我國物價與貨幣供應量關系及貨幣政策選擇

陳柏福 唐力翔

(1.湖南師范大學歷史文化學院，湖南長沙 410081;2.湖南財政經濟學院，湖南長沙 410205)

我國物價與貨幣供應量關系及貨幣政策選擇

陳柏福1唐力翔2

(1.湖南師范大學歷史文化學院，湖南長沙 410081;2.湖南財政經濟學院，湖南長沙 410205)

針對我國當前物價波動與貨幣供應量變化情況，利用1996年1月—2010年6月的月度數(shù)據，對物價與貨幣供應量的關系進行實證檢驗，實證結果表明，物價波動與貨幣供應量之間存在協(xié)整關系，且不同意義上的貨幣供應量與物價波動變量存在不同程度的協(xié)整關系。應采取適時變動存款準備金率、靈活推行公開市場業(yè)務、加強窗口指導和信貸政策指導等措施來實現(xiàn)物價穩(wěn)定和國民經濟平穩(wěn)運行的宏觀經濟調控目標。

物價波動;貨幣供應量;貨幣政策

一、引言

在當前后危機時代，歐美國家陷入“無就業(yè)復蘇”，美國經濟復蘇的基礎并不牢固，歐元區(qū)也由次貸危機衍生出歐洲主權債務危機。受外圍經濟的影響，我國經濟增長勢頭放緩在所難免。國內外學術理論界對于物價指數(shù)等經濟指標的作用存在較大分歧，但基本上都認同貨幣供求與物價波動之間存在確定性關系。國外學者利用先進的計量工具和方法進行研究，得出貨幣供應量與通貨膨脹之間存在相關關系的結論。如Bachmeier和Swanson(2005)利用美國的經驗數(shù)據實證得出，貨幣供應量和通貨膨脹之間存在格蘭杰因果關系［1］。Berger和 sterholm(2011)采用貝葉斯向量回歸分析方法，通過對歐盟相關季度數(shù)據進行實證檢驗后發(fā)現(xiàn)，貨幣供應量和通貨膨脹之間也存在格蘭杰因果關系［2］。國內也存在不少關于貨幣供應量與物價波動關系的實證研究，他們大多是利用中國的經驗數(shù)據來進行實證檢驗的?？偟恼f來，這些相關研究得出了兩種研究結論，一種觀點認為貨幣供應量與CPI之間的關系并不顯著，持該種觀點的相關研究主要包括羅煜(2006)［3］、王千 (2007)［4］等人;另一種觀點則認為貨幣供應量與物價之間存在不同程度的相關性，其代表人物主要包括方勇、吳劍飛 (2009)［5］、牛筱穎 (2005)［6］、魏曉琴和李蔚蔚 (2007)［7］、任立民 (2009)［8］等。筆者基于當前我國宏觀經濟的形勢以及國內外關于物價波動與貨幣供應量關系的研究，在厘清貨幣供應量與物價相互關系的基礎上，結合宏觀經濟現(xiàn)實情況提出保持物價平穩(wěn)運行的貨幣政策。

二、貨幣供應量與物價波動關系的計量分析

1、數(shù)據選取與處理

這里利用月度數(shù)據來進行檢驗分析，數(shù)據的樣本區(qū)間是從1996年1月到2010年6月，共有174個樣本點。由于通常慣例是利用狹義貨幣M0、M1和廣義貨幣M2作為貨幣政策的中介目標，因而貨幣供應量就選擇狹義貨幣M0、M1和廣義貨幣M2。物價波動變量選取居民消費物價指數(shù)CPI，在實證檢驗過程中，筆者用CPI_SA替代CPI，其原因在于CPI_SA剔除了季節(jié)波動因素的影響，能夠較為客觀地反映物價波動。上述數(shù)據均來自相關年份的《中國金融年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》和中國人民銀行等官方網站。

由于M0、M1、M2和CPI數(shù)據都存在較強的季節(jié)性，為了消除季節(jié)性影響，筆者運用Census X12季節(jié)調整法［9］對 M0、M1、M2和 CPI數(shù)據進行了季節(jié)調整。為了消除異方差性和熨平數(shù)據的波動性，筆者還對經過季節(jié)性調整后的數(shù)據取自然對數(shù)，分別用LnM0_SA、LnM1_SA、LnM2_SA、LnCPI_SA表示。值得說明的是，下面所有的檢驗過程都是利用Eviews6.0完成的。

2、平穩(wěn)性檢驗

為了避免出現(xiàn)偽回歸，我們先對這些變量的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，以確保所分析的序列之間存在真正的長期穩(wěn)定關系。利用ADF(Augment Dickey－Fuller)檢驗方法，得出如下表1所示的檢驗結果。

表1 各相關序列的平穩(wěn)性 (ADF)檢驗結果

由表1檢驗結果可得，LnM0_SA、LnM1_SA、LnM2_SA、LnCPI_SA序列都接受在1%的顯著性水平下存在單位根的原假設，即上述序列都是非平穩(wěn)序列。但對上述序列經過一階差分后再進行單位根檢驗，則都在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，即 DLnM0_SA、DLnM1_SA、DLnM2_SA、DLnCPI_SA序列都是平穩(wěn)序列，故LnM0_SA、LnM1_SA、LnM2_SA、LnCPI_SA序列都是一階單整序列，即 LnM0_SA(1)、LnM1_SA(1)、LnM2_SA(1)、LnCPI_SA(1)。

3、相關變量之間的協(xié)整檢驗

單位根檢驗表明，各變量的對數(shù)序列數(shù)據都是一階單整的，它們之間存在一個長期穩(wěn)定的均衡關系，也滿足進行協(xié)整檢驗的條件。利用 Engle—Granger兩步法分別檢驗變量LnM0_SA、LnM1_SA、LnM2_SA與LnCPI_SA是否存在協(xié)整關系。第一步是建立協(xié)整回歸方程 LnCPI_SA=β0+β1LnM_SA+εt，并利用OLS方法對模型進行估計;第二步是根據εt=β0+β1LnM_SA－LnCPI_SA，對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。利用我國1996年1月到2010年6月期間的樣本數(shù)據，對協(xié)整回歸方程進行估計，分別得到如表2所示的協(xié)整回歸檢驗結果，其結果表明物價波動 (CPI_SA)與狹義貨幣供應量 (LnM0_SA)之間存在某種相關關系，其彈性系數(shù)為0.03525，說明狹義貨幣供應量每增加1%，物價水平會相應地增加0.03525%。檢驗結果同樣也表明物價波動 (CPI_SA)與貨幣供應量LnM1_SA、LnM2_SA之間存在某種關聯(lián)性，貨幣供應量 (LnM1_SA)每增加1%，物價水平 (CPI_SA)會相應地增加0.0143%;貨幣供應量 (LnM2_SA)每增加1%，物價水平 (CPI_SA)會相應地增加0.02748%。

表2 物價波動序列與貨幣供給量序列之間關系模型的回歸估計結果

如果分別對方程 (1)、(2)、(3)的殘差進行單位根檢驗，那么可得到表3所示的結果。檢驗結果顯示，協(xié)整回歸方程 (1)、(2)、(3)的殘差序列都在1%的顯著性水平下拒絕原假設，即都不存在單位根，因此，可以確定殘差序列E1、E2、E3均為平穩(wěn)序列，物價波動與貨幣供應量之間存在協(xié)整關系，而且不同意義上的貨幣供應量范疇與物價波動之間的協(xié)整關系并不相同，從狹義貨幣供應量到廣義貨幣供應量來講，物價波動與貨幣供應量之間的協(xié)整關系向量依次為 (1，0.03525)、 (1，0.0143)、(1，0.02748)。

表3 回歸方程 (1)、(2)、(3)殘差項的ADF檢驗結果

4、相關變量之間的格蘭杰因果關系檢驗

從協(xié)整檢驗的結果來看，物價波動變量 (LnCPI_SA)與貨幣供應量 (LnM1_SA、LnM2_SA)之間存在協(xié)整關系，即無論是狹義貨幣供應量還是廣義貨幣供應量都與物價波動變量存在協(xié)整關系。其中，當LnM0_SA發(fā)生1%的增量時，相應的LnCPI_SA會發(fā)生0.03525%的增量;當LnM1_SA發(fā)生1%的增量時，相應的LnCPI_SA會發(fā)生0.0143%的增量;當LnM2_SA發(fā)生1%的增量時，相應的LnCPI_SA會發(fā)生0.02748%的增量。在物價波動與貨幣供應量存在協(xié)整關系的基礎上，進一步檢驗二者之間的因果關系。表4的檢驗結果表明，狹義貨幣供應量 (LnM0_SA)不是物價波動變量 (LnCPI_SA)的Granger原因，物價波動變量 (LnCPI_SA)也不是狹義貨幣供應量 (LnM0_SA)的Granger原因，即狹義貨幣供應量 (LnM0_SA)與物價波動變量 (LnCPI_SA)之間并不存在雙向影響的Granger因果關系。

表4 物價波動變量與貨幣供應量之間關系的格蘭杰因果檢驗的結果

相反，我們可以在0.01%的顯著性水平上拒絕貨幣供應量 (LnM1_SA)是物價波動變量 (LnCPI_SA)Granger原因的零假設，在0.022%的顯著性水平上拒絕物價波動變量 (LnCPI_SA)是貨幣供應量(LnM1_SA)Granger原因的零假設，即認為貨幣供應量 (LnM1_SA)與物價波動變量 (LnCPI_SA)之間存在雙向的因果關系，也就是說，貨幣供應量(LnM1_SA)是物價波動變量 (LnCPI_SA)的Granger原因，同時物價波動變量 (LnCPI_SA)也是貨幣供應量 (LnM1_SA)的Granger原因，說明國家通過增發(fā)貨幣來推行擴張性貨幣政策，會引起物價上漲，而物價的持續(xù)上漲又反過來會通過消費、投資等領域加劇貨幣供應量的擴張。

三、結論與建議

計量分析結果表明，我國貨幣供應量對于物價波動具有較大的影響作用。其中，相關變量之間的協(xié)整檢驗表明，物價波動與貨幣供應量之間存在協(xié)整關系，且不同意義上的貨幣供應量，即從狹義貨幣供應量到廣義貨幣供應量，都與物價波動存在不同程度的協(xié)整關系，其協(xié)整關系向量依次為 (1，0.03525)、(1，0.0143)、(1，0.02748)。而相關變量之間的Granger因果檢驗則表明，狹義貨幣供應量(LnM0_SA)與物價波動變量 (LnCPI_SA)之間并不存在雙向影響的Granger因果關系，但貨幣供應量(LnM1_SA)與物價波動變量 (LnCPI_SA)之間存在雙向影響的Granger因果關系，即貨幣供應量(LnM1_SA)是物價波動變量 (LnCPI_SA)的Granger原因，同時物價波動變量 (LnCPI_SA)也是貨幣供應量 (LnM1_SA)的Granger原因。由此可見，通過調控貨幣供應量的發(fā)行規(guī)模和增長速度來平抑我國物價的大起大落，具有切實可行性，將貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標并沒有過時。

結合當前后危機時代的宏觀經濟形勢，特別是近期的物價波動走勢，我們認為應密切關注貨幣政策取向，對于正處在物價水平連續(xù)高位運行的中國而言，穩(wěn)定物價目標的重要性顯得尤為重要，利用貨幣政策來調控物價“大起大落”，關鍵在于控制好貨幣供應量的總量規(guī)模和結構流向，對于貨幣供應量的總量規(guī)模調控相對容易一些，而對其結構流向的控制往往困難重重。為了保持貨幣政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性，預計當前和今后相當長一段時期(“十二五”前期)我國將推行相對穩(wěn)健的貨幣政策，貨幣政策在執(zhí)行過程中應根據通脹情況作適度調整，在保持一定貨幣供應量規(guī)模和增長速度的同時，也要把握好貨幣政策實施的力度和節(jié)奏，增強其針對性和靈活性，特別是對貨幣的流向要控制好，確保貨幣流向基礎設施投資項目和民生工程項目，在保持經濟平穩(wěn)健康發(fā)展的同時，正確處理經濟結構調整和通貨膨脹預期管理的關系。

1、適時變動存款準備金率

在當前和今后相當長一段時期，我國應適時提高存款準備金率，這不僅是加強流動性管理和引導貨幣信貸適度增長的需要，也是管理好通貨膨脹預期的客觀要求。因此，當前我國應根據物價波動趨勢，適度上調存款準備金率，在滿足相對穩(wěn)健的貨幣政策對于貨幣信貸總量適度增長需要的同時，為下一步貨幣政策的收緊作鋪墊。

2、靈活推行公開市場業(yè)務

針對當前物價波動走勢及總體貨幣政策基調，筆者認為公開市場業(yè)務操作是貨幣政策“動態(tài)微調”中最有效的數(shù)量型貨幣政策工具，其靈活性主要體現(xiàn)為一定范圍內有較強的針對性。為了保持基礎貨幣平穩(wěn)增長和貨幣市場利率基本穩(wěn)定，從2010年1月5日到2010年9月8日，中國人民銀行相繼發(fā)行了79期不同期限的總計36810億元的中央銀行票據。央行這種連續(xù)在公開市場上進行資金回籠，實際上反映出在相對穩(wěn)健的貨幣政策大背景下，這種特定的貨幣政策工具有助于決策層把握貨幣政策的執(zhí)行力度。

3、加強窗口指導和信貸政策指導

在當前的后危機時代，央行應進一步強化對金融機構的窗口指導，引導金融機構優(yōu)化貸款結構，防范信貸風險，充分發(fā)揮信貸政策在物價穩(wěn)步發(fā)展和國民經濟平穩(wěn)運行中的作用。具體可以采取以下三點切實可行的舉措:

一是按照“有保有控”的信貸政策要求，把握信貸投放節(jié)奏和力度，引導金融機構和其他的信貸資金流向實體經濟，特別是注重對重點產業(yè)和在建項目的貸款支持力度，切實做好對文化產業(yè)、服務外包、物流等新興產業(yè)發(fā)展的金融支持，以達到通過信貸結構優(yōu)化來調整優(yōu)化經濟結構的目標。

二是抓好“民生金融”，完善對消費、就業(yè)、助學、扶貧、區(qū)域發(fā)展等改善民生的信貸支持工作。

三是在全國范圍內全面推動農村金融產品和服務方式創(chuàng)新，進一步改進和提升農村金融服務，加強信貸結構的調整和優(yōu)化，不斷增加涉農信貸投放，以支持新農村建設和農村消費水平的持續(xù)提升。

(編輯:芝山;校對:朱恒)

［1］ Bachmeier，L.J.and Swanson，N.R..Predicting Inflation:Does the Quantity Theory Help?［J］ .Economic Inquiry，2005，(3):570–85.

［2］ Berger，H.and sterholm，P..Does Money Growth Granger Cause Inflation in the Euro Area?Evidence from Out－ of－ Sample Forecasts Using Bayesian VARs［J］ .Economic Record， (2011)，(3):45–60.

［3］羅 煜.貨幣供給、產出與價格關系的實證研究——從貨幣供應量目標到通貨膨脹目標制 ［J］.制度經濟學研究，2006，(2):126－144.

［4］王 千.貨幣供應量與價格指數(shù)、資產價格關系分析—從虛擬經濟角度看“貨幣失蹤之謎” ［J］.價格月刊，2007，(3):3－6.

［5］方 勇，吳劍飛.中國的通貨膨脹:外部沖擊抑或貨幣超發(fā)——基于貝葉斯向量自回歸樣本外預測模型的實證 ［J］.國際金融研究，2009，(4):72－78.

［6］牛筱穎.我國貨幣供應量與物價、產出之間關系的檢驗［J］.統(tǒng)計與決策，2005，(11):74－77.

［7］魏曉琴，李蔚蔚.我國外匯儲備、貨幣供應量與物價波動關系的實證研究 ［J］.濟南金融，2008，(10):12－15.

［8］任立民.貨幣供應量與經濟增長、物價的協(xié)整研究 ［J］.赤峰學院學報 (自然科學版)，2003，(3):90－92.

［9］高鐵梅.計量經濟分析方法與建模:Eviews應用及實例［M］.北京:清華大學出版社，2006.31－33.

The Relationship Between Price and Money Supply in China and the Monetary Policy Selection

CHEN Bai－ fu1TANG Li－ xiang2
(1.College of History and Culture，Hunan Normal University，Changsha Hunan 410081;2.Hunan Financial and Economic College，Changsha Hunan 410205)

Aiming at the current situation of price variations and changes in the money supply，this paper makes an empirical verification on the relationship between price and money supply by using the monthly data from January 1996 to June 2010 in China.We find that there is a cointegrated relationship between price volatility and money supply，and the degree of cointegration relationship is different.In order to achieve smooth operation of price and national economy，China should timely change reserve requirements rates，flexibly launch open market operation，strengthen moral persuasion and credit policy guidance.

price fluctuation;money supply;monetary policy

F820.1

A

2095－1361(2011)02－0089－04

2011－03－07

課題項目:國家社科基金項目“近期我國物價波動趨勢的分析與預測”(批準號:09BJY085)的階段研究成果之一

陳柏福 (1979－ )，男，湖南衡東人，湖南師范大學歷史文化學院文化產業(yè)管理系、湖南文化資源開發(fā)研究中心講師，經濟學博士;研究方向:宏觀經濟學、產業(yè)經濟與組織、文化產業(yè)管理