檢驗均表明 是平穩的。綜合上述結論，在1%水平下M2與通貨膨脹率之間存在較顯著的長期均衡關系。

2.3 誤差修正模型

建立誤差修正模型一般采用兩步，即分別建立區分數據長期特征和短期特征的計量經濟模型。誤差修正項的大小表明了從非均衡向長期均衡狀態調整的速度，該模型突出了長期均衡關系對短期的影響。

對短期動態關系中各變量的滯后項的選取，進行從一般到特殊的檢驗，在這個檢驗過程中，不顯著的滯后項被剔除，直到找到了最佳形式為止。本文通過了多次的試驗檢驗 ，并利用Eviews軟件得出的結果為:

ΔCPI=-0.006955+0.395962ΔM 2t-1.013786ΔM 2t-1-0.683293ΔM 2Mt-2

(3.222167) (-2.530029)(-2.530725)

+1.175036ΔCPIt-1+0.39865ΔCPIt-2+0.325481ΔCPIt-3-2.169487ε2t-1

(3.607446)(2.216646)(2.019355)(-4.317421)

R2=0.966531 F=16.50197DW=2.862078

由上式可得，在樣本期內貨幣供應量的增長率與CPI的誤差修正模型的誤差修正項系數小于零，符合反向修正的原則，即上一期的CPI高于均值時，本期的CPI的漲幅便會下降，反之上升。

3 結語

本文以我國1991年~2009年的年度數據，綜合利用平穩性檢驗，協整分析，誤差修正模型，分析各個層次的貨幣供給量與通貨膨脹率的關系，得到了以下結論:

(1)從長期來看，貨幣供應量與通貨膨脹率存在正的長期均衡關系，并且它與通貨膨脹率的乘數為0.7941，明顯的小于1，這說明在我國貨幣變量的長期中性的說法不是準確的。

(2)從短期來看，M2與通貨膨脹率之間的短期動態關系，本期的M2的增量對CPI起到正相關的關系，同時本期的通貨膨脹率對下一期的通貨膨脹率也有正的影響。然而，較為奇怪的是誤差修正系數為-2.16948，絕對值很大，這表明短期波動對長期均衡趨勢偏離的程度很高，它們的波動幅度很大。

綜上所述，我國的通貨膨脹率仍是一種貨幣現象，但并不像弗里德曼所說的貨幣是中性的。廣義貨幣供給量M2與通貨膨脹之間有顯著的長期均衡關系，也就是說如果國家要控制通貨膨脹主要應該控制準貨幣(定期存款，儲蓄存款及其他存款)，其中提高定期存款利率以及增加法定存款準備金是比較可行有效的辦法。

參考文獻

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