初彥波　丁林濤

摘要：采用2001-2011年貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平的季度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過非線性平滑轉(zhuǎn)換模型對(duì)貨幣供應(yīng)量與物價(jià)穩(wěn)定之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)果表明：貨幣供應(yīng)量與物價(jià)穩(wěn)定之間存在著雙向的格蘭杰因果關(guān)系，并且這種關(guān)系可以通過非線性LSTR2模型表示；兩者之間的非線性轉(zhuǎn)換以時(shí)間為轉(zhuǎn)換變量，轉(zhuǎn)換分別發(fā)生在2003年的非典時(shí)期和次貸危機(jī)之后；我國物價(jià)水平主要受到其自身的影響，說明我國物價(jià)水平具有較強(qiáng)的慣性。

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；物價(jià)水平；平滑轉(zhuǎn)換回歸模型

中圖分類號(hào)：F820.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2012）10-0059-06

一、引言

貨幣政策最終目標(biāo)一般包括充分就業(yè)、穩(wěn)定物價(jià)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和國際收支平衡四項(xiàng)內(nèi)容。但是，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，貨幣政策目標(biāo)是隨經(jīng)濟(jì)條件的不同而不斷發(fā)展和變化。20世紀(jì)70年代中期以后發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體普遍出現(xiàn)滯漲現(xiàn)象，使得貨幣政策的目標(biāo)轉(zhuǎn)為穩(wěn)定物價(jià)為主。在Friedman（1970）提出貨幣政策最主要的目標(biāo)在于維持物價(jià)水平穩(wěn)定，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)后，貨幣政策對(duì)物價(jià)水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用成為宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)最熱的議題之一。1990年，新西蘭率先提出，貨幣政策應(yīng)當(dāng)以控制通貨膨脹為唯一目標(biāo)，其后，美國、英國、加拿大、澳大利亞等十幾個(gè)國家相繼接受了反通貨膨脹的貨幣政策。

2007—2008年，我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中出現(xiàn)流動(dòng)性過?，F(xiàn)象，為抑制通貨膨脹，穩(wěn)定物價(jià)，央行連續(xù)6次加息，1年期存款基準(zhǔn)利率從2.52%上調(diào)至4.14%，累積上調(diào)幅度為1.62%。之后，由于受到全球性金融危機(jī)的沖擊，我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度持續(xù)下降，為抵御金融危機(jī)的沖擊，我國央行將貨幣政策由從緊轉(zhuǎn)向適度寬松，其主要標(biāo)志是從2008年下半年開始，三個(gè)多月連續(xù)5次降息，一年期存款基準(zhǔn)利率從4.14%下調(diào)至2.25%，累積下調(diào)幅度為1.89%。2010年，全球經(jīng)濟(jì)進(jìn)入復(fù)蘇期，中國經(jīng)濟(jì)也迅速增長(zhǎng)，隨著日漸增加的通脹預(yù)期，為緩解通脹壓力，央行兩次上調(diào)一年期存款基準(zhǔn)利率。目前，由于我國宏觀經(jīng)濟(jì)存在潛在的全面通貨膨脹的危險(xiǎn)，國家已經(jīng)明確地將物價(jià)穩(wěn)定作為近期經(jīng)濟(jì)工作的最終目標(biāo)。在這種背景下，研究貨幣政策與物價(jià)穩(wěn)定之間的關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

目前國內(nèi)外學(xué)者對(duì)貨幣政策與物價(jià)穩(wěn)定兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究。Hafer and Kutan（1993）使用1952—1987年的年度數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了中國的實(shí)際收入、M0、M2和物價(jià)水平之間的關(guān)系。他們認(rèn)為，這些變量之間的關(guān)系對(duì)物價(jià)指數(shù)的類型尤為敏感，而且M0和M2這類貨幣總量指標(biāo)對(duì)于中國的貨幣政策來說是有用的指標(biāo)。Mccandless and Weber（1995）通過對(duì)110個(gè)國家進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)：貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間有很強(qiáng)的相關(guān)性，其相關(guān)系數(shù)在0.92～0.9，并且從長(zhǎng)期來看，貨幣供給量的增加與實(shí)際產(chǎn)出無關(guān)，而僅與通貨膨脹有關(guān)，即貨幣供應(yīng)量的變化最終會(huì)體現(xiàn)在物價(jià)的變化上。而Crowder（1998）則認(rèn)為，從理論上來說，貨幣供應(yīng)量是影響的通貨膨脹最重要的因素，央行可以通過控制貨幣供應(yīng)量進(jìn)而影響通脹預(yù)期和通脹水平。但是，大量實(shí)證分析表明，現(xiàn)實(shí)中貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹的解釋能力很有限。Estrella and Mishkin（1997）則認(rèn)為，由于貨幣流通速度的不穩(wěn)定性，通貨膨脹難以僅依靠貨幣供應(yīng)量的變化來解釋。Roffia and Zaghini（2008）對(duì)15個(gè)工業(yè)化國家的研究發(fā)現(xiàn)，貨幣增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹的短期沖擊不明確。Milas（2009）通過對(duì)英國的實(shí)證研究表明，只有當(dāng)貨幣增長(zhǎng)率超過10%時(shí)，才能對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生影響。

就國內(nèi)學(xué)者而言，朱慧明和張鈺（2005）采用協(xié)整和誤差修正模型實(shí)證分析了我國1994-2004年間貨幣供給量增長(zhǎng)與通貨膨脹之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，研究表明中國的通貨膨脹是貨幣現(xiàn)象，貨幣政策最終會(huì)影響到物價(jià)水平。馬雪彬和朱東洋（2010）利用VAR模型進(jìn)行實(shí)證研究表明：貨幣供給量變動(dòng)是通貨膨脹的格蘭杰原因，并且貨幣供給量變動(dòng)對(duì)通貨膨脹的有效影響時(shí)期為9個(gè)季度，其影響程度于滯后第5期達(dá)到峰值。其研究結(jié)果表明中國的通貨膨脹仍然是一種貨幣現(xiàn)象。吳劍飛和方勇（2010）基于新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)（NOEM）框架分析了中國的通貨膨脹問題，并利用貝葉斯向量自回歸模型（BVAR）進(jìn)行了計(jì)量檢驗(yàn)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)新開放宏觀模型對(duì)中國的通貨膨脹有較好的解釋力，貨幣供應(yīng)量無論是在長(zhǎng)期還是短期都是誘發(fā)通貨膨脹的主要原因，而外部沖擊向中國的傳導(dǎo)路徑是受阻礙的。然而，我國部分學(xué)者的研究也有一些不同的觀點(diǎn)。劉金全（2004）利用1982-2004年間的M0和M1月度同比增長(zhǎng)率進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明通貨膨脹率與貨幣供給增長(zhǎng)率之間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系。楊溢（2011）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量的沖擊并不能有效解釋我國通貨膨脹現(xiàn)象，超額的貨幣供應(yīng)并不是影響我國通貨膨脹的重要原因。

綜合以上分析，目前對(duì)于貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹的影響研究主要運(yùn)用向量自回歸模型（VAR）和誤差修正模型這兩種方法進(jìn)行的實(shí)證研究。這兩種方法都是在線性假設(shè)的前提下進(jìn)行的研究，但這種假設(shè)顯然是與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行相違背的。以中國為例，從20世紀(jì)80年代至今，我國的宏觀經(jīng)濟(jì)政策、經(jīng)濟(jì)制度、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等方面都發(fā)生了重大的變化，這種經(jīng)濟(jì)環(huán)境的轉(zhuǎn)變必然會(huì)對(duì)通貨膨脹的形成機(jī)制產(chǎn)生非線性的影響，從而影響到貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹的作用機(jī)制。因此，為克服已有文獻(xiàn)的不足，本文擬采用STR模型對(duì)此問題進(jìn)行實(shí)證分析，從而更精確地揭示貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間的內(nèi)在非線性依從規(guī)律。

（二）變量選擇與數(shù)據(jù)說明

cpii為第i期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，dcpii為該序列的一階差分序列，本文將其作為物價(jià)穩(wěn)定的代理變量；msi為第i期的貨幣供應(yīng)量，本文選取狹義貨幣M1（流通中的現(xiàn)金加上企事業(yè)單位活期存款）作為貨幣政策的中介目標(biāo)變量。在構(gòu)建模型的過程中也選擇了廣義貨幣供應(yīng)量M2，但其對(duì)物價(jià)穩(wěn)定的影響滯后12期，并且在建立模型非線性部分時(shí)多數(shù)變量不顯著。

四、模型設(shè)定和實(shí)證結(jié)果

（一）模型估計(jì)

1. 單位根檢驗(yàn)。為了客觀分析貨幣供應(yīng)量與物價(jià)穩(wěn)定之間的相互關(guān)系，首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。我們分別采用ADF和PP檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

從表1的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，cpii和msi序列的ADF值均大于1%顯著水平上的臨界值，不能拒絕單位根假設(shè)。而一階差分后兩個(gè)序列的ADF值均小于1%顯著水平上的臨界值，因此拒絕單位根假設(shè)。其一階差分序列均為平穩(wěn)序列，說明兩個(gè)序列都是1階單整的。

2. 協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)兩者之間的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)從一般到特殊的建模過程，得出兩變量最理想組合為自變量滯后2階，因變量滯后1階。然后采用Johansen極大似然估計(jì)法對(duì)VAR（1，2）模型進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。由表2可以看出，貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。

3. 因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)表明貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，因而可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

4. 非線性檢驗(yàn)。在確定自回歸項(xiàng)后，根據(jù)Ter?svirta（1998）的處理方法，首先要在選定轉(zhuǎn)換變量的情況下，對(duì)模型進(jìn)行線性假設(shè)檢驗(yàn)，在拒絕線性假設(shè)的條件下，需要進(jìn)一步確定模型的形式是由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，當(dāng)以時(shí)間變量TREND為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，接受線性假設(shè)的概率為3.702 0e-02，即在5%的顯著水平上，拒絕貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平之間存在線性關(guān)系的原假設(shè)，從而接受備擇假設(shè)，即貨幣供應(yīng)量與物件水平之間存在非線性關(guān)系。根據(jù)序貫檢驗(yàn)原來，由于F3統(tǒng)計(jì)量的P值最小，從而可以確定轉(zhuǎn)換函數(shù)G的形式為L(zhǎng)STR2型，即（4）式。

（二）模型檢驗(yàn)

在建立線性模型之后需要對(duì)模型進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，以避免模型誤設(shè)，提高模型的質(zhì)量。相應(yīng)地，在對(duì)非線性模型參數(shù)估計(jì)之后，也需要對(duì)模型進(jìn)行誤設(shè)檢驗(yàn)。STR模型的誤設(shè)檢驗(yàn)是線性模型誤設(shè)檢驗(yàn)的進(jìn)一步推廣。

2. 異方差檢驗(yàn)。異方差（又稱方差擴(kuò)大化）是經(jīng)濟(jì)計(jì)量研究中一個(gè)不可回避的問題，自1961年Ferguson首次提出“異方差性”問題以來，對(duì)異方差的檢驗(yàn)方法不斷發(fā)展和完善。常用的檢驗(yàn)方法有圖示法、等級(jí)相關(guān)系數(shù)法、Bartlett檢驗(yàn)、Wald檢驗(yàn)、拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)、似然比檢驗(yàn)和White大樣本檢驗(yàn)等。這些方法的共同思路是設(shè)法通過誤差的估計(jì)量來檢驗(yàn)誤差方差與解釋變量是否存在相關(guān)性，若存在明顯的相關(guān)，則原模型存在異方差性。顯然這些方法并沒有描述出誤差項(xiàng)隨時(shí)間變化的特征。為此，本文采用采用Engle（1982）提出的ARCH模型來檢驗(yàn)殘差序列隨時(shí)間的異變性。對(duì)序列t2進(jìn)行滯后8階自回歸，結(jié)果見表7。由表7的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，ARCH-LM和F統(tǒng)計(jì)量的P值都大于0.05，即殘差序列不存在異方差。可見，LSTR2模型通過了異方差檢驗(yàn)。

（三）結(jié)果分析

轉(zhuǎn)換函數(shù)在0和1之間進(jìn)行轉(zhuǎn)換，可以看出在10%的顯著水平下，模型的線性部分dcpit-1、dmst的系數(shù)不顯著，dmst-1、dmst-1的系數(shù)是顯著的，這表明當(dāng)期物價(jià)水平上漲主要是由于前期過多的貨幣供應(yīng)量導(dǎo)致的，表現(xiàn)為一種貨幣現(xiàn)象；模型的非線性部分只有dmst的系數(shù)在10%顯著水平下是不顯著的，dcpit-1的系數(shù)顯著為正，表明物價(jià)水平的慣性上漲態(tài)勢(shì)，dmst-1和dmst-1的系數(shù)顯著為負(fù)，其符號(hào)與期望相反，本文將從通貨膨脹形成的深層次原因?qū)@一現(xiàn)象進(jìn)行剖析。

五、結(jié)論與政策建議

本文從貨幣供應(yīng)量的視角，研究了2001-2011年我國貨幣政策與物價(jià)穩(wěn)定之間的內(nèi)在影響關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貨幣政策對(duì)物價(jià)水平存在著非線性、非對(duì)稱性沖擊效應(yīng)。本文的主要結(jié)論可以總結(jié)為：

1. 在線性假設(shè)下，貨幣供應(yīng)量與物價(jià)穩(wěn)定之間存在比較明顯的雙向格蘭杰因果關(guān)系，并且這種關(guān)系可以通過非線性LSTR模型表達(dá)。

2. 在本文研究的樣本區(qū)間中，貨幣供應(yīng)量與物價(jià)穩(wěn)定之間發(fā)生兩次非線性轉(zhuǎn)換機(jī)制。第一次主要是由于我國內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)等方面發(fā)生重要的轉(zhuǎn)變，而第二次主要是由于外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境所導(dǎo)致，其中最主要原因是由于美國次貸危機(jī)所引發(fā)的全球性的國際金融危機(jī)。

通過實(shí)證研究可以發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量仍然是導(dǎo)致我國物價(jià)水平波動(dòng)的重要原因。因此，在這種情況下，央行應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)貨幣供應(yīng)量的控制，同時(shí)積極地配合調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策、增加供給等政策，達(dá)到控制物價(jià)水平的理想效果。另一方面，隨著我國對(duì)外開放程度的不斷提高，外部因素也逐漸成為影響我國物價(jià)水平的重要因素。因此，需要密切關(guān)注國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化，同時(shí)要進(jìn)一步改善人民幣匯率體制，使其成為阻止外部通貨膨脹傳染到國內(nèi)物價(jià)水平的重要制度安排。當(dāng)然，由于我們?cè)诒疚闹兄豢紤]貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)水平的影響，而忽略了通貨膨脹預(yù)期、產(chǎn)出缺口等因素，研究結(jié)論存在一定的局限性，有待進(jìn)一步深入研究。

參考文獻(xiàn)：

[1]Crowder，W. J.，The long-run link between money growth and inflation [J].Economic Inquiry，1998，（36）：229-243.

[2]Estrella，A.，and F. S. Mishkin，Is there a role for monetary aggregates in the conduct of monetary policy？ [J].Journal of monetary economics，1997，（40）：279-304.

[3]Friedman，M.，A Theoretical Framework for Monetary Analysis[J].The Journal of Political Economy，1970，（2）：193-238.

[4]Granger，Clive W.J.，and Timo，Modelling Nonlinear Economic Relationships[M].Oxford，UK： Oxford University Press，1993.

[5]Hafer R. W. and Kutan A. M.，F(xiàn)urther Evidence on Money，Output，and Prices in China[J].Applied Economics Letters，1993，（2）：101-105.

[6]McCandless，G. T.，and W. E. Weber，Some monetary facts [J].Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review，1995，（19）：2-11.

[7]Milas，C.，Does high M4 money growth trigger large increases in UK inflation？ Evidence from a regime-switching model [J].Oxford Economic， 2009：61，168.

[8]Quandt，R. E.，The estimation of parameters of a linear regression system obeying two seperate regimes[J]. Journal of the Royal Statistical Association，1985，（53）：873-880.

[9]Roffia，B.，and Zaghin，A.，A excess money growth and inflation dynamics[EB/OL]. http：//www.amu-investments.com，2008.

[10]Timo，Modelling Economic Relationships with Smooth Transition Regressions [J].In Handbook of Applied Economic Statistics，Eds. by Ullah，A.，Giles，D.E.A.，1998：507-552.

[11]何靜，李村璞，邱長(zhǎng)溶.信貸規(guī)模與房地產(chǎn)價(jià)格的非線性動(dòng)態(tài)關(guān)系研究[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2011，（2）.

[12]黃飛雪，王云.匯改前后實(shí)際匯率對(duì)中國向歐元區(qū)出口影響的比較[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2011，（3）.

[13]劉金全，張文剛，劉兆波.貨幣供給增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間的短期波動(dòng)影響和長(zhǎng)期均衡關(guān)系分析[J].中國軟科學(xué)，2004，（7）.

[14]李世美.金融穩(wěn)定與物價(jià)穩(wěn)定的貨幣政策目標(biāo)選擇[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2009，（5）.

[15]左順根. 中國宏觀經(jīng)濟(jì)狀況與貨幣政策抉擇-基于后危機(jī)時(shí)代的視角[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2011，（1）.

[16]馬雪彬，朱東洋.中國貨幣供給量與通貨膨脹關(guān)系的 VAR 模型實(shí)證分析[J].長(zhǎng)安大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2010，（12）.

[17]吳劍飛，方勇.中國的通貨膨脹： 一個(gè)新開放宏觀模型及其檢驗(yàn)[J].金融研究，2010，（5）.

[18]楊溢.貨幣供應(yīng)與通貨膨脹的動(dòng)態(tài)關(guān)系研究[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2011，（7）.

[19]朱慧明，張鈺.基于ECM模型的貨幣供給量與通貨膨脹關(guān)系研究[J].管理科學(xué)，2005，（5）.

[20]趙進(jìn)文，范繼濤.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)內(nèi)在依從關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（8）.

責(zé)任編輯、校對(duì)：秦學(xué)詩