中國貨幣供給量與通貨膨脹關系的VAR模型實證分析

馬雪彬,朱東洋

(蘭州大學經濟學院,甘肅 蘭州 730000)

中國貨幣供給量與通貨膨脹關系的VAR模型實證分析

馬雪彬,朱東洋

(蘭州大學經濟學院,甘肅 蘭州 730000)

為應對美國金融危機對中國實體經濟造成的沖擊,運用VAR模型計量方法對貨幣供給量與通貨膨脹的關系進行了實證分析。分析認為:貨幣供給量與通貨膨脹之間存在顯著的長期穩定關系,貨幣供給量變動是引起通貨膨脹的格蘭杰原因,并且貨幣供給量變動對通貨膨脹的有效影響時期為9個季度,其影響程度于滯后第5期達到峰值。研究結果揭示了中國的通貨膨脹仍然是一種貨幣現象,貨幣政策仍具有最終影響價格水平的能力。

金融危機;貨幣供給量;通貨膨脹;VAR模型

為應對美國金融危機對中國實體經濟造成的沖擊,中國政府于2008年10月開始采取適度寬松的貨幣政策,導致廣義貨幣供給量急劇增加,從而引發了學術界對未來通貨膨脹風險的疑慮。依據貨幣數量理論和弗里德曼對美國貨幣發展史的研究成果,貨幣供給量增長是決定通貨膨脹的根本因素,較長時期內貨幣供給量與通貨膨脹成正向變動關系[1]。本文擬采用VAR模型就中國貨幣供給量變動對通貨膨脹率的影響程度及其有效影響時期進行實證分析,以預測中國急劇增加的貨幣供給量對通貨膨脹率的影響程度。

一、計量方法與數據選取

VAR模型分析方法以一種簡捷有效的方法描述了內生變量之間的動態作用。VAR模型可表示為式中:Xt為時間序列構成向量;t為時間序列;C為常數項;p為自回歸滯后階數;i為具體的變量期數,i=1,2,…,p;θt是系數矩陣;ut為白噪聲序列向量,滿足

由于VAR模型能夠對貨幣政策效應進行分析并在檢驗政策措施對經濟的影響作用程度方面特別有效,因此本文選取相關變量指標構建VAR模型,樣本取自1996～2008年的季度數據,數據來源于W IND資訊數據庫、中宏數據庫、中國統計局和《中國人民銀行網站統計數據》。選取的變量指標如下:

(1)通貨膨脹率(CPI)。測算CPI的價格指數很多,其中居民消費價格指數可以全面反映多種市場因素變動對居民實際生活費用支出的影響程度,也是國際上測算價格水平和通貨膨脹率最常用的指標[2]。按照國際通行的理論、方法,中國編制和發布CPI已有多年歷史,而且數據質量可靠,因此本文選用居民消費價格指數作為衡量中國通貨膨脹率的指標。CPI指標以上年同期等于100為標準來衡量,該指標反映了中國實際經濟波動的狀況,故在此不對其進行去季度化處理。

(2)廣義貨幣供給量(M2)。國內學者趙留彥、王一鳴等認為,相對于流通中現金量M0、狹義貨幣供應量M1等貨幣供給量衡量指標而言,M2更具有外生性[3]。同時考慮到國家信貸規模擴張情況,本文采用廣義貨幣供給量衡量指標M2來反映中國的貨幣供給量狀況。由于季度數據表現出較強的季節性,故本文采用移動平均季節乘法對數據進行去季度化處理。

(3)股票價格指數SPI與房屋銷售價格指數HSPI。股票、房屋等資產價格可能通過托賓q效應[4]、資產負債表效應、財富效應等渠道引起投資、消費等總需求的擴張,進而可能對通貨膨脹產生壓力,故有必要對二者加以分析,分別用滬市A股市場SPI和HSPI來衡量中國股票市場和房地產市場的發展狀況。

(4)全社會固定資產投資SFI。由于政府主導的龐大固定資產投資會在一定程度上影響社會商品價格,進而對通貨膨脹率產生影響,故亦應當將其作為控制變量來分析。該指標數據也同樣表現出較強的季節性,仍需要采用移動平均季節乘法對數據進行去季度化處理。

二、構建模型和變量的相關檢驗

(一)構建模型

以CPI值、M2、SPI值、HSPI值、SFI值構建一個VAR模型,在得到基于水平的VAR模型方程前,需要確定VAR模型的滯后階數。在運用VAR模型研究變量之間關系時,最重要也是最難以把握的就是確定滯后時期,即確定貨幣供給量變動對通貨膨脹率的有效影響時期。本文利用EV IEWS 6.0統計軟件,依據A IC和SC信息準則以及LR、FPE、HQ等判斷標準確定的最優滯后時期為滯后9期,并對VAR模型中的殘差是否服從正態獨立分布進行了檢驗,結果顯示通過了診斷檢驗。依據前文分析可知,本文構建相應的VAR模型方程為

式中:ICPI為CPI的值;t為時間序列。

(二)變量的平穩性檢驗

本文采用基于殘差的ADF檢驗方法對時間序列數據進行平穩性檢驗。通過觀察各變量的走勢,本文發現解釋變量不存在時間趨勢但是均值非零,故其數據生成應該只有截距項。變量的平穩性檢驗結果見表1。表1中ISPI、IHSPI、ISFI、IΔCPI、IΔSPI、IΔHSPI和IΔSFI分別表示SPI、HSPI、SFI、ΔCPI、ΔSPI、ΔHSPI和ΔSFI的值。從表1中可以看出,所檢驗的5個變量在5%的置信水平下均為一階單整序列,滿足存在協整關系的前提條件。

(三)變量的協整檢驗

本文采用Johansen提出的檢驗方法來檢驗通貨膨脹方程的各變量之間是否存在長期協整關系。由于VAR模型中涉及到大量關于適用條件的選擇,為了保證結論的客觀性,本文依據A IC和SC信息準則確定滯后階數以及用觀察法判斷是否存在時間趨勢、截距項等。具體檢驗結果見表2。

表1 各變量平穩性檢驗結果

表2 各變量協整檢驗結果

由表2可知,跡統計量和最大特征值統計量檢驗結果都表明,在5%的置信水平下變量間存在一個協整關系,正規化后的協整關系方程為

從式(3)可以看出:通貨膨脹率與貨幣供給量等解釋變量之間存在著長期的均衡關系。貨幣供給量系數顯著,即廣義貨幣供給量M2每變動1萬億元對通貨膨脹率的影響程度約為0.543 725個百分點;股票價格指數每變動1個百分點對通貨膨脹率的影響程度約為-0.003 124個百分點,房屋銷售價格指數每變動1個百分點導致通貨膨脹率上漲0.065 447個百分點,而社會固定資產投資ISFI系數相對而言不太顯著。

三、向量誤差修正模型

為了進一步分析貨幣供給量變動對通貨膨脹率的短期影響,本文在上述分析的基礎上建立通貨膨脹率方程的向量誤差修正(VECM)模型,并且將有約束的VECM模型寫成矩陣形式:

考慮到本文分析的目標是中國貨幣供給量變動與通貨膨脹的關系,故貨幣供給量與通貨膨脹率關系的誤差修正(VECM)模型用方程可以表示為

式中:相關系數R2為0.824 749;修正后的相關系數為0.754 649;F統計量的值為11.765 26。

VECM模型中相關回歸系數間存在正負協整關系,符合誤差修正模型的反向修正機制,模型擬和度較高,故模型的結果是可以接受的。由式(5)可知,廣義貨幣供給量變動對通貨膨脹率的影響程度系數呈現倒U型走勢;具體而言,前5季度的影響程度系數逐漸加大并于第5季度達到峰值,隨后影響程度系數逐漸降低。

四、格蘭杰因果檢驗

對于解釋變量與被解釋變量因果關系的考察,本文借助格蘭杰因果檢驗工具對其進行分析[5]。檢驗結果見表3,表中箭頭表示所檢驗變量的因果關系方向。由表3的檢驗結果可知:在滯后6期到9期的情況下,貨幣供給量是通貨膨脹的單向格蘭杰原因,而通貨膨脹在檢驗期內都不是貨幣供給量的格蘭杰原因,反映了在相當長的時期內貨幣供給量變動是導致通貨膨脹的原因并存在滯后性;在滯后2期到4期的情況下,股票價格指數SPI、房屋銷售價格指數HSPI均與通貨膨脹互為格蘭杰原因,反映了短期內股票市場與房地產市場是引起通貨膨脹率變動的原因,而通貨膨脹也導致了股票市場與房地產市場的波動;在滯后2期和4期的情況下,全社會固定資產投資是通貨膨脹的單向格蘭杰原因。

表3 各變量的格蘭杰因果檢驗結果

五、異常現象分析

通過對貨幣供給量與通貨膨脹關系的實證分析,發現中國貨幣供給量與通貨膨脹率之間存在長期穩定的顯著關系,廣義貨幣供給量變動是引起通貨膨脹的格蘭杰原因,并且廣義貨幣供給量變動對通貨膨脹的有效影響時期為9個季度。從預測角度看,2009年第1季度急劇增加的3.45萬億元廣義貨幣供給量對通貨膨脹率的影響程度將于2010年第2季度達到最大值,而2009年前2個季度急劇增加的5.2萬億元廣義貨幣供給量對通貨膨脹率的影響程度將于2010年下半年達到峰值。再考慮到2009年全年急劇增加的廣義貨幣供應量,很顯然2010年下半年中國將面臨較為嚴重的通貨膨脹預期。然而統計數據顯示,2009年中國的通貨膨脹率維持在較低水平,甚至為負值。該現象可以從股票市場與房地產市場對貨幣供給量的資金分流作用和宏觀經濟環境惡劣等角度進行綜合分析。

(一)股票市場較大幅度反彈起了分流資金的作用

圖1與圖2分別表示2008～2009年中國滬市A股綜合價格指數和滬市成交額。從圖1中可以發現,受全球金融危機的影響,中國股市綜合價格指數從2007年10月份6 428點的歷史最高位一路狂跌到2008年11月份的短期最低點,之后在國家4萬億元投資計劃及寬松貨幣政策的因素影響下,中國股市經歷了新一輪的較大幅度反彈。與此同時,滬市成交量也相應放大,揭示了在全球金融危機肆虐、貨幣供應量急劇增加的背景下,大量資金流入股市,促使了股市的大幅反彈,并對急劇增加的貨幣供應量起到了資金分流作用,在一定程度上抑制了通貨膨脹率。

圖1 2008～2009年中國滬市A股綜合價格指數

(二)房地產市場火爆吸引了大量資金流入

圖2 2008～2009年中國滬市成交額

從圖3可以發現,2009年中國房地產企業開發投資完成額度增長率、商品房銷售面積增長率與商品房銷售額增長率的增長速度都呈現先加快、后逐步減緩的趨勢,并且增長率相對2008年而言都有了較大幅度的增長,這顯然與中國惡化的宏觀經濟形勢不符。該現象背后的原因是投資者對房地產市場看好,導致了大量資金流入房地產市場,從而促使房地產市場銷售面積和銷售額月月攀升,并促使了房地產市場對急劇增加的天量貨幣供應量起到了顯著的資金分流作用,減少了市場上貨幣的流通數量,抑制了短期內急劇增加的貨幣帶來的通貨膨脹壓力。

圖3 2009年3～12月中國房地產市場發展程度

(三)消費者信心不振與宏觀經濟不景氣導致了通貨膨脹率下降

從圖4可以發現,中國居民消費者信心指數基本維持在2008年同等水平,宏觀經濟景氣指數2009年大部分期間顯著低于去年同期水平。該指數反映了中國宏觀經濟受全球金融危機影響深重,處于嚴重的不景氣狀態。宏觀經濟的不景氣加劇了失業率,導致國內外需求萎縮,出現了產品供求失衡,從而導致了通貨膨脹率趨于下跌甚至為負值。

六、結 語

圖4 2009年中國消費者信心指數與宏觀經濟景氣指數

基于上述分析可知,2009年在中國宏觀經濟形勢低迷、居民消費信心不振等總體惡化的大環境下,中國股票市場、房地產市場逆勢大漲,大量資金流入股票市場和房地產市場,對急劇增加的貨幣供應量起到了巨大的資金分流作用。同時考慮到出口產品急劇下降、國內需求萎縮、商品供需失衡等因素,故2009年上半年中國通貨膨脹率相對2008年出現了負值,這不僅反映了中國整體經濟狀況的惡化,而且也是相對2008年高通貨膨脹率的一定幅度的回落。盡管如此,統計數據顯示在寬松貨幣政策操作與國家4萬億元投資計劃的刺激下,2009年下半年以來中國通貨膨脹率呈現逐月環比上升趨勢,而且增速有所增加。中國政府實施的寬松貨幣政策而導致的急劇增加的貨幣供應量,由于其存在滯后性,盡管在2009年中國通貨膨脹率仍舊維持在較低水平甚至為負值,但是隨著貨幣供應量滯后期的到來,急劇增加的貨幣供應量最終將對中國經濟帶來潛在的通脹威脅。研究結果揭示了中國的通貨膨脹仍然是一種貨幣現象,貨幣政策仍具有最終影響價格水平的能力。

[1] 趙留彥,王一鳴.貨幣存量與價格水平:中國的經驗數據[J].經濟科學,2005,27(2):26-38.

[2] 國家統計局課題組.我國新一輪通貨膨脹的主要特點及成因:《通貨膨脹趨勢研究》課題系列之一[J].統計研究,2005,22(4):3-9.

[3] 易 綱.中國的貨幣供求與通貨膨脹[J].經濟研究,1995,41(5):51-58.

[4] 劉 霖,靳云匯.貨幣供應、通貨膨脹與中國經濟增長:基于協整的實證分析[J].統計研究,2005,22(3):14-19.

[5] 龐如超.我國貨幣供給量與通貨膨脹關系的實證分析[J].河北金融,2008,29(5):31-32.

Empirical analysis on the relationship between China'smoney supply and inflation based on VAR model

MA Xue-bin,ZHU Dong-yang
(School of Economics,Lanzhou University,Lanzhou 730000,Gansu,China)

In order to ease the impact of the USA financial crisis on China's real economy,this paper uses the VAR model to conduct empirical analysis on the relationship between China'smoney supply and inflation.The analysis finds that there is a stability relationship between them,and the change in money supply is the cause for inflation,and its effective impact period on inflation will last for nine quarters.The authors find that China's inflation remains a monetary phenomenon,and the money policies have the final influence on the level of prices.

financial crisis;money supply;inflation;VAR model

F822

A

1671-6248(2010)03-0072-05

2009-11-26

馬雪彬(1961-),女,吉林敦化人,副教授。