1、货币存量与价格水平：中国 1952-2001货币存量与价格水平：中国 1952-2001摘要：本文使用协整和误差修正分析技术，考察了 1952-2001 年间中国的货币存量与价格水平之间的长期关系和动态关系。结果表明，流通中货币和“真实”价格水平之间存在协整关系，而且二者之间是双向格兰杰因果关系。这表明货币发行量是央行“相机抉择”地调控价格和宏观经济的重要政策手段；也表明货币供给是导致物价变动的一个关键因素，同货币数量论是一致的。1关键词：货币数量论 协整 误差修正模型Money Stock and Price Level in China: 1952-2001Abstracts: Using
2、 the cointegration and error correction (EC) strategies, we examine the long-run and dynamic relationship between money stock and price level in mainland China. The result shows that there is a reliable cointegration relationship between the true price level and currency in circulation. It also impl
3、ies the presence of strong bidirectional or feedback Granger causality between money and prices. These findings indicate that monetary growth is critical to inflation and it is an important policy instrument to adjust macroeconomy. These findings are consistent with quantity theory of money.Keywords
4、: quantity theory of money, cointegration, error correction modelJEL Classification C32, E5, P22货币存量与价格水平：中国 1952-2001摘要：本文使用协整和误差修正分析技术，考察了 1952-2001 年间中国的货币存量与价格水平之间的长期关系和动态关系。结果表明，流通中货币和“真实”价格水平之间存在协整关系，而且二者之间是双向格兰杰因果关系。这表明货币发行量是央行“相机抉择”地调控价格和宏观经济的重要政策手段；也表明货2币供给是导致物价变动的一个关键因素，同货币数量论是一致的。关键词：货币数量
5、论 协整 误差修正模型一、引言根据货币数量论，货币存量以及其增长速度对价格水平和通胀率有着至关重要的影响。McCandless Estrella Baba 等, 1992; Stock Swanson, 1998; Dutkowsky Thoma, 1994） 。这种分歧源于样本区间的不同以及取样频率的不同。例如 Friedman Hasan, 1999)则认为有必要构建 “真实的”价格指数（以下记3为P 1）。关于货币存量的度量指标，现有文献在选取流通中现金（M 0）还是广义货币（M 3，流通中现金加上国有银行存款）上存有争论。Chow（1987）推荐使用M 0，因为在中国消费者不能使用支票
6、，M 0同商品零售价格的统计口径也较为一致。也有研究者认为M 3相对于M 0更具外生性，故M 3更能满足货币数量论的要求（Hasan Feltenstein Feltenstein & Ha, 1991)，其中 Feltenstein & Ha (1991，以下简称 FH)从货币需求函数出发重新度量了 1979-1989 年间的季度价格指数，Li & Leung (1994)基于该方法度量了 1952-1989 年间的年度价格指数（以下称该方法下求得的价格指数为“真实价格指数”）。 2 本文中我们分别使用官方价格指数和利用 FH 方法构造的真实价格指数。其中 1952-1989 年间真实指数来
7、自 Li & Leung (1994)，由于进入 90 年代以后绝大多数商品价格已经放开，我们假定这时官方指数的变化率便能够代表真实价格指数的变化率，据此来衔接上 1990-2001 的真实价格指数。1952-1998 的官方零售价格指数来自 Chow（2002，表 7.1），1999-2001 官方价格指数来自中国统计年鉴2002。（二）产出 和货币存量YM理论上应该要求价格、货币和产出的度量口径一致。在中国，相当长的时间内由于市场经济不发达，作为产出的部分农产品并没有进入市场交易，不少投资品的交易也仅仅是国有企业通过银行转帐进行，而这些帐户的资金企业往往并不能自由使用。如果货币存量中不包括
8、国有企业存款，产出中显然也不应包括投资品，如此才能保证货币和产出的定义口一致。考虑到中国消费者不能使用支票，邹建议使用流动中的现金量 M0 作为货币量的度量指标（Chow, 1987），该指标与零售价格指数的口径较为一致。相应地，最好排除国2 FH (1991)基于以下两个方程来构造真实价格指数 211logllog(/) 01 TeeTPMPR第一个方程中， PT 代表真实价格， P 代表官方价格，R 是消费品零售总量，M 2 是流通中现金加上储蓄存款。参数 表示真实通胀受压制的程度，如果 则真实的和官方的通胀率相等， 则意味着货0币零售额比率（M 2/PR）的变动会导致真实价格变动相同的幅
9、度。第二个方程中，真实通胀率， 表示预期的真实通胀率， 是预期调整系数。该方程实质是假定预期通1loglTTe胀率遵循适应性预期模式。FH 建议通过优化似然函数来确定参数 和 的值。Li & Leung (1994)确定1952-1989 年间 和 的值分别为 0.49 和 0.61，他们利用该方法构造了真实价格指数。6有企业购买的投资品，而仅使用最终的消费品来衡量产出水平。不过一般而言，消费品的变动与 GDP 的变动高度相关，因此可以利用 GDP 指数来衡量实际产出水平。只所以如此主要是为了数据获取方便，国家统计局有 1952 年以来的 GDP 指数完整资料（中国统计年鉴 2002），我们这
10、里再重新定义一个较为狭义的产出未必可行，因为这会涉及统计和计算本身所可能产生的问题。和邹不同，也有研究者建议使用广义的货币存量，认为这样能够保证货币的外生性（Hasan, 1999），还能够考虑到国家的信贷规模扩张情况。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问题，本文中分别使用流通中现金（M 0）和广义货币（M 3），M 0 数字来自中国统计年鉴1983 年以后各期，中国统计年鉴中的广义货币定义为 M0 加上“各项存款”，其中 1995 年以前各项存款仅包括国有银行存款，此后则是全部金融机构（包括各类商业银行、邮政储蓄、城市信用社、农村信用社、金融信托投资
11、机构等）的存款数字。为了统一口径，本文中广义货币统一定义为M0 加上国有银行存款。中国统计年鉴同时公布了 1989-1995 的两类广义货币数字，1995 年以后则仅有全部金融机构存款。为了分离出国有银行存款，这里假定 1995 年以后国有银行存款的增长率等于全部金融机构存款的增长率。实际上，根据 1989-1995 同时公布的数字来看，两类存款的增长率非常接近，例如 1995 年国有银行存款增加 27.9%，全部金融机构存款增加 28.5，二者仅相差 0.6 个百分点。另外，货币存量均为年底数字尽管使用年中数字可能更为合适，然而我们无法获得年中数字，大致上也可以假定年底货币的相对变化率等于年
12、中数字的相对变化率。四、实证结果图 1 给出了 1952-2001 价格指数和货币存量。为了方便图形中的比较，将原始数据取对数后减去初始值，这样所有序列的初始值都正规化为 0。例如对于官方价格指数195210(logl)t tpP图 1 中较低的两条线是两类价格指数（对数值，p 为官方价格指数、p 1 为真实价格指数），上面两条线是两类货币存量（对数值，m 0 是流通中现金、m 3 是广义货币）。由图形可以粗略看出，两类货币存量的走势接近，而两类价格指数差别较为明显。80 年代中期以前，官方价格基本保持不变，事实上真实价格则呈缓慢上升趋势。真实价格和货币存量之间的变化趋势较为一致，60 年代以
13、前它们都经历了一段迅速的上升，至 1961-1962 达到一个高峰，此后 20 多年间货币和价格都相对平稳，直至 80 年代中期以后二者均又开始迅速上升。值得指出的是 1997 年以后似乎是例外，尽管货币仍在持续增加，价格反而平稳甚至略为下降。不过进一步分析图 1 和附表发现，这段时间内流通中现金尽管在增加，但增速下降，例如 1991-1997 年均增长率是 21.6%，1998-2001 年均增长率是 11.5，几乎下降了一半。7-100102030405060705 60657075808590950pp1 m0m3图 1. 货币存量与价格水平（对数值）（一）单位根检验为了检验变量之间的协
14、整关系，我们首先对价格、货币量和 GDP 序列进行 ADF 检验，判断每个序列是否为 I(1)过程。毫无疑问，我们预期通胀率、货币增长率以及 GDP 增长率都是正数，所以自然地原假定是含有位移的单位根过程，而备择假定是确定性的时间趋势平稳过程。关于 ADF 检验中滞后阶数的选取，在简约前提下，以消除残差的序列相关为准。具体地，遵循 Hendry“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，以此递减。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 是 Durbin-Watson 统计量） 。
15、(9.1)112(0.74)(1.20)(5.8)(.0)(1.79)3356 .8t tttppptDW(9.2)1(.)(.5)(3.0)(.58)4 t tt(9.3)011(.18)(.20)(.46)(.6)7.0t ttmmt(9.4)333(.50)(.6)(.25)(0.95)4 29t tt D(9.5)11(.)(2.47)(.78)(2.6)9 1.84t ttyytW样本容量为 50 时，单位根原假设 5%的临界值是-3.50 ，1%的临界值是-4.16（MacKinnon, 1991） 。以上五个方程右侧水平值系数的 t 统计量均落在临界值右侧，故认为五个序列都是单位
16、根过程。将每个序列一阶差分后，再次进行同样程序的 ADF 检验表明，差分后的序列都不再含有单位根。以上检验结果说明五个序列具有相同的单整阶数均为 I(1)过程。（二）协整检验既然确定了价格、货币、GDP 序列都是 I(1)，下一步的任务是检验三者之间是否存有协整或者说长期均衡关系。根据式（3） ，定义(10.1)0ttttzpmy8(10.2) 3ttttzpmy(10.3)10tttt(10.4) 3ttttzy四个变量 的 ADF 检验结果见表 1。ADF 检验中无论是否含有时间趋势，都认为,z仅有 是 I(0)过程，其他三个序列则都含有单位根。因此仅有 三个变量较好地 10(,)ttpm
17、y满足了货币数量论方程，无论狭义还是广义货币同官方价格之间长期来看都不存在稳定的关系，而无论官方还是真实价格与广义货币之间也不存在长期均衡关系。表 1. 单位根检验变量ADF 检验1t2tz-1.379 -3.343-1.425 -2.381-4.395* -4.317*-2.084 -2.060注：t 1 为含有常数项时 ADF 检验的 t 统计量，给定样本量 50 时，5显著水平的 MacKinnon 临界值是-2.92；t 2 为含有常数项和时间趋势时 ADF 检验的 t 统计量，5显著水平的 MacKinnon 临界值是-3.50。*表明在 5%水平上显著，下同。以上式(10.1)-(
18、10.4)四个方程是严格按照货币数量方程定义的，即是限定协整向量为（1, -1, 1） ，这是一个非常强的假定，因为如前面已经分析的，货币流通速度并不是恒定的。然而只要流通速度的下降不能完全抵消 的增长，那么仍然货币供给对价格仍然会(/)MY有正的弹性。只要弹性系数的符号同预期一致且残差平稳，则货币数量论仍能够用以解释的通胀现象。因此我们放松以上几个方程中弹性为 1 的限定，对价格、货币、GDP 三者进行 OLS 回归，再次使用残差检验方法确定三个变量是否为协整的。类似式（5）建立的四个回归式为(11.1)02 (0.32)(1.37)(5.3)42 0.95 1.60.39t ttpmyuR
19、sDW(11.2) (8.5)(8.42)(.9)6324t tt(11.3) 102 (0.2)(.1)(6.) . 7.75t ttys(11.4)3 (9.35)(9.4)(1.5)709103t ttpmuRD代表回归的标准误差。式(11.1)-(11.4)每个方程右侧货币和 GDP 系数的符号均同货币数量s论中的预期一致，每个系数也均显著（除最后一个方程 GDP 的系数之外） 。然而给定所有变量都是单位根过程，这四个 OLS 回归式是否有意义还取决于协整检验结论。如果回归式9中三个变量不存在协整关系，则可能出现伪回归现象。对回归残差序列的单位根检验，Engle & Granger（1
20、987）建议使用 ADF 方法，不过这时的 ADF 临界值需要修正。Phillips 等将 P-P 检验进行推广，使之也可应用于残差序列。Gregory (1991)比较了残差检验的几种方法，认为 ADF 和 Phillips & Ouliaris 提出的 检验Z精度最好，Phillips & Ouliaris（1990）也认为小样本下 检验具有更高的势。他们还给出Z了样本量为 500 时 ADF 和 检验的临界值，Haug（1992）给出了各种小样本情况下Z统计量的临界值。 3 因此本文中我们同时使用 ADF 和 检验来确定式(11.1-11.4)的残Z 差是否含有单位根，结果见表 2。假定
21、残差不含有时间趋势是合理的，而且从图形来看，四个残差均围绕 0 波动，因此在残差的单位根检验时，最合理的办法似乎是设定回归式中不含截矩项和时间趋势，不过为了结论稳健，我们还同时列出了含有截矩项时 ADF 检验的t 统计量。表 2 的同表 1 的结论相似，仅在第三种情况即式（10.3）的残差序列才在 5水平上显著。对于该序列表 2 中三个单位根检验统计量给出的结论一致该序列是平稳的，因而式（11.3）中的变量 存在协整关系。对于 (11.1)、(11.2)、(11.4) 三个方程，0(,)pmy表 2 中三个统计量的结论也完全一致三个残差序列都是不平稳的，因而 、0(,)pmy、 都不存在协整关
22、系。3(,)pmy13(,)y式（11.3）中 存在协整关系。尽管残差仍存在正的序列相关现象，但此时0,p该式的参数估计仍同真实的协整向量是一致的（Engle & Granger, 1987） 。我们还感兴趣的是，该式中 的系数是否恰好为 系数的相反数，即形如式（4）的回归是否合适。这时0y的回归结果如下（12）102 (7.06)(41.2)95) 0.97 14.0.64t tttpmuRsDW式（12）中 的价格弹性接近于 1，似乎可以说明长期中超额货币几乎全部转化为价/MY格水平的上涨。不过系数检验表明该式对参数施加了过强的限定。该式的残差平方和是9412.7，而不含系数限定时（11.3）的残差平方和是 2401.7，前者远大于后者。同时限定的系数恰好为 系数的相反数的 F 统计量是 137，大大高于 F(1, 47) 的相关临界值。因0my此（11.3）应该是更为合理的协整方程式， （11.3）中尽管超额货币的弹性小于 1，不过货币数量论对于价格水平仍然有较强的解释能力。表 2. 回归残差的单位根检验ADF 检验变量0t1t检验Z3 Phillips-Ouliaris-Hansen 程序的详细讨论还可见 Hamilton (1994)。
