貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)增長、匯率與通貨膨脹的關(guān)系

摘要：自2005年匯率形成機(jī)制改革以來，人民幣匯率上升，物價水平上漲，出現(xiàn)人民幣對內(nèi)貶值對外升值的現(xiàn)象。本文運用協(xié)整分析和VAR模型對貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)增長、匯率與通貨膨脹的關(guān)系進(jìn)行分析，并運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的方法詳細(xì)分析了經(jīng)濟(jì)增長和匯率對通貨膨脹影響的動態(tài)機(jī)制。

關(guān)鍵詞：對內(nèi)貶值對外升值；通貨膨脹；VAR模型；實證檢驗

一、引言

自從2005年我國人民幣匯率形成機(jī)制改革以來，我國逐漸形成了以市場供求為基礎(chǔ)，單一的、有管理的浮動匯率制度。伴隨著我國匯率改革的進(jìn)一步深化，人民幣一直處在升值的過程中，并且國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境中人民幣升值的預(yù)期導(dǎo)致人民幣升值的壓力依然很大。2005年第1季度我國人民幣對美元的匯率為8.6725，到2012年第1季度降為6.2992，升值幅度達(dá)到20.8%。然而在同期我國國內(nèi)物價水平在不斷上漲，在2005年第1季度到2012年第1季度的30期CPI季度數(shù)據(jù)中，有2/3的CPI樣本值超過2%，1/3的樣本值超過4%。這就產(chǎn)生了人民幣對外升值對內(nèi)貶值的怪現(xiàn)象。

中國當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象推翻了我們以前認(rèn)識幣值對內(nèi)對外一致的認(rèn)識。原因可能是匯率與通貨膨脹之間并不存在相關(guān)關(guān)系，或者是即使匯率對通貨膨脹存在影響，但匯率這個開放經(jīng)濟(jì)條件下的因素并不是唯一影響通貨膨脹的因素，從而在某些情況下出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)內(nèi)部變量的影響超過了匯率變量的影響程度。本文就匯率與通貨膨脹之間是否存在相關(guān)關(guān)系進(jìn)行檢驗，并選取貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)增長作為影響通貨膨脹的國內(nèi)經(jīng)濟(jì)變量，構(gòu)造向量自回歸模型(Vector Auto-regression model，VAR)模型，找出通貨膨脹與各經(jīng)濟(jì)變量之間非結(jié)構(gòu)化的關(guān)系以及各變量對通貨膨脹影響的動態(tài)過程。

二、變量及數(shù)據(jù)選擇

在研究貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)增長、匯率與通貨膨脹四種變量之間的關(guān)系中，本文選取中國2006年第1季度-2012年第1季度的季度數(shù)據(jù)。隨著M2中包含的貨幣類型流動性逐漸加強(qiáng)，中國人民銀行已將M2作為其貨幣政策調(diào)控的目標(biāo)，因此本文選用M2表示貨幣供應(yīng)量。本文的CPI數(shù)據(jù)是以1992年為基期，由于CPI季度數(shù)據(jù)無法得到，將1996年1月-2012年3月份的CPI月度數(shù)據(jù)采用簡單加權(quán)平均的方法得到的1996第1季度-2012年第1季度的季度數(shù)據(jù)。本文采用以美元為基準(zhǔn)貨幣的直接標(biāo)價法，選取每月的人民幣外匯牌價的中間價表示匯率。經(jīng)濟(jì)增長用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)衡量。

三、實證分析

（一）單位根檢驗

首先本文采用ADF檢驗法對序列進(jìn)行單位根檢驗，檢驗時間序列是否為平穩(wěn)過程，以排除虛假回歸現(xiàn)象。從表1可以看出，在1%的顯著性水平下，GDP、M2、CPI和匯率的ADF值都大于臨界值，拒絕原假設(shè)，即是非平穩(wěn)的時間序列；而它們的一階差分的ADF值都小于臨界值，說明其一階差分是平穩(wěn)的，即四個變量不存在單位根，是1次單積的平穩(wěn)過程，即。

注：△表示對序列的一階差分，GDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，Ln(M2)表示對貨幣供應(yīng)量M2取自然對數(shù)，CPI指居民消費價格指數(shù)，EXC表示匯率。檢驗類型中，(C，T，N)中的C表示是否存在截距項，T表示是否存在趨勢項，N表示檢驗過程的滯后階數(shù)，使用AIC進(jìn)行判定。

（二）Johnson協(xié)整檢驗

在各變量同階單整的基礎(chǔ)上對其進(jìn)行協(xié)整檢驗，有E-G檢驗和Johansen兩種方法。由于E-G檢驗法適用于兩變量模型，而Johansen檢驗法適用于多變量模型，本文采用Johansen協(xié)整檢驗法。具體地，采用序列Yt有線性趨勢但協(xié)整方程只有截距項的協(xié)整檢驗方程:

(1)

其中α⊥為α的正交互補矩陣，即α′α⊥=0。

對于Johansen檢驗法，采用AIC 最小準(zhǔn)則確定滯后期為2，可得到特征根跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量的統(tǒng)計結(jié)果。在5%的顯著性水平下，原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系的跡統(tǒng)計量為59.02593，大于臨界值，拒絕原假設(shè)接受備擇假設(shè)說明至少存在1個協(xié)整關(guān)系；原假設(shè)為至多1個協(xié)整關(guān)系對應(yīng)的跡統(tǒng)計量為24.89605，小于臨界值，無法拒絕原假設(shè)，說明至多存在1個協(xié)整關(guān)系，可見幾個變量之間有且只有1個協(xié)整關(guān)系。由此得出，CPI、貨幣供應(yīng)量LnM2、GDP和匯率存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗

在建立向量自回歸模型前，需要檢驗CPI同及其他三個變量是否存在因果關(guān)系以及影響的方向。采用AIC標(biāo)準(zhǔn)對變量進(jìn)行判定可得所有的最優(yōu)滯后階數(shù)為3階。從表3中可以看出，原假設(shè)“匯率不是引起通貨膨脹變化的Granger原因”和“GDP不是引起通貨膨脹變化的Granger原因”都被拒絕，而它們的反方向的原假設(shè)都接受，表明匯率和GDP對通貨膨脹有單向的因果關(guān)系；原假設(shè)“貨幣供應(yīng)量不是引起通貨膨脹變化的Granger原因”和“通貨膨脹不是引起貨幣供應(yīng)量變化的Granger原因”都被拒絕，表明貨幣供應(yīng)量同通貨膨脹之間大致存在雙向的因果關(guān)系。

（四）向量自回歸模型（VAR）

1980年Sims提出一種非結(jié)構(gòu)化的模型，向量自回歸模型（Vector Auto-regression model，VAR）。VAR模型不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的之后想的函數(shù)構(gòu)造模型，其表達(dá)形式為：

（5）

其中Yt表示k維的內(nèi)生變量向量，Yt-i表示滯后i階的內(nèi)生變量向量，Xt表示k維的外生變量向量。A1，A2，…Ap為 k×k維的系數(shù)矩陣，B為k×1維的系數(shù)矩陣，在模型中為待估計的參數(shù)矩陣。

具體地，本文構(gòu)造一個通貨膨脹率CPI、GDP、貨幣供應(yīng)量M2和匯率EXC四變量的VAR模型，其中CPI、GDP和EXC為內(nèi)生變量，LM2為作為外生變量。根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則，滯后階數(shù)取2，得到VAR模型如下估計結(jié)果：

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）

脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function， IRF）是指在VAR模型中，假設(shè)某個內(nèi)生變量的隨機(jī)擾動項發(fā)生一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對模型中其他所有變量的當(dāng)前值和未來值產(chǎn)生的影響。本文采用Cholesky分解法產(chǎn)生脈沖響應(yīng)函數(shù)。

從各內(nèi)生變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖中看出，給CPI一個單位的脈沖以后，CPI立即在第1期對自身有一個0.76的正向影響，并在第2期達(dá)到最大，隨后影響開始逐漸減弱，到第9期是這種影響由正轉(zhuǎn)為負(fù)，并在20期左右，CPI的變化才趨于零；給匯率一個單位的脈沖以后，CPI對其在第1期沒有立即做出響應(yīng)，在第2期才產(chǎn)生了一個0.06的負(fù)沖擊，并且擾動結(jié)果呈現(xiàn)出一個先增加后減少的過程，直到第18期沖擊影響轉(zhuǎn)正為負(fù)，并趨于零；給GDP一個單位的脈沖以后，CPI對其的擾動同樣在第1期也沒有立即做出響應(yīng)，到第2期開始有一個正的沖擊并在第5期達(dá)到最大值1.05，開始逐漸減緩為0，擾動影響為負(fù)并且持續(xù)增加。

（六）方差分解

為了進(jìn)一步分析每一個沖擊對各個內(nèi)生變量變化的影響程度，采用方差分解方法對各變量對擾動的變化貢獻(xiàn)度進(jìn)行度量。本文采用Cholesky分解方法，滯后階數(shù)取50，得到VAR模型各變量對應(yīng)的方差分解結(jié)果。在第1期，CPI預(yù)測方差中全部由CPI自身擾動所引起，但隨著時間的推移，由CPI自身擾動的部分逐漸下降，而由匯率和GDP擾動引起的部分逐漸擴(kuò)大，并且在1-5期，由GDP擾動引起的CPI的預(yù)測方差由0迅速上升到54.97%，隨后有小幅度上升，但最終穩(wěn)定在60%左右；而由匯率擾動引起的部分從一開始就穩(wěn)步上升，最后穩(wěn)定在22.4%左右，而最后僅有17.3%的部分是由CPI自身擾動所引起的。此外，CPI對匯率和GDP預(yù)測方差的貢獻(xiàn)均較小，分別長期穩(wěn)定在2.5%和4%左右。

四、結(jié)論

本文以1996年第1季度到2012年第1季度的季度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)增長、匯率以及通貨膨脹建立了VAR模型，并運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的方法對其進(jìn)行了分析。得出了如下結(jié)論：

（一）貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)增長、匯率與通貨膨脹之間存在協(xié)整關(guān)系

模型中四個變量序列都為1次單積，并存在協(xié)整關(guān)系，說明貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)增長、匯率與通貨膨脹之間存在長期的均衡關(guān)系。根據(jù)協(xié)整方程，匯率的上升會導(dǎo)致物價水平的上漲，GDP增長會使物價水平下跌，兩者對通貨膨脹的最終作用結(jié)果是不確定的。這與理論分析的結(jié)果是一致的，匯率的上升并不一定導(dǎo)致通貨膨脹，還要依靠國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的水平。這就很好地解釋了人民幣對內(nèi)貶值對外升值的現(xiàn)象。

（二）GDP變動和匯率變動是通貨膨脹的原因

GDP和匯率對CPI的變動存在單向因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長和匯率的變化都會對通貨膨脹產(chǎn)生影響。貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹之間存在雙向因果關(guān)系，即貨幣供應(yīng)量改變是通貨膨脹的原因，而通貨膨脹也是貨幣供應(yīng)量改變的原因。

（三）GDP、匯率對通貨膨脹的影響在長期和短期不同

在長期，內(nèi)生變量GDP、匯率對通貨膨脹具有正面效應(yīng)，外生變量貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹的影響是正向持久的。通貨膨脹分別受到滯后1期的通貨膨脹自身、GDP和匯率的正向影響，且作用效果較強(qiáng)，但滯后2期的所有變量對其均產(chǎn)生負(fù)向影響，且作用效果微弱，這包含了通貨膨脹、GDP和匯率在對通貨膨脹的影響過程中存在一個長期均衡的自我恢復(fù)調(diào)整機(jī)制。在短期，通貨膨脹會對自身的變化立即做出調(diào)整，但這種影響會逐漸衰弱。匯率對通貨膨脹的影響持續(xù)為負(fù)，但效果微弱。GDP的增加最初會給通貨膨脹正向的影響，但隨后這種影響會轉(zhuǎn)為負(fù)向的并且持續(xù)下去。隨著時間的延續(xù)，匯率對通貨膨脹的影響持續(xù)較弱且為負(fù)，經(jīng)濟(jì)增長會導(dǎo)致物價水平下降，從而起到抑制通貨膨脹的效果。

參考文獻(xiàn)：

張曉峒，2009：《應(yīng)用數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》，北京，機(jī)械工業(yè)出版社。

楊溢，2011：《貨幣供應(yīng)與通貨膨脹的動態(tài)關(guān)系研究》，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》第7期。

陳昆亭、周炎等，2012：《短期經(jīng)濟(jì)波動如何影響長期增長趨勢？》，《經(jīng)濟(jì)研究》第1期。

李宏瑾，紀(jì)淼，2011：《名義利率、通貨膨脹與費雪效應(yīng)-對2012年我國CPI走勢研判》，《金融與經(jīng)濟(jì)》第12期。

干霖，2012：《我國通貨膨脹與貨幣供給和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究》，《經(jīng)濟(jì)問題》第4期。

趙永清，2009：《人民幣匯率決定中的貨幣因素》，《中國經(jīng)濟(jì)問題》第5期。

卜永祥，2001：《人民幣匯率變動對國內(nèi)物價水平的影響》，《金融研究》第3期。