貨幣供應量、準貨幣與物價波動

摘要：文章選取我國1999～2014年的貨幣供給（M2、M1、M0）、準貨幣（M2-M1）、活期存款（M1-M0）及價格指數（CPI）的月度數據為樣本，建立VAR模型，采用脈沖響應及差分分析，研究貨幣供應與物價波動之間的關系。研究表明： M2由于含有大量非流動存款，對物價波動的影響不顯著；M0因始終以現金形式存在，波動性小，加之非現金支付方式普及，對物價波動影響微弱；M1-M0具有較大的貨幣乘數，產生大量派生存款，對市場產生較強沖擊力，對物價波動有顯著影響。

關鍵詞：貨幣供應量（M2、M1、M0）；準貨幣（M2-M1）；活期存款（M1-M0）；居民消費價格指數（CPI）

物價穩定是社會發展的重要前提，貨幣供應量是貨幣政策的中介，是國家調控社會穩定與發展的重要手段，兩者的關系一直是理論界爭論不休的話題。傳統貨幣數量論認為，貨幣供應量與物價之間存在穩定的正相關關系，貨幣供應量的增加，必然導致物價上漲，引發通貨膨脹。然而，美國經濟學家羅納德·麥金農于1993年研究發現：中國存在高財政赤字和高貨幣供應量的同時卻能保持著物價穩定的“中國之謎”。當下中國經歷了近幾十年的高速發展，現代非現金支付手段快速普及，在這種大環境下，貨幣供給鏈中廣義貨幣（M2）、狹義貨幣（M1）、流通中現金（M0）、準貨幣（M2-M1）、活期存款（M1-M0）的變化與物價波動的關系如何，是一個值得研究的課題。

一、相關文獻綜述

（一）理論研究綜述

貨幣政策是否能實現其預期目標，貨幣供應量與物價水平之間是否存在穩定的關系，是西方眾多經濟學派爭論不休的話題，至今仍未達成一致觀點。

1. 古典貨幣數量論。古典貨幣數量論主要分為兩派，一派是以經濟學家艾爾文·費雪為代表古典數量論，提出了著名的交易恒等式：MV=PQ，假設貨幣流通速度是穩定的，貨幣數量的增加只會導致物價的同比例上漲，對實際產出沒有影響。另一派是庇古為代表的劍橋學派，它們的觀點是貨幣與物價同方向變動，但并非同比例的變動。

2. 凱恩斯學派。凱恩斯于1936年出版《就業、利息與貨幣通論》，并在此基礎上形成了凱恩斯學派，該學派認為貨幣供應量在短期內的變動會影響到就業、產出等經濟因素，在長期內影響到物價水平。

3. 弗里德曼貨幣學派。米爾頓·弗里德曼于1956 年發表《貨幣數量論：一種新的闡釋》，并在其基礎上發展形成獨立學派，該學派的觀點是貨幣供應量的變動是短期經濟波動的影響因素，即貨幣政策在短期內有效，貨幣供應量并不會影響到相對價格、產出和就業水平等實際數值的長期變動。

（二）實證研究綜述

1. 貨幣供應量與物價水平正相關

西姆斯（Sims）運用格蘭杰因果關系檢驗研究美國貨幣和產量的關系，發現前者是后者的格蘭杰原因，反之不成立。Mc Candless和Weber 搜集來自110 個國家近30 年的數據，分析結果顯示貨幣增長率和產出增長率之間具有唯一確定的相關關系，而與實際產出增長率之間不具有長期相關關系。耿中原、曾令華實證研究發現M1、M2 與物價和產出之間均存在協整關系，M1 是物價和產出的格蘭杰原因，但反之不成立，M2 與物價及產出卻存在雙向的格蘭杰因果關系。

2. 貨幣供應量與物價水平無明顯相關關系

吳晶妹（2002）在以1985～1999 年中國數據為樣本，分析發現：中國MO 與RPI，Ml 與RPI，M2 與RPI 非協整，它們之間沒有長期的穩定關系，M0、Ml、M2 與RPI之間無相關性。范從來（2002）從貨幣量角度分析通貨緊縮時發現：中國近年來廣義貨幣M2 保持著較高的增長率，但價格總水平卻持續下降。易綱（1995）在他的貨幣化模型中得出貨幣供應量變動與通貨膨脹之間呈現反向關系。帥勇（2002）采用1993～2000 年的季度數據對中國的“超額”貨幣需求問題進行實證分析時，也得出類似結論。

綜上所述，國外內眾多學者，從理論和實證角度，對貨幣供應量與物價水平、經濟增長等關系進行了研究，但由于樣本期和樣本數據選擇不同，數據處理、理論模型和研究方法各異，至今未達成一致意見。且這些研究多以廣義貨幣（M2）或流通中現金（M0）作為貨幣供應量的替代變量，沒有深入研究貨幣供應鏈內部的狹義貨幣（M1）、準貨幣（M2-M1）及活期存款（M1-M0）對物價波動的影響。本文將運用最新數據，建立VAR模型來研究貨幣供應量（M2、M1、M0）、準貨幣（M2-M1）及活期存款（M1-M0）與物價波動的關系。

二、理論傳導機制、模型構建與指標選擇

（一）理論傳導機制

傳統貨幣理論認為物價與貨幣供應量是同方向變動的?，F代觀點分析認為，在正常情況下，貨幣供應量能通過利率影響投資和社會總需求，進而影響到物價水平。貨幣供應量的增加，會使得實際利率降低，促使企業擴大再生產，引起社會總收入的不斷增加，消費者對商品和勞務需求不斷增加，并產生新的需求，在商品和勞務不能同步增長的情況下，這些持續攀升的需求會驅動物價上升。

（二）模型與指標

西姆斯于1980 年提出VAR 模型（向量自回歸模型），并將其引入到經濟學中，推動了經濟系的預測和隨機擾動對變量系統的動態沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響，該模型采用多方程聯立的形式，它不以經濟理論為基礎，在模型的每個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后期進行回歸，進而估計出全部內生變量的動態關系。

VAR模型的一般形式：

Z=AZ+V

其中Zt表示第t期觀測值構建的n維列向量，Ai為系數矩陣，Vi是由隨隨機誤差項構成的n維列向量，其中隨機誤差項Vi（1=1，2，3...n）為白噪聲過程。

本文鑒于VAR模型不以經濟理論為基礎，不需要考慮內生變量和外生變量等優點，建立VAR模型。貨幣供應量選擇廣義貨幣（M2）、狹義貨幣（M1）、流通中現金（M0）、準貨幣（M2-M1）及活期存款（M1-M0），物價指數選擇居民消費價格指數（CPI）。

三、數據描述性統計

為保證數據的真實性和可靠性，確保研究成果的時效性，本文選取1999年12月到2014年12月的181個月度數據作為樣本，所有數據均來源于中國統計局。

居民消費價格指數是關乎居民生活和國民經濟的重要指標，1999～2014年我國居民消費價格指數（CPI）波動明顯，但平均呈現增長態勢，其中2007年的106.5最高，隨后又緩慢回落到2014年的101.5。我國貨幣供應量（M2、M1、M0）準貨幣（M2-M1）和活期存款（M1-M0）自1999年至2014年呈現三個階段：第一階段是1999～2002年的緩慢增長；第二階段是2003～2007年的快速增長；第三階段是2008年為了應對全球性的金融危機，我國采取寬松的貨幣政策后，貨幣供應飛速增長階段?？傮w來看，1999～2014年M2增加了9.44倍，M1增加了6.59倍，M0增加了3.4倍。

四、實證分析

通過觀察數據，發現CPI、M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0都存在季節性波動，先用X11法消除季節性波動的影響，再對M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0取對數，消除共線性，減少異方差。

（一）單位根檢驗

為了避免出現偽回歸，首先采用ADF檢驗對相關變量進行平穩性檢驗，結果表明，所有變量原始數據ADF檢驗都接受原假設，說明原始數據不平穩，但一階變量的ADF檢驗拒絕原假設，說明所有變量都是一階單整過程。

（二）Johansen協整檢驗

通過ADF檢驗發現相關變量原數據不平穩，為了避免謬回歸，相關變量之間必須存在均衡關系。因為所有變量都是一階單整的，故可采用Johansen檢驗發現，CPI與M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0之間都存在協整關系。

（三）VAR滯后期選擇

根據Akaikc信息準則、Hannan-Quinn信息準則和Schwarz信息準則，確定CPI與M2最優滯后期為4期時，CPI與M1最優滯后期為8期，CPI與M0最優滯后期為8期，CPI與M2-M1最優滯后期為3期，CPI與M1-M0最優滯后期為8期。

（四）Granger檢驗

Granger因果關系檢驗，是計量經濟學中用來檢驗一變量的變化是否是另一變量變化的原因的常用方法，本文選取的變量都是一階單整，并存在協整關系，故可用Granger檢驗判斷相關變量之間的因果關系。相關結果如表2所示：M2不是CPI的Granger 原因，M1、M0、M2-M1及M1-M0是CPI的Granger 原因；CPI是M1、M2-M1及M1-M0的Granger 原因，不是M2和M0的Granger 原因。

（五） 脈沖響應分析

根據確定的最有滯后階數，建立VAR模型，采用脈沖響應函數分析CPI對M1、M0、M2-M1及M1-M0的脈沖響應度。通過脈沖分析結果發現：M1對CPI有較強的正向拉動作用，第2期CPI受M1沖擊的反應最強烈，響應度達到了0.21，隨后緩慢降低，第九期后基本穩定在0.14。CPI對M0沖擊的反應不強烈，M0的變動對CPI影響不大。CPI對M2-M1沖擊的反應不強烈，M2-M1的變動對CPI影響不大。M1-M0對CPI有較強的正向拉動作用，第2期CPI受M1沖擊的反應最強烈，響應度達到了0.24，隨后緩慢降低，第九期后基本穩定在0.15。

（六）方差分析

在脈沖響應分析的基礎上，進行方差分解，通過方差分析結果可以發現，M1、M0、M2-M1及M1-M0對 CPI變動的貢獻度存在較大差異。在第1期M1、M0、M2-M1及M1-M0對CPI變動的貢獻度都為零，在第2期以后，M1和M1-M0對CPI的貢獻度不斷提高，M1對CPI的貢獻度由第2期的5.5增加到第20期的9.1，M1-M0對CPI的貢獻度由第2期的6.8增加到第20期的10.1，而M0及M2-M1對CPI變動的貢獻度十分微小，M0對CPI貢獻度維持在1.2左右，M2-M1對CPI的貢獻度維持在0.6左右。

五、 研究結論與建議

（一）廣義貨幣（M2）及準貨幣（M2-M1）對物價波動影響不明顯

一方面廣義貨幣（M2）中包含大量流動性極弱的款項，對市場反應速度慢，市場沖擊力小，對物價波動影響并不顯著；另一方面因M2是貨幣政策的中介，貨幣政策的傳導具有一定的時滯性，貨幣政策進行宏觀調控過程要經歷形成、實施和傳導等很多環節，才能對經濟產生影響，這是個相當漫長的過程，加之我國政府干預等，影響了央行貨幣政策的效果，甚至淡化了政策目標的確定性，進而削弱廣義貨幣（M2）對物價波動的影響。

（二）流通中現金（M0）對物價波動影響微弱

一方面是，流通中現金（M0）一直以現金形式在市場中流通，市場上現金總量波動性小，對物價波動影響微弱；另一方面是，近十幾年經濟高速發展，市場對貨幣需求量急劇增加，為了滿足日益增長的現金需求，節約貨幣印刷和發行成本，央行極力推廣使用非現金支付，并取得明顯成效，2014年全國共辦理非現金支付業務627.52億筆，金額達1817.38萬億元，同比分別增長25.11%和13.05%。非現金支付方式的快速普及，公眾對現金的依賴度下降，也是造成流通中現金（M0）對物價波動影響微弱的一個重要原因。

（三）活期存款（M1-M0）對物價波動影響顯著

活期存款（M1-M0）主要包含企業活期存款、機關團體部隊存款、農村存款、信用卡類存款等具有較大貨幣乘數的流動性強的款項，經過銀行數次存、貸活動，產生數倍于原始數額的存款，對市場具有較強沖擊力，對物價波動影響十分顯著。

鑒于上述研究結論，在經濟快速發展的過程中，國家制定貨幣政策時，要更多的關注活期存款（M1-M0）的變動，通過央行貨幣政策調控活期存款量，維持物價穩定，推動國家經濟平穩有序發展。

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（作者單位：中國人民銀行六安市中心支行）