陳 愛

（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，北京 100070）

一、研究背景

2008年金融危機(jī)以來，受到世界經(jīng)濟(jì)疲軟影響，各國經(jīng)濟(jì)增長開始放緩，我國為了保增長采取了積極的財(cái)政政策和適度寬松的貨幣政策。2008年12月國務(wù)院出臺(tái)了4萬億的經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃，這個(gè)經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃是用一種擴(kuò)張性的財(cái)政政策和擴(kuò)張性的貨幣政策來支持一批投資項(xiàng)目，增加了信貸投放量和貨幣供應(yīng)量。但是經(jīng)濟(jì)理論和國際的歷史結(jié)論警示我們，擴(kuò)張性的財(cái)政政策和貨幣政策實(shí)行以后一般會(huì)帶來負(fù)作用，事后會(huì)引發(fā)物價(jià)的上升，可能會(huì)引發(fā)某種資產(chǎn)泡沫。截至2012年末我國M2余額為97.41萬億元，而2008年末M2為47.52萬億元，增長了105.01%，年均增長率達(dá)26.25%；2012年年末我國M1余額為30.86萬億元，2008年年末余額為16.62萬億元，增長了85.7%，年均增長率達(dá)21.42%。貨幣供應(yīng)量短時(shí)間大幅增加的同時(shí)也增加了人們對(duì)通貨膨脹的擔(dān)憂。從我國CPI同比增長率來看，2008—2012年分別為5.9%、-0.7%、3.3%、5.6%和2.6%，由于我國受到金融危機(jī)經(jīng)濟(jì)疲弱的影響2009年CPI為負(fù)值，但是接下來幾年又出現(xiàn)迅速的回升。從1990—2012年年均GDP增長率為10.11%，CPI年均增長率為4.69%，而M1、 M2的年均增長率分別為19.1%和20.98%，貨幣供應(yīng)增長率應(yīng)等于GDP增長率與CPI增長率的和，顯然這一時(shí)間段的M1、M2增長率均已超出GDP增長率與CPI增長率之和。

本文試圖通過實(shí)證分析來研究貨幣供應(yīng)量M1、M2究竟對(duì)我國CPI是否有影響，以便對(duì)我國未來貨幣政策的制定有更深入的理解和評(píng)價(jià)，對(duì)我國未來政策的制定有積極的意義，由于經(jīng)濟(jì)變量之間的相互影響往往有一定的滯后期，因此本文選取了1990—2012年的數(shù)據(jù)，在足夠長的時(shí)間段中來研究以便得出更加合理的結(jié)論。

二、實(shí)證分析

（一）變量和數(shù)據(jù)處理

1.變量。貨幣供應(yīng)量指標(biāo)選取M1、M2，M1被稱為狹義貨幣，是現(xiàn)實(shí)購買力，M2被稱為廣義貨幣。 CPI是一個(gè)總量指標(biāo)，它所反映的是經(jīng)過加權(quán)平均后的總體價(jià)格水平，其變化幅度綜合反映了各類居民消費(fèi)品和居民服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格總水平的變化情況，文中M1、M2數(shù)值為年末余額，CPI指數(shù)是年末指數(shù)。

2.數(shù)據(jù)處理。本文選取1990—2012年的23個(gè)M1、M2以及CPI的數(shù)值，并對(duì)它們進(jìn)行了處理，分別取對(duì)數(shù)為lnm1、lnm2以及l(fā)ncpi。

（二）時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF單根檢驗(yàn)）

時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)就是對(duì)時(shí)間序列平穩(wěn)性的檢驗(yàn)，非平穩(wěn)時(shí)間序列如果存在單位根，則可以通過差分法來消除單位根，以得到平穩(wěn)序列。經(jīng)濟(jì)生活中變量的時(shí)間序列觀測值大多不是由平穩(wěn)過程產(chǎn)生，使得變量具有非平穩(wěn)性，因此需要利用ADF （Augment Dickey- Fuller）檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)lncpi、lnm1、lnm2結(jié)果如下。

表1 二階差分檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)是含有單位根，在二階差分檢驗(yàn)中，統(tǒng)計(jì)量達(dá)到了小于顯著水平為5%臨界值的水平，能夠有效地拒絕原假設(shè)，是平穩(wěn)序列。因此，lncpi、lnm1、lnm2二階差分序列平穩(wěn)，三個(gè)變量都是二階單整的。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整體現(xiàn)了一組變量之間存在的長期均衡關(guān)系，非平穩(wěn)變量的線性組合可能是平穩(wěn)的，從而可以通過檢驗(yàn)非平穩(wěn)變量間的協(xié)整性來避免謬誤回歸和單位根。由上述單整檢驗(yàn)可知，lncpi、lnm1與lnm2的二階差分序列都是平穩(wěn)序列，三個(gè)變量的原序列都是二階單整序列，單整的階相同，滿足協(xié)整的前提，因此分別對(duì)lncpi與lnm1、lncpi與lnm2做協(xié)整檢驗(yàn)。

表2 Lncpi與Lnm1協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表中，None的含義是這一組變量之間沒有任何協(xié)整關(guān)系，At most 1的含義是這一組變量之多有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果分析，由于P=0.0000＜0.05，拒絕原假設(shè)，這組變量之間存在協(xié)整關(guān)系，又由于P=0.1074＞0.05，因此不能拒絕原假設(shè)，最多有一個(gè)協(xié)整關(guān)系?？梢缘贸鼋Y(jié)論，lncpi與lnm1之間有且只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表3 Lncpi與Lnm2協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

同理可以分析，lm變量之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，存在一個(gè)長期均衡關(guān)系。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

Granger于1988年指出如果兩個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系，那么至少存在一個(gè)方向的格蘭杰成因，因此需要對(duì)lncpi與lnm1、lncpi與lnm2進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，滯后階數(shù)為2。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)于假設(shè)lnm1不是lncpi的原因，通過檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，貨幣供應(yīng)量m2是cpi的原因；對(duì)于假設(shè)lncpi不是lnm2的原因，通過檢驗(yàn)接受假設(shè)。因此貨幣供應(yīng)量m2和物價(jià)cpi存在著唯一的單向的因果關(guān)系。

對(duì)于假設(shè)lnm2不是lncpi的原因，通過檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，貨幣供應(yīng)量m1是cpi的原因；對(duì)于假設(shè)lncpi不是lnm1的原因，通過檢驗(yàn)接受原假設(shè)。因此貨幣供應(yīng)量m1和物價(jià)cpi存在著唯一的單向的因果關(guān)系，說明貨幣供應(yīng)量M2的過去的信息有助于預(yù)測CPI。

（五）向量誤差修正模型（VECM）

為了進(jìn)一步考察變量之間的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，需要建立誤差修正模型，如下構(gòu)建貨幣供應(yīng)量M1、M2與消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI之間的向量誤差修正模型（VECM）。

根據(jù)約束向量自回歸（VAR）模型和AIC準(zhǔn)則確定修正模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1，lncpi與lnm1模型估計(jì)的結(jié)果如下方程：

由誤差修正模型可以看出，被解釋變量居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的波動(dòng)有兩部門引起，一部分是M1供應(yīng)量和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的各差分項(xiàng)對(duì)被解釋變量居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的短期波動(dòng)直接影響，而另一部分是長期均衡關(guān)系的調(diào)整。方程中的誤差修正系數(shù)為負(fù)值，表明當(dāng)期短期動(dòng)動(dòng)偏離長期均衡水平時(shí)，誤差修正項(xiàng)的作用起到反向調(diào)整，即減小了偏離程度，系統(tǒng)變化越來越穩(wěn)定。物價(jià)指數(shù)增長率的1期滯后和M1增長率的1期滯后都對(duì)當(dāng)期物價(jià)增長有正向影響，表明物價(jià)的前期增長和M1 的前期增長都對(duì)物價(jià)的增長有促進(jìn)作用。

根據(jù)約束向量自回歸（VAR）模型和AIC準(zhǔn)則確定修正模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1，lncpi與lnm2模型估計(jì)的結(jié)果如下方程：

同理可以分析，CPI增長率的1期滯后和M2增長率的1期滯后都對(duì)當(dāng)期物價(jià)增長有正向影響，表明物價(jià)的前期增長和M2的前期增長都對(duì)物價(jià)的增長有促進(jìn)作用。

三、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

通過實(shí)證分析和實(shí)際經(jīng)驗(yàn)來說，M1、M2對(duì)CPI存在著長期的影響。從M1角度來看，M1是現(xiàn)實(shí)購買力，在紙幣流通條件下，物價(jià)水平受流通中的貨幣供應(yīng)量多少所支配，M1與物價(jià)之間存在著長期均衡關(guān)系，當(dāng)期的M1會(huì)對(duì)下一期的CPI有著直接的影響。如果M1供應(yīng)量過多會(huì)導(dǎo)致物價(jià)的上漲，而M1供應(yīng)量不足，又會(huì)造成流動(dòng)性不足、經(jīng)濟(jì)萎縮，這就要求貨幣當(dāng)局應(yīng)高度重視貨幣供應(yīng)量M1，通過對(duì)M1的監(jiān)測、操縱來控制物價(jià)。

從廣義貨幣供應(yīng)量M2來看，M2與CPI存在長期的均衡關(guān)系，潛在購買力M2可以轉(zhuǎn)化為M1，轉(zhuǎn)化速度以及多少都會(huì)影響物價(jià)水平，央行應(yīng)該提高貨幣政策的有效性，將物價(jià)控制在一個(gè)合理的范圍內(nèi)。

M1、M2對(duì)CPI均有影響，而且有一年左右的滯后期，即貨幣供應(yīng)量越大，通脹壓力越大，一個(gè)明顯的例子，2008年金融危機(jī)后政府推出了大規(guī)模的信貸擴(kuò)張計(jì)劃，2009 年的信貸投放量幾乎是2008年的兩倍，直接導(dǎo)致了2010 年10 月份以來CPI的不斷攀升。近年來我國物價(jià)水平連續(xù)處于高位運(yùn)行，貨幣政策的目標(biāo)之一就是穩(wěn)定物價(jià)，央行應(yīng)該對(duì)此負(fù)責(zé)，調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量M1、M2有效控制物價(jià)。

（二）建議

我國的貨幣政策工具主要包括：公開市場業(yè)務(wù)、存款準(zhǔn)備金率、利率和央行貸款。我國以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)的貨幣傳導(dǎo)路線：貨幣政策工具→基礎(chǔ)貨幣→貨幣供應(yīng)量→價(jià)格水平。貨幣政策自身有其缺陷，并有一定的時(shí)滯性，在運(yùn)用貨幣政策時(shí)應(yīng)注意：

1.應(yīng)加強(qiáng)貨幣政策與其他政策的聯(lián)動(dòng)。貨幣政策外部時(shí)滯的局限性需要財(cái)政政策的積極配合，才能充分發(fā)揮作用。因此，應(yīng)合理、有效地搭配使用貨幣政策與財(cái)政政策。

2.完善我國匯率制度。近年來人民幣不斷升值，國際投機(jī)資本的流入增加了外匯占款，導(dǎo)致央行被動(dòng)釋放基礎(chǔ)貨幣，從而貨幣供應(yīng)量也相應(yīng)增加。只有不斷完善我國匯率制度，匯率穩(wěn)定才能有利于增強(qiáng)央行執(zhí)行貨幣政策的獨(dú)立性。

3.提高居民對(duì)貨幣政策的敏感性。盡管穩(wěn)定的儲(chǔ)蓄資金能保證銀行體系的正常經(jīng)營和支付，但居民儲(chǔ)蓄的大量增長也對(duì)貨幣政策的傳導(dǎo)產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)：一是降低了儲(chǔ)蓄的利率彈性；二是儲(chǔ)蓄高增長在一定程度上制約了最終消費(fèi)的實(shí)現(xiàn)；三是資金過分集中于銀行系統(tǒng)使得居民儲(chǔ)蓄的相對(duì)固化，無疑使貨幣政策在居民這一經(jīng)濟(jì)主體的行為中無法得到靈敏反應(yīng)。完善我國就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生、養(yǎng)老等在內(nèi)的社會(huì)保障體系，解除居民的后顧之憂，同時(shí)還要拓寬居民投資渠道，促進(jìn)居民金融資產(chǎn)多元化，改變居民金融資產(chǎn)過度集中在銀行儲(chǔ)蓄的局面，增強(qiáng)居民收支活動(dòng)的利率彈性。

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