貨幣供應量對CPI的影響分析

李喜梅 王亞欣 王若楠 劉哲寧

摘 要：貨幣供應量與CPI二者的關系如何，前者對后者是否有影響一直備受學術界關注。本文基于近四年三個層次貨幣供應量M0、M1、M2及CPI的月度數據，基于eviews 10軟件，運用ADF檢驗、格蘭杰因果檢驗和脈沖響應函數考察在不同貨幣統計口徑下，貨幣供應量對CPI的不同影響。通過分析得到結論，在各層次貨幣供應量中，M2與CPI的關聯度最高，即M2供應量越大，越容易產生物價上漲，進一步引起CPI增高。

關鍵詞：貨幣供應量;CPI;Granger因果檢驗;脈沖響應

一、引言

貨幣供應量是一個靜態的存量概念，指在一定時點上一國的銀行體系所供給的債務總量。貨幣層次劃分的基本依據是流動性，按照流動性的大小，可以將其分為不同的層次，不同國家的層次劃分也不盡相同。2000年，我國人民銀行對貨幣投放的統計口徑進行了調整，根據調整后的統計報表，我國貨幣層次可粗略劃分為三個層次。第一層次M0，即流通中現金，指扣除金融機構庫存現金之外的全部流通中的紙幣和硬幣之和。第二層次M1，即通常所說的狹義貨幣供應量，指流通中的現金加上活期存款，即M1=M0+活期存款。第三層次M2，即廣義貨幣供應量，指在狹義貨幣供應量的基礎上加上準貨幣，即M2=M1+準貨幣，其中準貨幣指的是企業單位定期存款、城鄉居民儲蓄存款、證券公司的客戶保證金存款以及其他存款等。

CPI即消費者物價指數（Consumer Price Index），又稱為居民消費價格指數。它是一項宏觀經濟指標，反映一定時期內居民家庭所消費商品及服務項目的價格水平的變動情況，受經濟增長率和貨幣供應量的影響，其中貨幣供應量主要通過物價水平影響CPI。由于M0、M1、M2這三個層次的貨幣供應量范圍不同，而且不同層次中，各個組成部分對物價水平有不同的影響，相應地，M0、M1、M2對CPI的作用過程和效果也不盡相同，因此本文將對此展開分析。

二、Granger因果檢驗理論介紹

Granger因果檢驗是用來考察某個變量是否可以用來提高相關變量的預測能力。如果變量a引起變量b，則變量b的變化將優先于a的變化。基于此，Granger提出了Granger因果關系檢驗：當時間序列{yt}和{xt}是平穩序列時：

若時間序列{xt}前的系數不全為零，則說明x可以提高y的預測能力，即x為y的格蘭杰原因。

三、貨幣供應量與CPI的實證分析及預測

1.變量選取與數據說明

為研究我國貨幣供應量與CPI的關系，本文選取不同層次的貨幣供應量作為研究對象，即M0、M1和M2。按照統計制度要求，我國CPI每五年進行一次基期輪換，2016年1月開始使用2015年作為新一輪的對比基期，前三輪基期分別為2000年、2005年和2010年。為了數據前后的一致性，本文選取了2016年1月至2019年12月共48個月度數據作為樣本進行實證研究，數據來源于國家統計局官網。

2.實證分析

（1）平穩性檢驗

為了避免偽回歸問題，提高預測結果的有效性，需先對時間序列進行平穩性檢驗。本文運用Eviews10統計軟件分別對CPI、M0、M1、M2進行ADF平穩性檢驗。

由ADF檢驗可知，在5%的顯著水平下，CPI、M0、M2的統計量的p值分別為0、0.004、0.0003，均通過顯著性檢驗，所以均為零階單整的平穩時間序列，即I（0）。其中，CPI為帶有截距項的平穩序列，M0為帶有截距項和確定趨勢項的平穩序列，M2為帶有截距項和確定趨勢項的平穩序列。而M1在1%、5%、10%的顯著水平下，三種形式的顯著性檢驗均未通過，因此為非平穩時間序列，故嘗試對M1作一階差分處理，處理后的序列記為D（M1）。

對差分后的數據再次進行ADF檢驗，結果如表1所示。可以看出一階差分序列D（M1）為帶有截距項的平穩序列，故M1為一階單整（即I（1））過程。

（2）Granger因果檢驗

由上述ADF檢驗結果可知，CPI、M0、M2和D（M1）均為零階單整的平穩序列（即I（0）），符合Granger因果檢驗的條件，因此我們將進行因果檢驗。但是由于不同滯后階數會對Granger檢驗的結果產生較大影響，為增強結論的可靠性，本文依次采用滯后2至6階，結果如表2、表3和表4所示：

由表2可知，原假設為D（M1）不是CPI變動的格蘭杰原因時，在選取的5個不同的滯后期中，滯后期為2期、3期和4期時的概率均小于0.05，表明在5%顯著水平下拒絕原假設;滯后5期和6期時的概率大于0.05，因此接受原假設。原假設為CPI不是D（M1）變動的格蘭杰原因時，無論如何選擇滯后階數，概率都大于0.05，表明在5%的顯著水平下接受原假設。所以，CPI不是引起M1的增量變動的原因，M1的增量變動卻是引起CPI變動的格蘭杰原因，但具有隨機性。

由表3表明，無論如何選擇滯后階數，M0不是CPI的格蘭杰原因的概率均大于5%，表明在5%的顯著水平下接受原假設;CPI不是引起M0變動的格蘭杰原因的概率也都是大于5%，表明在5%的顯著水平下也接受原假設。因此，M0不是CPI顯著的Granger原因，CPI也不是M0顯著的Granger原因。

表4顯示，原假設為M2不是CPI變動的格蘭杰原因時，5個滯后期的概率均小于0.05，拒絕原假設，表明M2是CPI顯著的Granger原因。原假設為CPI不是M2變動的格蘭杰原因時，當滯后期為2期和3期時，概率均大于0.05，即在5%的顯著水平下接受原假設;當滯后期為4期、5期、6期時，概率均小于0.05，表明在5%的顯著水平下拒絕原假設。因此，M2是引起CPI變動的格蘭杰原因，且該結論具有可靠性;CPI也是引起M2變動的格蘭杰原因，但該結論具有隨機性。

（3）脈沖響應函數

為研究我國貨幣供應量與CPI之間任何一方的沖擊給另一方帶來的影響，選取10期為期限進行考察，利用脈沖響應函數，可以進一步刻畫二者的動態影響過程，結果如圖1、圖2、圖3所示，圖中縱軸表示脈沖響應函數值，橫軸表示時期數。

由圖1可知，從整體來看，當M1增量的隨機擾動項受到沖擊后，會對CPI產生正向作用：在1-2期內，其對M1增量的正向作用逐漸增大，第2期后逐漸減弱，第5期以后正向水平基本保持平穩。而當CPI的隨機擾動項受到沖擊后，在1-2期內，其對CPI的負向作用逐漸減小，在第3期降為零后接著對CPI產生正向作用，3-4期內大小保持不變，隨之減弱，最后回到零線上，表明第6期后CPI的變化對M1增量無顯著影響。

從圖2可看出：當M0的隨機擾動項受到沖擊后，其對CPI有反應迅速的正向影響，強度約為0.1，隨后逐漸減小在第2期減為零，接著產生負向影響，在之后幾期該影響波動不明顯，到第6期以后影響強度基本保持穩定的負向水平。而當給CPI的隨機擾動項施加沖擊后，其對M0的作用很微弱，幾乎一直在零線附近，說明CPI對M0無顯著影響。

由圖3可以觀察到，整體來看，當M2的隨機擾動項受到沖擊后，其對CPI具有迅速的正向作用，但強度呈波動性減弱趨勢，具體表現為：CPI在第1-2期對經濟增長具有顯著的正向作用，第2期作用效果逐漸達到最大，第3期后作用效果呈波動性逐漸減弱，在第4期之后影響強度基本保持穩定的正向水平。而當給CPI的隨機擾動項施加一個標準差大小的沖擊后，對M2產生的正向影響呈波動性，但強度基本保持不變。

四、結論

從格蘭杰因果檢驗結果，我們可以知道，無論如何選擇滯后階數，M0均不是引起CPI變動的格蘭杰原因，M1的增量變動與CPI是否存在相互關系具有隨機性，也就是說M1的增量變動與CPI的因果關系并不顯著。而無論滯后階數如何選擇，M2均是引起CPI變動的格蘭杰原因，說明在三個層次的貨幣供應量中，M2 與CPI的相關度最高，即M2的供應量的多少會對CPI的穩定有一定影響。

通過對脈沖響應函數的分析，三個不同層次的貨幣供應量中，M0對CPI的影響幾乎保持穩定的負向水平;M1增量變動對CPI具有正向作用，但隨著時間的后延，其作用效果呈波動性遞減的趨勢;M2對CPI具有正向作用，且短期效果比長期效果更顯著。

總的來說，在M0、M1、M2三個層次貨幣供應量中，M2與經濟增長的相關性最強，中央銀行通過對M2的控制和調節，就能夠使貨幣政策的最終目標得以實現，因此我國選其作為貨幣政策的中介目標具備一定合理性。

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作者簡介：李喜梅（1999.05- ），女，河南省駐馬店市人，河南財經政法大學金融學院，專業：金融工程;王亞欣（1999.10- ），女，河南省新鄉市人，河南財經政法大學金融學院，專業：金融學;王若楠（2000.02- ），女，河南省濮陽縣人，河南財經政法大學金融學院，專業：金融學;劉哲寧（1999.05- ），男，河南省洛陽市人，河南財經政法大學金融學院，專業：投資學（期貨方向）