國民收入、貨幣供給與CPI的關系研究

李慧慧

[摘要]居民消費價格指數（CPI）是大宗消費品及服務價格變動的指標，可以體現消費品及服務的價格變動對居民消費支出的影響，可以間接反映居民實際工資水平的漲跌，也可以作為分析宏觀經濟形勢、調整宏觀經濟政策的重要參考。文章對國民收入、貨幣供應量與CPI的互動關系進行了理論分析和實證研究，結果顯示：居民消費價格指數和國內生產總值呈正向相關關系，二者互為Granger因果關系；居民消費價格指數和廣義貨幣供給量呈正向相關關系，二者互為Granger因果關系；居民消費價格指數具有一定的內生慣性。

[關鍵詞]CPI；國民收入；貨幣供應量；ARCH

[DOI]1013939/jcnkizgsc201815005

居民消費價格指數（CPI）是刻畫大宗消費品及服務價格變動的指標，可以體現消費品及服務的價格變動對居民消費支出的影響，可以間接反映居民實際工資水平的漲跌，也可以作為分析宏觀經濟形勢、調整宏觀經濟政策的重要參考。近年來，我國CPI在經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的月度數據顯示，這段時期內CPI同比上漲了177%。CPI處于較低水平意味著經濟發(fā)展的不景氣，因此，有必要對CPI的影響因素進行深入研究，并以此來判斷CPI處于較低水平的真實原因。國內外學者對影響CPI的影響因素研究很多，但因為研究視角、研究期限、研究區(qū)域、研究方法等的不同，所得結論各有不同。利率作為貨幣政策的中介指標，它的波動會通過消費和投資兩個渠道影響實體經濟，進而引起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，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、互為因果的關系，產品市場有供需、要素市場也有供需。CPI可以有效反映產品市場上的價格變化，而生產資料、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、農產品、中間產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）的觀點一樣，生產者價格指數可以很好地起到價格的預警作用甚至可以用來預警CPI的波動。但也有學者認為CPI對來自它本身的變動反應是相當敏感的（曹捍東，2006）。自從1998年實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”現象頻現，商品房價格的攀升在增加投機獲利的同時，也改變了居民的消費習慣，許多背負著巨額房貸的家庭生活變得拮據。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月的宏觀月度數據的研究，發(fā)現貨幣增速剪刀差與CPI之間存在著顯著的正相關關系。

本文在借鑒前人研究成果的基礎上，結合古典經濟學家費雪的交易方程式理論，對居民消費價格指數、國內生產總值和貨幣供給的關系進行了理論分析，并據此建立了計量經濟模型，再通過實證研究方法來判定居民消費價格指數、國內生產總值和貨幣供給之間的關系。文末結合理論分析和實證分析的結論，提出了幾點政策性的思考。

1理論分析與模型構建

古典經濟學家費雪在其1911年出版的《貨幣購買力》一書中，提出了著名的“費雪交易方程式”，式中M表示一定時期內現實中流通的貨幣的平均數量，V表示一定時期內單位貨幣的平均周轉次數即貨幣流通速度，P表示商品和勞務價格的加權平均數，T表示一定時期內商品和勞務的實際產出。

MV=PT（1）

把（1）式左右兩邊同時取自然對數，變形為：

lnM+lnV=lnP+lnT（2）

通過移項之后可得：

lnP=lnM+lnV-lnT（3）

V主要由人們的支付制度和支付習慣決定。侯英、陳家寧（2012）基于近年來國內外經濟環(huán)境的實際，構建了關于V的表達式：

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是加權平均物價的自然對數，本文擬采用lnCPI代替；lnM是現實中流通的貨幣的平均數量取自然對數，本文擬采用lnM2代替；lnT是商品和勞務的實際產出取自然對數，本文擬采用lnGDP代替。據此，建立關于居民消費價格指數CPI、廣義貨幣供給量M2、國內生產總值GDP的計量經濟模型如下：

lnCPI=α+βlnM2+γlnGDP+ε

2變量設置與研究方法

21變量設置

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

（2）國內生產總值（lnGDP）。本文擬采用國內生產總值累計同比實際增速的季度數據（%）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據（%）代替。

文中使用的所有數據都來自中經網統(tǒng)計數據庫，本文的研究區(qū)間選擇是2001年第一季度至2017年第三季度。基于查詢到的居民消費價格指數和廣義貨幣供給量的數據為月度數據，筆者采用計量經濟學上的平均法測算出了對應季度的數據。

22研究方法

如果序列y是時間序列數據且是非平穩(wěn)時間序列，可以設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)的隨機干擾項，a+δt是線性趨勢函數。（5）式減去a+δt，結果是一個平穩(wěn)過程。一般時間序列常呈指數增長趨勢，但是指數增長趨勢取自然對數就可以轉換成線性趨勢。因此，文中把CPI的時序數據作取對數處理。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。本文擬對各變量進行單位根檢驗。

Johansen在1988年及1990年與Juselius一起提出的一種以VAR模型為基礎的檢驗回歸系數的方法，是一種進行多變量協(xié)整檢驗的較好的方法。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（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（d-b），0

3實證過程與檢驗

31單位根檢驗

檢驗序列平穩(wěn)性的標準方法是單位根檢驗。本文進行單位根檢驗的方法采用ADF檢驗和PP檢驗。這兩種檢驗同時使用避免了采用單一檢驗方法結果可能的不準確性。檢驗結果如表1，從表1的結果可以看出，居民消費價格指數、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

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

從（6）式的協(xié)整方程可以看出，GDP、M2與lnCPI都呈正向相關關系。即國內生產總值每提高1%，居民消費價格指數同比增加0003393%，國內生產總值的提高，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%，居民消費價格指數同比增加0000254%，廣義貨幣供給量的增加會導致流動性增加，進而導致商品市場上的物價上漲。

33格蘭杰因果關系檢驗

Johansen協(xié)整檢驗的結果說明各變量之間存在相關關系，但并不能說明各變量之間是否存在因果關系。Granger因果關系檢驗實質上是檢驗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因果關系。本文對lnCPI、GDP和M2之間的關系進行了Granger因果關系檢驗，檢驗結果如表4。

Granger因果關系檢驗的結果表明：第一，居民消費價格指數和國內生產總值互為Granger因果關系，商品價格的提升增加了生產者的利潤，生產者會擴大再生產，進而推動國民收入水平的提高；國民收入水平的提高會導致消費水平的提高，消費增加會推高物價。第二，貨幣供給量和居民消費價格指數互為Granger因果關系，貨幣供給量增加會導致市場上的流動性增強，推高了消費需求，拉高了商品價格；居民消費價格指數的提高，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致那些原本執(zhí)行儲藏手段的貨幣流向市場，即貨幣的內生屬性發(fā)揮作用。第三，貨幣供給量和國內生產總值互為Granger因果關系，擴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者的需求上升，進而增加對貨幣的需求，貨幣市場要達到平衡，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，因變量為我國消費價格指數（%）（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據（%）代替，記為M2。樣本期間是2001年1月至2017年9月。由于是月度數據，利用X-12季節(jié)調整方法對πt和M2進行了調整，用OLS估計的結果如下：

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)現殘差序列存在波動的“成群”現象：波動在一些時期內較小，在其他一些時期內較大，這說明誤差項可能具有條件異方差性。

從圖3的檢驗結果可以看出，接受原假設，即πt和M2的ARCH（1）模型不存在ARCH效應，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結論與思考

本文在借鑒前人研究成果的基礎上，結合古典經濟學家費雪的交易方程式理論，對居民消費價格指數、國內生產總值和貨幣供給之間的互動關系進行了理論分析和實證檢驗，據此得到了以下幾點結論和思考。

（1）居民消費價格指數和國內生產總值呈正向相關關系，二者互為Granger因果關系。近年來，隨著我國經濟的持續(xù)高速發(fā)展，我國的經濟總量已位居全球第二。經濟總量的增加，勢必會引起居民收入水平的提高，進而推動消費物價水平的提高。同樣，居民消費價格指數的漲跌直接影響商品和勞務生產者的收入水平，進而引起國民收入水平的上漲和下跌。因此，居民消費價格指數的上漲和下跌是一種經濟“慣性”，只要不出現劇烈波動，政府無須干預。

（2）居民消費價格指數和廣義貨幣供給量呈正向相關關系，二者互為Granger因果關系。居民消費價格指數的漲跌會引起消費者對貨幣需求的漲跌，貨幣供給和貨幣需求因為市場作用會趨于平衡，因此，貨幣供給也會因為居民消費價格指數的漲跌而漲跌。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，進而引起居民消費價格指數同方向變動。需要警惕的是，一旦貨幣供給量增加過多，會引起居民消費價格指數變動過快，甚至引發(fā)通貨膨脹。因此，政府在實施貨幣政策過程中，要加強對貨幣政策中介指標貨幣供給量的監(jiān)測，以免引發(fā)通貨膨脹。

（3）居民消費價格指數具有一定的內生慣性。前期居民消費價格指數對后期居民消費價格指數會有一定程度的影響，當政策制定者使用宏觀經濟政策對物價水平進行調控時，需考慮當期物價水平對后期物價水平的影響，當期實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，貨幣政策才可以發(fā)揮相應的宏觀經濟調節(jié)作用。

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