1、我国货币供应量与经济总量、物价水平关系的研究【摘要】货币供给、实际产出与价格水平会因新的经济背景而呈现不同关系。本文对我国 20012012 货币供应量与经济总量及物价水平的关系进行了实证研究。结果表明：M1 对 GDP、CPI 的影响最大，M2 次之。货币供应量短期内对产出与物价均有影响，货币在短期内为非中性，其影响时间不短于半年；而在长期内对产出无影响，对物价有显著影响，表明货币在长期是中性的。 【关键词】货币供应量 GDP CPI 一、引言 截止到 2013 年 2 月末，我国的货币供应量余额达 99.86 万亿，居世界首位。虽采用了强劲的货币政策，但我国经济总值仍出现了下滑，大量沿海地
2、区出口型企业破产，投资和出口受到了严重的影响。与此同时，我国的物价水平却以不显著的方式涨至高位。若以此态势发展必将导致严重的通货膨胀，影响社会稳定。 研究我国货币供应量与经济增长及物价水平的关系，建立并完善适应我国现阶段国情的货币政策体系与机制，已成为我国的现实问题。鉴于此，本文主要探讨了货币供给在何种程度上影响实际经济产出及各层次的货币供给对实际产出和物价水平的影响效果，并结合实际情况得出政策启示。 二、文献综述 许多学者已对货币发行量与 CPI、GDP 之间的联系进行了研究，主要有古典货币数量理论、新货币数量论。我国许多学者从不同的角度对三者间的关系进行了实证研究。陈希娟（2009）通过对
3、 CPI、GDP 和货币供应量关系的研究，发现 GDP 及货币供应量的增加会加速 CPI 的上升。张成思（2010）研究了货币供应量对居民消费价格指数 CPI 的影响，发现在短期内流动性指标对居民消费价格指数 CPI 有着显著的影响。王璐（2010）通过 VAR 模型分析 M2 及 GDP 变化对 CPI 的影响，指出 GDP 与 M2的增加在短期内均会促进 CPI 的上升，但长期内会产生一定的抵消作用。李晓玲 （2012）发现货币供给增长率与经济增长率存在双向因果关系，并且我国货币供应量的增长主要体现在物价指数上。宋迎迎（2010）对货币供应量与经济增长关系进行分析，发现我国各个层次的货币供
4、应量与国内生产总值之间存在显著的正相关。赵昕（2013）讨论了货币冲击对真实产量与价格水平的影响，发现价格水平和真实产量与 M0、M2 之间存在协整关系，而与 M1 不存在协整关系。 已有的研究大都从理论研究或是以年为时间单位采集样本的实证研究，并且以货币供应量整体为研究对象，导致统计结论不够准确、详细。为把握货币供应量对于经济增长、物价水平的影响，增强实证研究结果对政策实践的指导作用，本文将货币供应量进一步细化为狭义货币供应量 M1 和广义货币供应量 M2，建立了 VAR 模型，对比分析 M1、M2 对经济增长、物价水平的影响。 三、实证研究 （一）变量设定及样本数据选择 本文采用人民银行公
5、布的 M1 和 M2 数据进行研究，数据来自中国人民银行网站，采用月度数据。所用 GDP、CPI 数据来源于国家统计局公布的数据，各数据如图 1 所示。 图 1 2001-2012 年发展趋势图 （二）实证模型的选择与建立 VAR 模型对于反映各政策变量单位变化的影响散布到以后各时期的模型估计有较好的效果，采用该模型能够清晰、准确地解释各政策变量变化对经济变量的影响情况，并且该模型还可通过脉冲响应和方差分解进一步深入了解各内生变量之间的动态互动关系。因此，本文采用 VAR 模型进行研究。 1.模型的平稳性检验 由于 VAR 模型中所采用的数据为时间序列数据，为了消除数列之间的异方差，先对各个变
6、量取了对数；为防止出现伪回归，对模型中的各变量进行平稳性检验，本文将采用 Dickey 和 Fuller（1981）提出的 ADF方法进行。 表 1 原始数据的 ADF 检验结果 数据序列 （c，t，p） ADF 值 5%的临界值 结论 LNM1 （c，0，0） 7.0016 -1.94307 不平稳 LNM2 （c，0，0） 15.0838 -1.94307 不平稳 LNCPI （c，0，0） 3.8722 -1.94307 不平稳 LNGDP （c，0，0） 1.4102 -1.94307 不平稳 注：c 表示常数项，t 表示时间趋势项，p 表示滞后阶数。 在得出序列不平稳的基础上，继续对
7、 5 个时间序列进行一阶差分的单位根检验，如表 2 所示。 表 2 原始数据一阶差分的 ADF 检验 数据序列 （c，t，p） ADF 值 5%的临界值 结论 DlNM1 （c，0，0） -10.4331 -1.94309 平稳 DlNM2 （c，0，0） -5.8292 -1.94309 平稳 DlNCPI （c，0，0） -8.1316 -1.94309 平稳 DLNGDP （c，0，0） -11.8743 -1.94309 平稳 通过表 1 可知，原始数据在有常数项、无时间趋势、无滞后阶数下的单位根检验均大于 5%置信水平下的临界值。而其一阶差分在有常数项、无时间趋势、无滞后阶数下的单位
8、根检验均小于 5%置信水平下的临界值。因此，符合协整检验要求单整阶数相同的前提条件。 2.协整检验 若两个或多个非平稳变量序列通过某个线性组合后得到的新序列是平稳的，则变量间存在协整关系。由于 Johansen 协整检验法相对比较灵活，限制较少，因此本文根据样本数据特点采用 Johansen 协整检验法进行检验。 表 3 （DLNM1、DLNCPI、DLNGDP）数据组 Johansen 协整检验结果 数据组 协整方程个数 特征值 迹统计量 5%的临界值 （DLNM1、DLNCPI、DLNGDP） 无 0.4498 143.314 29.7970 最多一个 0.2666 60.8576 15.
9、4947 最多两个 0.1226 18.0588 3.8414 结果显示：该数据组在 5%的得置信水平下存在协整关系 表 4 （DLNM2、DLNCPI、DLNGDP）数据组 Johansen 协整检验结果 数据组 协整方程个数 特征值 迹统计量 5%的临界值 （DLNM2、DLNCPI、DLNGDP） 无 0.4822 167.3616 29.7970 最多一个 0.2939 76.5339 15.4947 最多两个 0.1865 28.4926 3.8414 结果显示：该数据组在 5%的得置信水平下存在协整关系 由表 3、表 4 的可以看出，在 5%的置信水平下，迹统计量大于临界值，可以拒
10、绝最多存在两个协整方程的原假设，即货币供应量、GDP、CPI 存在协整关系。表明三者间存在一个长期均衡关系，可以建立VAR 模型，进行脉冲响应分析和方差分解分析。 3.格兰杰因果关系检验 运用协整分析可得到三者之间存在长期的均衡关系，在此运用格兰杰因果检验法分析三者之间是否存在或存在怎样的因果关系。 表 5 （DLNM1、DLNCPI、DLNGDP）格兰杰检验结果 原假设 F 统计量 概率 检验结果 DLNGDP 不是引起 DLNM1 格兰杰原因 20.5358 0.0008 存在因果 DLNM1 不是引起 DLNGDP 格兰杰原因 4.47416 0.0131 存在因果 DLNCPI 不是引
11、起 DLNM1 格兰杰原因 1.9423 0.1473 不存在因果 DLNM1 不是引起 DLNCPI 格兰杰原因 20.7279 0.0008 存在因果 在 5%的置信水平下，滞后期为 2 期时，GDP 与 M1 之间存在双向因果关系 ，即 M1 是 GDP 的格兰杰的原因，反之亦成立。而 CPI 与 M1 只存在单向的因果关系，即 M1 是 CPI 的格兰杰原因，反之不成立。 表 6 （DLNM2、DLNCPI、DLNGDP）格兰杰检验结果 原假设 F 统计量 概率 检验结果 DLNGDP 不是引起 DLNM2 格兰杰原因 0.1791 0.8362 不存在因果 DLNM2 不是引起 DL
12、NGDP 格兰杰原因 2.0903 0.1276 不存在因果 DLNCPI 不是引起 DLNM2 格兰杰原因 0.5005 0.6073 不存在因果 DLNM2 不是引起 DLNCPI 格兰杰原因 5.2236 0.0073 存在因果 在 5%的置信水平下，滞后期为 2 期时，GDP 与 M2 之间不存在双向因果关系，即 M2 不是 GDP 的格兰杰的原因，GDP 亦不是 M2 的格兰杰原因。CPI 与 M2 存在单向的因果关系，即 M2 是 CPI 的格兰杰原因，反之不成立。4.脉冲响应分析 脉冲响应研究内生变量当前和未来值对随机扰动项标准误差项一个冲击的反应。根据 SIC 信息准则及残差诊
13、断结果，两 VAR 模型滞后阶数取 2。经检验发现，所有残差在 95%的置信水平下是平稳序列，特征多项式根的倒数均位于单位圆内，VAR 模型是稳定的。图 25 分别表示给定一个标准差的冲击，各变量间的脉冲响应。 图 2 M1 对 CPI 的脉冲图 图 3 M1 对 GDP 的脉冲图 由图 2 可知，在一个单位正向的 M1 的冲击下，第一期对 CPI 不产生影响， CPI 在第二期达到最大值（0.002） ，第九期后影响消失。货币供给对物价水平的影响具有一定的时滞性，对价格水平的影响较为深远。由图 3 可知，在一个单位正向的 M1 的冲击下，GDP 有正有负，负的影响持续时间较短，最大负值接近-
14、0.003。三期后开始转为正的影响，至第六期时影响几乎消失。在短期内货币不是中性，但从长期存在中性。 图 4 M2 对 CPI 的脉冲图 图 5 M2 对 GDP 的脉冲图 由图 4 可知，在一个单位的正向 M2 冲击下，M2 对 CPI 产生即期影响，脉冲函数值达到-0.0005 左右，但该负的影响很快消失，于第二期转向为正的影响并达到最大值，到第九期几乎影响消失。货币供给对物价水平的影响有一定的时滞性，但影响较为深远。由图 5 可知，在一个单位正向 M2 的冲击下，M2 对 GDP 的即期负的影响值最大（约为-0.04） ，随着时间的递进，脉冲函数值逐期递增，至第 3 期转为正的影响。M2
15、 对 GDP 的正向影响比较微弱，并且影响期间比较短，在第 5 期后影响基本消失。 四、结论和建议 M1 对 GDP、CPI 的影响最大，M2 次之。货币供应量短期内对产出和物价均产生影响，在短期内是非中性的，影响时间大于半年；而长期对产出不产生影响，货币是中性的，货币的变动主要反映在物价上，对物价会产生显著的影响。为了应对后金融危机时代，可以在以下方面采取相关的措施： 1.及时、灵活调控供应量。由于我国的货币供应量 M1 是 GDP 和 CPI的格兰杰原因，可改变 M1 的供应量促使 GDP 和 CPI 回到均衡水平。决策机构可灵活控制货币的供应量并根据宏观经济指标及时调整，这对于转变经济增
16、长方式具有重要的意义。 2.丰富投资渠道，监管并引导市场超发货币的有向流动。货币供应量增长率的提高是导致 CPI 快速上涨的主要原因，因此政府应监控市场多余货币的流通，避免肆意投机炒作带来的商品价格大幅波动，丰富投资渠道，引领多余货币投到有利于经济长期发展的领域。 3.货币政策的实施应与财政政策相结合。GDP 与 CPI 和 M2 存在长期稳定的均衡关系，但货币供应量的影响在短期和长期表现不同，即货币政策作为宏观调控手段在实践中存在时滞而且时滞周期较难掌握。因此，我国应该将货币政策与财政政策结合使用，充分利用好存款准备、再贴现、公开市场这三大法宝。 参考文献 1 高铁梅.计量经济分析方法与建模
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