【摘要】消費者物價指數(shù)即CPI，反映居民家庭購買生活消費品和支出服務項目費用價格變動趨勢和程度的相對數(shù)，關系著國民生活水平狀況，對其進行研究，不僅具有理論意義，而且也有重大現(xiàn)實的意義。各大專家學者對物價進行了大量的研究，費雪方程式以及凱恩斯的流動性偏好理論均指出物價與貨幣供應量存在著正相關關系。本文從國家統(tǒng)計局中取得1990-2009年的貨幣供應量M2以及消費者物價指數(shù)的數(shù)據(jù)，運用單位根，協(xié)整等方法對兩者進行分析研究，驗證了這些理論，指出通脹現(xiàn)象始終是一種貨幣現(xiàn)象，同時我們運用拉格朗日乘數(shù)最小二乘法檢驗得出，通脹率雖會受到其他因素如工資增長率的影響，但在計量統(tǒng)計上卻并不顯著。因此，要控制我國現(xiàn)在的通貨膨脹現(xiàn)象，最為關鍵的是需要央行采取果斷的措施來控制市場中的流動性。

【關鍵詞】CPI貨幣供應量流動性偏好費雪方程式

一、問題的提出

物價對國民生活中具有重大的影響，中國之聲《新聞縱橫》報道，如果評選今年國內消費品市場的關鍵詞，漲價二字可以說實至名歸。10月份CPI同比上漲4.4%，創(chuàng)25個月的新高，食品價格上漲更是達到了10.1%。不斷上升的物價讓人們倍感壓力，剛性上漲、供需失衡、貨幣超發(fā)、熱錢炒作，各種聲音不絕于耳。各方均在呼吁嚴控物價。在這樣的背景下，我們研究物價水平的上漲的原因便具有重要的現(xiàn)實意義，其中貨幣主義認為貨幣至關重要，貨幣供應的變動影響產量、就業(yè)和物價的變動，而且是影響這些變動的主要因素和根本原因。弗里德曼把通貨膨脹、失業(yè)、生產停滯、經濟波動等簡單地看做是貨幣這個最重要的因素所起作用的結果，凱恩斯等古典經濟學家也認為物價與貨幣供應量之間存在著正相關關系。經典理論是否正確，在是否符合我國的實情，同時除了貨幣供應量之外，我國的物價水平大幅上漲，還與那些因素有關？為此，在本文中，我們將對其加以研究說明。

二、模型的設定

（一）物價指數(shù)的設定與選取

不同的物價指數(shù)可以反映經濟生活中不同的一面。在實際研究中，我們更關注與消費者價格指數(shù)，因為全國居民消費價格指數(shù)是反映了居民家庭購買生活消費品和支出服務項目費用價格變動趨勢和程度的相對數(shù)。其不僅反映了消費者的購買力狀況，是通貨膨脹率的重要指標，而且還反映了一個國家的貨幣強弱狀況，對國家的匯率具有極大的影響。而且，其對國家的工資水平也有相當大的影響。在本文中，我們將選取居民消費價格指數(shù)，以上期為基礎計算的居民消費價格指數(shù)。

（二）貨幣供給量的設定與選取

貨幣供應量，是指一國在某一時期內為社會經濟運轉服務的貨幣存量，它由包括中央銀行在內的金融機構供應的存款貨幣和現(xiàn)金貨幣兩部分構成。我們將貨幣供應量選取為M2。由于我們選擇的被解釋變量消費者物價指數(shù)是以上一年為基期加以計算得到，為了保證數(shù)據(jù)的一致性，我們將對M2貨幣供應量加以處理，我們收集到M2數(shù)據(jù)是年末的存量，為此有必要計算出M2的年增長率，將其作為解釋變量。

（三）模型的設定

由于本文的前部分在于對經典理論進行實證研究，所以我們將被解釋變量Y設定為消費者物價指數(shù)，而將解釋變量X設定為貨幣供應量的年增長率。

模型設定如下：

Y=C+C1*X+u

（四）數(shù)據(jù)的搜集以及整理

我們將選取1990年-2009年的數(shù)據(jù)作為研究對象，數(shù)據(jù)取自于國家統(tǒng)計。我們將現(xiàn)有數(shù)據(jù)進行適當?shù)恼砗瓦\算，我們知道貨幣與準貨幣m2反應的是當年年末貨幣的存量，而我們將要研究的是當年的貨幣投放量對物價的影響，而且我們的物價指數(shù)是以前一年為基數(shù)，所以我們將對貨幣以及準貨幣量進行適當?shù)恼?，我們需要求出每年貨幣供應量的增長比。即令XT=M2(t)/M2(t-1)，其表示M2的年增長指數(shù)。

三、模型的估計和調整

（一）單位根以及協(xié)整檢驗

（1）對X，Y 進行單位根檢驗：

運用ADF檢驗，我們可以從結果中發(fā)現(xiàn)，在1%，5%，10%三個顯著水平下，單位根檢驗的臨界值分別為-2.708084，-1.963，-1.61，t檢驗值也大于相應地臨界值，我們在單位更檢驗中，指定對其一階差分，我們可以得到在1%，5%，10%三個顯著水平下，單位根檢驗的臨界值均大于觀測值，而且t檢驗的計量值也小于臨界值，表明貨幣投放量的增量的一階差分是不存在單位根的，是平穩(wěn)序列。同樣我們可以對Y即物價指數(shù)做單位根檢驗，我們可以從結果中發(fā)現(xiàn)，在1%，5%，10%三個顯著水平下，單位根檢驗的臨界值分別為-2.708084，-1.963，-1.61，t檢驗值也大于相應地臨界值，表明物價增長指數(shù)存在著單位根，是非平穩(wěn)序列。結果表明，Y 與X一樣，其都是一階單整，故而我們將對其協(xié)整性進行檢驗。我們先做兩變量之間的回歸，在檢驗其回歸殘差項的平穩(wěn)性。

（2）協(xié)整檢驗

我們以X—貨幣投放增長率作為解釋變量，以Y—物價增長指數(shù)作為被解釋變量，運用OLS回歸方法做估計回歸模型，結果如下：

Y = 20.22088529 + 0.6965657224*X

為了檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性，我們在工作文檔中，點擊genr功能鍵，令e=resid，將上述的殘差序列命名為e，然后對其做單位更檢驗，由于殘差序列的均值為0，所以選擇無截距項，無趨勢項的ADF檢驗，結果如下：

結果顯示：在1%，5%，1%的顯著性水平下，我們發(fā)現(xiàn)t值均小于臨界值，這表明我們需要拒絕原假設，殘差序列不存在單位更，是平穩(wěn)的序列，可以說明貨幣投入增長率以及物價增長指數(shù)之間存在著協(xié)整的關系。

（二）誤差修正模型的建立

兩者之間的協(xié)整關系可以表明兩者之間存在著長期的均衡關系，這證明了弗里德曼的觀點即通脹現(xiàn)象均是貨幣現(xiàn)象，也證明了各大經典理論的正確性。然而，在短期內，可能出現(xiàn)失衡，為了增強模型的精度，可以把協(xié)整回歸中的誤差項e看做均衡誤差，通過建立誤差修正模型將物價的短期變化行為與長期變化聯(lián)系起來。我們設立誤差修正模型為：

△ Y(t)=α+β△X(t-1)+γe(t-1)+ε(t)

在eviews中運用genr鍵，生成△Y(t)，△X(t-1)，e(t-1)，以后兩者作為解釋變量，估計回歸模型，結果表明物價指數(shù)的變化不經取決于貨幣供應量的增長變化，還取決于誤差項對其偏差的修正，上一期偏正的越遠，本期修正的量就越大，其系統(tǒng)存在著誤差修正機制。

（三）模型是否遺漏重要的解釋變量（DW檢驗以及拉格朗日乘數(shù)檢驗）

然而，我們計量經濟模型是對變量間經濟關系因果性的設想，其可能會出現(xiàn)模型的設定誤差，比如遺漏某個重要的解釋變量。如在中國現(xiàn)實國情中，物價的上漲完全是由貨幣供應量的推動的嗎？其與工資水平，匯率等有關系嗎？我們將用DW檢驗法和拉格朗日乘數(shù)法對其進行檢驗。

在上面的誤差修正模型中，我們發(fā)現(xiàn)其DW值=1.93829，而在觀察值為17，參數(shù)個數(shù)為3的情況下，DL=1.015，DU=1.536，4-DL=2.985，4-DU=2.464，也就是說，觀測的DW值落入DU-（4-DL）之間，也就是相關性，接受原假設，模型沒有出現(xiàn)設定誤差。

有學者指出我國物價上漲還存在著其他可能原因，成本推動型物價上漲以及輸入性通貨膨脹，為此我們有必要對其進行研究。我們運用拉格朗日最小二乘法，可以發(fā)現(xiàn)估計參數(shù)的t值均較小，p值偏大，也就是說每一個變量對殘差項的影響并不顯著，而且我們可以發(fā)現(xiàn)整個模型的可決系數(shù)也就是說R^2偏小，而F值也沒有通過檢驗，這些均表明該模型不顯著，解釋變量對被解釋變量沒有較好的解釋作用。

同時，計算出LM統(tǒng)計量，有LM=19*0.047813=.0.908447而LM服從2個自由度的x2分布。P(x2>0.908447)=0.85，也就是說我們應該建立一個較為簡單的模型，物價上漲主要的原因來源于貨幣供應量的變化。

這一結論也就告訴我們在通貨膨脹日益嚴重的中國，要有效的控制通脹，最為關鍵的措施在于控制貨幣供給量，如提高法定存款準備金率，提高利率等，央行應該采取各種措施來控制市場上的流動量，這才是治理通貨膨脹的應用之道。

參考文獻

[1]陳柏福，唐力翔.我國物價與貨幣供應量關系及貨幣政策選擇[J].湖南財政經濟學院學報.2011(04).

[2]任立民.貨幣供應量與經濟增長物價的協(xié)整研究[J].赤峰學院學報(自然科學版).2009(10)

[3]潘文榮，宋迎迎.貨幣供應量對CPI和GDP影響探析[J].現(xiàn)代商貿工業(yè).2010(01)

作者簡介：陳紅玉（1989-），女，四川南充人，西南財經大學研究生，研究方向：貨幣金融，公司理財。

（責任編輯：劉晶晶）