我國貨幣供給量與CPI關(guān)系的實(shí)證研究

李瀟

【摘要】2005年以來，CPI在媒體的報(bào)道和普通大眾的切身感受中逐漸成為人們關(guān)心的焦點(diǎn)，作為物價(jià)變動(dòng)的主成分.CPI變動(dòng)的研究一直都是學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注的熱點(diǎn)，在貨幣供給量不斷增加的同時(shí)，居民價(jià)格指數(shù)不斷上升，引發(fā)了大量學(xué)者對(duì)貨幣供給量之于CPI影響的研究。本文利用evicWs8.0對(duì)1993-2016的Ml和CPI數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和建立誤差修正模型等計(jì)量實(shí)證分析，得出貨幣供給量與CPI在長期存在正相關(guān)關(guān)系，最后還就如何實(shí)施貨幣政策提出了幾點(diǎn)政策建議。

【關(guān)鍵詞】貨幣供給量：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)：實(shí)證研究：政策建議

一、我國貨幣供應(yīng)量與CPI關(guān)系的實(shí)證研究

（一）變量選取及數(shù)據(jù)處理

本文的實(shí)際研究過程主要涉及兩個(gè)變量，分別為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI和貨幣供應(yīng)量Ml。本文選取流動(dòng)性較強(qiáng)的貨幣供應(yīng)量Ml，因?yàn)樗c經(jīng)濟(jì)體內(nèi)的各種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象關(guān)系較為強(qiáng)烈。我國在1993年以前的貨幣供應(yīng)量的計(jì)算口徑與現(xiàn)在不同，所以本文只選取我國1993年到2016年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI（1993年=100）和貨幣供應(yīng)量Ml的年度數(shù)據(jù)。為減緩數(shù)據(jù)的波動(dòng)，不改變變量間的原有關(guān)系，并且消除時(shí)間序列中的異方差現(xiàn)象，對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量分別取自然對(duì)數(shù)。中國的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量的數(shù)據(jù)來自于中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局。實(shí)證分析過程中主要運(yùn)用Eviews8.0軟件。

（二）單位根檢驗(yàn)

結(jié)果如下表1.

可以看出，序列Inml的ADF統(tǒng)計(jì)量-1.093314大于三個(gè)顯著性水平下的臨界值- 3.769597、- 3.004861、- 2.642242，則不能拒絕序列有單位根的假設(shè)，即序列是不平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后的序列dlnml的ADF統(tǒng)計(jì)量-2.991927雖然大于1%和5%顯著性水平下的臨界值，但是小于10%顯著性水平下的臨界值，且伴隨概率為0.0520，小于0.1，所以該序列在10%的顯著水平是平穩(wěn)的，則Inml序列為一階單整序列-1（1）。

同理，序列l(wèi)nepi也為一階單整序列-1（1）。

（三）協(xié)整分析

序列Inrril和Inepi都為I（l）序列，兩個(gè)變量可能存在協(xié)整關(guān)系，所以要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，此文用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，關(guān)鍵檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如下表2：

結(jié)果表明Inml和Inepi兩個(gè)變量在10%的顯著水平下存在協(xié)整關(guān)系，表明CPI和Ml兩個(gè)變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。標(biāo)準(zhǔn)的協(xié)整方程為：lnepi= 3.141318+0.1747621nml，此式說明貨幣供應(yīng)量每增加1%，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)就要增加0.17%。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

上一步的協(xié)整分析說明了CPI和Ml存在協(xié)整關(guān)系，即我國貨幣供應(yīng)量和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但并不能說明兩者具體的因果關(guān)系。因此需要進(jìn)一步探析兩者的因果關(guān)系，即進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下表3：

可以看出，貨幣供應(yīng)量是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。這說明兩者之間存在單向的因果關(guān)系，即貨幣供應(yīng)量的過去信息有助于預(yù)測居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的過去信息則不能預(yù)測貨幣供應(yīng)量。

（五）誤差修正模型

由于前面回歸方程的殘差具有白相關(guān)性，所以誤差修正模型要加入變量的滯后項(xiàng)，經(jīng)反復(fù)試驗(yàn)利用AIC和SC統(tǒng)計(jì)量以及相應(yīng)滯后期的系數(shù)的顯著性判斷后發(fā)現(xiàn)，最佳滯后期為1期，以dlric：pi為被解釋變量，以dlnml、e d（Inc，pi（-1））和d（Inml（-1））作為被解釋變量，估計(jì)回歸模型式為

Alnepi，= -0. 089746△Inmlt+0.533094△lriepi.l+0.161534△Inml.-1-0.238568e.一l

t=（-2.225） （10.235） （4.031） （-4.456）

R2= 0.8992

DW=1.9857

上述估計(jì)結(jié)果表明，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化不僅取決于當(dāng)期貨幣量的變化，還取決于上一期居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和上一期貨幣供給量的變化。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.238568，表示當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，誤差修正機(jī)制將以0.238568的力度作反向調(diào)整，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

二、政策建議

（一）堅(jiān)決執(zhí)行穩(wěn)健的貨幣政策

實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，找到適度的平衡點(diǎn)。充分發(fā)揮利率、存款準(zhǔn)備金率、公開市場操作等一系列措施的靈活性，結(jié)合具體的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)進(jìn)行預(yù)調(diào)微調(diào)，保證市場流動(dòng)性的總體平穩(wěn)。

（二）加強(qiáng)流動(dòng)性管制

加強(qiáng)流動(dòng)性管制尤其是對(duì)境外資本的管制，首先對(duì)于外來資本應(yīng)該進(jìn)行科學(xué)引導(dǎo)，中央和地方政府應(yīng)出臺(tái)相關(guān)政策，積極引導(dǎo)資金向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)流動(dòng)，為我國的產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供資金支持，加大投機(jī)資本的打擊力度，必要的情況下應(yīng)該對(duì)境外資本驚醒限制，防止熱錢快進(jìn)快出，擾亂價(jià)格體系，使人民日常生活受到影響。

（三）進(jìn)一步規(guī)范銀行外融資平臺(tái)

重視并嚴(yán)格監(jiān)管銀行體外循環(huán)資金，對(duì)于民間借貸等情況相關(guān)政策法規(guī)要及時(shí)跟進(jìn)，對(duì)于違規(guī)吸儲(chǔ)行為予以嚴(yán)厲打擊凈化企業(yè)融資環(huán)境，降低企業(yè)融資成本，從而減緩由于成本推動(dòng)而造成的價(jià)格上行壓力，起到物價(jià)平穩(wěn)作用。

參考文獻(xiàn)：

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[2]張婷婷.中國貨幣供給量與CPI變動(dòng)實(shí)證研究[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2013（3）：5-9