貨幣供給增速與我國物價漲幅的關系研究

摘要：M2/GDP指標近年來節節攀升引發了各界對我國是否存在“貨幣超發”的激烈討論。本文在指出指標M2/GDP缺陷的基礎上，采用?駐M2/?駐GDP指標，并利用向量自回歸模型研究了我國貨幣供給M2的增速與我國物價指數CPI漲幅之間的關系。研究表明，我國的貨幣供給與實體經濟兩者處于比較適度的平衡增長狀態，并未出現明顯的貨幣超發跡象；脈沖響應測試顯示，近年來我國物價漲幅對貨幣供給的沖擊呈現出敏感性逐年提高的現象，給通過貨幣供給進行宏觀經濟調控增加了難度。

關鍵詞：貨幣超發；貨幣供給；CPI；向量自回歸

中圖分類號：F224 文獻標識碼：Ａ〓文章編號:１００３－９０３１(２０14)06－００17－０5DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2014.06.04

一、問題的提出

近年來，國內外經濟學家對中國貨幣存量位居世界第一、M2/GDP位居世界前列這一現象進行了很多研究和討論。2013年2月末，當中國廣義貨幣供應量余額（M2）突破100萬億元時，社會各界再次聚焦這一問題，“貨幣超發”、“堰塞湖論”、“經濟貨幣化”、“經濟結構失衡論”等觀點最具代表性。根據貨幣主義的觀點，“通貨膨脹”是一種貨幣現象，是貨幣供給長期對實體經濟總量的背離所導致。因此，我國“M2/GDP”的快速上升屢被指責，被認為是產生通脹壓力的焦點。但僅依靠“M2/GDP”這個指標來判定中國存在巨大的貨幣隱患較為牽強，至少在以下幾個方面存在缺陷。

一方面，費雪方程式MV=PT中M為總的貨幣供給，V為貨幣流通速度，P為物價水平，T為全社會本幣參與交易的“商品”總量。這里所指之“商品”較實體經濟（GDP）的測算范圍更加廣泛，虛擬經濟也是貨幣發行后進入的一個重要流通領域。隨著我國經濟的快速發展，虛擬經濟在整個經濟中的占比和容量也會逐漸的提高。這一點可以從我國股票、債券等金融產品交易市場容量的快速放大獲知。因此，虛擬經濟規模的相對擴容極有可能導致發行的貨幣未能進入實體經濟進行流通。

另一方面，美國經濟學家麥金農（McKinnon）在“經濟發展中的資本與貨幣”一文中所提出的M2/GDP指標是用于分析日本及聯邦德國在1953—1970年金融結構及金融增長情況[1]。該指標基本的功能在于幫助解讀發達國家與發展中國家金融增長及金融深化的差異。我國的金融體系與歐、美、日等發達國家和地區還有差距，改革開放以來，我國的M2/GDP已經由1.4以下的水平提高到1.8以上。這種持續的增長，更大的可能是反映了我國金融結構方面在不斷地改善，這就使得貨幣供給量長期處于超額供給狀態卻并未導致CPI 的快速上升。這一現象被麥金農稱為“中國之謎—消失的貨幣”。

再者，指標M2/GDP盡管在一定程度上可以衡量貨幣發行與一國或地區經濟發展的相對水平，但仍存在技術上的瑕疵。總量的比值很難準確地測度M2與GDP的偏離對物價形成的壓力。因此，本文擬采用M2與GDP相對增速指標作為研究對象，研究我國“超額”的貨幣供給對物價形成的壓力及其滯后效應，指標同時也規避了“總量/流量”的不足。

二、文獻綜述

20世紀90年代以前，人們對M2/GDP的快速增長基本持肯定態度，認為該指標恰如其分地反映了我國金融發展與增長狀況，該指標的快速提高被認為是經濟貨幣化程度的不斷提高所致[2]。2000年之后，較多的學者開始對M2/GDP的不斷升高表示擔憂，并從不同的角度進行研究期望獲得合理的解釋。余永定（2002）提出一種觀點：導致M2/GDP極高的原因主要有低通脹、高儲蓄、高不良債權率、企業留利水平低以及資本市場的不發達和企業資金利用水平低等因素[3]。他將低通脹作為M2/GDP指標較高的原因缺乏內在邏輯依據，且證據不足。另有一部分學者，劉明志（2001）、李健（2007）則認為M2/GDP是由貨幣需求結構的變化來決定，M2/GDP的快速上升意味著貨幣化和居民儲蓄存款的投資性質、銀行等金融機構金融工具單一、金融市場不發達及銀行不良資產比例高[4-5]。尉高師、雷明國（2003）認為“大額剛性支出”情形下，居民的高儲蓄是引起M2/GDP快速上升的主要原因[6]。與之類似，吳建軍（2004）提出，收入分配差距過大所導致的邊際消費傾向下降引致M2/GDP逐年上升[7]。此外，其他相關研究有從政府對銀行體系控制切入，也有從銀行體系內部資產狀況切入解釋的。

盡管國內學者對于M2/GDP的高增長原因分析還存在較多的分歧，但主要原因還是統一在居民的高儲蓄率和金融機構資金配置效率的低下。前者所導致的是貨幣需求發生結構性的變化，非交易性貨幣需求占比會提高，以至于大量的資金在金融體系內部進行流轉；后者則說明資金不能通過金融體系有效地配置到實體經濟。所有的這些研究都是在為我國高貨幣化現象的結果尋求一種合理的理由，但并沒有說明M2/GDP的高增長是否會將壓力釋放至CPI的增長并對物價形成反饋作用。本文解決的一個重要問題就是通過對近幾十年我國的CPI、M2、GDP數據進行分析，檢驗我國的貨幣供給的適應度以及可能對物價形成的沖擊和沖擊的可持續性。

傳統的貨幣理論認為貨幣增長率為通脹率與產出增長率之和。在我國，貨幣供應的增長率持續高于產出增長率與通脹率之和。有觀點認為，其超出部分是被市場化改革推動的貨幣化所吸收。例如，易綱（1991）認為貨幣供給的增加總是會加上一定的“超額貨幣”作為預留的貨幣化空間[8]。另外，南華期貨（2013）的報告指出，我國政府為了加快經濟和復蘇所大量放出的M2，其作用傳導至物價上形成通貨膨脹壓力的時間差為1年[9]。M2同比增幅與CPI同比漲幅也呈正相關，大致規律是M2同比增幅每變動1個百分點，則CPI同比漲幅同向變動0.39個百分點①。

三、研究方法與數據

（一）貨幣、產出與通脹

由IS–LM模型的貨幣供給公式演變可知：

Yt=?酌■ （1）

其中，?酌>0，Yt為當期產出，Mt為當期貨幣名義存量，Pt為當期物價，Mt/Pt表示當期實際貨幣存量。式（1）標明產出與實際貨幣存量之間應該存在簡單的正相關關系。通過數學上的簡單處理可以得到該變量的增長率就是這兩個變量增長率之差，因此有：

gY=gM-?仔（2）

其中，gY為產出增長率，gM為名義貨幣增長率，?仔為通貨膨脹率。給定貨幣增長，高通脹引起實際貨幣存量和產出的下降，低通脹引起實際貨幣存量和產出的增加。式（2）簡單變形為?仔=gM-gY，因而名義貨幣M2增長相對于產值Y增長的相對水平應該對通脹率?仔形成沖擊。

（二）數據描述性分析

理論與現實往往存在不小的差距。2013年我國M2的增長率為13.6%，GDP增速為7.7%，依據式（2），2013年的理論通脹率是5.9%，但實際的通脹率（CPI漲幅）為2.6%。理論通脹率與實際通脹率之間仍有3.3%的差值。筆者用ΔM2/ΔGDP測度名義貨幣M2增長與產值Y增長的相對水平。指標ΔM2/ΔGDP正向偏離0線越多，說明貨幣增速相對實體經濟增速越快，而指標在0線以下表示當期貨幣供給出現緊縮，與實體經濟背離運行。月度數據顯示，ΔM2/ΔGDP在1996—2013年間為相對平穩的時間序列。該指標在大部分時期都處于-0.5～0.5之間，僅在2008年爆發次貸危機之后出現了寬幅震蕩，于2009年再次突破1.0，并且極少時期處于0線下方。

與名義貨幣供應量相對于實體經濟增長的相對指標情形相反，我國的通脹率指標圖線呈現出波動幅度逐漸衰減的現象。目前我國的通脹率震蕩范圍相對于上個世紀90年代已經收窄。由D（ln（CPIt））表征的通脹率趨勢圖顯示出，次貸危機之后我國的D（ln（CPIt））維持在-1%～1.5%之間，而在此之前基本處于-1.5%～2%之間。

盡管時間序列D（ln（CPIt））與ΔM2/ΔGDP表現出方差趨勢相反的顯性特征，然而數據背后代表貨幣供給相對漲幅的ΔM2/ΔGDP對D（ln（CPIt））走勢領先牽引力或者滯后壓力的隱性特征無法直觀地反映出來。因此，本文應用兩列數據進行了向量自回歸（VAR）方法的建模分析。

四、實證分析

為研究D（ln（CPIt））與ΔM2t/ΔGDPt之間的相關關系，我們令y1,t=D（ln（CPIt）），y2,t=ΔM2t/ΔGDPt，Yt為向量[y1,t，y2,t]T。

首先對時間序列y1,t、y2,t進行ADF單位根檢驗（見表1），檢驗結果顯示兩個序列皆為平穩過程。由此建立VAR（p）模型，如下式所示：

Yt=?琢+■AiYt-1+?著t（3）

其中，Yt為響應時間序列，?琢為常系數向量，Ai為對應于每一個i的2×2的矩陣，p為自回歸滯后階數，?著t為序列不相關的擾動項。

為了確定模型的滯后階數p，構建四組VAR模型并進行AIC信息準則檢驗。其中VAR（2）、VAR（4）模型各兩組，分別為：

模型1：VAR（2）-Ai為對角陣：

Yt=?琢+■AiYt-1+?著t （4）

模型2：VAR（2）-Ai為非對角陣：

Yt=?琢+■AiYt-1+?著t （5）

模型3：VAR（4）-Ai為對角陣：

Yt=?琢+■AiYt-1+?著t（6）

模型4：VAR（4）-Ai為非對角陣：

Yt=?琢+■AiYt-1+?著t（7）

模型中采用Ai是否為對角陣來標示出時間序列y1,t、y2,t之間是否會存在滯后項的交叉影響。由表2中的AIC檢驗結果可知，模型4對應的AIC值最小，因此模型4相對于其他三個模型更優。

確定了模型4的結構之后，對模型參數?琢、Ai進行估計可得：

?琢=0.1189790.154271；

A1=0.37293 1.13282-0.0153872-0.0251914，

A2=-0.155392-0.2276960.00022290.146854；

A3=-0.0551767 -0.6172240.0194103 0.207038，

A4=-0.0517018 -0.4624710.0446364-0.027943。

擾動項?著1,t與?著2,t之間的協方差矩陣為：

COV（?著1,t，?著2,t）=0.564833 0.01391380.0139138 0.0262679

（一）物價漲幅的動態方程

從模型估計的結果可以看出，序列y1,t、y2,t的滯后項存在交叉性相互影響，即ΔM2t/ΔGDPt對物價CPI的變化D（ln（CPIt+k））存在影響關系（k?綴[1，4]）。當然D（ln（CPIt））也受到其自身滯后項的影響。考慮兩方面的影響，根據模型參數估計結果可知D（ln（CPIt））的動態方程應為：

D(ln(CPIt))=0.118979+0.37293(ln(CPIt-1))

-0.155392(ln(CPIt-2))-0.0551767(ln(CPIt-3))

-0.0517018(ln(CPIt-4))+1.13282ΔM2t-1/ΔGDPt-1

-0.227696ΔM2t-2/ΔGDPt-2-0.617224ΔM2t-3/ΔGDPt-3

-0.462471ΔM2t-4/ΔGDPt-4（8）

由式（8）可知，前一期的貨幣相對增速對當期的物價漲幅存在“正向”的壓力，而更早期的貨幣相對增速形成的卻是“反向”作用。這里反映出：長期以來，我國針對物價CPI的變化，貨幣當局所采取的一種“相機抉擇”的調控方式，物價漲幅與貨幣相對實體經濟的增速維持在一個較為穩定適度的水平。ΔM2t/ΔGDPt盡管在2008年次貸危機之后寬幅震蕩，但整體趨勢仍然處于平穩狀態，并且(ln(CPIt))也表現出趨勢平穩的特征，這兩個事實給我國貨幣政策的穩健性以及并不存在“貨幣超發”提供了有力的證據。

如圖2所示，如果貨幣當局繼續維持目前這種穩健性的貨幣政策，繼續采取“相機抉擇”的貨幣供給調控，中短期內將指標ΔM2t/ΔGDPt值控制在0附近至0.5左右的水平，那么CPI的漲幅將以95%的概率維持在-1%～1%的水平。也并不會存在由貨幣供給所直接導致的通脹壓力，當然也不排除貨幣以外其他因素所形成的通脹壓力改變目前這種趨勢的可能性。

（二）貨幣供給沖擊效應分析

為了觀測我國貨幣供給相對增速ΔM2t/ΔGDPt的提高對物價漲幅改變產生的沖擊，筆者對上一節中所估計的動態方程做“脈沖響應”測試。文中分別分析了沖擊發生后CPI漲幅對貨幣供給沖擊可能出現的響應曲線，結果如圖3、4、5、6所示。

幾組測試結果均反映出，ΔM2t/ΔGDPt的突變（即M2相對于實體經濟GDP出現更加快速的突變性增長或收縮）對CPI漲幅的沖擊在隨后的3–4個月幾乎都表現為逐漸放大的效應，4–6個月之后又快速衰減到0附近。這說明，中短期內我國的經濟環境對貨幣沖擊的“消化能力”還比較強，因此貨幣增速與物價CPI漲幅兩者之間仍能保持較為平穩地運行。

另有一點必須關注，即物價漲幅對ΔM2t/ΔGDPt改變的響應最大振幅有逐年放大的趨勢①。同樣的一個標準差的沖擊，發生在2009年，響應最大振幅小于100%（見圖3），然而沖擊發生在2011年，響應最大振幅接近150%（見圖6）。若沖擊發生在2012年，響應最大振幅超過200%靠近250%。這在很大程度上說明目前國內的物價對于貨幣供給的變化越來越敏感，反應也越來越劇烈。這種趨勢至少在兩個方面對我國經濟環境和貨幣當局調控帶來不利：一方面，由于物價對貨幣供給的變化越來越敏感，貨幣供給量作為一種貨幣政策工具，其短期效果對市場的影響更加強烈，加大了貨幣當局“微調”的難度; 另一方面，如前所述我國目前經濟環境對貨幣沖擊的消化能力比較足夠，盡管如此，短期內物價對貨幣供給的“過度”反應，極易使人們將引起通脹壓力的矛頭指向貨幣“超發”，而忽略掉一些其他可能的原因。

五、結論

本文通過對過去衡量貨幣供給適度性指標的缺陷進行解釋，依據宏觀經濟學基本理論，提出貨幣相對增速指標，并通過時間序列相關關系建模，分析貨幣相對增速對我國目前物價漲幅的沖擊效果及滯后影響。主要得出以下幾個方面的結論：

第一，指標M2-GDP為一絕對量值，無法衡量貨幣供給對實體經濟的相對適度性；而指標M2/GDP為一存量與流量的比值，同樣不能測度貨幣供給對實體經濟的相對適度性。M2是連續統計的累計量，GDP通常為某個時間區間上的統計量。盡管M2/GDP的提高可以在一定程度上從總量規模上說明一個國家和地區的經濟金融發展水平，但要用其來描述貨幣供給的適度性就顯得牽強，依據指標M2/GDP的快速提高來判定我國存在“貨幣超發”現象也是不科學的。本文選取的指標ΔM2t/ΔGDPt，其中ΔM2t為t期貨幣供給的新增量，為t期產值的新增量，兩者的比值正好適當地反映貨幣供給與實體經濟是否處于平衡適度的發展狀態。

第二，通過對1996–2013的月度數據進行分析，時間序列ΔM2t/ΔGDPt較為平穩，沒有明顯的時間趨勢。這也說明我國多年來的貨幣政策一直非常穩健，并沒有出現貨幣增速與實體經濟漲幅的背離現象，同時物價漲幅指標D(ln(CPIt))也表現為平穩震蕩特征，也沒有出現趨勢性的加速特征。兩者皆可作為我國目前并不存在“貨幣超發”的重要證據。

第三，通過簡單的向量自回歸（VAR）時間序列建模，本文分析了目前我國物價漲幅對貨幣供給沖擊的響應情況。結果表明了我國當前的經濟金融環境對于貨幣沖擊仍具有較為良好的“消化能力”，沖擊發生后的敏感期為4–6個月，6個月之后就逐漸衰減到0附近。

第四，通過對不同時期進行貨幣沖擊測試發現，我國物價漲幅相對貨幣供給沖擊的敏感程度逐年提高。這是否意味著我國的貨幣化進程已經逐漸地接近尾聲，實體經濟和虛擬經濟整體對新增貨幣的消化能力是否能繼續維持在目前水平，這雖然不是本文的研究重點，但值得在將來的研究中進行深入探討。這種物價漲幅對貨幣供給的敏感性一方面加大了貨幣當局使用貨幣供應量對經濟實施“微調”的難度，同時出現的貨幣幻覺極易導致人們將通脹壓力歸咎為貨幣供給的增加。

綜上所述，我國目前貨幣供給還處于相對適度的水平，并未出現明顯的“貨幣超發”。短期內貨幣供給對物價變動的影響存在，但時間持續性方面并不長。影響通脹壓力形成進而導致物價持久性變化的因素，還需要從更多方面，諸如金融體系結構的變化、貨幣需求結構的變化、匯率制度以及國際經濟形勢等方面綜合考慮。■

（責任編輯：張恩娟）

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收稿日期：２０14－04－22

作者簡介：李曉斌（1983-），男，安徽蚌埠人，現供職于中國人民銀行南京分行。