一、引言

宏觀經(jīng)濟調(diào)控的四大目標為經(jīng)濟增長、充分就業(yè)、物價穩(wěn)定、國際收支平衡，經(jīng)濟學(xué)理論和各國的實踐表明，在這些目標中，價格穩(wěn)定始終處于核心地位，只有物價穩(wěn)定才能促使經(jīng)濟持續(xù)增長，而與價格水平聯(lián)系的最為緊密的便是貨幣供給量。因此，運用貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟，控制貨幣供給量是關(guān)鍵。

McCandless和Weber(1995)通過實證研究得出的結(jié)論表明，在長期中，產(chǎn)出增長率和貨幣供給量增長率之間沒有相關(guān)性。同樣，Kormendi和Meguire(1984)通過對50個國家的實證研究后得出類似結(jié)論，Mishkin(2001)通過對加拿大1971—1999年的數(shù)據(jù)進行實證分析，認為貨幣供應(yīng)量與物價水平存在一定關(guān)系，貨幣供應(yīng)量能有效解釋物價水平的短期波動。董青馬、雷洪光和胡正(2011)利用VAR模型證明了短期內(nèi)產(chǎn)出和價格受貨幣供給沖擊，且產(chǎn)出變動更明顯；但長期來看，M1存在顯著的中性特征，需要更加有效的貨幣政策目標來調(diào)控價格水平以促進經(jīng)濟增長。趙昕(2013)討論了貨幣沖擊對真實產(chǎn)量與價格水平的影響，發(fā)現(xiàn)價格水平和真實產(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。

由此可見，對貨幣供給的層次及樣本數(shù)據(jù)的選取和檢驗方法的不同，學(xué)者們得出的結(jié)論也就存在差異。由于檢驗的是貨幣供給量、價格水平和產(chǎn)出三個變量的Granger因果關(guān)系，如果只是使用三變量中的某兩個變量進行Granger因果關(guān)系檢驗，將會導(dǎo)致信息遺漏，進而得到的檢驗結(jié)果可能是虛假的。本文采用2001年到2014年國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、貨幣供給量M1和消費物價指數(shù)CPI的季度數(shù)據(jù)，對樣本期內(nèi)三變量之間的關(guān)系進行分析與驗證，首先使用ADF檢驗法檢驗變量的平穩(wěn)性，然后采用EG檢驗法檢驗變量的協(xié)整性，最后為了克服遺漏信息的問題，建立了三元VAR模型，并在此基礎(chǔ)上檢驗變量間的Granger因果關(guān)系。

本文的創(chuàng)新之處在于，利用2001-2014年的季度數(shù)據(jù)對GDP、M1和CPI之間的關(guān)系進行實證分析，使用了ADF檢驗、協(xié)整檢驗、VAR模型和Granger因果關(guān)系檢驗等現(xiàn)代計量技術(shù)；由于ADF檢驗時發(fā)現(xiàn)GDP、M1和 CPI三變量均是I(1)的，而協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)三變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，所以在進行Granger因果關(guān)系檢驗時，首先為了避免遺漏信息的問題，建立了一個三元VAR模型，然后在此基礎(chǔ)上根據(jù)靳庭良(2013)對不存在協(xié)整關(guān)系的單整變量之間Granger因果關(guān)系檢驗所作的分析對GDP、M1和 CPI三變量的一階差分序列進行了Granger因果關(guān)系檢驗，由于LNM1t、LNCPIt與LNGDPt之間Granger因果關(guān)系的檢驗可以歸結(jié)為ΔLNM1t、ΔLNCPIt與ΔLNGDPt之間Granger因果關(guān)系的檢驗，因此根據(jù)一階差分序列的因果關(guān)系檢驗結(jié)果得到GDP、M1和CPI三變量的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果，最后得出相應(yīng)結(jié)論。

二、實證分析

(一)數(shù)據(jù)處理

由于國家統(tǒng)計局并未公布季度M1、CPI和GDP的實際值，本文將各變量的季度名義值除以CPI的季度定基比指數(shù)得到各變量的季度實際值，這些實際值仍存在季節(jié)性，為了消除季節(jié)影響，首先對這些實際值進行了X-11季節(jié)調(diào)整，另外，為了減小數(shù)據(jù)波動和消除模型的異方差性，對經(jīng)季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取對數(shù)，分別用LNM1t、LNCPIt和LNGDPt表示。

(二)實證檢驗

1.變量的平穩(wěn)性檢驗

對各變量及其一階差分形式進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果由表2-1給出。

表2-1 各變量單位根檢驗結(jié)果

注：①*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平的顯著性水平下拒絕原假設(shè)；②檢驗形式(C，T，P)中，c表示常數(shù)項，t表示時間趨勢項，p表示滯后階數(shù)；③ADF檢驗式中的滯后階數(shù)根據(jù)SIC準則選擇。

從表2-1中可以看出，在5%的顯著性水平下，ΔLNM1t、ΔLNCPIt、ΔLNGDPt均為平穩(wěn)過程，而LNM1t、LNCPIt、LNGDPt均為非平穩(wěn)過程。因此，ADF的檢驗結(jié)果為LNM1t、LNCPIt、LNGDPt為I(1)過程。

2.協(xié)整檢驗

Engle和Granger(1987)提出EG檢驗法，用來檢驗變量間的協(xié)整性，基本思想是：首先對需要檢驗的變量進行OLS線性回歸，得到殘差序列，然后用ADF檢驗測定殘差序列的單整性，如果殘差序列是平穩(wěn)的，則變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

本文運用EG檢驗法檢驗LNGDPt與LNM1t、LNCPIt之間的協(xié)整性。殘差項的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表2-2所示。

設(shè)協(xié)整方程為：

LNGDPt=α0+α1LNM1t+α2LNCPIt+e1t

(式2-1)

LNM1t=β0+β1LNGDPt+β2LNCPIt+e2t

(式2-2)

LNCPIt=γ0+γ1LNM1t+γ2LNGDPt+e3t

(式2-3)

將上述方程左側(cè)的變量移到方程的右側(cè)，將誤差項移到方程左側(cè)，便得到誤差項的表達式，如下所示：

e1t=α0+α1LNM1t+α2LNCPIt-LNGDPt

(式2-4)

e2t=β0+β1LNGDPt+β2LNCPIt-LNM1t

(式2-5)

e3t=γ0+γ1LNM1t+γ2LNGDPt-LNCPIt

(式2-6)

注：①檢驗形式(C，T，P)中，c表示常數(shù)項，t表示時間趨勢項，p表示滯后階數(shù)；②ADF檢驗式中的滯后階數(shù)根據(jù)SIC準則選擇；③關(guān)于EG檢驗臨界值的計算方法，參見靳庭良(2012)。

3.格蘭杰(Granger)因果檢驗

對于含有多個變量的變量系統(tǒng)，一些研究者將信息集限定為所研究兩個變量的滯后值，這樣的檢驗結(jié)果可能是虛假的(Granger，1980)。本文為了克服信息遺漏所可能造成的虛假檢驗結(jié)果，依據(jù)上述協(xié)整檢驗所得結(jié)論及靳庭良(2013)對不存在協(xié)整關(guān)系的單整變量之間Granger因果關(guān)系檢驗所作的分析和靳庭良(2013)對Granger因果關(guān)系檢驗應(yīng)用中的問題所作的分析，對LNM1t、LNCPIt與LNGDPt之間Granger因果關(guān)系進行檢驗。LNM1t、LNCPIt與LNGDPt之間Granger因果關(guān)系的檢驗可以歸結(jié)為ΔLNM1t、ΔLNCPIt與ΔLNGDPt之間Granger因果關(guān)系的檢驗，由于ΔLNM1t、ΔLNCPIt與ΔLNGDPt均為平穩(wěn)過程，因此可以直接利用VAR模型檢驗它們之間的Granger因果關(guān)系，利用SIC信息準則確定模型的最有滯后階數(shù)為1。

建立LNM1t、LNCPIt與LNGDPt三變量之間的三元VAR模型：

ΔlnGDPt=δ1ΔlnGDPt-1+δ2ΔlnM1t-1+δ3ΔlnCPIt-1+ε1t

(式2-7)

ΔlnCPIt=θ1ΔlnGDPt-1+θ2ΔlnM1t-1+θ3ΔlnCPIt-1+ε2t

(式2-8)

ΔlnM1t=ρ1ΔlnGDPt-1+ρ2ΔlnM1t-1+ρ3ΔlnCPIt-1+ε3t

(式2-9)

代入數(shù)據(jù)，得到回歸結(jié)果，如表2-4所示。

表2-4 VAR模型回歸結(jié)果

注：①圓括號()中的數(shù)值為標準差，中括號[ ]中的數(shù)值為t值；②表中滯后期根據(jù)SC準則選取。

在建立的三元VAR模型的基礎(chǔ)上，得到ΔLNM1t、ΔLNCPIt與ΔLNGDPt之間的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果，表2-4給出了Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果。

表2-4 各變量的差分序列之間的Granger因果關(guān)系 檢驗結(jié)果(檢驗水平：0.05)

從表2-4可以看出，在0.05的檢驗水平下，在短期內(nèi)(滯后期為一個季度)，ΔLNCPIt是ΔLNM1t的Granger原因，ΔLNM1t是ΔLNGDPt的Granger原因，并且在0.1的檢驗水平下，ΔLNGDPt是ΔLNCPIt的Granger原因，值得注意的是，ΔLNM1t不是ΔLNCPIt的Granger原因。于是，將這些Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果中的ΔLNGDPt、ΔLNCPIt、ΔLNM1t分別替換為LNGDPt、LNCPIt、LNM1t，便得到LNGDPt、LNCPIt、LNM1t之間的Granger因果關(guān)系，即在0.05的檢驗水平下，LNCPIt是LNM1t的Granger原因，LNM1t是LNGDPt的Granger原因，這表明，在短期內(nèi)，(1)狹義貨幣供給量的變化受物價水平的影響；(2)國家增發(fā)貨幣在短期內(nèi)確實能夠顯著地拉動經(jīng)濟的增長，貨幣政策在短期內(nèi)是有效的；(3)狹義貨幣供給量的增加并不能較快地導(dǎo)致價格水平的增長，卻能迅速地帶來經(jīng)濟總量的增長，說明在我國經(jīng)濟總量對于貨幣量的變動較價格水平更為敏感；(4)物價水平的變動受經(jīng)濟總量的影響，經(jīng)濟的發(fā)展，會帶動物價水平的上漲，物價水平不是一種單純的貨幣表現(xiàn)。

三、結(jié)論

本文通過對2001年到2014年中國的貨幣供應(yīng)量、價格水平和真實產(chǎn)出的季度數(shù)據(jù)進行實證研究，為了避免遺漏信息所造成的虛假檢驗結(jié)果，在建立三元VAR模型的基礎(chǔ)上，進行了Granger因果關(guān)系檢驗，可以得到以下結(jié)論：

第一，我國的狹義貨幣供給量(廣義貨幣供給量)、價格水平與產(chǎn)出三變量之間并不存在協(xié)整關(guān)系，它們均是I(1)過程。

第二，Granger因果關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，LNCPIt是LNM1t的Granger原因，而LNM1t卻不是LNCPIt的Granger原因，這表明貨幣供給量對價格水平的變動較為敏感，價格水平對貨幣供給量的變動卻較為遲鈍，這是由于貨幣供給量是一個存量，具有剛性，央行很容易根據(jù)經(jīng)濟的好壞控制貨幣供給量，而價格水平一般是具有黏性的，不容易讓其作出大的變動，并且央行為了保持物價穩(wěn)定，也會竭力阻止其發(fā)生大的波動；在較短的時期內(nèi)，與貨幣供給量相比，價格水平受產(chǎn)出的沖擊更大，這是由于在宏觀經(jīng)濟中，貨幣供給量的變化對價格水平的影響是間接的，它首先得通過產(chǎn)出這個中間環(huán)節(jié)才能發(fā)揮其對價格水平的影響。