張超

摘要：貨幣供應(yīng)量變化不僅對通貨膨脹率有著長期影響，還存在一個短期的誤差修正機制，它們之間的關(guān)系受到總需求和總供給的影響。本文以貨幣數(shù)量論為理論基礎(chǔ)，選取1998年到2013年第一季度的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究貨幣供應(yīng)量增長率和通貨膨脹率兩者之間的相互關(guān)系，采用單位根檢驗，協(xié)整分析與因果關(guān)系檢驗來實證研究我國通貨膨脹率與貨幣供給增長率兩者之間的因果關(guān)系。結(jié)果顯示，通貨膨脹率與貨幣供給增長率兩者互為因果關(guān)系。最后在以上基礎(chǔ)上提出了治理通貨膨脹的相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞： 通貨膨脹；貨幣供應(yīng)量；因果關(guān)系

1、引言

貨幣供應(yīng)量的增長速度和通貨膨脹之間存在長期影響關(guān)系，擴張或收縮貨幣供應(yīng)量將增加或降低價格水平。然而，國家持續(xù)采取降低資本市場流動性和保持低利率的政策措施，貨幣政策的擴張作用，并沒有導(dǎo)致嚴重的通貨膨脹發(fā)生。長期保持名義利率處于低位的政策，不僅對投資需求的刺激效果甚微，同時導(dǎo)致了消費品價格的持續(xù)上漲。無論理論分析還是實證檢驗，通貨膨脹和貨幣供應(yīng)量增長的短期和長期聯(lián)系，必須要和現(xiàn)實的經(jīng)濟環(huán)境結(jié)合起來。通過這種方式，經(jīng)濟的均衡水平直接影響貨幣供應(yīng)量的增長與通貨膨脹率的關(guān)聯(lián)性。貨幣供應(yīng)量的增長速度和通貨膨脹率之間的影響關(guān)系受到總需求和總供給變動的影響。本文以貨幣數(shù)量論為理論基礎(chǔ)，考察廣義貨幣供應(yīng)量增長率和通貨膨脹率在中國的增長速度的相互關(guān)系，使用1998年第一季度到2013年第一季度的相關(guān)數(shù)據(jù)，對我國通貨膨脹率與貨幣供給增長率進行實證檢驗，通過單位根檢驗，協(xié)整分析與因果關(guān)系檢驗的方法來研究我國通貨膨脹率與貨幣供給增長率兩者之間的因果關(guān)系。

2、通貨膨脹率與貨幣供給增長率相互關(guān)系的理論研究

2.1貨幣供應(yīng)量的層次劃分

中央銀行出于宏觀監(jiān)測和宏觀調(diào)控的需要，根據(jù)貨幣流動性高低的差別，需要將貨幣供應(yīng)量分為不同的層次。我國現(xiàn)行貨幣統(tǒng)計制度將貨幣供應(yīng)量劃分為三個層次：M0 ：流通中的現(xiàn)金，指單位庫存現(xiàn)金和居民手持現(xiàn)金之和，其中“單位”指銀行體系以外的企業(yè)、機關(guān)、團隊、部隊、學(xué)校等單位；M1：亦稱狹義貨幣供應(yīng)量，指M0 加上單位在銀行的可開支票進行支付的活期存款；M2 ：也稱廣義貨幣供應(yīng)量，指M1 加上單位在銀行的定期存款和城鄉(xiāng)居民個人在銀行的各項儲蓄存款以及證券公司的客戶保證金；M3 ：指的在M2的基礎(chǔ)上再加上金融債券、商業(yè)票據(jù)和大額可轉(zhuǎn)讓存單等。其中，M0 、M1 、M2 、M3 的流動性依次降低?，F(xiàn)實情況中，由于M1 與M3 具體數(shù)據(jù)難以得到，按照通用做法，本文使用M2 的增長率gm來計算貨幣供給增長率。

2.2通貨膨脹理論研究

2.2.1凱恩斯提出的通貨膨脹成因理論

早在1936年，著名經(jīng)濟學(xué)家凱恩斯（J.M.Keynes）就提出了通貨膨脹的成因理論，其核心觀點為：貨幣供給量越高就會導(dǎo)致利率越來越低，而利率的下降將造成經(jīng)濟體投資需求的增加，進而導(dǎo)致總需求增加，而在整個社會實現(xiàn)充分就業(yè)后供給將會變得無彈性，這就導(dǎo)致了通貨膨脹的產(chǎn)生。

2.2.2貨幣數(shù)量論的貨幣中性理論

貨幣數(shù)量理論認為，通貨膨脹是由貨幣供給的快速增加導(dǎo)致的。貨幣數(shù)量論者認為貨幣是中性的，資產(chǎn)價格水平由一國發(fā)行的貨幣量決定，資產(chǎn)的價格隨著貨幣數(shù)量的增加而上漲。20世紀初，在此基礎(chǔ)上，費雪與馬歇爾對貨幣數(shù)量論進行了進一步的發(fā)展和完善。

3、通貨膨脹率與貨幣供給增長率的實證分析

在經(jīng)濟學(xué)理論中，說到通貨膨脹的時候，貨幣供應(yīng)量的變化是個繞不開的話題，經(jīng)濟學(xué)理論一直在研究通貨膨脹變動與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系。在這里，為了便于研究，我們用廣義貨幣M2 的增長率來表示貨幣供給增長率，用gm表示，使用居民消費價格指數(shù)（CPI）的增長率來表示通貨膨脹率的變化，用gp表示。本文采用1998年至2013年16年來每年第一季度數(shù)據(jù)來研究兩者之間的關(guān)系。

表1中國通貨膨脹率與貨幣供給增長率 單位：%

3.1單位根檢驗

我們利用Eview軟件分別對兩個時間序列進行ADF檢驗，在這個檢驗過程中，應(yīng)在確保模型正確設(shè)定的情況下確定最優(yōu)滯k后項，并且結(jié)合使用赤池信息準則（AIC）。

首先做貨幣供給增長率平穩(wěn)性的檢驗。通過檢驗我們可知，包括截距、時間趨勢項與一階滯后項的模型是適當?shù)哪Ｐ?，檢驗結(jié)果得適當檢驗?zāi)Ｐ蜑?/p>

對于隨機干擾項，我們通過LM來檢驗它的一階自相關(guān)性，可知不存在一階自相關(guān)性，因此我們選擇設(shè)定的該模型是正確的。從gmt-1的參數(shù)值看， t統(tǒng)計量的ADF檢驗在顯著性水平小于10%的情況下，接受H1，拒絕原假設(shè)H0，，說明時間序列是I（0），即它是平穩(wěn)序列。

然后我們對通貨膨脹率平穩(wěn)性進行檢驗。通過檢驗我們可知，包括截距、時間趨勢項與一階滯后項的模型是適當?shù)哪Ｐ?，檢驗結(jié)果得適當檢驗?zāi)Ｐ蜑?/p>

對于隨機干擾項，我們通過LM來檢驗它的一階自相關(guān)性，可知不存在一階自相關(guān)性，因此我們選擇設(shè)定的該模型是正確的。gmt-1從的參數(shù)值看， t統(tǒng)計量的ADF檢驗在顯著性水平小于1%的情況下，接受Ht，拒絕原假設(shè)H0，說明時間序列是I（0），即它也是平穩(wěn)序列。

3.2協(xié)整分析

考慮時間趨勢，對于1998年至2013年的時間序列，由于貨幣供給增長率gm與通貨膨脹率gp都是I（0），由此我們可以進行協(xié)整分析。具體步驟如下：

首先，建立貨幣供給增長率gm與通貨膨脹率gp的回歸模型，并進行估計。估計結(jié)果如下：

據(jù)此，可得到殘差項

現(xiàn)在我們得出了gp和gm的回歸方程，但是我們還無法知道被解釋變量gp和gm解釋變量之間的協(xié)整關(guān)系到底是不是存在，這樣的回歸可能會是一個偽回歸。因此，我們需要進一步進行協(xié)整檢驗。

第二步，檢驗的單整性。如果為穩(wěn)定序列，則認為變量，為（1，1）階協(xié)整；如果殘差項為一階單整，則認為變量，為（2，1）階協(xié)整。我們可以通過DF檢驗或ADF檢驗來檢驗的單整性。因為協(xié)整回歸中已經(jīng)包括截距項，所以在檢驗?zāi)Ｐ椭锌梢圆辉儆媒鼐囗?。如使用模型?/p>

如果在檢驗時，拒絕了零假設(shè)，就可以說明X與Y是協(xié)整的。

從檢驗結(jié)果得適當檢驗?zāi)Ｐ蜑?/p>

3.3因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整檢驗結(jié)果，我們可知貨幣供給增長率gm與gp通貨膨脹率之間存在長期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系存不存在因果關(guān)系，以及因果關(guān)系具體是什么情況還要做進一步的檢驗和驗證。

以上檢驗結(jié)果顯示，貨幣供給增長率gm與gp通貨膨脹率的因果關(guān)系隨著滯后階數(shù)的變化而變化。當滯后期數(shù)較低時，處于1和2的時候，在5%的顯著水平下的檢驗結(jié)果都接受了原假設(shè)，顯示貨幣供給增長率gm與gp通貨膨脹率兩者沒有因果關(guān)系。當滯后期數(shù)較高時，處于3和4的時候，在5%的顯著水平下的檢驗結(jié)果都拒絕了原假設(shè)，顯示貨幣供給增長率gm與gp通貨膨脹率兩者存在因果關(guān)系。也就是說貨幣供給增長率是通貨膨脹率的格蘭杰原因，同時通貨膨脹率也是貨幣供給增長率的格蘭杰原因。

4、治理通貨膨脹的對策建議

通過實證研究，在了解通貨膨脹形成的各項因素后，結(jié)合我國現(xiàn)階段具體國情，對治理通貨膨脹提出一些對策建議：

第一，改善計算方法。一個國家的計算方法對一個國家的影響非常重大，不但影響著一個國家財富的分配，并且對一國消費者支出預(yù)算與投資者的投資決策十分重要，是國家政府決策和央行出臺貨幣政策的重要依據(jù)。我國先現(xiàn)階段計算中，仍未將房價納入計算體系，而房價的變化對老百姓生活的影響十分明顯。因此，我國應(yīng)當改善計算方法，考慮在的計算中加入商品房的合理權(quán)重，更是經(jīng)濟形勢的發(fā)展，合理調(diào)整個商品的所占比重，使之真正適合中國經(jīng)濟的發(fā)展，真實反映物價變動水平。

第二，降低輸入型通貨膨脹風(fēng)險。隨著經(jīng)濟全球的程度及我國對外開放程度越來越高，大宗商品價格變化導(dǎo)致的通貨膨脹多我國的影響越來越大。而大宗商品往往對一國經(jīng)濟的發(fā)展至關(guān)重要，石油、礦產(chǎn)類大宗商品對經(jīng)濟的影響面非常大，這些商品的價格波動容易對國家經(jīng)濟發(fā)展帶來比較大的破壞，并會影響其他商品的價格跟隨變動。這些大宗商品的變化容易對我國形成輸入型通貨膨脹。所以，我們需要做出一些努力來降低國際大宗商品價格變化對我國經(jīng)濟發(fā)展的影響：一是通過加強戰(zhàn)略資源的國家儲備，平衡短期快速波動對國內(nèi)的影響。二是提高我國的全球競爭力，提高我國對大宗商品的議價能力，獲取定價權(quán)。

第三，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改進，改善經(jīng)濟發(fā)展模式。我國改革開放30多年以來，中國的經(jīng)濟增長一直保持著很高的增長速度，國民生產(chǎn)總值得以較快速度的增加，迄今為止已變成世界第二經(jīng)濟體。然而，隨著經(jīng)濟的高速發(fā)展，很多的問題也開始展現(xiàn)出來，包括環(huán)境的破壞，能源使用效率一直較低，社會貧富差距擴大等等。單一的強調(diào)經(jīng)濟的高速發(fā)展，已經(jīng)不適合我的現(xiàn)階段的國情，不利于經(jīng)濟的健康平穩(wěn)發(fā)展，沒有可持續(xù)性，同時也付出了高通脹的代價。所以，我們應(yīng)當改善經(jīng)濟發(fā)展模式，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型。把以前依靠高能耗、低效率、勞動密集型的發(fā)展方式向技術(shù)密集型，高效率、高質(zhì)量的發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。從根本上杜絕由成本推動拉高物價水平情況的發(fā)生，實現(xiàn)經(jīng)濟長時間的可持續(xù)發(fā)展。通過政府合理的調(diào)節(jié)，通過拉動和擴大內(nèi)部需求，降低通貨膨脹水平，實現(xiàn)財富的平均分配，解決國內(nèi)現(xiàn)存的民生問題，達到國家經(jīng)濟長期平穩(wěn)可持續(xù)發(fā)展的目的。

5、結(jié)論

本文分析樣本為中國1998年至2013年期間的數(shù)據(jù)，運用因果分析進行了實證研究。在文章中，我們首先做了平穩(wěn)性分析，結(jié)果表明，在這段時間內(nèi)，貨幣供給量變化與通貨膨脹率呈平穩(wěn)序列。協(xié)整分析結(jié)果，我國從1998年到2013年16年的數(shù)據(jù)顯示貨幣供給量變化與通貨膨脹率從長期來看存在均衡關(guān)系； 因果關(guān)系分析得出，我國這16年間的數(shù)據(jù)反映出貨幣供給量變化與通貨膨脹率相互之間有著一定的反饋性。也就是說，貨幣量的變化是通貨膨脹變化的格蘭杰原因，同時通貨膨脹的變化也是貨幣量變化的格蘭杰原因。實證檢驗表明，在1998至2013年期間，貨幣變化量屬于通脹的一個具有強解釋性的外生變量，同時通貨膨脹也是貨幣量變化的強解釋性的外生變量。

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