货币供给量与通货膨胀的关系研究

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内容摘要：目前由于全球经济陷入低迷，各经济体普遍采用宽松货币政策，此举措是否会引起新一轮的通货膨胀值得深思。本文采用计量方法分析了货币供给量对通货膨胀（选用消费者价格指数CPI衡量）的影响，结果表明，虽然M0、M2与CPI之间存在着长期稳定关系，但M0和M2并不是引起CPI变化的原因；进而通过分析不同时期的数据得出结论：随着时间推移和金融体系的改革深化，M1对CPI的影响有加大趋势。因此国家可以通过对M0的监控，更加有效地防御通货膨胀。

关键词：货币供给量 通货膨胀 协整关系

文献综述

刘斌（2002）针对我国的具体情况对货币供应量、物价和产出进行了研究，通过实证发现，无论在短期还是在长期，货币供应量的变化对物价会产生影响，这种影响会随着时间的推移而全部的体现在商品价格水平的变化上。刘金全、张文刚、刘兆波（2004）运用协整检验和ECM模型，对货币供给增长率与通货膨胀率进行了研究，结果表明二者存在正相关的长期协整关系，说明货币政策在价格水平调整上仍然起到导向的作用。朱慧明、张钰（2005）运用误差修正模型，考察1994年第一季度到2004年第四季度期间货币供给量增长与通货膨胀率之间的长期均衡关系和短期动态关系，M2对通货膨胀率的解释作用最强。

由于不同的学者对于货币供给量和通货膨胀率指标选取和处理方式不同，以及研究的时间跨度不一样，研究结果也会大不一样。但在不同的时期结合不同的指标都有一定的合理性。

指标选取

衡量通货膨胀的指标有多种，常用的有消费者物价指数（CPI）、国内生产总值平减指数（IPD）、生产者价格指数（PPI）等。国内外学者都比较倾向于采用CPI指标衡量通货膨胀或通货紧缩的程度。因此本文选用CPI作为衡量通货膨胀的指标。

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， 狭义货币供给量M1=M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款；广义货币供给量M2=M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+外币存款+信托类存款。介于目前学术界针对货币供给量和通货膨胀关系的研究上，对货币供给量的选取不尽相同。在本文中，货币供给量指标选用M2、M1、M0，讨论不同的货币供给量指标对CPI的影响。

数据说明

本文CPI指数采用国家统计局的统计数据，数据形式选用指数形式；M2、M1和M0的数据来源于中国人民银行的统计数据。由于时间序列一般都含有季节性变动，而季节性变动会掩盖经济发展客观规律。季节调整就是从时间序列中去除季节变动要素，从而显示出序列潜在的趋势循环分量，趋势循环分量能够真实地反映经济时间序列运动的客观规律。因此本文实证部分的数据都是经过X11季节调整法调整过的数据，消除了季节要素和不规则要素。

1998年和1999年金融体制改革，使我国的金融体制初步形成市场化框架。2005年4月，我国启动股权分置改革试点。2005年7月，我国实施人民币汇率形成机制改革。这一系列的改革使得我国金融体系进一步深化和高效。因此本文采用1999年12月-2012年8月与2005年7月-2012年8月两段数据（本文将1999年12月-2012年8月记为时段1，将2005年7月-2012年8月记为时段2），来讨论在不同的时期货币供给量与通货膨胀之间的关系。

实证研究

（一）单位根检验

时间序列本身往往是非平稳序列，但它们的线性组合却可能是平稳序列。这种平稳的线性组合被称为协整组合，并且可以用来解释变量之间的长期稳定的均衡关系。由于变量之间存在协整关系，首先要求所涉及变量具有同个数的单位根，即相关变量为同阶单整。本文采用ADF检验法来检验相关变量的平稳性，滞后期根据SIC准则确定，检验结果（时段1）如表1所示。

从表1可以看出，序列CPI、M0、M1、M2在置信区间10%下都是不平稳的；虽然D（M0）与D（M1）在置信区间1%下并不平稳，但在5%的置信区间下是平稳的，因此可以认为原序列均为一阶单整序列（时段2的单位根检验结果与时段1一样）。

（二）协整检验

变量之间的协整关系可以反应出非平稳数据之间长期的稳定关系。本文采用Johansen与Juselius在1990年提出的协整检验方法，一般称为JJ检验。CPI分别与M0、M1、M2的协整检验结果（时段1）如表2所示。

由表2可以看出，在5%的置信水平下，CPI与M0、M1、M2都分别存在着长期稳定关系（时段2的单位根检验结果与时段1一样）。

（三）格兰杰检验

为了更进一步的探知，M0、M1、M2的变化是否就是引起CPI变化的原因，本文将对所选取的指标数据进行Granger因果关系检验，滞后阶数由AIC与SC准则确定。下面分别检验M0、M1、M2与CPI因果关系，检验结果如图1、图2所示。

图1和图2表明，无论采用时段1还是时段2的数据，在显著性水平为5%的情况下，M1和CPI互为格兰杰原因；而M0和CPI之间不存在格兰杰原因；M2不是CPI的格兰杰原因。文章将重点关注货币供应量指标M1与CPI之间的相互关系。

（四）脉冲检验

脉冲函数可以用来反映M1与CPI之间的短期动态关系，描述一个变量受到一个标准差信息的影响后对相关变量当期值和未来值带来的冲击。M1对CPI的脉冲检验结果如图3和图4所示。

图3和图4表明，给M1一个标准差大小的正向冲击（流动性过剩）后，CPI呈现了一个逐渐上升的趋势，然后趋于稳定。说明给M1一个外部条件的冲击后，随着时间推移，可以通过市场将波动传递给物价，而且这一冲击对物价的影响具有较长的持续效应。另外，在时段1，在2到4期中，受影响程度维持在0.17；在时段2中，维持在0.21。仔细比较图3和图4可以发现， M1在时段2比时段1中对CPI的影响程度略大。说明近几年M1对CPI的影响相对加大。

（五）方差分解

通过方差分解可以了解到M1冲击对CPI的方差贡献率，进一步分析M1对CPI的冲击作用。方差分解结果如图5和图6所示。

比较图5和图6可以发现，在时段2中，M1对CPI的方差贡献率比时段1中略大。这同样说明，近几年M1对CPI的影响加大。

结论及建议

在本文中，M1和CPI互为格兰杰原因，而M2与CPI之间不存在互为格兰杰原因的关系。1984年，我国经济改革全面开展，如果将数据区间扩展至1984年，选取的数据区间不同，会得出不同的结论。从2012年6月起，我国央行频繁采取逆回购操作方式，到目前为止，已累计向市场注入上万亿的流动性，但近几个月CPI指数并未明显上升，主要是因为新增信贷主要流向了个人房产抵押贷款和虚拟资产，这也验证了近年来我国M2和CPI之间的并没有之前密切。

由于我国金融体制的深化改革，投资方式的多样化，金融资产规模加速扩大，增加的货币供给量被虚拟经济吸收的数量在逐步增加。而CPI更多的是反映与居民密切相关的日用生活消费商品和服务项目的价格，尤其是容纳大量资金的股市和房地产行业的资产价格并未纳入CPI统计范围之内，但房价支出却占居民可支配收入很大比例，因此考虑将房价等资产价格纳入CPI的统计范围之内，能更有效地抑制通货膨胀，制定相关经济政策。另外，M2计量方式有所改变，自2011年10月起，货币供应量已包括住房公积金中心存款和非存款类金融机构在存款类金融机构的存款，也使得M2和CPI的相互作用下降。

M0与CPI之间不存在互为格兰杰原因的关系，而M1对CPI的影响有加大趋势。主要是因为随着我国金融体系便利性加大，以及支付方式趋于电子化、快捷性和多样性。流通中的现金M0作为支付手段的比重正在逐步下降，越来越多的人选择了使用银行卡等新兴渠道作为支付手段。

我国M2和CPI不存在紧密的联系，尤其是在我国居民高储蓄的背景下。本文研究结果表明，M2的增加不会直接引起通货膨胀，为采取宽松货币政策拉动经济增长提供了一定的依据。但根据货币主义的理论，长期货币存量的增加势必会反映到资产价格上来。目前我国需要关注的是如果调动市场中闲置资金，在保证金融体系稳定的前提下加大对金融体系的改革，为储蓄进入投资领域提供更多更快捷的渠道，进一步提高资金使用效率。

参考文献：

1.易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].中国人民大学出版社，2008

2.刘金全，张文刚，刘兆波.货币供给增长率与通货膨胀率之间的短期波动影响和长期均衡关系分析[J].中国软科学，2004（7）

3.朱慧明，张钰.基于ECM模型的货币供给量与通货膨胀关系研究[J].管理科学，2005（10）

4.姚远.中国货币供应量、通货膨胀及经济增长关系实证研究[J].经济管理，2007（2）