李慧慧

[摘要]居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）是大宗消費(fèi)品及服務(wù)價格變動的指標(biāo)，可以體現(xiàn)消費(fèi)品及服務(wù)的價格變動對居民消費(fèi)支出的影響，可以間接反映居民實(shí)際工資水平的漲跌，也可以作為分析宏觀經(jīng)濟(jì)形勢、調(diào)整宏觀經(jīng)濟(jì)政策的重要參考。文章對國民收入、貨幣供應(yīng)量與CPI的互動關(guān)系進(jìn)行了理論分析和實(shí)證研究，結(jié)果顯示：居民消費(fèi)價格指數(shù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值呈正向相關(guān)關(guān)系，二者互為Granger因果關(guān)系；居民消費(fèi)價格指數(shù)和廣義貨幣供給量呈正向相關(guān)關(guān)系，二者互為Granger因果關(guān)系；居民消費(fèi)價格指數(shù)具有一定的內(nèi)生慣性。

[關(guān)鍵詞]CPI；國民收入；貨幣供應(yīng)量；ARCH

[DOI]1013939/jcnkizgsc201815005

居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）是刻畫大宗消費(fèi)品及服務(wù)價格變動的指標(biāo)，可以體現(xiàn)消費(fèi)品及服務(wù)的價格變動對居民消費(fèi)支出的影響，可以間接反映居民實(shí)際工資水平的漲跌，也可以作為分析宏觀經(jīng)濟(jì)形勢、調(diào)整宏觀經(jīng)濟(jì)政策的重要參考。近年來，我國CPI在經(jīng)歷了一段時期的大漲之后逐漸趨于平穩(wěn)，2016年1月—2017年9月的CPI的月度數(shù)據(jù)顯示，這段時期內(nèi)CPI同比上漲了177%。CPI處于較低水平意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不景氣，因此，有必要對CPI的影響因素進(jìn)行深入研究，并以此來判斷CPI處于較低水平的真實(shí)原因。國內(nèi)外學(xué)者對影響CPI的影響因素研究很多，但因?yàn)檠芯恳暯?、研究期限、研究區(qū)域、研究方法等的不同，所得結(jié)論各有不同。利率作為貨幣政策的中介指標(biāo)，它的波動會通過消費(fèi)和投資兩個渠道影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而引起CPI的波動（李寶瑜、張帥，2008；王焱、魏慧豐、郭希明，2006；魏璐、錢存華，2014；張海星，2012）。貨幣供給量作為貨幣政策的另一中介指標(biāo)，它的波動不管是從長期還是短期，不管是廣義的還是狹義的，都會對CPI產(chǎn)生直接的影響（陳碧瓊、何燕，2009；高玲、李時椿，2008）。供給和需求是一種密不可分、互為因果的關(guān)系，產(chǎn)品市場有供需、要素市場也有供需。CPI可以有效反映產(chǎn)品市場上的價格變化，而生產(chǎn)資料、勞動力、土地的供需波動直接反映了要素市場上的價格變化。因此，勞動力、土地、原油、農(nóng)產(chǎn)品、中間產(chǎn)品的價格波動會直接影響CPI（侯守禮、2008；Todd EClark，1995；易綱，1995；厲以寧，1992；敬艷輝、王曉輝，2006；朱信凱、呂捷，2011），就像Dan Caplinger（2006）的觀點(diǎn)一樣，生產(chǎn)者價格指數(shù)可以很好地起到價格的預(yù)警作用甚至可以用來預(yù)警CPI的波動。但也有學(xué)者認(rèn)為CPI對來自它本身的變動反應(yīng)是相當(dāng)敏感的（曹捍東，2006）。自從1998年實(shí)行住房商品化改革以來，我國的商品房價格持續(xù)攀升，各地“地王”現(xiàn)象頻現(xiàn)，商品房價格的攀升在增加投機(jī)獲利的同時，也改變了居民的消費(fèi)習(xí)慣，許多背負(fù)著巨額房貸的家庭生活變得拮據(jù)。因此，住房和商品價格的波動對CPI的影響也是直接的（王軍平，2006；何維煒、田皓，2007）。范立夫、張捷（2011）通過對2001年1月—2010年12月的宏觀月度數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)貨幣增速剪刀差與CPI之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。

本文在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家費(fèi)雪的交易方程式理論，對居民消費(fèi)價格指數(shù)、國內(nèi)生產(chǎn)總值和貨幣供給的關(guān)系進(jìn)行了理論分析，并據(jù)此建立了計量經(jīng)濟(jì)模型，再通過實(shí)證研究方法來判定居民消費(fèi)價格指數(shù)、國內(nèi)生產(chǎn)總值和貨幣供給之間的關(guān)系。文末結(jié)合理論分析和實(shí)證分析的結(jié)論，提出了幾點(diǎn)政策性的思考。

1理論分析與模型構(gòu)建

古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家費(fèi)雪在其1911年出版的《貨幣購買力》一書中，提出了著名的“費(fèi)雪交易方程式”，式中M表示一定時期內(nèi)現(xiàn)實(shí)中流通的貨幣的平均數(shù)量，V表示一定時期內(nèi)單位貨幣的平均周轉(zhuǎn)次數(shù)即貨幣流通速度，P表示商品和勞務(wù)價格的加權(quán)平均數(shù)，T表示一定時期內(nèi)商品和勞務(wù)的實(shí)際產(chǎn)出。

MV=PT（1）

把（1）式左右兩邊同時取自然對數(shù)，變形為：

lnM+lnV=lnP+lnT（2）

通過移項(xiàng)之后可得：

lnP=lnM+lnV-lnT（3）

V主要由人們的支付制度和支付習(xí)慣決定。侯英、陳家寧（2012）基于近年來國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的實(shí)際，構(gòu)建了關(guān)于V的表達(dá)式：

V=（GDP+Yst+Yb+Yfu）M2（4）

從（4）式可以看出，影響V的主要因素包括GDP和M2（廣義貨幣供給量）。lnP是加權(quán)平均物價的自然對數(shù)，本文擬采用lnCPI代替；lnM是現(xiàn)實(shí)中流通的貨幣的平均數(shù)量取自然對數(shù)，本文擬采用lnM2代替；lnT是商品和勞務(wù)的實(shí)際產(chǎn)出取自然對數(shù)，本文擬采用lnGDP代替。據(jù)此，建立關(guān)于居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI、廣義貨幣供給量M2、國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的計量經(jīng)濟(jì)模型如下：

lnCPI=α+βlnM2+γlnGDP+ε

2變量設(shè)置與研究方法

21變量設(shè)置

（1）居民消費(fèi)價格指數(shù)（lnCPI）。本文擬采用居民消費(fèi)價格指數(shù)的月度同比數(shù)據(jù)，為了消除其然后對其消除指數(shù)增長趨勢，我們對其取自然對數(shù)處理。

（2）國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）。本文擬采用國內(nèi)生產(chǎn)總值累計同比實(shí)際增速的季度數(shù)據(jù)（%）代替。

（3）廣義貨幣供給量（lnM2）。本文采用廣義貨幣供給量期末同比增速的月度數(shù)據(jù)（%）代替。

文中使用的所有數(shù)據(jù)都來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，本文的研究區(qū)間選擇是2001年第一季度至2017年第三季度?；诓樵兊降木用裣M(fèi)價格指數(shù)和廣義貨幣供給量的數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，筆者采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)上的平均法測算出了對應(yīng)季度的數(shù)據(jù)。

22研究方法

如果序列y是時間序列數(shù)據(jù)且是非平穩(wěn)時間序列，可以設(shè)y包含一個確定性時間趨勢：

yt=a+δt+μtt=1，2，…，T（5）

式中μ是平穩(wěn)的隨機(jī)干擾項(xiàng)，a+δt是線性趨勢函數(shù)。（5）式減去a+δt，結(jié)果是一個平穩(wěn)過程。一般時間序列常呈指數(shù)增長趨勢，但是指數(shù)增長趨勢取自然對數(shù)就可以轉(zhuǎn)換成線性趨勢。因此，文中把CPI的時序數(shù)據(jù)作取對數(shù)處理。同樣，如果序列y通過d次差分成為一個平穩(wěn)序列，而這個序列差分d-1次時卻不平穩(wěn)，那么稱序列y為d階單整序列。本文擬對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

Johansen在1988年及1990年與Juselius一起提出的一種以VAR模型為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法，是一種進(jìn)行多變量協(xié)整檢驗(yàn)的較好的方法。協(xié)整的定義如下：k維向量時間序列yt的分量間被稱為d，b階協(xié)整，記為yt～CI（d，b），如果滿足：（1）yt～I(xiàn)（d），要求yt的每個分量都是d階單整的；（2）存在非零向量β，使得β，yt～I(xiàn)（d-b），0

3實(shí)證過程與檢驗(yàn)

31單位根檢驗(yàn)

檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)。本文進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的方法采用ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)。這兩種檢驗(yàn)同時使用避免了采用單一檢驗(yàn)方法結(jié)果可能的不準(zhǔn)確性。檢驗(yàn)結(jié)果如表1，從表1的結(jié)果可以看出，居民消費(fèi)價格指數(shù)、國民收入、貨幣供給的一階差分序列是平穩(wěn)的，即lnCPI、GDP和M2都是一階單整序列。

32協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是一種進(jìn)行多變量協(xié)整檢驗(yàn)的較好的方法。本文通過AIC信息準(zhǔn)則和SC信息準(zhǔn)則確定的各變量最佳滯后階數(shù)為5階。在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)過程中，選取滯后階數(shù)5階，無時間趨勢項(xiàng)且含有截距項(xiàng)的形式進(jìn)行檢驗(yàn)，為確保檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性，我們對各變量分別進(jìn)行了特征根跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2和表3。

從（6）式的協(xié)整方程可以看出，GDP、M2與lnCPI都呈正向相關(guān)關(guān)系。即國內(nèi)生產(chǎn)總值每提高1%，居民消費(fèi)價格指數(shù)同比增加0003393%，國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高，會引起居民收入水平的提高，居民收入水平的提高會促使居民增加對正常品和奢侈品的商品需求，進(jìn)而引起物價水平的上漲；廣義貨幣供給量每提高1%，居民消費(fèi)價格指數(shù)同比增加0000254%，廣義貨幣供給量的增加會導(dǎo)致流動性增加，進(jìn)而導(dǎo)致商品市場上的物價上漲。

33格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果說明各變量之間存在相關(guān)關(guān)系，但并不能說明各變量之間是否存在因果關(guān)系。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關(guān)系。本文對lnCPI、GDP和M2之間的關(guān)系進(jìn)行了Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果表明：第一，居民消費(fèi)價格指數(shù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值互為Granger因果關(guān)系，商品價格的提升增加了生產(chǎn)者的利潤，生產(chǎn)者會擴(kuò)大再生產(chǎn)，進(jìn)而推動國民收入水平的提高；國民收入水平的提高會導(dǎo)致消費(fèi)水平的提高，消費(fèi)增加會推高物價。第二，貨幣供給量和居民消費(fèi)價格指數(shù)互為Granger因果關(guān)系，貨幣供給量增加會導(dǎo)致市場上的流動性增強(qiáng)，推高了消費(fèi)需求，拉高了商品價格；居民消費(fèi)價格指數(shù)的提高，會促使對引起貨幣的交易性需求增加，交易性需求的提高會導(dǎo)致那些原本執(zhí)行儲藏手段的貨幣流向市場，即貨幣的內(nèi)生屬性發(fā)揮作用。第三，貨幣供給量和國內(nèi)生產(chǎn)總值互為Granger因果關(guān)系，擴(kuò)張型貨幣政策會推動國民收入水平的提升，國民收入水平的提高又反過來引起消費(fèi)者的需求上升，進(jìn)而增加對貨幣的需求，貨幣市場要達(dá)到平衡，貨幣供給自然也會增加。

34CPI序列的ARCH模型

本文建立通貨膨脹率模型，因變量為我國消費(fèi)價格指數(shù)（%）（上年同月=100）減去100記為πt，解釋變量選擇廣義貨幣供給量期末同比增速的月度數(shù)據(jù)（%）代替，記為M2。樣本期間是2001年1月至2017年9月。由于是月度數(shù)據(jù)，利用X-12季節(jié)調(diào)整方法對πt和M2進(jìn)行了調(diào)整，用OLS估計的結(jié)果如下：

πt=0945305πt-1+0009441M2t-1+μ∧t

t=（4819525）（254381）（7）

R2=09132Log likelihood=-1874760 AIC=18947 SC=19277

從（7）式可以看出，各統(tǒng)計量都比較顯著，擬合程度也較好。但是觀察該回歸方程的殘差趨勢圖1，可以發(fā)現(xiàn)殘差序列存在波動的“成群”現(xiàn)象：波動在一些時期內(nèi)較小，在其他一些時期內(nèi)較大，這說明誤差項(xiàng)可能具有條件異方差性。

從圖3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，接受原假設(shè)，即πt和M2的ARCH（1）模型不存在ARCH效應(yīng)，說明利用ARCH（1）模型消除了（7）式殘差序列的條件異方差性。因此，我們認(rèn)為（8）式更好地模擬了通貨膨脹率和貨幣供給量變化率之間的關(guān)系，即上期通貨膨脹率和上期貨幣供給量變化率對本期的通貨膨脹率都有正向直接的影響。

4結(jié)論與思考

本文在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家費(fèi)雪的交易方程式理論，對居民消費(fèi)價格指數(shù)、國內(nèi)生產(chǎn)總值和貨幣供給之間的互動關(guān)系進(jìn)行了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，據(jù)此得到了以下幾點(diǎn)結(jié)論和思考。

（1）居民消費(fèi)價格指數(shù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值呈正向相關(guān)關(guān)系，二者互為Granger因果關(guān)系。近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)高速發(fā)展，我國的經(jīng)濟(jì)總量已位居全球第二。經(jīng)濟(jì)總量的增加，勢必會引起居民收入水平的提高，進(jìn)而推動消費(fèi)物價水平的提高。同樣，居民消費(fèi)價格指數(shù)的漲跌直接影響商品和勞務(wù)生產(chǎn)者的收入水平，進(jìn)而引起國民收入水平的上漲和下跌。因此，居民消費(fèi)價格指數(shù)的上漲和下跌是一種經(jīng)濟(jì)“慣性”，只要不出現(xiàn)劇烈波動，政府無須干預(yù)。

（2）居民消費(fèi)價格指數(shù)和廣義貨幣供給量呈正向相關(guān)關(guān)系，二者互為Granger因果關(guān)系。居民消費(fèi)價格指數(shù)的漲跌會引起消費(fèi)者對貨幣需求的漲跌，貨幣供給和貨幣需求因?yàn)槭袌鲎饔脮呌谄胶?，因此，貨幣供給也會因?yàn)榫用裣M(fèi)價格指數(shù)的漲跌而漲跌。同樣，廣義貨幣供給量的增加或降低，會引起市場上流動性提高或降低，進(jìn)而引起居民消費(fèi)價格指數(shù)同方向變動。需要警惕的是，一旦貨幣供給量增加過多，會引起居民消費(fèi)價格指數(shù)變動過快，甚至引發(fā)通貨膨脹。因此，政府在實(shí)施貨幣政策過程中，要加強(qiáng)對貨幣政策中介指標(biāo)貨幣供給量的監(jiān)測，以免引發(fā)通貨膨脹。

（3）居民消費(fèi)價格指數(shù)具有一定的內(nèi)生慣性。前期居民消費(fèi)價格指數(shù)對后期居民消費(fèi)價格指數(shù)會有一定程度的影響，當(dāng)政策制定者使用宏觀經(jīng)濟(jì)政策對物價水平進(jìn)行調(diào)控時，需考慮當(dāng)期物價水平對后期物價水平的影響，當(dāng)期實(shí)施的貨幣政策并不能起到立竿見影的效果，即通常所說的貨幣政策時滯。只有充分考慮貨幣政策的時滯效應(yīng)，貨幣政策才可以發(fā)揮相應(yīng)的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)作用。

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