1、中国货币供给量与 CPI 变动实证研究摘要：2005 年以来，CPI 在媒体的报道和普通大众的切身感受中逐渐成为人们关心的焦点，作为物价变动的主成分，CPI 变动的研究一直都是学术界普遍关注的热点，在货币供给量不断增加的同时，居民价格指数不断上升，引发了大量学者对于货币供给量对于 CPI 影响的研究。利用 eviews5.0 对数据进行单位根检验、协整检验和格兰杰因果关系检验等计量分析，试图通过研究我国货币供给量和 CPI 的关系，探讨二者的短期和长期均衡关系。实证结果表明：无论在短期还是长期，货币供应量的波动都能引起 CPI 波动。 关键词：货币供给量；居民消费价格指数；实证研究 中图分类号
2、： F2 文献标识码：A 文章编号：1672.3198（2013）03.0005.05 1 中国货币供给量和 CPI 变动的实证研究 1.1 模型的选择 陆云航（2005）在中国货币供应量、价格水平和 GDP 关系的经验研究：1952-2003里提到，正如 Chow（1987）所建议的，货币数量论作为对现实经济的近似，是分析中国价格水平变动的一个有用起点，货币供应量与真实产出的比率是解释中国通货膨胀的重要变量。所以本文的讨论也参照货币数量论。 由费雪的交易方程式 MV=PY 可以推出 P=V?M/Y 上式两边取对数，有 lnP=lnV + ln（M/Y） 如果货币流通速度 v 在长期内是稳定的
3、，那么也就意味着 lnP 与ln（M/Y）之间存在长期的均衡关系。Chow（1987，2002）以 M0 作为货币供应量指标，通过回归分析得出 lnP 与 ln（M/Y）之间存在协整关系。在动态的情况下，lnP 不仅受到 ln（M/Y）的影响，而且还会受到 lnP 和ln（M/Y）两个变量各自滞后一期值的影响。设 lnP 对 ln（M/Y）回归所得的残差项为 ecmt，可以建立如下单方程误差修正模型： lnPt=+1ln（M/Y）+2lnPt-1+3ln（M/Y）t-1+4ecmt-1+ut 为了进一步探讨 lnCPI 和 lnM0、lnM1、lnM2 之间的关系，可以建立VAR 模型： Xt
4、=+1Xt-1+2Xt-2+kXt-k+vt 式中 Xt=（lnPt，lnM0t，lnM1t，lnM2t）T，=（1，2，3）T，vt 为向量白噪声，其均值为零，1，2，k 是待估的参数矩阵，k 为滞后期数。在 VAR 模型基础上，来分析 lnM 的变动对 lnCPI 的影响。如果 lnP 和 lnM 是协整的，那么还可以建立 VEC 模型，并进行Granger 因果关系检验。 为了全面考察价格水平与货币量的关系，避免因货币度量指标误选而导致的结果不稳定，本文研究选用的变量包括：CPI、M0、M1 和 M2，并对各数据取对数，这样有助于在价格水平和货币存量关系上得出较为全面而稳健的结论。CPI
5、 表示居民消费价格指数；M0 表示流通中的现金；M1 表示狭义货币，等于 M0 加上活期存款；M2 表示广义货币，等于 M1 加上定期存款、储蓄存款和其他存款。 1.2 数据的选择 CPI 是一个滞后性的数据，但它往往是市场经济活动与政府货币政策的一个重要参考指标。从 2001 年起，中国采用国际通用做法，逐月编制并公布以 2000 年价格水平为基期的居民消费价格定基指数，作为反映中国通货膨胀（或紧缩）程度的主要指标。中国编制价格指数的商品和服务项目，根据全国城乡近 11 万户居民家庭消费支出构成资料和有关规定确定，目前共包括食品、烟酒及用品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健及个人用品、交通
6、和通讯、娱乐教育文化用品及服务、居住八大类，251 个基本分类，约 700 个代表品种。居民消费价格指数就是在对全国 550 个样本市县近 3 万个采价点进行价格调查的基础上，根据国际规范的流程和公式算出来的。所以本文选择 CPI 具有权威性和研究实用性。我国货币供应量一般分为三个层次，M0、M1、M2。其中，M0 为流通中的现金，M1=M0+活期存款，M2=M1+准货币（定期存款+储蓄存款+其他存款） 。为了分析的全面性，本文依次对 M0，M1，M2 与 CPI 变动的关系进行分析，并考察了货币供给量和 CPI 的长短期均衡，进而研究了三个层次的货币供给量对 CPI 的影响。 本文首先选取
7、2011 年的月度数据对货币供给量和 CPI 变动进行短期均衡关系研究，货币供给量 M0、M1、M2 数据来源于中国人民银行网站 ，CPI 数据来源于国家统计局网站 。再选取 1993 年-2011 年的年度数据进行货币供给量和 CPI 的长期均衡关系研究，1993-2011 年的 CPI 以及M0、M1 和 M2 的数据均来自中国统计年鉴 2012 ，因为我国在 1993 年以前的货币供给量的计算口径与现在的不同会产生偏差，统计以 1978 年的 CPI 为 100。 1.3 实证分析 本文采用的是时间序列数据，迄今为止，对时间序列的分析是通过建立以因果关系为基础的结构模型进行的。而无论是单
8、方程模型还是联立方程模型，这种分析背后有一个隐含的假设，即这些数据是平稳的，所以首先要对数据进行时间序列平稳性检验。 经济理论指出，某些经济变量间确实存在着长期均衡关系。这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制。如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点，则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。非平稳的时间序列，他们的线性组合也可能成为平稳的，也就是说变量间是协整的。 在考察的两个经济变量之间具有协整关系的基础上，检验二者的因果关系，即格兰杰因果检验（Granger test of causality） ，以此考察其内在联系。 （1）货币供给量和 CPI 变动的短期均衡
9、实证分析。 对货币供给量和 CPI 变动的短期均衡分析，本文采用 2012 年 1 月-12 月的月度数据，数据分别来源于中国人民银行网站和国家统计局网站。 从图 3 可以看出，各变量具有良好的平稳性，可以选用。 再参照赵留彦、王一鸣（2005）在“货币存量与价格水平：中国的经验证据”中的方法，遵循“一般到特殊”建模原则，由于是年度数据，首先选取最大滞后阶数 2，如果最后一阶的系数不显著，在不致引起残差序列相关时缩减滞后阶数为 1，以次递减。下面是对数据的最小二乘回归结果（小括号中是 t 统计量，DW 代表 Durbin-Watson 统计量） 。分别对lnCPI、lnM0、lnM2 进行一阶
10、差分，对 lnM1 进行二阶差分后，得到： lnCPIt=-0.012962-1.046895lnCPIt-1+0502193lnCPIt-1-0.013051lnCPIt-2 （-1.554795） （-3.257626） （2.242839） （-0.051310） DW=1.114514 lnM0t=0.091829-0.800816lnM0t-1+0008558lnM0t-1+0.058596 ln M0t-2 （3.203805） （-4.015412） （ 0.045969） （ 0.337229） DW=2.675129 lnM1t=-0.172836+0.012268t-365
11、5547lnM1t-1+1.442997lnM1t-1+ 0.467733ln M1t-2 （-3.609531） （3.520366） （-4.595839） （2.781630） （1.439508） DW=1.950277 ln M2t=0.076720-0.424300ln M2t-1+0101189ln M2t-1+0.587612 ln M2t-2 （3.223710） （-3.483429） （0.444967） （2.598430） DW=1.472310 样本容量为 20 时，单位根原假设显著水平为 5%时，以上四个方程右侧截距项水平值系数的 t 统计量均落在 ADF 分布临
12、界值左侧，故认为四个序列差分后的序列都不再含有单位根，是平稳的。其中lnCPI、lnM0、lnM2 为一阶单整，lnM1 为二阶单整。 确定了 lnCPI 和 lnM0、lnM1、lnM2 都是单整之后的任务是检验居民消费价格指数和货币供给量之间是否存有协整或者说长期均衡关系。对四个变量两两之间做 OLS 回归，得到如下三个方程： lnCPI=2.862594+0.329854lnM0 （9.392294） （10.23237） 调整后 R2=0.845152，F=104.7014 lnCPI=3.281945+0.250798lnM1 （11.29956） （9.29762） 调整后 R2=
13、0.818087，F=8644577 lnCPI=3.224892+0.235631lnM2 （11.76558） （10.06069） 调整后 R2=0.840627，F=101.2174 以上三个方程的残差都能通过单位根检验，在显著性为 5%的情况下，残差项是平稳的，ADF 检验表明是平稳的。同时，各个方程调整后的可决系数 R2 都0.8，说明方程的拟合效果非常好，且都能通过 T 检验和 F 检验，说明方程式显著的。 从上述方程可以看出，综合上述结论，在 5%水平下 M0，M1，M2 与CPI 之间存在较显著的长期均衡关系。即 M0 每增加一单位，CPI 会增加约 0.33 个单位；M1
14、增加一单位，CPI 会增加约 0.25 个单位；M2 每增加一单位，CPI 会增加约 0.24 个单位。 同理，在数据都平稳的基础上，对货币供给量和 CPI 进行格兰杰因果关系检验。 由上图可以看出，货币供给量是 CPI 的格兰杰原因，也就是说货币供给量的增加是 CPI 上升的重要原因。 （3）结论。 综上分析，可以得到以下结论：从短期来看，货币供给量与 CPI 存在正的短期均衡关系，且乘数为 0.2 左右，说明我国货币供给量在短期可以很好的解释居民价格消费指数；从长期来看，货币供应量与 CPI 存在正的长期均衡关系，并且他们之间的乘数为 0.3 左右，这说明在我国货币货币供给量对于居民消费价
15、格指数也具有很重要的解释性。 从货币供应量来看，高速增长的 2009 年及 2010 年国内货币供给，在经过一段时间滞后，将对国内通货膨胀水平产生较强推动力。央行2011 年对 M1、M2 增速进行了控制后，二者均已减缓，预期将推动 CPI 在二三季度达到高点。但是未来 CPI 仍存在较大不确定性，国内方面主要来自于货币政策调整导致的流动性环境变化，国际方面则主要来自于原油等大宗商品价格变化对国内价格水平的传导。 2 中国货币供给量如何影响 CPI 的分析及其原因 2.1 中国货币供给量影响 CPI 的分析 至 2011 年 12 月份底，我国新增信贷规模已达 7.95 万亿，M2 货币增长率
16、为 19.7%，均突破或快突破年初所制定的信贷规模与 M2 的增速的目标，这些都给通胀预期管理带来了很大挑战。从目前 M1 与 M2 的增速差来看，我国存款的转化并不活跃，经济活跃度并不高。2011 年以来不断出现的食品价格大幅上涨的背后原因，除了本身生产周期与环境因素等影响外，我国结构性货币供给和流动性过剩也扮演着重要角色。一方面，从货币总量上来看，大量信贷投放伴随的主要是投资的增长，其投资主体依然是以政府投资和国企为主；另一方面，从货币供给结构上来看，中小企业仍然缺乏资金支持。在消费不足，国外贸易环境恶劣的情况下，单纯依靠投资，尤其是政府投资，所带来的负效应是经济运行效率下降与经济增长缺乏
17、持续增长动力。最终所带来的结果是，存在一定的货币供给沉淀在实体经济之外，诱发物价上涨，尤其是经济一旦出现较为活跃的态势，货币流通速度增加，将会放大货币流动性，进一步加剧通胀压力。 2.2 中国货币供给量影响 CPI 的原因 货币供应量的不断攀升，可以从两个方面来解释：一方面，以美国和日本为首的西方国家认为中国的出口商以“不公平的低价”抢夺世界市场，因此要逼迫人民币升值，并进而将这一经济问题转变为政治责难，向中国施加压力，自 2005 年汇率改革以来，人民币相对于美元汇率已经上升超过了 10%，并且有进一步上升的趋势。中央银行强制购买国民与企业手中的外汇，导致外汇大量储备。中央银行购买多少外汇，
18、就意味着多发行了多少本国货币，大量外汇储备的背后就是大量的货币供给。同时大量热钱的涌入，扰乱了国内消费品市场，出现了物价不降反涨的尴尬局面。另一方面，基础货币投放的增加必将使国内经济产生扩张态势。在货币乘数的作用下，增加的货币投放直接增加了社会总需求，短期内供给的调整赶不上需求的扩张，同时货币供给的增加还降低了贷款市场的利率，降低的利率又能刺激投资，在投资乘教的作用下，投资需求也会有较大增加.因此商品市场能够观察到的现象就是商品价格上涨。 1978 年以来，我国的货币政策在实际运作过程中基本上遵循着现代货币数量论的政策主张。货币总量的变动是一个相对独立的过程，而 CPI变动受到货币变动影响的关
19、系相对来说是很稳定的。然而，因为经济的大幅度增长，投资的狂热和相对无序，货币当局无法摸清经济运行的规律而又对经济形势过于乐观，导致了货币供应不连续、不平稳、无规律地变动。这种货币供应的变动在一定程度上造成我国不确定的通货膨胀率，给经济发展造成了很大的不确定性和危害。在某种程度上说这不能不是在治理通货膨胀时由货币政策的突发性造成的，目前的情况也与此类似。 3 从货币供给量角度治理 CPI 的对策 当国内食品价格出现全面、快速和持续上涨时，它预示了我国可能已出现了全面通胀压力。因为，食品价格全面上涨又会以循环的方式向其上下游产品的价格传导，并可能会形成新一轮的价格上涨浪潮。面对当前国内 CPI 继
20、续高企压力时，既不能低估 CPI 快速上涨的负面经济后果，也急需找到导致 CPI 快速上涨的影响根源。特别是当银行信贷仍高速增长时，我们更要密切关注 CPI 上涨压力或通胀压力。 有鉴于此，要治理通货膨胀，必须逐步消除经济过热，切实引导扩大社会总需求，实行积极的财政政策和适度从紧的货币政策，下决心压缩固定资产投资规模，严格控制公务消费，引导和扩大民生内需的增长：3.1 坚决执行稳健的货币政策 政府不仅要不折不扣地执行稳健甚至适度从紧的货币政策，而且还要加大稳健货币政策的执行力度。其中房地产业是一个资金密集性产业，如果央行实施全面从紧的货币政策，房地产业受到的负面影响首当其冲。当房地产市场中的投
21、资需求被遏制了，房价更多回归理性，国内 CPI 波动趋势将会随之调整，这是治理当前我国 CPI 高企问题的关键所在。 3.2 计量管理信贷投放 从本质上看，目前的通胀压力反映了自 2009 年以来的货币供应量的增加，以及资源价格上涨的趋势。因为信贷投放的增减决定物价的控制，所以控制信贷需求，将信贷资金调整到实体经济，按需审查支付，防止超边界使用，降低货币供应的增速，进而影响 GPI。 3.3 加强流动性管制 2010 年央行六次调整存款准备金率，使其达到 18.5%的历史高位，充分显示了政府抑制通胀和收紧流动性的决心。因为美国第二轮量化宽松政策带来了一定的资金流入，国内银行体系的流动性也非常宽松，所以在特定时期，提高准备金率有利于宏观调控。最终，央行调控应该以控制屡创新高的物价为目的，减少银行可用信贷资金规模，起到收缩流动性的作用，从而起到控制物价的目的，
