我國貨幣供應量與CPI關系的實證分析

【摘要】本文采用我國1990年-2012年數據，運用數量經濟方法，在單整和Johansen協整檢驗的基礎上，利用Granger因果檢驗對我國廣義貨幣供應量與CPI的內在聯系進行實證分析，并進行VAR模型估計，結果表明，我國貨幣供應量與CPI存在正相關關系；同時，我國廣義貨幣供應量對CPI存在的較長滯后影響。

【關鍵詞】貨幣供應量 CPI 格蘭杰因果檢驗 VAR模型

一、引言

近些年來，物價飛漲問題一直困擾著我國政府，也是國內外關注和研究的焦點。至2007年起，我國的通貨膨脹問題逐漸開始嚴重，當年居民消費價格指數達到了4.8%。2008年，為了應對全球性的金融危機，我國采取寬松的貨幣政策更是讓通貨膨脹進一步加劇，當年達到5.9%。高位的通貨膨脹，蒸發了居民的財富，引發社會的不滿。為了抑制物價的不斷攀升，2010年動用了高強度的貨幣政策。但是這種貨幣政策持續性并沒有那么就，近兩年物價不僅開始抬頭上漲，還有更強烈的通脹預期。

物價問題不僅關系到民生，還關系到國家穩定性。對于如何控制物價，很多學者都提出不同的觀點。有人認為，貨幣供應量的快速增加必然會引發通貨膨脹、物價上漲；有人認為需求旺盛、供給不足是物價上升的主要原因；也有人認為國家政策漏洞，給炒作者提供炒物價的機會。不管怎么樣的觀點，如果沒有貨幣供應量的加大，整體物價短時間都不會迅速上漲的。本文立足于廣義貨幣對物價影響的角度，研究通貨膨脹問題，以期能夠梳理出我國貨幣供應量與居民消費價格指數的關系。

二、模型、變量和數據

為了更加清晰研究貨幣供應量與物價之間的關系，本文采用1990年到2012年廣義貨幣供應量與居民消費價格指數年度數據，在單整和Johansen協整檢驗的基礎上，利用Granger因果檢驗對我國貨幣供應量與CPI的內在聯系進行實證分析，最后在得出因果關系基礎上建立向量自回歸VAR模型。對于數據的處理上，為了使兩者處于同一量級，減少異方差性和偽回歸，采用CPI的年度增幅與貨幣供應量年度增長率。

三、模型實證檢驗過程與結果

（一）單整檢驗

如果把非平穩的時間序列當作平穩的時間序列，實際上就會破壞回歸模型的基本假設，得出的R2、F、t統計量都是失效的，分析、檢驗、預測的結果也都是無效的。時間序列的平穩性檢驗（ADF檢驗）是對于時間序列計量分析有效性的基礎。對數據進行單整檢驗是為了檢驗時間序列的確定性與隨機性，以排除謬誤相關；同時也為Johansen協整檢驗與Granger因果檢驗提供保證。單整檢驗通常采用的方法是擴展的迪克-福勒檢驗（ADF檢驗）。

何時檢驗拒絕零假設（tσ<τ），即原序列不存在單位根，為平穩序列，何時停止檢驗。根據估計出來的三個模型的適當形式，然后通過ADF臨界值表檢驗零假設：H0Iσ=0。只要其中一個模型的檢驗結果拒絕了零假設（tσ<τ），就可以認為時間序列是平穩的。同時，在實踐中一般選取能夠保證ut是白噪聲的最小P值[1]。根據計量模型可以得出CPI與M2時間序列變量的一階差分序列式平穩的。

（二）Johansen協整檢驗

協整關系對如何處理協整空間中的確定項非常敏感。在Eviews6.0軟件中，有五種可供選擇的決定確定趨勢的情況。序列會有非零均值，或有確定趨勢，協整方程也可能會有截距項和確定趨勢，而協整的LR檢驗統計量的漸近分布不再是通常的x2分布，它的分布依賴于與確定趨勢有關的假設。基于單位根測試的結果，我們選擇第三種情況來測試協整向量的個數，即在水平層面的數據有確定性線性趨勢項，在協整等式中只包含截距項。在既定的2個滯后期長度的情況下，趨勢統計結果表明有1個協整關系，而最大特征值的統計結果表明有1個協整關系，趨勢統計結果和最大特征值的統計結果相同。

（三）Granger因果檢驗

判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，是計量經濟學中常見的問題。Granger提出一個判斷因果關系的檢驗。我們樣本中的所有變量是一階差分單位根過程，并且存在協整關系，因此我們運行基于一階差分的格蘭杰因果關系測試。

Granger因果檢驗的結果顯示：在滯后一期、二期和三期的檢驗中，1%的顯著水平上拒絕格蘭杰因果關系不存在的原假設，與 Johansen協整分析一致，廣義貨幣供應量M2是居民消費價格指數CPI的Granger原因。（2）在滯后一期、二期和三期檢驗中，1%的顯著水平上不拒絕格蘭杰因果關系不存在的原假設，居民消費價格CPI不是貨幣供應量M2。

（四）VAR模型的估計

1980年，西姆斯將VAR模型引入到經濟學中，推動了經濟系統動態性分析的廣泛應用。VAR模型通常用于相關時間序列系統的預測和隨機擾動對變量系統的動態沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響[2]。

由圖2可知，給定一個標準差的正向M2貨幣沖擊，居民消費價格指數在第3期達到最大值，之后緩慢下降持續到第6期，這說明廣義貨幣對居民消費價格指數有正向的影響且有滯后期較長。

四、結論

本文在對CPI和貨幣供應量的時間序列單整和Johansen協整的基礎上，運用Granger因果檢驗，建立向量自回歸（VAR）模型，根據數據結果得出以下的結論：

貨幣供應量在滯后一定時期內對CPI有影響，而CPI對貨幣供應量的影響沒有得到證明。換言之，貨幣供應量對物價指數變化有直接影響，貨幣供應量的變化是引起物價變化的原因。這一實證結論符合紙幣流通條件下貨幣供應量與物價關系的一般原理，是對紙幣流通規律的現實驗證。廣義貨幣對CPI的影響不同于現金，因為其中的準貨幣不能立即形成購買力，因此其對CPI的影響具有較長滯后期。根據以上結論，我們認為，為了保持物價穩定，要通過貨幣政策的實施，控制貨幣供應的總量，使貨幣供應量的增速與經濟增長對貨幣的需要大體適應。

參考文獻

[1]李子奈，潘文卿.計量經濟學[M].高等教育出版社，2009.

[2]張世英，樊智.協整理論與波動模型[M].清華大學出版社2009.

基金項目：首都經濟貿易大學研究生科技創新資助項目。

作者簡介：田競宸（1990-），女，北京市人，首都經濟貿易大學金融學院2012級碩士研究生，金融專業，研究方向：國際金融。