王巧　王曉菁

[摘要]調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量是國家宏觀調(diào)控的重要手段，貨幣供應(yīng)量的變動對我國居民的消費價格水平有著重要的影響。本文采用2008年1 月至2012 年4 月的月度數(shù)據(jù)，針對我國廣義貨幣供應(yīng)量M2對居民消費價格指數(shù)CPI 的影響進行了實證分析。結(jié)果顯示，M2的變化對CPI的影響具有滯后性影響。

[關(guān)鍵詞]居民消費價格指數(shù) 貨幣供應(yīng)量 滯后期效應(yīng)

一、相關(guān)簡介

貨幣供應(yīng)量，是指一國在某一時點上為社會經(jīng)濟運轉(zhuǎn)服務(wù)的貨幣存量，它由包括中央銀行在內(nèi)的金融機構(gòu)供應(yīng)的存款貨幣和現(xiàn)金貨幣兩部分構(gòu)成。參照國際通用原則，根據(jù)我國實際情況，中國人民銀行將我國貨幣供應(yīng)量指標分為以下四個層次：（1）M0：流通中的現(xiàn)金；（2）M1：M0+企業(yè)活期存款+機關(guān)團體部隊存款+農(nóng)村存款+個人持有的信用卡類存款；（3）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；（4）M3：M2+金融債券+商業(yè)票據(jù)+大額可轉(zhuǎn)讓存單等。從貨幣供應(yīng)量的定義中可以看出，擴大貨幣供給量的途徑不外乎兩條：一是增加基礎(chǔ)貨幣，二是提高貨幣乘數(shù)。

消費價格指數(shù)是根據(jù)與居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價格統(tǒng)計出來的物價變動指標，通常作為觀察通貨膨脹水平的重要指標。消費物價指數(shù)測量的是隨著時間的變化，包括200多種各式各樣的商品和服務(wù)零售價格的平均變化值。這200多種商品和服務(wù)被分為8個主要的類別。在計算消費者物價指數(shù)時，每一個類別都有一個能顯示其重要性的權(quán)數(shù)。這些權(quán)數(shù)是通過向成千上萬的家庭和個人調(diào)查他們購買的產(chǎn)品和服務(wù)而確定的。消費物價指數(shù)的計算公式為：CPI=（一組固定商品按當期價格計算的價值/一組固定商品按基期價格計算的價值）×100。采用的是固定權(quán)數(shù)按加權(quán)算術(shù)平均指數(shù)公式計算，即K拔=ΣKW/ΣW，固定權(quán)數(shù)為W，其中公式中分子的K為各種銷售量的個體指數(shù)。

二、貨幣供應(yīng)量與CPI之間的傳導(dǎo)機制

從傳統(tǒng)的費雪交易方程式MV=PY可以看出，在貨幣流動速度變化不大的情況下（實際上貨幣流通速度是一個制度變量，短時間內(nèi)變化不大），貨幣供應(yīng)量速度變化與價格水平變化具有下列關(guān)系：dm/M=dp/P+dy/Y。其中dm/M、dp/P、dy/Y分別代表貨幣供應(yīng)量、價格水平和產(chǎn)出的變化。從直觀上來看，在社會商品生產(chǎn)一定的情況下，貨幣供應(yīng)量增加會直接導(dǎo)致價格水平的上升。從傳導(dǎo)機制來看，貨幣供應(yīng)量增加從三方面對CPI產(chǎn)生直接或潛在影響：一是貨幣供應(yīng)量增加可能會使實際利率降低，刺激投資需求，投資需求增大會使上游工業(yè)品價格指數(shù)上漲過快，從而導(dǎo)致下游的CPI面臨上漲的壓力，目前我國經(jīng)濟運行中這種現(xiàn)象較為明顯；二是貨幣供應(yīng)量增加會使居民通脹預(yù)期增強和財富效應(yīng)顯現(xiàn)，社會消費需求增大，直接對CPI上升產(chǎn)生直接推動力；三是本國貨幣供應(yīng)量增加使本國貨幣有貶值趨勢，從而刺激出口抑制進口，影響國內(nèi)商品市場的供求關(guān)系，對國內(nèi)商品市場的價格水平產(chǎn)生影響。

從CPI的構(gòu)成來看，包括食品、煙酒及用品、衣服、家庭設(shè)備及維修服務(wù)、醫(yī)療保健及個人用品、交通和通信、娛樂教育文化用品及服務(wù)、居住等八類與居民生活消費密切相關(guān)的商品，貨幣供應(yīng)量變化對不同商品的影響有所區(qū)別。因此，貨幣供應(yīng)量的變化對CPI影響可能有一個時滯，即潛在購買力的貨幣轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實購買力的時間跨度，因為決定這個時滯的因素較多且較為復(fù)雜，與整體社會經(jīng)濟發(fā)展水平、消費習慣、消費結(jié)構(gòu)等因素密切相關(guān)，但從總體來看，影響貨幣供應(yīng)量變化對居民消費價格水平變化的因素有兩方面：一方面是消費者對通貨膨脹的預(yù)期，如果消費者預(yù)期未來通貨膨脹水平較高，居民會提前消費，那么貨幣供應(yīng)量變化對價格水平變化影響時滯較短，反之則較長；另一方面是社會消費結(jié)構(gòu)情況，如果整個社會處于消費結(jié)構(gòu)升級階段，貨幣供應(yīng)量變化對價格變化影響則存在一個相對較長的時滯。

三、我國CPI與貨幣供應(yīng)量的情況

2012年中國CPI指數(shù)：

2012年2月9日，國家統(tǒng)計局公布1月份宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)。2012年1月份，全國居民消費價格總水平同比上漲4.5%。

2012年3月9日，國家統(tǒng)計局公布2月份，全國居民消費價格總水平同比上漲3.2%。

2月份，全國居民消費價格總水平環(huán)比下降0.1%。

2012年4月9日，國家統(tǒng)計局公布3月份，全國居民消費價格總水平同比上漲3.6%。

3月份，全國居民消費價格總水平環(huán)比上漲0.2%。

2012年4月份，全國居民消費價格總水平同比上漲3.4%。4月份，全國居民消費價格總水平環(huán)比下降0.1%。

伴隨著CPI同比開始進入回落通道，預(yù)計下半年通脹將重回2時代。相應(yīng)地，在目前的形勢下，今年的貨幣政策將由名義上的“穩(wěn)健”轉(zhuǎn)變?yōu)閷嵸|(zhì)性的“寬松”，6月降息政策或?qū)?。（以下圖表來自東方財富網(wǎng)）

2011年以來，我國貨幣政策從適度寬松轉(zhuǎn)向穩(wěn)健，貨幣信貸增長速度明顯低于上年同期。2010年2月末，廣義貨幣供應(yīng)量（M2）的增幅比上月末低1.46個百分點，比2010年同期增速下降9.78個百分點；狹義貨幣供應(yīng)量（M1）的增幅比上月末上漲1.97個百分點，但比2010年同期增速下降19.42個百分點；市場貨幣流通量（M0）余額為47270.24億元，同比增長10.27%，增幅比上月末下降9.03個百分點，比2010年同期增速下降11.71個百分點。2011年，實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）47.1萬億元，同比增長9.2%，居民消費價格指數(shù)（CPI）同比上漲5.4%。

根據(jù)在國家統(tǒng)計局和東方財富網(wǎng)收集到了從2008年1月至2012年4月的CPI和貨幣供應(yīng)量的相關(guān)數(shù)據(jù)，我用表格作了相應(yīng)統(tǒng)計，以便幫助我對數(shù)據(jù)的分析以及模型的構(gòu)建。

四、模型構(gòu)建

我國將貨幣供應(yīng)量劃分為三個層次：M0、M1 和M2。我國將M2作為貨幣政策的中介目標以達到穩(wěn)定物價的目標。所以我選擇我國2008 年1月至2012 年4月的M2和CPI的月度數(shù)據(jù)作為分析的基礎(chǔ)。廣義貨幣供應(yīng)量和居民消費價格指數(shù)分別以M2和CPI來表示，并且對數(shù)據(jù)取對數(shù)，是為了消除模型的數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差，用（LN+變量）來表示，并且采用時間序列數(shù)據(jù)，為減少數(shù)據(jù)處理過程中的誤差，先對數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗，再做協(xié)整檢驗來分析變量間存在的關(guān)系，然后便可以建立模型分析M2變化對CPI影響的時滯。

筆者先對此數(shù)據(jù)做了最小二乘回歸分析，得出如下結(jié)果：

可由該模型看出，解釋變量X（即貨幣供應(yīng)量）對Y（即居民消費價格指數(shù)）的解釋能力不太好，X對Y的相伴概率高于5%，擬合優(yōu)度很低，DW檢驗相距2也是挺遠的，F(xiàn)統(tǒng)計量也很低，其相伴概率也超過了5%，看上去模型基本不能說明什么問題，可是，當我們看其實際值，擬合值和殘差的圖像時，發(fā)現(xiàn)了一些問題，如下圖：

從圖中可看出實際值和擬合值的波動幅度以及波動步調(diào)基本一致，可就是差了一個區(qū)間，所以從圖像我猜想M2的變化對CPI的影響具有滯后性影響。有了這個猜想后，我先檢驗M2與CPI的平穩(wěn)性。

筆者先對變量進行單位根檢驗，檢驗它的平穩(wěn)性，以保證分序列之間確實存在長期穩(wěn)定關(guān)系。我運用Eviews5.0 進行ADF 的檢驗，檢驗結(jié)果如下面表1 所示：

根據(jù)判斷標準，該序列Y是符合平穩(wěn)標準的，所以可以使用。

同樣的方法檢測序列X，如圖：

從結(jié)果可以判斷序列X有單位根，所以對序列X進行一階差分序列平穩(wěn)性檢驗，如下圖：

根據(jù)判斷標準，此時該序列X是是符合平穩(wěn)標準的，所以可以使用。

筆者用EGNR法對M2和CPI進行協(xié)整檢驗。筆者先用CPI對M2進行回歸，然后對其殘差做ADF 檢驗，結(jié)果如表2 所示。在1%水平、5%水平和10%水平的顯著水平下，t 檢驗統(tǒng)計量值均小于相應(yīng)的臨界值，所以拒絕原假設(shè)，表明該殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即說明M2和CPI之間存在協(xié)整關(guān)系。

從結(jié)果可判斷序列e無單位根，序列X與序列Y協(xié)整。

既然M2和CPI之間存在長期均衡關(guān)系，為了考察M2對CPI的影響，我選擇用M2的月增長量M2Z作為解釋變量，以CPI月度同比指數(shù)CPIZ為被解釋變量進行深入研究。

首先估計回歸模型：CPIZ=α+βoM2Z+U，結(jié)果見表3。從回歸結(jié)果來看，M2Z的t 統(tǒng)計量值為-1.64相對于常數(shù)項C 的t 統(tǒng)計量值175.67不顯著，表明當期M2的變化對當期CPI的影響在統(tǒng)計意義上不明顯。

為了分析M2變化對CPI的滯后性影響，我對6個月的分布滯后模型進行驗證比較，結(jié)果如下表所示：

從上圖回歸結(jié)果來看，M2Z各滯后期的系數(shù)逐步增加表明當期貨幣供應(yīng)量的變化對消費價格指數(shù)的影響要經(jīng)過一段時間才能逐步顯現(xiàn)，但各滯后期的系數(shù)的t統(tǒng)計量值不顯著，因此還不能據(jù)此判斷滯后期究竟有多長。所以我再做12個月的分布滯后模型的估計，結(jié)果如下：

從上表得知，由M2Z至M2Z（-9）的回歸系數(shù)都不顯著異于零，而M2Z（-10）的回歸t 的統(tǒng)計量值為1.89E-05，在5%水平的顯著水平下拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，這是我用分布滯后12個月的模型進行分析總結(jié)所得出的結(jié)果。這可以說明，當期M2的變化對CPI的影響是在10個月之后才明顯表現(xiàn)出來的。

為了研究M2對CPI影響的持續(xù)性，觀察表格。根據(jù)表中數(shù)據(jù)可得知，t 統(tǒng)計量值顯著是從滯后10個月開始的，一直到滯后12個月為止；通過回歸系數(shù)也可了解到廣義M2的變化對CPI的影響在滯后12個月達到了最大值。

五、結(jié)論分析

通過對貨幣供應(yīng)量對消費價格指數(shù)的滯后性分析，了解到我國廣義貨幣供應(yīng)量對居民消費價格指數(shù)的影響具有明顯的滯后性，滯后期大約為10個月，且有持續(xù)的滯后影響，持續(xù)的長度大約為3個月，其影響力度先遞增然后遞減。綜上所述，我們不僅要注重合理選擇貨幣政策的中間變量，以求進一步完善貨幣政策傳導(dǎo)機制，優(yōu)化流通效率，重視流動性疏導(dǎo)；而且也要加強對貨幣供應(yīng)量的預(yù)測研究，保證其與經(jīng)濟增長目標之間的協(xié)調(diào)性；同時我們也要注重政策之間的相互協(xié)調(diào)與配合。在考慮到時效性的情況下，在執(zhí)行經(jīng)濟政策的過程中要多加謹慎，并加強對國內(nèi)外經(jīng)濟走勢和各個經(jīng)濟領(lǐng)域發(fā)展狀況作出提前分析和判斷。要及時發(fā)現(xiàn)新情況、新問題，并對此進行深入分析，制定相關(guān)的有效政策，以保證政策的有效、順利的執(zhí)行，以促使我國經(jīng)濟有效、高效的發(fā)展。

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作者簡介：王巧（1991-），性別：女，籍貫：貴州省貴陽市，貴州大學09級本科生

王曉菁（1991-），性別：女，籍貫：浙江省杭州市，貴州大學09級本科生