我國貨幣供應量與經濟總量、物價水平關系的研究

【摘要】貨幣供給、實際產出與價格水平會因新的經濟背景而呈現不同關系。本文對我國2001～2012貨幣供應量與經濟總量及物價水平的關系進行了實證研究。結果表明：M1對GDP、CPI的影響最大，M2次之。貨幣供應量短期內對產出與物價均有影響，貨幣在短期內為非中性，其影響時間不短于半年；而在長期內對產出無影響，對物價有顯著影響，表明貨幣在長期是中性的。

【關鍵詞】貨幣供應量 GDP CPI

一、引言

截止到2013年2月末，我國的貨幣供應量余額達99.86萬億，居世界首位。雖采用了強勁的貨幣政策，但我國經濟總值仍出現了下滑，大量沿海地區出口型企業破產，投資和出口受到了嚴重的影響。與此同時，我國的物價水平卻以不顯著的方式漲至高位。若以此態勢發展必將導致嚴重的通貨膨脹，影響社會穩定。

研究我國貨幣供應量與經濟增長及物價水平的關系，建立并完善適應我國現階段國情的貨幣政策體系與機制，已成為我國的現實問題。鑒于此，本文主要探討了貨幣供給在何種程度上影響實際經濟產出及各層次的貨幣供給對實際產出和物價水平的影響效果，并結合實際情況得出政策啟示。

二、文獻綜述

許多學者已對貨幣發行量與CPI、GDP之間的聯系進行了研究，主要有古典貨幣數量理論、新貨幣數量論。我國許多學者從不同的角度對三者間的關系進行了實證研究。陳希娟（2009）通過對CPI、GDP 和貨幣供應量關系的研究，發現GDP及貨幣供應量的增加會加速CPI的上升。張成思（2010）研究了貨幣供應量對居民消費價格指數CPI的影響，發現在短期內流動性指標對居民消費價格指數CPI有著顯著的影響。王璐（2010）通過VAR模型分析M2及GDP變化對CPI的影響，指出GDP與M2的增加在短期內均會促進CPI的上升，但長期內會產生一定的抵消作用。李曉玲 （2012）發現貨幣供給增長率與經濟增長率存在雙向因果關系，并且我國貨幣供應量的增長主要體現在物價指數上。宋迎迎（2010）對貨幣供應量與經濟增長關系進行分析，發現我國各個層次的貨幣供應量與國內生產總值之間存在顯著的正相關。趙昕（2013）討論了貨幣沖擊對真實產量與價格水平的影響，發現價格水平和真實產量與M0、M2 之間存在協整關系，而與M1不存在協整關系。

已有的研究大都從理論研究或是以年為時間單位采集樣本的實證研究，并且以貨幣供應量整體為研究對象，導致統計結論不夠準確、詳細。為把握貨幣供應量對于經濟增長、物價水平的影響，增強實證研究結果對政策實踐的指導作用，本文將貨幣供應量進一步細化為狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2，建立了VAR模型，對比分析M1、M2對經濟增長、物價水平的影響。

三、實證研究

（一）變量設定及樣本數據選擇

本文采用人民銀行公布的M1和M2數據進行研究，數據來自中國人民銀行網站，采用月度數據。所用GDP、CPI數據來源于國家統計局公布的數據，各數據如圖1所示。

圖1 2001-2012年發展趨勢圖

（二）實證模型的選擇與建立

VAR模型對于反映各政策變量單位變化的影響散布到以后各時期的模型估計有較好的效果，采用該模型能夠清晰、準確地解釋各政策變量變化對經濟變量的影響情況，并且該模型還可通過脈沖響應和方差分解進一步深入了解各內生變量之間的動態互動關系。因此，本文采用VAR模型進行研究。

1.模型的平穩性檢驗

由于VAR模型中所采用的數據為時間序列數據，為了消除數列之間的異方差，先對各個變量取了對數；為防止出現偽回歸，對模型中的各變量進行平穩性檢驗，本文將采用Dickey和Fuller（1981）提出的ADF方法進行。

表1 原始數據的ADF檢驗結果

數據序列（c，t，p）ADF值5%的臨界值結論

LNM1（c，0，0）7.0016-1.94307不平穩

LNM2 （c，0，0）15.0838-1.94307不平穩

LNCPI（c，0，0）3.8722-1.94307不平穩

LNGDP （c，0，0）1.4102-1.94307不平穩

注：c表示常數項，t表示時間趨勢項，p表示滯后階數。

在得出序列不平穩的基礎上，繼續對5個時間序列進行一階差分的單位根檢驗，如表2所示。

表2 原始數據一階差分的ADF檢驗

數據序列（c，t，p）ADF值5%的臨界值結論

DlNM1（c，0，0）-10.4331-1.94309平穩

DlNM2 （c，0，0）-5.8292-1.94309平穩

DlNCPI（c，0，0）-8.1316-1.94309平穩

DLNGDP （c，0，0）-11.8743-1.94309平穩

通過表1可知，原始數據在有常數項、無時間趨勢、無滯后階數下的單位根檢驗均大于5%置信水平下的臨界值。而其一階差分在有常數項、無時間趨勢、無滯后階數下的單位根檢驗均小于5%置信水平下的臨界值。因此，符合協整檢驗要求單整階數相同的前提條件。

2.協整檢驗

若兩個或多個非平穩變量序列通過某個線性組合后得到的新序列是平穩的，則變量間存在協整關系。由于Johansen協整檢驗法相對比較靈活，限制較少，因此本文根據樣本數據特點采用Johansen協整檢驗法進行檢驗。

表3 （DLNM1、DLNCPI、DLNGDP）數據組

Johansen協整檢驗結果

數據組協整方程個數特征值跡統計量5%的臨界值

（DLNM1、DLNCPI、DLNGDP）無0.4498143.31429.7970

最多一個0.266660.857615.4947

最多兩個0.122618.05883.8414

結果顯示：該數據組在5%的得置信水平下存在協整關系

表4 （DLNM2、DLNCPI、DLNGDP）數據組

Johansen協整檢驗結果

數據組協整方程個數特征值跡統計量5%的臨界值

（DLNM2、DLNCPI、DLNGDP）無0.4822167.361629.7970

最多一個0.293976.533915.4947

最多兩個0.186528.49263.8414

結果顯示：該數據組在5%的得置信水平下存在協整關系

由表3、表4的可以看出，在5%的置信水平下，跡統計量大于臨界值，可以拒絕最多存在兩個協整方程的原假設，即貨幣供應量、GDP、CPI存在協整關系。表明三者間存在一個長期均衡關系，可以建立VAR模型，進行脈沖響應分析和方差分解分析。

3.格蘭杰因果關系檢驗

運用協整分析可得到三者之間存在長期的均衡關系，在此運用格蘭杰因果檢驗法分析三者之間是否存在或存在怎樣的因果關系。

表5 （DLNM1、DLNCPI、DLNGDP）格蘭杰檢驗結果

原假設F統計量概率檢驗結果

DLNGDP不是引起DLNM1格蘭杰原因20.53580.0008存在因果

DLNM1不是引起DLNGDP格蘭杰原因4.474160.0131存在因果

DLNCPI不是引起DLNM1格蘭杰原因1.94230.1473不存在因果

DLNM1不是引起DLNCPI格蘭杰原因20.72790.0008存在因果

在5%的置信水平下，滯后期為2期時，GDP與M1之間存在雙向因果關系 ，即M1是GDP的格蘭杰的原因，反之亦成立。而CPI與M1只存在單向的因果關系，即M1是CPI的格蘭杰原因，反之不成立。

表6 （DLNM2、DLNCPI、DLNGDP）格蘭杰檢驗結果

原假設F統計量概率檢驗結果

DLNGDP不是引起DLNM2格蘭杰原因0.17910.8362不存在因果

DLNM2不是引起DLNGDP格蘭杰原因2.09030.1276不存在因果

DLNCPI不是引起DLNM2格蘭杰原因0.50050.6073不存在因果

DLNM2不是引起DLNCPI格蘭杰原因5.22360.0073存在因果

在5%的置信水平下，滯后期為2期時，GDP與M2之間不存在雙向因果關系，即M2不是GDP的格蘭杰的原因，GDP亦不是M2的格蘭杰原因。CPI與M2存在單向的因果關系，即M2是CPI的格蘭杰原因，反之不成立。

4.脈沖響應分析

脈沖響應研究內生變量當前和未來值對隨機擾動項標準誤差項一個沖擊的反應。根據SIC信息準則及殘差診斷結果，兩VAR模型滯后階數取2。經檢驗發現，所有殘差在95%的置信水平下是平穩序列，特征多項式根的倒數均位于單位圓內，VAR模型是穩定的。圖2～5分別表示給定一個標準差的沖擊，各變量間的脈沖響應。

圖2 M1對CPI的脈沖圖 圖3 M1對GDP的脈沖圖

由圖2可知，在一個單位正向的M1的沖擊下，第一期對CPI不產生影響， CPI在第二期達到最大值（0.002），第九期后影響消失。貨幣供給對物價水平的影響具有一定的時滯性，對價格水平的影響較為深遠。由圖3可知，在一個單位正向的M1的沖擊下，GDP有正有負，負的影響持續時間較短，最大負值接近-0.003。三期后開始轉為正的影響，至第六期時影響幾乎消失。在短期內貨幣不是中性，但從長期存在中性。

圖4 M2對CPI的脈沖圖 圖5 M2對GDP的脈沖圖

由圖4可知，在一個單位的正向M2沖擊下，M2對CPI產生即期影響，脈沖函數值達到-0.0005左右，但該負的影響很快消失，于第二期轉向為正的影響并達到最大值，到第九期幾乎影響消失。貨幣供給對物價水平的影響有一定的時滯性，但影響較為深遠。由圖5可知，在一個單位正向M2的沖擊下，M2對GDP的即期負的影響值最大（約為-0.04），隨著時間的遞進，脈沖函數值逐期遞增，至第3期轉為正的影響。M2對GDP的正向影響比較微弱，并且影響期間比較短，在第5期后影響基本消失。

四、結論和建議

M1對GDP、CPI的影響最大，M2次之。貨幣供應量短期內對產出和物價均產生影響，在短期內是非中性的，影響時間大于半年；而長期對產出不產生影響，貨幣是中性的，貨幣的變動主要反映在物價上，對物價會產生顯著的影響。為了應對后金融危機時代，可以在以下方面采取相關的措施：

1.及時、靈活調控供應量。由于我國的貨幣供應量M1是GDP和CPI的格蘭杰原因，可改變M1的供應量促使GDP和CPI回到均衡水平。決策機構可靈活控制貨幣的供應量并根據宏觀經濟指標及時調整，這對于轉變經濟增長方式具有重要的意義。

2.豐富投資渠道，監管并引導市場超發貨幣的有向流動。貨幣供應量增長率的提高是導致CPI快速上漲的主要原因，因此政府應監控市場多余貨幣的流通，避免肆意投機炒作帶來的商品價格大幅波動，豐富投資渠道，引領多余貨幣投到有利于經濟長期發展的領域。

3.貨幣政策的實施應與財政政策相結合。GDP與CPI和M2存在長期穩定的均衡關系，但貨幣供應量的影響在短期和長期表現不同，即貨幣政策作為宏觀調控手段在實踐中存在時滯而且時滯周期較難掌握。因此，我國應該將貨幣政策與財政政策結合使用，充分利用好存款準備、再貼現、公開市場這三大法寶。

參考文獻

[1] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2009.

[2] 潘文榮，宋迎迎.貨幣供應量對CPI和GDP影響探究[J].現代商貿工業，2009（01）.

[3] 陳希娟.CPI與GDP、M2的關系[J].經濟研究，2009（04）.

[4] 張成思.貨幣政策效果與貨幣需求構成的關系及政策建議[J].經濟學動態，2010（08）.

[5] 王璐.基于VAR模型的我國GDP與M2對CPI的影響[J].懷化學院報，2010（10）.

[6] 胡俞越.超量貨幣與GDP和CPI之關系研究[J].北京工商大學學報，2011（01）.

[7] 李曉玲.物價指數與貨幣供應量關系的實證研究[J].時代金融，2012（01）.

[8] 趙昕，劉玉峰.中國貨幣供應量、GDP和價格水平關系的再檢驗[J].統計與決策，2013（03）.

[9] Chow，Gregory C，Shen Yan. Money， Price Level and Output in the Chinese Macro Economy[C].CEPS Working Paper，No. 98，2004.

[10] Chow，Gregory C.Money and Price Level Determination in China[J].Journal of Comparative Economics，1987（11）.

[11] Stefan Gerlach、Frank Smets，MCI and monetary policy，European Economic Review，2000（44）：1677-1700.

作者簡介：李志蕓，女，華中科技大學經濟學院，研究方向： 經濟學。

（編輯：陳岑）