貨幣流動性對我國通貨膨脹影響的定量研究

周梅

[摘 要]著名經濟學家弗里德曼認為：通貨膨脹無論何時何地都是一種貨幣現象，并指出，貨幣流動性是影響通貨膨脹的主要因素。為了衡量貨幣流動性對我國通貨膨脹的定量影響，本文將從貨幣供給的流動性和貨幣流通速度兩個方面來衡量貨幣流動性，并利用Eviews 6.0等軟件通過建立回歸模型、進行協整分析以及建立VAR模型、ECM模型及其他方法探究貨幣流動性對我國通貨膨脹的影響。結果表明，貨幣供給的流動性越大，消費者價格指數越高；貨幣流通速度不會影響消費者價格指數，但消費者價格指數卻會影響貨幣流通速度，并且貨幣流通速度與消費者價格指數共同反作用于貨幣供給的流動性。

[關鍵詞]通貨膨脹；貨幣流動性；計量模型

[中圖分類號]F830 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432（2014）4-0037-04

1 選題背景與意義

通貨膨脹就是貨幣貶值和價格水平全面、持續上漲的經濟現象。近年來我國通貨膨脹變化比較劇烈，而流動性過剩無疑是影響通貨膨脹的重要原因。通貨膨脹對經濟發展、人民生活和社會穩定的損害將是破壞性的，而監測、調控貨幣流動性和通貨膨脹是中央銀行的重要職責。因此，對貨幣流動性、通貨膨脹問題進行研究具有非常重要的現實意義。結合我國當前貨幣流動性和通貨膨脹預期比較突出的實際，及時開展貨幣流動性與通貨膨脹之間關系的研究，厘清二者之間的相互引導關系，探尋二者之間的傳導機制和形成機理，測定二者之間的傳導時滯，對中央銀行有效調控流動性，有效預防、控制通貨膨脹，進而促進國民經濟的健康發展都具有十分重要的現實意義。

2 指標選取與統計分析

貨幣學派認為，通貨膨脹是因為紙幣發行量超過商品流通中的實際需要量而引起的貨幣貶值現象，即是由于紙幣發行過多造成的；而物價學派則認為通貨膨脹意指整體物價水平的持續上升，其最終結果表現為物價的上升。而我們可以將通貨膨脹定義為：通貨膨脹是因貨幣供給大于貨幣實際需求，也即現實購買力大于產出供給，導致貨幣貶值，而導致的一段時間內物價持續而普遍的上漲現象。其實質是社會總需求大于社會總供給。紙幣、含金量低的鑄幣、信用貨幣的過度發行都會造成通貨膨脹。

反映通貨膨脹的主要指標主要有CPI、GDP平減指數和生產者物價指數PPI。GDP平減指數衡量的是某時期內所有商品和勞務價格的變動程度，覆蓋面最廣，然而這一指標計算十分煩瑣，資料收集非常困難，我國也尚未公布GDP平減指數，很難得到可靠數據。而PPI是許多國家按月發布的另一個重要價格指數，用以說明投入不同生產階段的資本品、中間產品、原材料等商品的價格變化情況。但其不能反映種類繁多的服務價格的變化情況。因此相比較而言，用CPI衡量通貨膨脹更具有可觀性，也能在一定情況上反映PPI的變化。

因此，在本文中，我們選取CPI作為我國通貨膨脹的衡量指標。

為將計量指標統一，故需要將月度CPI轉化為季度CPI，由于在一個季度中，第一個月和第三個月略微受前后季度的影響，故而采用加權方式計算季度CPI。在本文中，權數將采用0.3，0.4，0.3的比重。即有下列公式

季度CPI=0.3×x1+0.4×x2+0.3×x3

其中x1表示一個季度中第一個月的CPI數值，x2表示同一個季度中第二個月的CPI數值，x3表示同一個季度中第三個月的CPI數值。

“流動性”概念最先是由凱恩斯從“流動性偏好”中提出的，Makower和Marschak將流動性作為衡量資產轉化為現金難易程度的指標。Lippman和McCall提供了流動性的量化方法，認為流動性是非貨幣資產以合理價格變現的最優預期時長。而在《帕爾格雷夫經濟學大辭典》中，其認為流動性可以從三方面進行表述：一是從資產交割期的角度進行定義，在一定的時刻，越多資產接近交易期，轉化為貨幣的可能性就越高，那么經濟中的流動性就越多；二是從中介支付的難易程度的角度進行定義。其方法是將顯示經濟生活中的資產分為貨幣資產和非貨幣資產兩大類，用貨幣資產與實際產出的比例來表示流動性狀況；三是從流動性創造能力角度進行定義。認為企業可以通過金融市場改變其自身的資產組合，能夠保持其需要的流動性，如持有的債權、期權、專利等資產變現。而通過上述表述，我們不難得出貨幣流動性的定義，貨幣流動性就是金融資產的變現能力和媒介能力。

對于貨幣流動性，我們采用兩個指標用來代表貨幣流動性的兩個能力。

（1）貨幣供給的流動性。其可用M1/M2來衡量，該指標是依據貨幣流動性的變現能力得出的。貨幣供給流動性越高，則說明金融資產變現能力越強。

（2）貨幣流通速度。其可用M2/GDP來衡量，該指標是依據貨幣流動性概念中的“媒介能力”而得出。貨幣流通速度越快，說明單位貨幣媒介的實體經濟量越大，貨幣對實體經濟的媒介能力越強。

3 貨幣流動性對我國通貨膨脹影響的實證分析

3.1 M2/GDP趨勢分析

對貨幣流通速度M2/GDP進行趨勢分析。M2/GDP的走勢圖如圖1所示：

從圖2中可以看出，M2/GDP具有明顯的季節變動影響。序列M2/GDP_TC是經過Census X12季節調整消除季節變動和不規則要素所得到的趨勢—循環序列，與原序列M2/GDP相比，其折線圖比較光滑，其向上的趨勢非常明顯。序列M2/GDP_SF是M2/GDP的季節要素因子，其形狀呈波形狀。序列M2/GDP_IR是M2/GDP的不規則要素，其形狀雜亂無章。從圖2可以看出，在2000—2003年，我國經濟貨幣化進行十分迅速。但在2003—2008年，我國的高額外匯儲備導致外匯占款問題的產生，出現了對基礎貨幣的超額需求，使得流動性過剩問題日漸嚴重，為了應對這個問題，我國實行了緊縮性的貨幣政策，限制了經濟貨幣化的速度。而為了應對全球性的金融危機、防止經濟衰退，我國又實施了寬松的貨幣政策刺激經濟，2008年中旬開始我國貨幣流動性開始增加，這說明近期的貨幣政策得到了有效傳導。如果存在流動性過剩問題，貨幣供應量（M2）將大大超過貨幣需求量（名義GDP）。也就是說，如果貨幣供應量的增加超過了經濟發展的水平，或者居民持有儲蓄的偏好減弱導致貨幣需求大幅下降，都會產生流動性過剩問題。而從圖2中也可以看出，我國貨幣供應量的確大大超過貨幣需求量，我國存在非常明顯的貨幣流動性過剩問題。而這一問題也需要官方當局給予高度重視，否則會對經濟增長產生不利影響。

3.2 協整檢驗

3.2.1 平穩性檢驗

表1中，D代表一階差分算子。從表1中的結果可以看出，在0.05的顯著性水平下，各序列的ADF檢驗值均大于臨界值，為非平穩變量，但其一階差分序列的ADF檢驗值均小于臨界值，因而檢驗變量均為一階單證序列，具備協整關系檢驗的必要條件。

根據表2可以得知，跡檢驗在0.05的顯著性水平下拒絕沒有協整關系的零假設，故可以認為變量間有且僅有一個協整關系，而這也表明我國貨幣流動性與通貨膨脹之間存在著一個長期的穩定的均衡的變動關系。從而可以讓我們建立回歸模型。

3.3 向量自回歸模型（VAR模型）

由于所采用的變量CPI、 M1/M2、 M2/GDP帶有一定的季節趨勢，所以理應考慮將第四階滯后項作為變量，同時根據AIC準則和SC準則取值最小的原則確定模型的滯后階數，經過反復測算，最終取定將模型第1階和第4階滯后項作為變量，此時AIC和SC取值最小。得到最終模型表達式為：

VAR模型的因果關系檢驗結果給出了每一個內生變量（即該內生變量對應的方程）對于模型中其他內生變量Granger因果關系檢驗統計量和檢驗統計量相對應的概率值。從上圖中可以看出，對于內生變量CPI而言，其相對于內生變量M1/M2的χ2統計量=10.63456，相應的概率值P=0.0049，因而在0.05的顯著性水平下，內生變量CPI對應的方程中不能將變量M1/M2排除，即變量M1/M2是變量CPI的Granger原因。而CPI相對與內生變量M2/GDP的χ2統計量=0.432574，其相應的概率值P=0.8055，因而在0.05的顯著性水平下，內生變量CPI對應的方程中應當將變量M2/GDP排除，即變量M2/GDP不是變量CPI的Granger原因。同時也可以看出，對于變量CPI而言，變量M1/M2和M2/GDP聯合顯著檢驗的χ2統計量值=11.08616，相應的概率值P=0.0256，因而內生變量CPI相對于M1/M2和M2/GDP滯后項是聯合顯著的。

同理，我們也可以得知，變量CPI和M2/GDP都是內生變量M1/M2的Granger原因，M1/M2 相對于CPI和M2/GDP滯后項是聯合顯著的。而變量CPI是M2/GDP的Granger原因，但M1/M2不是M2/GDP的Granger原因，M2/GDP相對于CPI和M1/M2的滯后項是聯合顯著的。

由以上結果，我們似乎可以這樣認為，是CPI的變化導致了M2/GDP的變化，而CPI的變化是由M1/M2引起的。同時CPI和M2/GDP的變化又同時反作用于M1/M2的變化。而其含義正是由于貨幣供給量的增多導致了通貨膨脹，而通貨膨脹又導致了貨幣流通速度的增加，同時貨幣流通速度的增加和通貨膨脹又會作用于貨幣的供給量，導致貨幣供給量不斷增加。最終演變成惡性循環。

3.5 VAR模型的滯后排除檢驗

對被估計的VAR模型做滯后排除檢驗，結果如表4所示：

4 結論與建議

（1）貨幣流動性有兩種屬性，即貨幣的變現能力和貨幣的媒介能力，分別用貨幣供應的流動性（M1/M2）和貨幣流通速度（M2/GDP）來表示。

（2）貨幣流動性與通貨膨脹之間具有協整關系，即二者之間具有真實、長期、均衡的關系。

（3）貨幣流動性與通貨膨脹之間的因果關系表現出不同的引導關系。貨幣供應的流動性M1/M2引導CPI的變化，而CPI的變化又引導貨幣流通速度M2/GDP的變化。同時，CPI與M2/GDP共同反作用于M1/M2的變化。

（4）在第t期CPI的方程中，第t-1期CPI前的系數達到0.922205，第t-1期M1/M2的系數達到0.182990，第t-1期M2/GDP前的系數達到-0.000340，而第t-4期CPI、M1/M2、M2/GDP前系數分別達到-0.241404、-0.501770、-0.000523。其含義便是指標每變動一個單位，第t期CPI也會隨之變動相應個單位。

參考文獻：

[1]李占風，陳妤.我國貨幣流動性與通貨膨脹的定量研究——基于時變參數模型的實證[J].數量經濟技術經濟研究， 2010（8）：21-24.

[2]李謙，楊志柯.貨幣供應量變動對通貨膨脹的影響分析[J].價格月刊， 2010（10）：10-12.

[3]楊存亮.貨幣流動性與通貨膨脹[J].金融理論與實踐，2008（11）：44-46.

[4]劉鉆石，李丹.流動性過剩與中國通貨膨脹關系的實證分析[J].當代經濟科學，2008，30（5）：33-36.

[5]賀鏗.流動性過剩、通貨膨脹與貨幣政策[J].財經理論與實踐，2009（1）：11-13.

[6]李艷清.淺議我國貨幣流動性過剩問題及相關政策選擇[J].改革與開放，2012（2）：11-14.

[7]胡書濤.探析我國經濟通脹的現狀及原因——基于貨幣需求理論的視角[N].華中師范大學研究生學報，2008（4）：2-4.

[8]易行健，謝識予，劉宗華.我國的M1/M2（1978—2002）：長期趨勢、水平與周期波動[N].中央財經大學學報，2003（11）：2-3.

[9]易行健，謝識予.我國貨幣流動性的長期趨勢與周期波動：1978—2002[J].上海經濟研究，2003（11）：34-36.

[10]樊歡歡，張凌云.Eviews統計分析與應用[M].北京：機械工業出版社，2009.

[11]Friedman，B and Kuttner，K.Money，Income，Price and Interest Rates[J].American Economic Review，1992，82：22-25.

[12]Friedman，M.The role of Monetary Police[J].American Economic Review，1968，58：56-61.