江蘇食品職業(yè)技術學院 劉笑誦

當前，我國的通貨膨脹壓力越來越大。按照古典“數(shù)量論”的貨幣需求理論，通貨膨脹的原因在于本國貨幣供應量的過度膨脹，從中我們似乎容易理解貨幣主義學派對通貨膨脹的解釋在中國具有適用性。然而，進入2009年后，在延續(xù)寬松信貸政策的同時，全年新增貸款達到了9.59萬億元，而CPI與PPI卻保持低水平，跌幅在1%左右。2010年央行開始著手引導貨幣政策回歸正常水平，逐步控制貨幣供應量，而與此對應的卻是經(jīng)濟基本面臨很大的通貨膨脹壓力，1～3月CPI上漲4%。因此我們不得不思考：中國貨幣供應量與通貨膨脹之間是否就是簡單的引致與被引致關系呢？

長期以來，通貨膨脹及其所引起的社會成本問題引起了人們的廣泛關注，因為劇烈的通貨膨脹會給宏觀經(jīng)濟造成極大沖擊，進而影響經(jīng)濟增長率。如果能夠正確理解通貨膨脹的內(nèi)在原因，對明確政策取向、有效避免政策失誤將有重要指導作用。

1 理論基礎及相關文獻綜述

通貨膨脹通常用居民消費價格指數(shù)(CPI)來計量。貨幣供應量由包括中央銀行在內(nèi)的金融機構供應的存款貨幣和現(xiàn)金貨幣兩部分構成。按流動性標準，我國目前將貨幣供應量劃分為三個層次，即M0、M1和M2，其中：M0為流通中的現(xiàn)鈔；M1＝M0+企業(yè)活期存款+機關團體部隊存款+農(nóng)村存款+個人持有的信用卡類存款；M2＝M1+城鄉(xiāng)居民儲蓄存款+企業(yè)存款中具有定期性質(zhì)的存款+外幣存款+信托類存款。

通貨膨脹與貨幣供應量之間關系的理論來源是古典“數(shù)量論”的貨幣需求理論。它有兩種主要形態(tài)，一是費雪現(xiàn)金交易說，二是劍橋?qū)W派的現(xiàn)金余額說。美國耶魯大學的費雪教授試圖考察貨幣供應量M與整個經(jīng)濟生產(chǎn)出來的最終產(chǎn)品和勞務的支出總量PY之間的聯(lián)系，其中P代表價格水平，Y代表總產(chǎn)出，并通過研究得出貨幣需求理論公式：M×V=P×Y。短期內(nèi)Y、V都是常量，故P值取決于Y值的變化。以馬歇爾和庇古為代表的劍橋?qū)W派在研究這個問題時認為，對每個人來說，名義貨幣需求與名義收入水平之間保持一個穩(wěn)定的比例關系。對整個經(jīng)濟也是如此，他們得出的方程式是：M=kPY，其中Y代表總收入，P代表價格水平，k表示用貨幣形式保持的財富占名義總收入的比例。他們認為實際收入水平Y、以貨幣形式保有的收入占名義總收入的比率k是穩(wěn)定的，因此，M與P成正比。

現(xiàn)代貨幣數(shù)量論繼承了古典貨幣數(shù)量論的基本觀點，并對其加以發(fā)展完善，主要代表人物是弗里德曼，他認為通貨膨脹的最根本原因是貨幣供給量多于需求量，于是“通貨膨脹是一定會到處發(fā)生的貨幣現(xiàn)象”。在我國，有部分學者認為以弗里德曼為代表的現(xiàn)代貨幣數(shù)量理論能很好地解釋中國通貨膨脹問題。例如，高宇、宋巧、曾偉晟(2008)通過回歸分析發(fā)現(xiàn)，從長期來看，物價指數(shù)與M0、M1、M2都有著很強的相關關系，而且貨幣供應量的變動均反映在當年的物價水平變動中，不存在滯后。丁軍軍、朱建平(2009)研究發(fā)現(xiàn)，長期來看，中國GDP、通貨膨脹與貨幣供應之間存在均衡關系。通貨膨脹會阻礙經(jīng)濟增長，貨幣供應的增加會提高通貨膨脹，同時經(jīng)濟的增長也會增加貨幣的供應。

然而，也有不少人在研究我國貨幣供應量與通貨膨脹之間的關系時，卻得出了截然不同的結論。一部分學者在研究時發(fā)現(xiàn)這樣一個反?，F(xiàn)象：中國貨幣供應量的持續(xù)增長與物價平穩(wěn)甚至下降并存，并提出相應觀點對其進行解釋。例如，伍志文(2002)通過建立模型及綜合運用凱恩斯主義的總供求理論來分析貨幣市場、證券市場與商品市場之間的關系，提出了金融資產(chǎn)囤積假說。他認為貨幣供應量的持續(xù)增長并沒有引起通貨膨脹是因為資本市場吸收了大量的超額貨幣。

從以上研究成果，我們發(fā)現(xiàn)學者在這一問題的研究上，結論差異很大，原因可能在于數(shù)據(jù)選取的區(qū)間和方法不同，除此以外，回歸變量的差異顯然對研究結論也有很大影響。此前的研究主要偏重于定性分析，定量分析不足，為了補充對這個問題的研究，本文采用近十年的月度數(shù)據(jù)進行定量分析，這樣既可以避免過長的時間跨度里變量參數(shù)可能發(fā)生結構性變化這一難題，也可以更加準確的測度通貨膨脹與貨幣供應量之間的數(shù)量關系。

2 研究方法及模型介紹

2.1 樣本數(shù)據(jù)收集及處理

在變量選取方面，貨幣供應量用M2衡量。通貨膨脹的測度指標本文設定為消費物價水平CPI。通過分析貨幣供應量的影響因素，我們加入金融機構存款變量、固定投資變量及上證指數(shù)。為更有效分析貨幣供應增加帶來的經(jīng)濟效益，在進行實證檢驗時均采用M2、金融機構存款及固定投資月度絕對變動量分析；為消除異方差影響，對所有變量取對數(shù)，并分別表示為lnm2、lntz、lnck、lncpi及l(fā)nsz，其中l(wèi)ncpi=log(cpi*100)。樣本區(qū)間為2001年1月～2010年4月。數(shù)據(jù)來源于巨靈金融數(shù)據(jù)終端。

考慮到月度數(shù)據(jù)容易受到季節(jié)變動影響而產(chǎn)生波動，需要進行季節(jié)性因素的調(diào)整以減少季節(jié)性的影響，本文采用X11方法進行季節(jié)性調(diào)整。以上所有分析均在Eviews5.0軟件中進行。

2.2 模型介紹

2.2.1 協(xié)整檢驗

假定一些經(jīng)濟指標被某經(jīng)濟系統(tǒng)聯(lián)系在一起，那么從長遠看來這些變量應該具有均衡關系，這是建立和檢驗模型的基本出發(fā)點。協(xié)整刻畫了兩個或多個序列之間的平衡或者平穩(wěn)關系。協(xié)整可以定義為：

2.2.2 格蘭杰因果檢驗

如果變量x引起變量y，則變量x的變化將先于y的變化。C.W.J.Granger(1969)和C.A.Sims(1972)提出了Granger因果性的因果關系的定義：當在統(tǒng)計上是平穩(wěn)序列時，也就是如果利用過去的x和y進行預測比單用y的過去來預測所產(chǎn)生的預測誤差要小，即則稱變量x是變量y的格蘭杰原因，模型為

3 貨幣供應量與通貨膨脹關系的實證分析

3.1 單位根檢驗

在進行時間序列回歸分析時，必須進行單位根檢驗。如果兩個時間序列都服從單位根過程，即使它們之間沒有任何相關性，當樣本增大時，回歸參數(shù)也可能變得顯著，就會出現(xiàn)“偽回歸”。因此在進行格蘭杰因果檢驗之前必須先進行平穩(wěn)性檢驗。下面將進行ADF的單位根檢驗，滯后期根據(jù)赤池-施瓦茨信息準則確定。

表1 lnm2與lnck單位根檢驗

根據(jù)檢驗結果，原始時間序列l(wèi)nm2和lnck即使在1%臨界值水平上也滿足平穩(wěn)性檢驗。下面我們將lncpi、lntz和lnsz變量平穩(wěn)性檢驗，結果匯總于表2。

表2 lncpi、lntz及l(fā)nsz變量的單位根檢驗

表2顯示，lncpi、lntz及l(fā)nsz變量即使在10%臨界值水平上也不平穩(wěn)，而一階差分后的時間序列在1%的臨界值水平下即顯著。可看出，原始時間序列是一階單整的，即lncpi～I(1)、lnck～I(1)、lnsz～I(1)。我們知道，如果變量個數(shù)多于兩個，即解釋變量個數(shù)多于一個，要進行協(xié)整檢驗必須滿足條件：被解釋變量的單整階數(shù)不能高于任何一個解釋變量的單整階數(shù)；另當解釋變量的單整階數(shù)高于被解釋變量的單整階數(shù)時，則必須至少有兩個解釋變量的單整階數(shù)高于被解釋變量的單整階數(shù)。因此，檢驗結果告訴我們可以進行l(wèi)nm2對lncpi、lntz、lnck及l(fā)nsz的協(xié)整檢驗。

3.2 協(xié)整檢驗

經(jīng)濟理論認為，某些經(jīng)濟變量間確實存在著長期均衡關系，這種均衡關系意味著經(jīng)濟系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機制，如果變量在某時期受到干擾后偏離其長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調(diào)整以使其重新回到均衡狀態(tài)。這種均衡關系可以通過計量經(jīng)濟學中的協(xié)整檢驗完成。

表3 變量協(xié)整檢驗結果

基于上述檢驗，下面利用VAR下的Johansen檢驗完成對時間變量序列的協(xié)整檢驗，檢驗時均考慮可常數(shù)項和時間趨勢項，結果如表3所示。數(shù)據(jù)顯示，以檢驗水平5%來判斷，無論是跡統(tǒng)計量檢驗還是最大特征值統(tǒng)計量檢驗都顯示變量之間都存在且僅存在一個協(xié)整關系，即此五個變量之間存在長期穩(wěn)定關系。在此，我們將lnm2對lncpi、lntz、lnck及l(fā)nsz進行回歸，以便得出變量間的數(shù)量關系，OLS回歸結果為：其中，括號內(nèi)的數(shù)字代表各變量系數(shù)的t統(tǒng)計量，且在5%顯著性水平下均顯著。

根據(jù)回歸方程可以看出，lnm2與lntz、lnck及l(fā)nsz是正相關的，當貨幣供應量增長一個百分點，上證指數(shù)、固定資產(chǎn)投資和金融機構存款分別增長0.57、0.53和 0.16個百分點，這與一般的理論研究結果一致。但是CPI指標與M2成反方向變動，貨幣供應量上漲一個百分點帶來的時物價水平下降0.62個百分點。這與傳統(tǒng)的貨幣數(shù)量論相違背，因為物價上漲按理應該會增加對貨幣的需求，反過來說，此時貨幣供應量增加造成更多的貨幣追求一定數(shù)量的商品，必然造成物價上漲。

3.3 格蘭杰因果檢驗

在研究了變量間的長期均衡關系后，我們將明確變量間的先后引領關系，以便對經(jīng)濟變量間的相互影響關系有更明確的認識，下面將進行Granger因果檢驗。結果如表4所示，滯后期由SC及AIC準側(cè)確定。

表4 Granger因果檢驗結果

表4告訴我們，在1%的顯著性水平下，lnm2都均可以作為lnck、lnsz和lntz格蘭杰原因；反之不然。根據(jù)貨幣主義學派的觀點，貨幣供應量變動是引起物價變動的根本原因，通貨膨脹永遠只是一個貨幣問題，但通過因果檢驗我們發(fā)現(xiàn)，我國貨幣供應的變化并不是引起消費物價變動的原因，因此，在此期間貨幣主義學派的基本觀點在中國的實用性值得深思。本文在此做如下思考：

(1)本文采用的數(shù)據(jù)區(qū)間為2001年1月～2010年4月，如果將研究的數(shù)據(jù)區(qū)間擴展成兩個階段至1984年，或許會有不一樣的結論。因此，本文似乎獲得一個意外的收獲，即研究中國貨幣供應量與通貨膨脹關系，需要分階段研究，因為變量參數(shù)在兩個階段可能會有結構性不同。

(2)因果檢驗結果表明，lnm2可以作為lnsz的格蘭杰原因。隨著我國市場經(jīng)濟發(fā)展，股市逐漸壯大，金融資產(chǎn)規(guī)模擴大，在此背景下，增加的貨幣供應量將會被資本市場等虛擬經(jīng)濟所吸收。在經(jīng)濟景氣時，股市保持牛市上揚，大量資金流入股市逐利，貨幣供應的增加對實體經(jīng)濟影響有限。

(3)自上個世紀90年代以來，中國的儲蓄率一直保持上升趨勢，居民收入的增加往往表現(xiàn)為銀行存款余額的持續(xù)膨脹。基于高儲蓄率之上的宏觀經(jīng)濟平衡關系，保證了我國不會出現(xiàn)長期、持續(xù)的通過膨脹。在經(jīng)濟不景氣時銀行存款更加成為人們維護資產(chǎn)安全的首要方式。

正是因為金融資產(chǎn)的囤積才使超額貨幣被大量分流，所以超額貨幣供應并沒有引起商品和勞務價格的上漲，從而造成我國超額貨幣供應與物價平穩(wěn)(甚至通貨緊縮)、股價上漲并存的現(xiàn)象。從這個角度來講，金融資產(chǎn)囤積假說對解釋近十年以來中國貨幣供應量與物價關系反常這一現(xiàn)象很有說服力。

4 政策建議

根據(jù)實證檢驗結果及結論分析，我們在政策建議方面做如下思考：

(1)考慮股市對貨幣供應量的影響。股市對貨幣供應量的影響表現(xiàn)在當股價上漲時，會吸引大量資金入市，這會造成企業(yè)生產(chǎn)資金和銀行信貸資金的緊張，這一方面會導致實體經(jīng)濟增長乏力，另一方面則會形成央行擴大貨幣供給的倒逼機制。建議對貨幣供應量統(tǒng)計口徑進行調(diào)整，加強對股市資金的監(jiān)測與調(diào)控，以全面反映全社會資金運行，也有利于中央銀行正確判斷實體經(jīng)濟運行狀況與股票市場運行的差異及其對信用規(guī)模的影響，從而準確把握貨幣政策調(diào)控的方向和力度。

(2)高儲蓄條件下重啟中國經(jīng)濟的關鍵在于擴大投資。盡管目前我國已經(jīng)將擴大內(nèi)需確定為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的基本內(nèi)容之一，但實踐告訴我們，中國消費率的增長速度仍然緩慢。而將擴大出口作為經(jīng)濟發(fā)展支撐點的外貿(mào)政策在金融海嘯背景下也將難以為續(xù)。如此看來，保持較高投資率將是重啟中國經(jīng)濟的主要手段。本文的研究結果顯示，高儲蓄率下的貨幣供應增長不會導致通貨膨脹，這就為擴大投資拉動經(jīng)濟平穩(wěn)增長提供理論支撐。目前，政府需要關注的是改變投資領域，提高資金使用效率，完善儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的金融機制。

(3)改進我國物價指數(shù)的統(tǒng)計方法。目前我國的CPI調(diào)查范圍包括居民購買并用于日常生活消費的商品和服務項目的價格，股票、房地產(chǎn)等資產(chǎn)價格都沒有進入CPI，但兩者間一直存在廣泛的聯(lián)系。例如，房價上漲在一定程度上會促使CPI提高，如果將其納入CPI商品籃子中，給予其一定比重，對嚴防通貨膨脹、實現(xiàn)物價穩(wěn)定不無裨益。

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[4]高宇,宋巧,曾偉晟.我國貨幣供應量與通貨膨脹的實證檢驗[J].金融縱橫,2008(4).