馬雪彬,朱東洋

(蘭州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,甘肅 蘭州 730000)

中國(guó)貨幣供給量與通貨膨脹關(guān)系的VAR模型實(shí)證分析

馬雪彬,朱東洋

(蘭州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,甘肅 蘭州 730000)

為應(yīng)對(duì)美國(guó)金融危機(jī)對(duì)中國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成的沖擊,運(yùn)用VAR模型計(jì)量方法對(duì)貨幣供給量與通貨膨脹的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。分析認(rèn)為:貨幣供給量與通貨膨脹之間存在顯著的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系,貨幣供給量變動(dòng)是引起通貨膨脹的格蘭杰原因,并且貨幣供給量變動(dòng)對(duì)通貨膨脹的有效影響時(shí)期為9個(gè)季度,其影響程度于滯后第5期達(dá)到峰值。研究結(jié)果揭示了中國(guó)的通貨膨脹仍然是一種貨幣現(xiàn)象,貨幣政策仍具有最終影響價(jià)格水平的能力。

金融危機(jī);貨幣供給量;通貨膨脹;VAR模型

為應(yīng)對(duì)美國(guó)金融危機(jī)對(duì)中國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成的沖擊,中國(guó)政府于2008年10月開(kāi)始采取適度寬松的貨幣政策,導(dǎo)致廣義貨幣供給量急劇增加,從而引發(fā)了學(xué)術(shù)界對(duì)未來(lái)通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)的疑慮。依據(jù)貨幣數(shù)量理論和弗里德曼對(duì)美國(guó)貨幣發(fā)展史的研究成果,貨幣供給量增長(zhǎng)是決定通貨膨脹的根本因素,較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)貨幣供給量與通貨膨脹成正向變動(dòng)關(guān)系[1]。本文擬采用VAR模型就中國(guó)貨幣供給量變動(dòng)對(duì)通貨膨脹率的影響程度及其有效影響時(shí)期進(jìn)行實(shí)證分析,以預(yù)測(cè)中國(guó)急劇增加的貨幣供給量對(duì)通貨膨脹率的影響程度。

一、計(jì)量方法與數(shù)據(jù)選取

VAR模型分析方法以一種簡(jiǎn)捷有效的方法描述了內(nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)作用。VAR模型可表示為式中:Xt為時(shí)間序列構(gòu)成向量;t為時(shí)間序列;C為常數(shù)項(xiàng);p為自回歸滯后階數(shù);i為具體的變量期數(shù),i=1,2,…,p;θt是系數(shù)矩陣;ut為白噪聲序列向量,滿足

由于VAR模型能夠?qū)ω泿耪咝?yīng)進(jìn)行分析并在檢驗(yàn)政策措施對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響作用程度方面特別有效,因此本文選取相關(guān)變量指標(biāo)構(gòu)建VAR模型,樣本取自1996～2008年的季度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來(lái)源于W IND資訊數(shù)據(jù)庫(kù)、中宏數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)統(tǒng)計(jì)局和《中國(guó)人民銀行網(wǎng)站統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)》。選取的變量指標(biāo)如下:

(1)通貨膨脹率(CPI)。測(cè)算CPI的價(jià)格指數(shù)很多,其中居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)可以全面反映多種市場(chǎng)因素變動(dòng)對(duì)居民實(shí)際生活費(fèi)用支出的影響程度,也是國(guó)際上測(cè)算價(jià)格水平和通貨膨脹率最常用的指標(biāo)[2]。按照國(guó)際通行的理論、方法,中國(guó)編制和發(fā)布CPI已有多年歷史,而且數(shù)據(jù)質(zhì)量可靠,因此本文選用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作為衡量中國(guó)通貨膨脹率的指標(biāo)。CPI指標(biāo)以上年同期等于100為標(biāo)準(zhǔn)來(lái)衡量,該指標(biāo)反映了中國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的狀況,故在此不對(duì)其進(jìn)行去季度化處理。

(2)廣義貨幣供給量(M2)。國(guó)內(nèi)學(xué)者趙留彥、王一鳴等認(rèn)為,相對(duì)于流通中現(xiàn)金量M0、狹義貨幣供應(yīng)量M1等貨幣供給量衡量指標(biāo)而言,M2更具有外生性[3]。同時(shí)考慮到國(guó)家信貸規(guī)模擴(kuò)張情況,本文采用廣義貨幣供給量衡量指標(biāo)M2來(lái)反映中國(guó)的貨幣供給量狀況。由于季度數(shù)據(jù)表現(xiàn)出較強(qiáng)的季節(jié)性,故本文采用移動(dòng)平均季節(jié)乘法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行去季度化處理。

(3)股票價(jià)格指數(shù)SPI與房屋銷售價(jià)格指數(shù)HSPI。股票、房屋等資產(chǎn)價(jià)格可能通過(guò)托賓q效應(yīng)[4]、資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)、財(cái)富效應(yīng)等渠道引起投資、消費(fèi)等總需求的擴(kuò)張,進(jìn)而可能對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生壓力,故有必要對(duì)二者加以分析,分別用滬市A股市場(chǎng)SPI和HSPI來(lái)衡量中國(guó)股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展?fàn)顩r。

(4)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資SFI。由于政府主導(dǎo)的龐大固定資產(chǎn)投資會(huì)在一定程度上影響社會(huì)商品價(jià)格,進(jìn)而對(duì)通貨膨脹率產(chǎn)生影響,故亦應(yīng)當(dāng)將其作為控制變量來(lái)分析。該指標(biāo)數(shù)據(jù)也同樣表現(xiàn)出較強(qiáng)的季節(jié)性,仍需要采用移動(dòng)平均季節(jié)乘法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行去季度化處理。

二、構(gòu)建模型和變量的相關(guān)檢驗(yàn)

(一)構(gòu)建模型

以CPI值、M2、SPI值、HSPI值、SFI值構(gòu)建一個(gè)VAR模型,在得到基于水平的VAR模型方程前,需要確定VAR模型的滯后階數(shù)。在運(yùn)用VAR模型研究變量之間關(guān)系時(shí),最重要也是最難以把握的就是確定滯后時(shí)期,即確定貨幣供給量變動(dòng)對(duì)通貨膨脹率的有效影響時(shí)期。本文利用EV IEWS 6.0統(tǒng)計(jì)軟件,依據(jù)A IC和SC信息準(zhǔn)則以及LR、FPE、HQ等判斷標(biāo)準(zhǔn)確定的最優(yōu)滯后時(shí)期為滯后9期,并對(duì)VAR模型中的殘差是否服從正態(tài)獨(dú)立分布進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果顯示通過(guò)了診斷檢驗(yàn)。依據(jù)前文分析可知,本文構(gòu)建相應(yīng)的VAR模型方程為

式中:ICPI為CPI的值;t為時(shí)間序列。

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用基于殘差的ADF檢驗(yàn)方法對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。通過(guò)觀察各變量的走勢(shì),本文發(fā)現(xiàn)解釋變量不存在時(shí)間趨勢(shì)但是均值非零,故其數(shù)據(jù)生成應(yīng)該只有截距項(xiàng)。變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。表1中ISPI、IHSPI、ISFI、IΔCPI、IΔSPI、IΔHSPI和IΔSFI分別表示SPI、HSPI、SFI、ΔCPI、ΔSPI、ΔHSPI和ΔSFI的值。從表1中可以看出,所檢驗(yàn)的5個(gè)變量在5%的置信水平下均為一階單整序列,滿足存在協(xié)整關(guān)系的前提條件。

(三)變量的協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johansen提出的檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)通貨膨脹方程的各變量之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。由于VAR模型中涉及到大量關(guān)于適用條件的選擇,為了保證結(jié)論的客觀性,本文依據(jù)A IC和SC信息準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)以及用觀察法判斷是否存在時(shí)間趨勢(shì)、截距項(xiàng)等。具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表1 各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表2 各變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知,跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果都表明,在5%的置信水平下變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系,正規(guī)化后的協(xié)整關(guān)系方程為

從式(3)可以看出:通貨膨脹率與貨幣供給量等解釋變量之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。貨幣供給量系數(shù)顯著,即廣義貨幣供給量M2每變動(dòng)1萬(wàn)億元對(duì)通貨膨脹率的影響程度約為0.543 725個(gè)百分點(diǎn);股票價(jià)格指數(shù)每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)對(duì)通貨膨脹率的影響程度約為-0.003 124個(gè)百分點(diǎn),房屋銷售價(jià)格指數(shù)每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)導(dǎo)致通貨膨脹率上漲0.065 447個(gè)百分點(diǎn),而社會(huì)固定資產(chǎn)投資ISFI系數(shù)相對(duì)而言不太顯著。

三、向量誤差修正模型

為了進(jìn)一步分析貨幣供給量變動(dòng)對(duì)通貨膨脹率的短期影響,本文在上述分析的基礎(chǔ)上建立通貨膨脹率方程的向量誤差修正(VECM)模型,并且將有約束的VECM模型寫成矩陣形式:

考慮到本文分析的目標(biāo)是中國(guó)貨幣供給量變動(dòng)與通貨膨脹的關(guān)系,故貨幣供給量與通貨膨脹率關(guān)系的誤差修正(VECM)模型用方程可以表示為

式中:相關(guān)系數(shù)R2為0.824 749;修正后的相關(guān)系數(shù)為0.754 649;F統(tǒng)計(jì)量的值為11.765 26。

VECM模型中相關(guān)回歸系數(shù)間存在正負(fù)協(xié)整關(guān)系,符合誤差修正模型的反向修正機(jī)制,模型擬和度較高,故模型的結(jié)果是可以接受的。由式(5)可知,廣義貨幣供給量變動(dòng)對(duì)通貨膨脹率的影響程度系數(shù)呈現(xiàn)倒U型走勢(shì);具體而言,前5季度的影響程度系數(shù)逐漸加大并于第5季度達(dá)到峰值,隨后影響程度系數(shù)逐漸降低。

四、格蘭杰因果檢驗(yàn)

對(duì)于解釋變量與被解釋變量因果關(guān)系的考察,本文借助格蘭杰因果檢驗(yàn)工具對(duì)其進(jìn)行分析[5]。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3,表中箭頭表示所檢驗(yàn)變量的因果關(guān)系方向。由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知:在滯后6期到9期的情況下,貨幣供給量是通貨膨脹的單向格蘭杰原因,而通貨膨脹在檢驗(yàn)期內(nèi)都不是貨幣供給量的格蘭杰原因,反映了在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)貨幣供給量變動(dòng)是導(dǎo)致通貨膨脹的原因并存在滯后性;在滯后2期到4期的情況下,股票價(jià)格指數(shù)SPI、房屋銷售價(jià)格指數(shù)HSPI均與通貨膨脹互為格蘭杰原因,反映了短期內(nèi)股票市場(chǎng)與房地產(chǎn)市場(chǎng)是引起通貨膨脹率變動(dòng)的原因,而通貨膨脹也導(dǎo)致了股票市場(chǎng)與房地產(chǎn)市場(chǎng)的波動(dòng);在滯后2期和4期的情況下,全社會(huì)固定資產(chǎn)投資是通貨膨脹的單向格蘭杰原因。

表3 各變量的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

五、異常現(xiàn)象分析

通過(guò)對(duì)貨幣供給量與通貨膨脹關(guān)系的實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)中國(guó)貨幣供給量與通貨膨脹率之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的顯著關(guān)系,廣義貨幣供給量變動(dòng)是引起通貨膨脹的格蘭杰原因,并且廣義貨幣供給量變動(dòng)對(duì)通貨膨脹的有效影響時(shí)期為9個(gè)季度。從預(yù)測(cè)角度看,2009年第1季度急劇增加的3.45萬(wàn)億元廣義貨幣供給量對(duì)通貨膨脹率的影響程度將于2010年第2季度達(dá)到最大值,而2009年前2個(gè)季度急劇增加的5.2萬(wàn)億元廣義貨幣供給量對(duì)通貨膨脹率的影響程度將于2010年下半年達(dá)到峰值。再考慮到2009年全年急劇增加的廣義貨幣供應(yīng)量,很顯然2010年下半年中國(guó)將面臨較為嚴(yán)重的通貨膨脹預(yù)期。然而統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示,2009年中國(guó)的通貨膨脹率維持在較低水平,甚至為負(fù)值。該現(xiàn)象可以從股票市場(chǎng)與房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)貨幣供給量的資金分流作用和宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡劣等角度進(jìn)行綜合分析。

(一)股票市場(chǎng)較大幅度反彈起了分流資金的作用

圖1與圖2分別表示2008～2009年中國(guó)滬市A股綜合價(jià)格指數(shù)和滬市成交額。從圖1中可以發(fā)現(xiàn),受全球金融危機(jī)的影響,中國(guó)股市綜合價(jià)格指數(shù)從2007年10月份6 428點(diǎn)的歷史最高位一路狂跌到2008年11月份的短期最低點(diǎn),之后在國(guó)家4萬(wàn)億元投資計(jì)劃及寬松貨幣政策的因素影響下,中國(guó)股市經(jīng)歷了新一輪的較大幅度反彈。與此同時(shí),滬市成交量也相應(yīng)放大,揭示了在全球金融危機(jī)肆虐、貨幣供應(yīng)量急劇增加的背景下,大量資金流入股市,促使了股市的大幅反彈,并對(duì)急劇增加的貨幣供應(yīng)量起到了資金分流作用,在一定程度上抑制了通貨膨脹率。

圖1 2008～2009年中國(guó)滬市A股綜合價(jià)格指數(shù)

(二)房地產(chǎn)市場(chǎng)火爆吸引了大量資金流入

圖2 2008～2009年中國(guó)滬市成交額

從圖3可以發(fā)現(xiàn),2009年中國(guó)房地產(chǎn)企業(yè)開(kāi)發(fā)投資完成額度增長(zhǎng)率、商品房銷售面積增長(zhǎng)率與商品房銷售額增長(zhǎng)率的增長(zhǎng)速度都呈現(xiàn)先加快、后逐步減緩的趨勢(shì),并且增長(zhǎng)率相對(duì)2008年而言都有了較大幅度的增長(zhǎng),這顯然與中國(guó)惡化的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)不符。該現(xiàn)象背后的原因是投資者對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)看好,導(dǎo)致了大量資金流入房地產(chǎn)市場(chǎng),從而促使房地產(chǎn)市場(chǎng)銷售面積和銷售額月月攀升,并促使了房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)急劇增加的天量貨幣供應(yīng)量起到了顯著的資金分流作用,減少了市場(chǎng)上貨幣的流通數(shù)量,抑制了短期內(nèi)急劇增加的貨幣帶來(lái)的通貨膨脹壓力。

圖3 2009年3～12月中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展程度

(三)消費(fèi)者信心不振與宏觀經(jīng)濟(jì)不景氣導(dǎo)致了通貨膨脹率下降

從圖4可以發(fā)現(xiàn),中國(guó)居民消費(fèi)者信心指數(shù)基本維持在2008年同等水平,宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)2009年大部分期間顯著低于去年同期水平。該指數(shù)反映了中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)受全球金融危機(jī)影響深重,處于嚴(yán)重的不景氣狀態(tài)。宏觀經(jīng)濟(jì)的不景氣加劇了失業(yè)率,導(dǎo)致國(guó)內(nèi)外需求萎縮,出現(xiàn)了產(chǎn)品供求失衡,從而導(dǎo)致了通貨膨脹率趨于下跌甚至為負(fù)值。

六、結(jié) 語(yǔ)

圖4 2009年中國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)

基于上述分析可知,2009年在中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)低迷、居民消費(fèi)信心不振等總體惡化的大環(huán)境下,中國(guó)股票市場(chǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)逆勢(shì)大漲,大量資金流入股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng),對(duì)急劇增加的貨幣供應(yīng)量起到了巨大的資金分流作用。同時(shí)考慮到出口產(chǎn)品急劇下降、國(guó)內(nèi)需求萎縮、商品供需失衡等因素,故2009年上半年中國(guó)通貨膨脹率相對(duì)2008年出現(xiàn)了負(fù)值,這不僅反映了中國(guó)整體經(jīng)濟(jì)狀況的惡化,而且也是相對(duì)2008年高通貨膨脹率的一定幅度的回落。盡管如此,統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示在寬松貨幣政策操作與國(guó)家4萬(wàn)億元投資計(jì)劃的刺激下,2009年下半年以來(lái)中國(guó)通貨膨脹率呈現(xiàn)逐月環(huán)比上升趨勢(shì),而且增速有所增加。中國(guó)政府實(shí)施的寬松貨幣政策而導(dǎo)致的急劇增加的貨幣供應(yīng)量,由于其存在滯后性,盡管在2009年中國(guó)通貨膨脹率仍舊維持在較低水平甚至為負(fù)值,但是隨著貨幣供應(yīng)量滯后期的到來(lái),急劇增加的貨幣供應(yīng)量最終將對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)潛在的通脹威脅。研究結(jié)果揭示了中國(guó)的通貨膨脹仍然是一種貨幣現(xiàn)象,貨幣政策仍具有最終影響價(jià)格水平的能力。

[1] 趙留彥,王一鳴.貨幣存量與價(jià)格水平:中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2005,27(2):26-38.

[2] 國(guó)家統(tǒng)計(jì)局課題組.我國(guó)新一輪通貨膨脹的主要特點(diǎn)及成因:《通貨膨脹趨勢(shì)研究》課題系列之一[J].統(tǒng)計(jì)研究,2005,22(4):3-9.

[3] 易 綱.中國(guó)的貨幣供求與通貨膨脹[J].經(jīng)濟(jì)研究,1995,41(5):51-58.

[4] 劉 霖,靳云匯.貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):基于協(xié)整的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究,2005,22(3):14-19.

[5] 龐如超.我國(guó)貨幣供給量與通貨膨脹關(guān)系的實(shí)證分析[J].河北金融,2008,29(5):31-32.

Empirical analysis on the relationship between China'smoney supply and inflation based on VAR model

MA Xue-bin,ZHU Dong-yang
(School of Economics,Lanzhou University,Lanzhou 730000,Gansu,China)

In order to ease the impact of the USA financial crisis on China's real economy,this paper uses the VAR model to conduct empirical analysis on the relationship between China'smoney supply and inflation.The analysis finds that there is a stability relationship between them,and the change in money supply is the cause for inflation,and its effective impact period on inflation will last for nine quarters.The authors find that China's inflation remains a monetary phenomenon,and the money policies have the final influence on the level of prices.

financial crisis;money supply;inflation;VAR model

F822

A

1671-6248(2010)03-0072-05

2009-11-26

馬雪彬(1961-),女,吉林敦化人,副教授。