【摘要】貨幣供給、實(shí)際產(chǎn)出與價(jià)格水平會(huì)因新的經(jīng)濟(jì)背景而呈現(xiàn)不同關(guān)系。本文對(duì)我國(guó)2001～2012貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)總量及物價(jià)水平的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明：M1對(duì)GDP、CPI的影響最大，M2次之。貨幣供應(yīng)量短期內(nèi)對(duì)產(chǎn)出與物價(jià)均有影響，貨幣在短期內(nèi)為非中性，其影響時(shí)間不短于半年；而在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)產(chǎn)出無(wú)影響，對(duì)物價(jià)有顯著影響，表明貨幣在長(zhǎng)期是中性的。

【關(guān)鍵詞】貨幣供應(yīng)量 GDP CPI

一、引言

截止到2013年2月末，我國(guó)的貨幣供應(yīng)量余額達(dá)99.86萬(wàn)億，居世界首位。雖采用了強(qiáng)勁的貨幣政策，但我國(guó)經(jīng)濟(jì)總值仍出現(xiàn)了下滑，大量沿海地區(qū)出口型企業(yè)破產(chǎn)，投資和出口受到了嚴(yán)重的影響。與此同時(shí)，我國(guó)的物價(jià)水平卻以不顯著的方式漲至高位。若以此態(tài)勢(shì)發(fā)展必將導(dǎo)致嚴(yán)重的通貨膨脹，影響社會(huì)穩(wěn)定。

研究我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及物價(jià)水平的關(guān)系，建立并完善適應(yīng)我國(guó)現(xiàn)階段國(guó)情的貨幣政策體系與機(jī)制，已成為我國(guó)的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。鑒于此，本文主要探討了貨幣供給在何種程度上影響實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出及各層次的貨幣供給對(duì)實(shí)際產(chǎn)出和物價(jià)水平的影響效果，并結(jié)合實(shí)際情況得出政策啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

許多學(xué)者已對(duì)貨幣發(fā)行量與CPI、GDP之間的聯(lián)系進(jìn)行了研究，主要有古典貨幣數(shù)量理論、新貨幣數(shù)量論。我國(guó)許多學(xué)者從不同的角度對(duì)三者間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。陳希娟（2009）通過(guò)對(duì)CPI、GDP 和貨幣供應(yīng)量關(guān)系的研究，發(fā)現(xiàn)GDP及貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)加速CPI的上升。張成思（2010）研究了貨幣供應(yīng)量對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI的影響，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)流動(dòng)性指標(biāo)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI有著顯著的影響。王璐（2010）通過(guò)VAR模型分析M2及GDP變化對(duì)CPI的影響，指出GDP與M2的增加在短期內(nèi)均會(huì)促進(jìn)CPI的上升，但長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)產(chǎn)生一定的抵消作用。李曉玲 （2012）發(fā)現(xiàn)貨幣供給增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率存在雙向因果關(guān)系，并且我國(guó)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)主要體現(xiàn)在物價(jià)指數(shù)上。宋迎迎（2010）對(duì)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)各個(gè)層次的貨幣供應(yīng)量與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在顯著的正相關(guān)。趙昕（2013）討論了貨幣沖擊對(duì)真實(shí)產(chǎn)量與價(jià)格水平的影響，發(fā)現(xiàn)價(jià)格水平和真實(shí)產(chǎn)量與M0、M2 之間存在協(xié)整關(guān)系，而與M1不存在協(xié)整關(guān)系。

已有的研究大都從理論研究或是以年為時(shí)間單位采集樣本的實(shí)證研究，并且以貨幣供應(yīng)量整體為研究對(duì)象，導(dǎo)致統(tǒng)計(jì)結(jié)論不夠準(zhǔn)確、詳細(xì)。為把握貨幣供應(yīng)量對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平的影響，增強(qiáng)實(shí)證研究結(jié)果對(duì)政策實(shí)踐的指導(dǎo)作用，本文將貨幣供應(yīng)量進(jìn)一步細(xì)化為狹義貨幣供應(yīng)量M1和廣義貨幣供應(yīng)量M2，建立了VAR模型，對(duì)比分析M1、M2對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平的影響。

三、實(shí)證研究

（一）變量設(shè)定及樣本數(shù)據(jù)選擇

本文采用人民銀行公布的M1和M2數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，采用月度數(shù)據(jù)。所用GDP、CPI數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，各數(shù)據(jù)如圖1所示。

圖1 2001-2012年發(fā)展趨勢(shì)圖

（二）實(shí)證模型的選擇與建立

VAR模型對(duì)于反映各政策變量單位變化的影響散布到以后各時(shí)期的模型估計(jì)有較好的效果，采用該模型能夠清晰、準(zhǔn)確地解釋各政策變量變化對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響情況，并且該模型還可通過(guò)脈沖響應(yīng)和方差分解進(jìn)一步深入了解各內(nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)互動(dòng)關(guān)系。因此，本文采用VAR模型進(jìn)行研究。

1.模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于VAR模型中所采用的數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了消除數(shù)列之間的異方差，先對(duì)各個(gè)變量取了對(duì)數(shù)；為防止出現(xiàn)偽回歸，對(duì)模型中的各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文將采用Dickey和Fuller（1981）提出的ADF方法進(jìn)行。

表1 原始數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

數(shù)據(jù)序列（c，t，p）ADF值5%的臨界值結(jié)論

LNM1（c，0，0）7.0016-1.94307不平穩(wěn)

LNM2 （c，0，0）15.0838-1.94307不平穩(wěn)

LNCPI（c，0，0）3.8722-1.94307不平穩(wěn)

LNGDP （c，0，0）1.4102-1.94307不平穩(wěn)

注：c表示常數(shù)項(xiàng)，t表示時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，p表示滯后階數(shù)。

在得出序列不平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，繼續(xù)對(duì)5個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行一階差分的單位根檢驗(yàn)，如表2所示。

表2 原始數(shù)據(jù)一階差分的ADF檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)序列（c，t，p）ADF值5%的臨界值結(jié)論

DlNM1（c，0，0）-10.4331-1.94309平穩(wěn)

DlNM2 （c，0，0）-5.8292-1.94309平穩(wěn)

DlNCPI（c，0，0）-8.1316-1.94309平穩(wěn)

DLNGDP （c，0，0）-11.8743-1.94309平穩(wěn)

通過(guò)表1可知，原始數(shù)據(jù)在有常數(shù)項(xiàng)、無(wú)時(shí)間趨勢(shì)、無(wú)滯后階數(shù)下的單位根檢驗(yàn)均大于5%置信水平下的臨界值。而其一階差分在有常數(shù)項(xiàng)、無(wú)時(shí)間趨勢(shì)、無(wú)滯后階數(shù)下的單位根檢驗(yàn)均小于5%置信水平下的臨界值。因此，符合協(xié)整檢驗(yàn)要求單整階數(shù)相同的前提條件。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

若兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)變量序列通過(guò)某個(gè)線性組合后得到的新序列是平穩(wěn)的，則變量間存在協(xié)整關(guān)系。由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法相對(duì)比較靈活，限制較少，因此本文根據(jù)樣本數(shù)據(jù)特點(diǎn)采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。

表3 （DLNM1、DLNCPI、DLNGDP）數(shù)據(jù)組

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

數(shù)據(jù)組協(xié)整方程個(gè)數(shù)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%的臨界值

（DLNM1、DLNCPI、DLNGDP）無(wú)0.4498143.31429.7970

最多一個(gè)0.266660.857615.4947

最多兩個(gè)0.122618.05883.8414

結(jié)果顯示：該數(shù)據(jù)組在5%的得置信水平下存在協(xié)整關(guān)系

表4 （DLNM2、DLNCPI、DLNGDP）數(shù)據(jù)組

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

數(shù)據(jù)組協(xié)整方程個(gè)數(shù)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%的臨界值

（DLNM2、DLNCPI、DLNGDP）無(wú)0.4822167.361629.7970

最多一個(gè)0.293976.533915.4947

最多兩個(gè)0.186528.49263.8414

結(jié)果顯示：該數(shù)據(jù)組在5%的得置信水平下存在協(xié)整關(guān)系

由表3、表4的可以看出，在5%的置信水平下，跡統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，可以拒絕最多存在兩個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)，即貨幣供應(yīng)量、GDP、CPI存在協(xié)整關(guān)系。表明三者間存在一個(gè)長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以建立VAR模型，進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

運(yùn)用協(xié)整分析可得到三者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，在此運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)法分析三者之間是否存在或存在怎樣的因果關(guān)系。

表5 （DLNM1、DLNCPI、DLNGDP）格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)F統(tǒng)計(jì)量概率檢驗(yàn)結(jié)果

DLNGDP不是引起DLNM1格蘭杰原因20.53580.0008存在因果

DLNM1不是引起DLNGDP格蘭杰原因4.474160.0131存在因果

DLNCPI不是引起DLNM1格蘭杰原因1.94230.1473不存在因果

DLNM1不是引起DLNCPI格蘭杰原因20.72790.0008存在因果

在5%的置信水平下，滯后期為2期時(shí)，GDP與M1之間存在雙向因果關(guān)系 ，即M1是GDP的格蘭杰的原因，反之亦成立。而CPI與M1只存在單向的因果關(guān)系，即M1是CPI的格蘭杰原因，反之不成立。

表6 （DLNM2、DLNCPI、DLNGDP）格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)F統(tǒng)計(jì)量概率檢驗(yàn)結(jié)果

DLNGDP不是引起DLNM2格蘭杰原因0.17910.8362不存在因果

DLNM2不是引起DLNGDP格蘭杰原因2.09030.1276不存在因果

DLNCPI不是引起DLNM2格蘭杰原因0.50050.6073不存在因果

DLNM2不是引起DLNCPI格蘭杰原因5.22360.0073存在因果

在5%的置信水平下，滯后期為2期時(shí)，GDP與M2之間不存在雙向因果關(guān)系，即M2不是GDP的格蘭杰的原因，GDP亦不是M2的格蘭杰原因。CPI與M2存在單向的因果關(guān)系，即M2是CPI的格蘭杰原因，反之不成立。

4.脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)研究?jī)?nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)值對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)誤差項(xiàng)一個(gè)沖擊的反應(yīng)。根據(jù)SIC信息準(zhǔn)則及殘差診斷結(jié)果，兩VAR模型滯后階數(shù)取2。經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，所有殘差在95%的置信水平下是平穩(wěn)序列，特征多項(xiàng)式根的倒數(shù)均位于單位圓內(nèi)，VAR模型是穩(wěn)定的。圖2～5分別表示給定一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，各變量間的脈沖響應(yīng)。

圖2 M1對(duì)CPI的脈沖圖 圖3 M1對(duì)GDP的脈沖圖

由圖2可知，在一個(gè)單位正向的M1的沖擊下，第一期對(duì)CPI不產(chǎn)生影響， CPI在第二期達(dá)到最大值（0.002），第九期后影響消失。貨幣供給對(duì)物價(jià)水平的影響具有一定的時(shí)滯性，對(duì)價(jià)格水平的影響較為深遠(yuǎn)。由圖3可知，在一個(gè)單位正向的M1的沖擊下，GDP有正有負(fù)，負(fù)的影響持續(xù)時(shí)間較短，最大負(fù)值接近-0.003。三期后開(kāi)始轉(zhuǎn)為正的影響，至第六期時(shí)影響幾乎消失。在短期內(nèi)貨幣不是中性，但從長(zhǎng)期存在中性。

圖4 M2對(duì)CPI的脈沖圖 圖5 M2對(duì)GDP的脈沖圖

由圖4可知，在一個(gè)單位的正向M2沖擊下，M2對(duì)CPI產(chǎn)生即期影響，脈沖函數(shù)值達(dá)到-0.0005左右，但該負(fù)的影響很快消失，于第二期轉(zhuǎn)向?yàn)檎挠绊懖⑦_(dá)到最大值，到第九期幾乎影響消失。貨幣供給對(duì)物價(jià)水平的影響有一定的時(shí)滯性，但影響較為深遠(yuǎn)。由圖5可知，在一個(gè)單位正向M2的沖擊下，M2對(duì)GDP的即期負(fù)的影響值最大（約為-0.04），隨著時(shí)間的遞進(jìn)，脈沖函數(shù)值逐期遞增，至第3期轉(zhuǎn)為正的影響。M2對(duì)GDP的正向影響比較微弱，并且影響期間比較短，在第5期后影響基本消失。

四、結(jié)論和建議

M1對(duì)GDP、CPI的影響最大，M2次之。貨幣供應(yīng)量短期內(nèi)對(duì)產(chǎn)出和物價(jià)均產(chǎn)生影響，在短期內(nèi)是非中性的，影響時(shí)間大于半年；而長(zhǎng)期對(duì)產(chǎn)出不產(chǎn)生影響，貨幣是中性的，貨幣的變動(dòng)主要反映在物價(jià)上，對(duì)物價(jià)會(huì)產(chǎn)生顯著的影響。為了應(yīng)對(duì)后金融危機(jī)時(shí)代，可以在以下方面采取相關(guān)的措施：

1.及時(shí)、靈活調(diào)控供應(yīng)量。由于我國(guó)的貨幣供應(yīng)量M1是GDP和CPI的格蘭杰原因，可改變M1的供應(yīng)量促使GDP和CPI回到均衡水平。決策機(jī)構(gòu)可靈活控制貨幣的供應(yīng)量并根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)及時(shí)調(diào)整，這對(duì)于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式具有重要的意義。

2.豐富投資渠道，監(jiān)管并引導(dǎo)市場(chǎng)超發(fā)貨幣的有向流動(dòng)。貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率的提高是導(dǎo)致CPI快速上漲的主要原因，因此政府應(yīng)監(jiān)控市場(chǎng)多余貨幣的流通，避免肆意投機(jī)炒作帶來(lái)的商品價(jià)格大幅波動(dòng)，豐富投資渠道，引領(lǐng)多余貨幣投到有利于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展的領(lǐng)域。

3.貨幣政策的實(shí)施應(yīng)與財(cái)政政策相結(jié)合。GDP與CPI和M2存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但貨幣供應(yīng)量的影響在短期和長(zhǎng)期表現(xiàn)不同，即貨幣政策作為宏觀調(diào)控手段在實(shí)踐中存在時(shí)滯而且時(shí)滯周期較難掌握。因此，我國(guó)應(yīng)該將貨幣政策與財(cái)政政策結(jié)合使用，充分利用好存款準(zhǔn)備、再貼現(xiàn)、公開(kāi)市場(chǎng)這三大法寶。

參考文獻(xiàn)

[1] 高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2009.

[2] 潘文榮，宋迎迎.貨幣供應(yīng)量對(duì)CPI和GDP影響探究[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2009（01）.

[3] 陳希娟.CPI與GDP、M2的關(guān)系[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009（04）.

[4] 張成思.貨幣政策效果與貨幣需求構(gòu)成的關(guān)系及政策建議[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2010（08）.

[5] 王璐.基于VAR模型的我國(guó)GDP與M2對(duì)CPI的影響[J].懷化學(xué)院報(bào)，2010（10）.

[6] 胡俞越.超量貨幣與GDP和CPI之關(guān)系研究[J].北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)，2011（01）.

[7] 李曉玲.物價(jià)指數(shù)與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的實(shí)證研究[J].時(shí)代金融，2012（01）.

[8] 趙昕，劉玉峰.中國(guó)貨幣供應(yīng)量、GDP和價(jià)格水平關(guān)系的再檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2013（03）.

[9] Chow，Gregory C，Shen Yan. Money， Price Level and Output in the Chinese Macro Economy[C].CEPS Working Paper，No. 98，2004.

[10] Chow，Gregory C.Money and Price Level Determination in China[J].Journal of Comparative Economics，1987（11）.

[11] Stefan Gerlach、Frank Smets，MCI and monetary policy，European Economic Review，2000（44）：1677-1700.

作者簡(jiǎn)介：李志蕓，女，華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，研究方向： 經(jīng)濟(jì)學(xué)。

（編輯：陳岑）