◇韓思琪

廣義貨幣供應(yīng)量對居民消費價格指數(shù)的影響

◇韓思琪

本文選取我國1990年至2015年廣義貨幣供應(yīng)量M2與通貨膨脹CPI年度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析和誤差修正模型探究二者之間的長期短期關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹有顯著影響，據(jù)此提出相應(yīng)建議。

貨幣供應(yīng)量；居民消費價格指數(shù)；協(xié)整分析

10.13999/j.cnki.scyj.2017.04.018

一、引言

2008年爆發(fā)的金融危機(jī)席卷全球，我國為了實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長，從2008年下半年開始就不斷通過金融機(jī)構(gòu)向市場擴(kuò)大資金投放。但是近年來，我國貨幣供應(yīng)量增長迅速，M2余額已近150萬億，超過同期GDP總量一倍。因此是否存在“貨幣超發(fā)”的現(xiàn)象引起業(yè)界廣泛討論。目前研究中國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間關(guān)系的文獻(xiàn)較多。孫韋和鄭中華以CPI、GDP、M2等為樣本，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量的增加會引起下一期物價水平上升。徐韶孜使用M2和CPI月度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)M2增加致使CPI上升。李穎等利用滾動VAR模型和非線性LSTR模型，實證發(fā)現(xiàn)通貨膨脹預(yù)期超過某一特定期限后，貨幣供應(yīng)量對未來通貨膨脹的作用會減小。周翔和胡海鷗使用月度數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹的影響相對外匯占款更加明顯。本文利用長期數(shù)據(jù)揭示貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間的長短期關(guān)系，在相關(guān)結(jié)論基礎(chǔ)上提出優(yōu)化對策。

二、模型建立

選取1990～2015年的廣義貨幣供應(yīng)量與以1978年為基期的年度居民消費不變價格指數(shù)作為樣本，每個變量獲得26個觀測。由于是經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過自然對數(shù)變換消除數(shù)據(jù)的異方差性，經(jīng)過預(yù)處理后的居民消費價格指數(shù)和廣義貨幣供應(yīng)量，分別記為lnCPI和lnM2。利用以上數(shù)據(jù)建立模型。

（一）平穩(wěn)性檢驗

首先繪制ln（cpi），ln（m2）時序圖，發(fā)現(xiàn)兩列數(shù)據(jù)均存在一定的長期趨勢，將原序列一階差分后進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果如下。

表1 殘差序列ADF檢驗表

綜上所述，ln（CPI）～I(xiàn)（1），ln（M2）～I(xiàn)（1），因此居民消費價格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量均一階平穩(wěn)，滿足了協(xié)整的前提條件，但兩者之間是否具有協(xié)整關(guān)系，仍需通過協(xié)整檢驗來確定。

（二）協(xié)整檢驗與分析

采用E-G兩步法檢驗協(xié)整關(guān)系，首先構(gòu)造回歸模型，利用最小二乘法構(gòu)造模型如下Ln（CPI）=0.49528ln（M2）+εt，對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果如下。

表2 殘差序列ADF檢驗表

由表可知，根據(jù)類型三延遲一階的檢驗結(jié)果，Tau統(tǒng)計量P值為0.0818，即在90%的顯著性水平下，殘差序列平穩(wěn)，有理由相信1990～2015年間居民消費價格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量之間存在長期均衡關(guān)系。因此建立ARIMAX模型，以ln（CPI）為被解釋變量，ln（M2）為解釋變量建立的回歸模型如下：ln（CPI）= 3.52583+0.20863ln（M2）+εt。

（三）模型優(yōu)化與檢驗

對于擬合模型的殘差序列進(jìn)行白噪聲檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)卡方統(tǒng)計量P值均小于0.0001，說明殘差序列為非白噪聲序列，上述模型提取信息不完全，因此重新擬合模型，根據(jù)第一個模型的殘差自相關(guān)圖與偏自相關(guān)圖，為殘差序列構(gòu)造AR（2）模型，重新擬合的模型為Ln（CPI）=3.056199+0.243295ln（M2）+（1-1057809B+0.69188B^2）εt，根據(jù)單位根檢驗結(jié)果，回歸方程的殘差序列平穩(wěn)，再次驗證居民消費價格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量之間具有協(xié)整關(guān)系，說明居民消費價格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量之間存在長期均衡關(guān)系。

為驗證模型的有效性，對殘差序列進(jìn)行白噪聲檢驗，結(jié)果如下。

由上表可知，延遲各階LB統(tǒng)計量的P值均小于顯著性水平0.05，因此該擬合模型顯著成立。

綜上所述，從長期穩(wěn)定關(guān)系來看，在其他因素不變的情況下，平均來說，當(dāng)ln（M2）每增加1億元時，ln（CPI）將增加0.243595。

（四）誤差修正模型

由于協(xié)整模型度量序列之間的長期均衡關(guān)系，建立誤差修正模型來解釋居民消費價格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量之間的短期波動關(guān)系。以一階差分序列Δln（CPI）作為被解釋變量，以Δln（M2）和誤差修正項=-3.52583-0.20863為解釋變量，建立誤差修正模型如下：Δln（CPI）=+0.26557lnΔ（M2）-0.13941+εt，根據(jù)ADF檢驗，殘差序列顯著平穩(wěn)，模型擬合有效性較好。根據(jù)DW檢驗的結(jié)果，Pr＜DW的P值為0.0139，說明短期內(nèi)，居民消費價格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量有正相關(guān)關(guān)系。

表3 殘差白噪聲檢驗表

參數(shù)檢驗結(jié)果如表4所示：

從長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系來看，當(dāng)本年度M2偏離長期均衡值時，下一年度的偏離值將得到13.9%的修正。參數(shù)檢驗結(jié)果顯示M2對數(shù)的當(dāng)前波動對居民消費價格指數(shù)對數(shù)的當(dāng)期波動有顯著影響，但上期誤差ECM對當(dāng)期波動的影響不顯著。從回歸系數(shù)的絕對值可以看出，每增加1單位的對數(shù)M2，會增加0.26557的對數(shù)CPI，單位調(diào)整比例為-0.13941。

三、結(jié)論與建議

本文通過實證得出以下結(jié)論：從長期看，我國的廣義貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間存在著穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，貨幣供應(yīng)量增長會引起居民消費價格指數(shù)的上漲。從協(xié)整分析結(jié)果來看，在其他因素不變的情況下，平均來說，當(dāng)ln（M2）每增加1億元時，ln（CPI）將增加0.243595。從短期來看，誤差修正項系數(shù)為-0.13，表明誤差修正項對CPI有反向修正作用。M2對數(shù)的當(dāng)前波動對居民消費價格指數(shù)對數(shù)的當(dāng)期波動有顯著影響?？傮w上看，無論是長期還是短期，居民消費價格指數(shù)與廣義貨幣供應(yīng)量呈現(xiàn)正向促進(jìn)關(guān)系。

根據(jù)以上結(jié)論，建議為了控制通貨膨脹的發(fā)生，就必須提高監(jiān)測水平，加大對影響貨幣供應(yīng)量因素的研究，密切關(guān)注貨幣供應(yīng)量。此外，應(yīng)當(dāng)采取措施限制貨幣的供應(yīng)，但是也要最大限度消除緊縮的貨幣政策對于經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面效應(yīng)。

表4 回歸參數(shù)檢驗表

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（作者單位：江西財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院）