蘇文倩 成都信息工程大學(xué)
生活無(wú)處不經(jīng)濟(jì),經(jīng)濟(jì)無(wú)處不貨幣。貨幣的供給在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中扮演著不可替代的角色,穩(wěn)定且合適的貨幣供給是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)揮資源配置的前提,影響著國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此,深入研究貨幣供給與物價(jià)水平之間的關(guān)系,對(duì)于更好地把握經(jīng)濟(jì)態(tài)勢(shì)和發(fā)展趨勢(shì),實(shí)施恰當(dāng)?shù)暮暧^調(diào)控,進(jìn)一步推進(jìn)供給側(cè)改革,保持國(guó)民經(jīng)濟(jì)中高速增長(zhǎng)具有重要意義。
表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果
貨幣供應(yīng)量與物價(jià)關(guān)系的研究一直以來(lái)都是學(xué)術(shù)界的經(jīng)典命題,學(xué)者們對(duì)此研究層出不窮,所得的結(jié)論也不盡相同。
張五六(2013)構(gòu)建了UC狀態(tài)空間模型,從永久性、暫時(shí)性成分來(lái)研究貨幣供應(yīng)量與物價(jià)的關(guān)系。結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量與物價(jià)之間的永久性、暫時(shí)性成分存在相互隨機(jī)擾動(dòng)沖擊。池啟水(2013)采用結(jié)構(gòu)變化斷點(diǎn)檢驗(yàn)方法、直觀驗(yàn)證法以及Fisher檢驗(yàn)法,對(duì)序列進(jìn)行結(jié)構(gòu)變化的斷點(diǎn)檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)中國(guó)貨幣供應(yīng)量結(jié)構(gòu)變化發(fā)生的突變沖擊斷點(diǎn)之后的物價(jià)。程啟智(2015)采用物價(jià)指數(shù)與貨幣供應(yīng)量2001-2012年的月度數(shù)據(jù)構(gòu)建向量自回歸模型研究二者的相關(guān)關(guān)系。結(jié)果表明物價(jià)指數(shù)與貨幣供應(yīng)量的當(dāng)期值及前期值相關(guān)并對(duì)貨幣供給有一定的反作用。
本文選擇能夠反映現(xiàn)實(shí)以及潛在的購(gòu)買(mǎi)力的M2作為度量貨幣供應(yīng)量的指標(biāo),選擇可以更加合理、貼切地反映現(xiàn)代社會(huì)物價(jià)變動(dòng)的真實(shí)情況的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)作為研究物價(jià)的指標(biāo)??紤]到數(shù)據(jù)的可得性以及實(shí)證分析的有效性,確定M2和CPI的實(shí)證數(shù)據(jù)為二者1996年至2017年的月度數(shù)據(jù)。另外,為了降低變量的極端值、非正態(tài)分布以及異方差性對(duì)參數(shù)估計(jì)式統(tǒng)計(jì)特性和模型假設(shè)檢驗(yàn)的影響,對(duì)M2進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。
為了避免直接使用非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析造成的虛假回歸,本文使用ADF單位根檢驗(yàn)來(lái)測(cè)試CPI和lnM2的平穩(wěn)性。(見(jiàn)表1)
從表1檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,對(duì)于CPI的水平值,在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下,單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-3.9949、-3.4278、-3.1372,t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量-2.9163大于相應(yīng)臨界值,且ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t對(duì)應(yīng)的P值為0.1591大于5%的統(tǒng)計(jì)顯著性水平,從而無(wú)法拒絕原假設(shè),說(shuō)明此CPI序列有單位根,是一個(gè)非平穩(wěn)的序列。同樣地,lnM2序列也是非平穩(wěn)序列。而對(duì)CPI和lnM2分別進(jìn)行一階差分后,發(fā)現(xiàn)在顯著性水平5%的條件下,其ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t對(duì)應(yīng)的P值均小于0.05,表明CPI和M2的差分序列均不存在單位根,是平穩(wěn)序列。
為了深化貨幣供應(yīng)量和物價(jià)關(guān)系的研究,對(duì)經(jīng)過(guò)平穩(wěn)化處理后的CPI和M2變量序列建立VAR模型。在建立VAR模型之前,對(duì)模型滯后期的選擇尤為重要,這里選用“多數(shù)原則”來(lái)確定VAR模型的滯后階數(shù)。在Eviews軟件上,VAR模型滯后期數(shù)判斷的結(jié)果表明,SC給出的滯后階數(shù)是3,而LR、FPE、AIC和HQ都指向同樣的5階滯后期,根據(jù)“多數(shù)原則”,應(yīng)該選擇VAR(5)模型,并且VAR(5)模型的所有特征根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi),說(shuō)明對(duì)應(yīng)的VAR(5)模型系統(tǒng)是平穩(wěn)的,可對(duì)VAR(5)進(jìn)行后續(xù)分析。
圖1 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果
圖1是對(duì)進(jìn)行過(guò)處理且通過(guò)單位根檢驗(yàn)的CPI和lnM2運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)從數(shù)理統(tǒng)計(jì)的角度來(lái)分析二者之間相關(guān)性的結(jié)果。結(jié)果表明,在5%的顯著性水平以及滯后2期的情況下,CPI不是lnM2的格蘭杰原因,而lnM2 是CPI的格蘭杰原因,說(shuō)明CPI和lnM2具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性,CPI的變化對(duì)M2的變化影響甚微,而M2的變化對(duì)于引起CPI的變化具有不可埋沒(méi)的作用。
圖2 方差分解結(jié)果圖
通過(guò)方差分解,可以看出各個(gè)變量的變動(dòng)主要由哪些變量所導(dǎo)致,表明其它變量是否對(duì)該變量的變動(dòng)有預(yù)測(cè)作用。圖2結(jié)果顯示,對(duì)于一個(gè)Y(即CPI)的沖擊,總方差變動(dòng)主要來(lái)自于Y自身的方差變動(dòng),隨著時(shí)間的推移,X(即lnM2)的貢獻(xiàn)度增大,基本能解釋8.1%左右的Y;類似,對(duì)于一個(gè)X的沖擊,總方差變動(dòng)主要來(lái)自于X自身的方差變動(dòng),隨著時(shí)間的推移,Y的貢獻(xiàn)度也會(huì)增長(zhǎng),但平均僅能解釋4.7%左右的X。說(shuō)明lnM2對(duì)CPI的影響程度強(qiáng)于CPI對(duì)lnM2對(duì)的影響。
通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn),可以得出:貨幣供應(yīng)量M2與CPI之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)性,但在格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中,我們發(fā)現(xiàn)這種關(guān)聯(lián)性不是雙向的——M2會(huì)影響CPI,且這種影響具有時(shí)滯性,而M2受CPI的影響卻微小,認(rèn)為基本上可以忽略CPI對(duì)M2產(chǎn)生的作用。鑒于此,為使物價(jià)在合理的范圍內(nèi)增長(zhǎng),提高貨幣政策的有效性,提出以下幾點(diǎn)建議:第一,堅(jiān)決打贏貧困攻堅(jiān)戰(zhàn),進(jìn)行財(cái)富分配調(diào)節(jié)。加強(qiáng)收入分配的調(diào)節(jié),縮小過(guò)分懸殊的貧富差距,以擴(kuò)大社會(huì)消費(fèi)需求,扭轉(zhuǎn)供過(guò)于求的局面,可以有效減少社會(huì)資金的閑置。第二,把握好貨幣供給的時(shí)滯效應(yīng)。VAR模型的結(jié)果可以清晰看到,貨幣供給的變動(dòng)對(duì)物價(jià)變動(dòng)的影響是滯后的。若滯后期太長(zhǎng),貨幣政策的實(shí)施可能會(huì)顛覆后期原本恢復(fù)穩(wěn)定的物價(jià),所以,把握好貨幣供給的時(shí)滯效應(yīng),對(duì)于運(yùn)用貨幣供給量來(lái)穩(wěn)定物價(jià)是具有正面影響的。第三,加強(qiáng)貨幣供給量的可控性。隨著近些年互聯(lián)網(wǎng)金融的火速發(fā)展,傳統(tǒng)形式的現(xiàn)金交易形式受到嚴(yán)重沖擊,貨幣供給量的核算難度增大,降低了貨幣政策執(zhí)行效果。因此,貨幣當(dāng)局必須緊跟時(shí)代發(fā)展的步伐,不停歇地進(jìn)行貨幣研究,更新對(duì)貨幣的認(rèn)識(shí),不斷創(chuàng)新貨幣量的統(tǒng)計(jì)方法。