中國貨幣供給物價時滯的測度

摘 要：本文基于2000—2010年的月度數據，運用Granger因果檢驗、協整檢驗、向量自回歸模型（VECM）以及廣義自回歸條件異方差模型（GARCH）等方法，研究發現貨幣供給量改變對通貨膨脹具有一種顯著的、長期持久的正向影響，其滯后期約為20~25個月。實證表明，通貨膨脹一旦發生，如果沒有政府的干預，通貨膨脹就有一種慣性。

關鍵詞：廣義貨幣供給 通貨膨脹 協整分析向量誤差修正模型（VECM） 廣義自回歸條件異方差模型（GARCH）

中圖分類號：F822 文獻標識碼：Ａ 文章編號:１００３－９０３１(２０12)04－００19－０5 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.04.05

盡管有經濟學家質疑“通貨膨脹無論何時何地都是一種貨幣現象”（Friedman，1963）的理論[1]，但是各流派均不否認貨幣政策在通貨膨脹中的作用。確實，過多貨幣追逐過少的商品，最終的結果就是更高的價格，即高通貨膨脹率。Friedman同時認為從貨幣供應量增加到物價普遍提高有一個較長時間的傳導過程，故采取貨幣行動后必然要經過一段時間才能發生真實效果，這就是時滯效應。

改革開放30多年來，中國在經歷增長奇跡的同時，也歷經了5次嚴重的通貨膨脹和2次通貨緊縮，在通貨膨脹最為嚴重的1994年，年通貨膨脹率高達24.1%。高增長、不穩定已經成為中國經濟發展的一個顯著特征。因此，研究貨幣因素在中國通貨膨脹中所起的作用以及貨幣政策對物價影響的時滯就具有一定的實踐意義。

一、文獻回顧

關于貨幣供給與通貨膨脹的關系，可以追溯到到1752年Hume發表的論文分析了貨幣供給增長及隨之而來的物價上漲[2]。其后，大量經濟學家的實證分析證明了該命題。Friedman（1963）提出了著名的命題：通貨膨脹無論何時何地都是一種貨幣現象。他認為，在短期內，貨幣增加既可以引起物價上漲也可以引起產量增加，只是在長期內貨幣增加才全部反映在物價上漲上。這也意味著短期內貨幣是非中性的，長期內貨幣是中性的。貨幣主義強調貨幣因素對名義收入變動具有決定性作用。其后，Lucas（1980），Dwyer和Hafer（1988）， Friedman（1992），McCandless和Weber（1995），Rolnick和Dewald（1998）等都發現名義貨幣供給和物價水平是緊密相關的[3-7]。隨著現代計量分析工具的發展，大量文獻采用協整分析、向量誤差修正模型、結構向量自回歸模型以及廣義自回歸條件異方差模型對貨幣供給與通貨膨脹的關系進行了分析。

Friendman（1963）認為貨幣的變化平均需要6~9個月后才能引起名義收入增長率的變化，再過6~9個月價格才會受到影響，因此，從貨幣增長變化到物價變化一般有12~18個月的時滯。

近年來，我國也有學者從貨幣主義的視角，運用計量經濟分析，對我國貨幣供給和通貨膨脹之間的關系進行了實證分析，但是取得了不同的結果。大多數學者發現貨幣供給確實對中國通貨膨脹產生顯著的影響。李彬和劉鳳良（2007）對中國1990—2005年季度數據的SVAR分析顯示，貨幣政策的通脹效果是滯后的，且通貨膨脹表現出慣性特征[8]。程建華、黃德龍、楊曉光（2008）認為M1、M2均為CPI的Granger原因，M1和進出口還是領先于CPI變動的穩定的先行指標[9]。黃益平等人（2010）分別運用向量誤差修正模型（VECM）和結構向量自回歸模型（SVAR）分析了月度同比和月度環比數據，研究表明過剩流動性（廣義貨幣供給與GDP的比值）、產出缺口、房價和股價對通脹會產生正向影響。結構脈沖響應分析表明流動性沖擊的影響主要反映在前5個月，10個月后基本消失，過剩流動性和產出缺口是影響通脹的重要因素[10]。但是，劉霖、靳云匯（2005）利用1978—2003年的數據進行分析，沒有發現在長期內貨幣供應增長率影響通貨膨脹的證據，認為在經濟的貨幣化進程中，貨幣供應增長率的提高并不一定導致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經濟消耗了[11]。

綜觀上述文獻，從國際研究來看，對于貨幣供給與通貨膨脹關系的分析已經基本成熟，但國內學者很少采用GARCH模型分析中國貨幣供給與通貨膨脹的動態關系，即貨幣政策的時滯；另一方面，國內缺乏廣義貨幣供給與通貨膨脹之間動態關系的分析。采用GARCH模型，一方面可以克服條件異方差所帶來的問題，另一方面，可以利用GARCH模型分析分析貨幣政策的物價時滯，從而對貨幣政策操作提供有益的建議。

二、計量分析及估計結果①

本部分研究中通貨膨脹率是根據國家統計局居民消費價格分類指數（去年同期=100）計算得來。貨幣供給量取廣義貨幣供給M2，來自中國人民銀行調查統計司網上數據庫，由于貨幣供給的月度數據僅僅從2000年1月開始提供，故樣本期為2000年1月—2010年12月的月度數據，并取對數。由于大多數西方國家貨幣政策的物價時滯一般是18~36個月，故本文在后面的分析中，最大滯后期選擇36個月。

（一）向量誤差修正模型（VECM）

1.平穩性及協整檢驗

本文采用ADF單位根檢驗方法來檢驗數據平穩性。對廣義貨幣供給（lnm2）及通貨膨脹率（π）進行ADF檢驗（表1），兩個變量原始數據ADF統計量均不顯著，沒有被拒絕，一階差分后，統計量在1%顯著性水平下拒絕了原假設，表明兩個變量都是單整I（1）。而且，對廣義貨幣供給（lnm2）及通貨膨脹率（π）進行Johanson協整檢驗，在有截距和確定線性趨勢的情況下，對殘差進行1階差分進行1-4階滯后檢驗，檢驗結果表明在10%的顯著性水平下二者協整關系數為1。

2.因果檢驗

為了進一步分析廣義貨幣供給與通貨膨脹之間的相關關系，本文還對二者進行了Granger因果關系檢驗，在滯后1期到22期的情況下，不能拒絕廣義貨幣供給（lnm2）不是通貨膨脹率（π）的Granger原因；而當滯后期為23、24期后，才能拒絕廣義貨幣供給（lnm2）不是通貨膨脹率（π）的Granger原因，即貨幣供給與通貨膨脹具有一種長期的動態關系，但是貨幣供給對通貨膨脹的影響是滯后的，其滯后期約為23個月。

3.長期關系

由于在分析期通貨膨脹率（π）和廣義貨幣供給（lnm2）均為單整I（1），而且二者之間在10%的顯著性水平下協整關系數為1，因此可以對通貨膨脹率（π）和廣義貨幣供給（lnm2）進行OLS模型，來檢驗二者之間的長期關系：

注：***表示通過顯著性水平為1%的t檢驗。

由于廣義貨幣供給對通貨膨脹具有一種時滯效應，回歸模型中系數的大小和顯著性并不太重要，但是二者的長期關系至少揭示了在分析期內，貨幣供給的增加確實能夠導致通貨膨脹的增加這一基本的經濟聯系。通過RESET檢驗可以發現，輔助回歸系數顯著不為零，表明要么模型設定有偏誤，要么遺漏掉必要的變量根據經濟理論，貨幣供給顯然會影響到通貨膨脹，因此模型設定不存在偏誤，那么，只能是遺漏掉了必要的變量，這說明影響通貨膨脹的因素并非只有貨幣供給一項，還有其它的因素，貨幣供給的變化僅能解釋通貨膨脹變化中的15.29%。

4．向量誤差修正模型（VECM）分析

協整檢驗表明，2000年以來，中國月度廣義貨幣供給與通貨膨脹之間存在長期的穩定關系，因此，可以采用向量誤差修正模型（VECM）來進行分析。在向量誤差修正模型中，所有變量都是內生的，如果變量之間存在協整關系，短期內，如果某個變量受到沖擊從而偏離長期均衡，則變量之間的關系會以一定的力度恢復到長期均衡，而不會長期偏離。廣義貨幣供給與通貨膨脹的VECM模型表示如下：

△xt=?準（L）△xt+x'tecmt-1+?著t （2）

式（2）中，xt=（πt，lnm2t）是包含通貨膨脹（π）和廣義貨幣供給（lnm2）的向量，?準（L）是滯后項的系數矩陣，ecm是長期關系所確定的誤差修正項。根據AIC準則和Schwarz規則，模型中最佳滯后期為7。并對誤差修正模型的殘差進行脈沖響應分析， eviews6.0估計結果見表1（VECM模型估計的有兩個結果，下面報告的是有關通貨膨脹的結果）。

可以看出，誤差修正項ecm的系數在1%水平下顯著且為負值，表明當通貨膨脹受到貨幣沖擊而偏離長期均衡時，每月約有12.20%的超額貨幣供給被通貨膨脹所吸收。

從圖1可以看出，廣義貨幣供給的增加在第11個月開始對通貨膨脹產生正向的沖擊，并在第20個月后達到最大（4.687），并逐步減弱，延長分析期后發現在第39個月達到0.7409后有逐步回升，并在2.0左右徘徊。而圖2則表明，廣義貨幣供給的增加對通貨膨脹的累積效應在第20個月后轉為正值，其后逐步增加。脈沖響應分析表明，從最后效果來看，貨幣供給增加最終會導致通貨膨脹的增加，其滯后效應約為20個月，并且，貨幣供給增加對通貨膨脹的影響是持續的。

但從脈沖響應圖可以看出，貨幣供給開始10個月內對通貨膨脹的影響是負的，其后才是正值，這個結果與預期不符，這與近期采用VECM研究貨幣供給與通貨膨脹動態關系的一些文獻（例如Blavy（2004）和Almounsor（2010））的結果類似。一個可能的解釋就是貨幣供給更多受到人為因素的控制，其變化先于通貨膨脹，而當經濟風向發生改變，迫使央行改變貨幣政策時，通貨膨脹由于慣性仍然保持原來的方向運動，這時從統計意義上來說，貨幣供給對通貨膨脹的早期影響是反方向的。

（二）廣義自回歸條件異方差模型（GARCH）

對回歸方程1的殘差進行殘差平方相關圖檢驗，可以發現自相關系數（AC）和偏自相關系數（PAC）均不為零，而且Q統計量也非常顯著，可以認為模型存在條件異方差性。由于本文所研究的貨幣供給及通貨膨脹率同時也是金融市場上面的數據，因此可以借用金融經濟學中用來分析股票收益波動的工具GARCH模型。根據Bollerslev（1986）擴展的GARCH模型建立如下GARCH（P，Q）模型[12]：

式（3）是均值方程，表明通貨膨脹（π）是滯后各期廣義貨幣供給（lnm2），前面各期殘差（?著t-i）以及當期隨機擾動項（?著t）的函數。式（4）是本期條件方差?滓2t，是前面一期殘差平方和最近一期的預期方差（? 目前，絕大多數GARCH模型都是GARCH（1，1），本文也采用GARCH（1，1）模型進行估計，則式（3）和式（4）變為

利用Eviews6.0對式（5）進行估計，并觀察各階滯后值系數的顯著性，進而剔除掉不顯著的滯后期進行分析，從而找到貨幣政策的滯后期。對滯后期為36期進行GARCH估計，結果如表2所示，為正值且顯著（5%顯著性水平）的滯后期為第25期。

去掉其它滯后期，僅保留顯著且為正值的第25期滯后值（lnm2t-25）重新進行GARCH估計（表3）。對精簡的GARCH殘差進行ARCH-LM檢驗，看模型中是否存在更多的ARCH項，檢驗的原假設是殘差不存在異方差（表4），結果表明不能拒絕原假設，估計結果是可信的。從表3可以看出，第25期滯后值的系數在1%下顯著，并且為正值。這表明貨幣供給的沖擊對通貨膨脹具有一種滯后的影響，在25個月后達到最大，并且這種沖擊是持久的。

四、結論

本文研究發現廣義貨幣供給在中國的通貨膨脹中起到了重要的作用，貨幣供給對通貨膨脹具有一種長期的、顯著的正向影響。但是，針對中國的具體情況，在考察期也呈現出不同的特征：

1.因果檢驗發現，直到滯后的第23期，才不能拒絕廣義貨幣供給是通貨膨脹的Granger原因的原假設。即廣義貨幣供給增加不會立即引起通貨膨脹，而是大約有23個月滯后期。

2.廣義貨幣供給與通貨膨脹都是單整I（1）的時間序列數據，協整檢驗發現二者之間存在1個協整關系，回歸發現貨幣供給僅能解釋通貨膨脹變化中的15.29%，這表明在分析期內，貨幣供給的變化只是導致通貨膨脹的原因之一。

3.向量誤差修正模型表明，廣義貨幣供給與通貨膨脹之間存在一種短期的誤差修正機制，每月約有12.20%的超額貨幣供給被通貨膨脹所吸收，并且通貨膨脹一旦發生，就具有一種慣性。廣義貨幣供給增加對通貨膨脹在第11個月開始對通貨膨脹產生一種正向沖擊，直到第20個月達到最大，其后雖略有回落，但是這種沖擊具有一種長期持續的特征。VECM分析發現，廣義貨幣供給對通貨膨脹的正向沖擊具有約20個月的滯后期。

4.GARCH模型分析發現，廣義貨幣供給對通貨膨脹的正向沖擊具有約25個月的滯后期。

5.分析期內，不論是從長期看，還是從短期看，物價水平都顯著的受到通貨膨脹的影響，但是這種影響具有一種滯后效應（滯后期約為20-25期）和持久效應。

從本文的分析結果可以看出，要想在未來一段時間內影響通貨膨脹水平，至少要提前20個月采取行動。因此，金融決策部門在加強對宏觀經濟走勢的預判能力以減少內部時滯的基礎上，減少貨幣政策的外部時滯就是一個非常重要的課題。同時，由于通貨膨脹還具有一種慣性，一旦發生就有持續下去的趨勢，因此擴張性貨幣政策不應該作為政府長期使用的調控政策。

（特約編輯：羅洋）

參考文獻：

[1]Friedman， M.Inflation: Causes and Consequences[M].New York: Asia Publishing House，1963.

[2]Hume， David.Of Money，Reprinted in David Hume:

Writings on Economics， edited by Eugene Rotwein[M]. Madison， Wisconsin: University of Wisconsin Press，1952.

[3]Lucas， Robert E， JR. Two Illustrations of the Quantity

Theory of Money[J].American Economic Review ，1980(12).

[4]Dwyer， Gerald P， JR，R.W. Hafer.Is Money Irrelevant?

[J].Federal Reserve Bank of St. Louis Review，1988（6）: 3-17.

[5]Friedman， M.Money Mischief: Episodes in Monetary

History[M].New York: Harcourt Brace Jovanovich，1992.

[6]Mccandless，George T，JR，Warren E.Weber.Some Monetary Facts[J].Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review，1995(3):2-11.

[7]Dewald， William G.Money Still Matters[J].Federal Reserve Bank of St. Louis Review 1998(12):13-24.

[8]李彬，劉鳳良.我國通貨膨脹動態和貨幣政策效果的行為宏觀解釋[J].管理世界，2007（3）.

[9]程建華，黃德龍，楊曉光.我國物價變動的影響因素及其傳導機制的研究[J].統計研究，2008（1）.

[10]黃益平，王勛，華秀萍.中國通貨膨脹的決定因素[J].金融研究，2010（6）.

[11]劉霖，靳云匯.貨幣供應、通貨膨脹與中國經濟增長—基于協整的實析[J].統計研究，2005（3）.

[12]Bollerslev， T.Generalized Autoregressive Conditional

Heteroskedasticity[J].Journal of Econometrics，1986（31）:307-327.