廣東外語外貿(mào)大學(xué) 梁青霞

建國初期我們將傳統(tǒng)貨幣理論觀點(diǎn)作為制定貨幣相關(guān)政策的準(zhǔn)則之一，但隨著我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展和不斷深化的經(jīng)濟(jì)體制改革，諸多事實(shí)和研究表明，貨幣供應(yīng)量增長對物價(jià)變動的影響不一定顯著，但是貨幣供應(yīng)量對物價(jià)的作用程度卻直接關(guān)系到人們的日常生產(chǎn)和生活，并進(jìn)一步影響我國貨幣政策的制定和實(shí)施，因而研究貨幣供應(yīng)量對物價(jià)的影響具有重要的意義。

1 文獻(xiàn)綜述

對于貨幣供應(yīng)量與物價(jià)之間的關(guān)系研究，國內(nèi)學(xué)者主要集中在說明貨幣供應(yīng)量是否為物價(jià)上漲的原因，從實(shí)證結(jié)果看基本都印證了這一觀點(diǎn)。傳統(tǒng)貨幣數(shù)量理論認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平之間存在穩(wěn)定的正相關(guān)，然而在現(xiàn)實(shí)中有時(shí)候會出現(xiàn)貨幣供應(yīng)量增加，物價(jià)指數(shù)不上漲甚至是下降的現(xiàn)象，而對于此現(xiàn)象純粹的貨幣數(shù)量論無法解釋?？傊?，從以上文獻(xiàn)綜述結(jié)果來看，研究結(jié)論并不一致。對于正處于轉(zhuǎn)型期的我國經(jīng)濟(jì)來說，貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平之間究竟是否存在關(guān)系以及有著怎樣的關(guān)系，是值得我們深入探討和研究的。

2 貨幣供應(yīng)量對物價(jià)影響的實(shí)證分析

貨幣供應(yīng)量又稱為貨幣存量，在中國，貨幣供應(yīng)量按流動性標(biāo)準(zhǔn)由強(qiáng)到弱分為三個(gè)層次，即M0、M1、M2。M0——流通中的現(xiàn)金，是央行歷年貨幣發(fā)行總額；M1——M0+活期存款，也稱作“狹義貨幣量”；M2——M1+定期存款+貨幣市場共同帳戶+其它存款(財(cái)政存款除外)，也被稱作“廣義貨幣量”。

消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)(CPI，Consumer Price Index)是世界各國普遍編制的一種指數(shù)，它是我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重要指標(biāo)，可以用來進(jìn)行國民經(jīng)濟(jì)的核算、宏觀經(jīng)濟(jì)的分析和預(yù)測以及實(shí)施價(jià)格總水平的調(diào)控，同時(shí)它可以綜合反映居民所消費(fèi)商品及服務(wù)價(jià)格水平的物價(jià)變動，常用來作為測定通貨膨脹。

2.1 計(jì)量方法與數(shù)據(jù)說明

首先建立以M2為解釋變量(文中簡稱M)、CPI為被解釋變量的向量回歸模型，隨后本文將對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)樣本期間為2008年1月至2011年6月。原始數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，單位是人民幣，統(tǒng)一以2007年1月為指數(shù)100的定基CPI進(jìn)行平減。

2.2 實(shí)證分析

根據(jù)CPI與M的樣本數(shù)據(jù)，作CPI與M之間的散點(diǎn)圖和曲線圖可以看出，它們的變化趨勢是線性的，由此建立CPI與M之間的回歸模型：CPI=a0+a1M+ui，如圖1、圖2所示。

圖1 CPI與M之間的散點(diǎn)圖

圖2 CPI與M之間的曲線圖

下面是整理后的估計(jì)結(jié)果。

表1

即樣本回歸方程為

a1=9.03是樣本回歸方程的斜率，它表示月貨幣存量每增加1億元，將使物價(jià)水平提高9.03個(gè)單位。R2=0.94，說明總離差平方和的94%被樣本回歸直線解釋，僅有6%未被解釋，這說明樣本回歸直線對樣本點(diǎn)有著很高的擬合度。

再分析系數(shù)的顯著性，給出顯著水平0.05，自由度為40的t臨界值為2.02，t1=19.13＞2.02,t0=41.38＞2.02，故回歸系數(shù)均顯著不為零，回歸模型中應(yīng)包含常數(shù)項(xiàng)，M對CPI有顯著影響。

3 影響貨幣存量因素的實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 計(jì)量模型及數(shù)據(jù)處理

通過向量自回歸模型(VAR)來探討貨幣存量的影響因素。該模型有3個(gè)變量：國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，上一期貨幣存量Mt-1，當(dāng)期貨幣存量Mt，數(shù)據(jù)樣本期間選取的是1978年到2010年，單位是人民幣。

3.2 實(shí)證分析

將全部變量轉(zhuǎn)化為對數(shù)(自然對數(shù)值以小寫字母表示)，進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果得出各個(gè)變量都是一階單整過程。為了避免變量失去部分的經(jīng)濟(jì)意義，本文采取直接利用變量來建立VAR模型，而不再進(jìn)行非平穩(wěn)數(shù)列的差分處理。如果模型通過協(xié)整檢驗(yàn)和模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)，則可進(jìn)行進(jìn)一步分析和研究。

建立自回歸模型，InMt=β0+β1InYt+β2InMt-1+Ut對數(shù)據(jù)的2個(gè)變量分別作單位根檢驗(yàn)后，結(jié)果如下：

表2

由表可知，在5%的水平下，-4.08小于-2.87(而且也小于1%顯著水平下的-3.92)，說明檢驗(yàn)的序列是平穩(wěn)的；-6.7小于-2.87(而且也小于1%顯著水平下的-3.92)，說明InY的檢驗(yàn)序列是平穩(wěn)的。

由以上分析可知，2個(gè)變量的原序列是不平穩(wěn)的，一次差分序列是平穩(wěn)的。

下面對此作協(xié)整分析檢驗(yàn)。

表3

通過檢驗(yàn)結(jié)果知道，28.97655和24.25181分別大于5%顯著水平的臨界值23.64328和22.15392。此結(jié)果表明LnMt、LnYt和LnMt-1存在協(xié)整關(guān)系，由此我們可以直接用普通最小二乘法回歸分析。

回歸結(jié)果整理如下：

表4

由此自回歸方程為

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，在前面將變量轉(zhuǎn)化為對數(shù)之后，其受到?jīng)_擊后的變化值就可以被看作是變量的彈性系數(shù)。從單位GDP沖擊引起的不同時(shí)期貨幣存量的幅度來看，GDP沖擊的反應(yīng)程度較小，在現(xiàn)實(shí)中，GDP的上漲往往具有滯后效應(yīng)，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加往往會使貨幣存量變化不顯著，從一定意義上說明，在長期總產(chǎn)出與貨幣量之間沒有直接的實(shí)質(zhì)性關(guān)系。而當(dāng)期貨幣存量對上一期貨幣存量的反應(yīng)程度較大，說明貨幣存量存在隨著時(shí)間推移逐漸擴(kuò)大的影響。

4 結(jié)論及政策建議

本文采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)方法，選取1978年1月到2011年6月的月度數(shù)據(jù)，對貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)之間進(jìn)行了實(shí)證研究，研究結(jié)果表明物價(jià)指數(shù)增長對廣義貨幣供應(yīng)量增長顯著正相關(guān)。從貨幣存量的影響因素分析，當(dāng)期貨幣存量受上一期貨幣存量的影響顯著。因此，我國政府在制定貨幣政策時(shí)，應(yīng)該著重于銀行體系的流動性，放寬民營資本的準(zhǔn)入機(jī)制，從而可以使民營資本以市場化的高利率吸收存款，這樣既能保持流動性，又能保證政府投資項(xiàng)目的質(zhì)量；更應(yīng)當(dāng)做到利用需求管理政策來減輕經(jīng)濟(jì)波動，深化經(jīng)濟(jì)體制的改革，真正做到共同富裕、藏富于民，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)在活力，提高我國銀行競爭力和金融市場資源配置效率。

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