貨幣供應(yīng)量、準貨幣與物價波動

摘要：文章選取我國1999～2014年的貨幣供給（M2、M1、M0）、準貨幣（M2-M1）、活期存款（M1-M0）及價格指數(shù)（CPI）的月度數(shù)據(jù)為樣本，建立VAR模型，采用脈沖響應(yīng)及差分分析，研究貨幣供應(yīng)與物價波動之間的關(guān)系。研究表明： M2由于含有大量非流動存款，對物價波動的影響不顯著；M0因始終以現(xiàn)金形式存在，波動性小，加之非現(xiàn)金支付方式普及，對物價波動影響微弱；M1-M0具有較大的貨幣乘數(shù)，產(chǎn)生大量派生存款，對市場產(chǎn)生較強沖擊力，對物價波動有顯著影響。

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量（M2、M1、M0）；準貨幣（M2-M1）；活期存款（M1-M0）；居民消費價格指數(shù)（CPI）

物價穩(wěn)定是社會發(fā)展的重要前提，貨幣供應(yīng)量是貨幣政策的中介，是國家調(diào)控社會穩(wěn)定與發(fā)展的重要手段，兩者的關(guān)系一直是理論界爭論不休的話題。傳統(tǒng)貨幣數(shù)量論認為，貨幣供應(yīng)量與物價之間存在穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，貨幣供應(yīng)量的增加，必然導(dǎo)致物價上漲，引發(fā)通貨膨脹。然而，美國經(jīng)濟學(xué)家羅納德·麥金農(nóng)于1993年研究發(fā)現(xiàn)：中國存在高財政赤字和高貨幣供應(yīng)量的同時卻能保持著物價穩(wěn)定的“中國之謎”。當(dāng)下中國經(jīng)歷了近幾十年的高速發(fā)展，現(xiàn)代非現(xiàn)金支付手段快速普及，在這種大環(huán)境下，貨幣供給鏈中廣義貨幣（M2）、狹義貨幣（M1）、流通中現(xiàn)金（M0）、準貨幣（M2-M1）、活期存款（M1-M0）的變化與物價波動的關(guān)系如何，是一個值得研究的課題。

一、相關(guān)文獻綜述

（一）理論研究綜述

貨幣政策是否能實現(xiàn)其預(yù)期目標，貨幣供應(yīng)量與物價水平之間是否存在穩(wěn)定的關(guān)系，是西方眾多經(jīng)濟學(xué)派爭論不休的話題，至今仍未達成一致觀點。

1. 古典貨幣數(shù)量論。古典貨幣數(shù)量論主要分為兩派，一派是以經(jīng)濟學(xué)家艾爾文·費雪為代表古典數(shù)量論，提出了著名的交易恒等式：MV=PQ，假設(shè)貨幣流通速度是穩(wěn)定的，貨幣數(shù)量的增加只會導(dǎo)致物價的同比例上漲，對實際產(chǎn)出沒有影響。另一派是庇古為代表的劍橋?qū)W派，它們的觀點是貨幣與物價同方向變動，但并非同比例的變動。

2. 凱恩斯學(xué)派。凱恩斯于1936年出版《就業(yè)、利息與貨幣通論》，并在此基礎(chǔ)上形成了凱恩斯學(xué)派，該學(xué)派認為貨幣供應(yīng)量在短期內(nèi)的變動會影響到就業(yè)、產(chǎn)出等經(jīng)濟因素，在長期內(nèi)影響到物價水平。

3. 弗里德曼貨幣學(xué)派。米爾頓·弗里德曼于1956 年發(fā)表《貨幣數(shù)量論：一種新的闡釋》，并在其基礎(chǔ)上發(fā)展形成獨立學(xué)派，該學(xué)派的觀點是貨幣供應(yīng)量的變動是短期經(jīng)濟波動的影響因素，即貨幣政策在短期內(nèi)有效，貨幣供應(yīng)量并不會影響到相對價格、產(chǎn)出和就業(yè)水平等實際數(shù)值的長期變動。

（二）實證研究綜述

1. 貨幣供應(yīng)量與物價水平正相關(guān)

西姆斯（Sims）運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗研究美國貨幣和產(chǎn)量的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)前者是后者的格蘭杰原因，反之不成立。Mc Candless和Weber 搜集來自110 個國家近30 年的數(shù)據(jù)，分析結(jié)果顯示貨幣增長率和產(chǎn)出增長率之間具有唯一確定的相關(guān)關(guān)系，而與實際產(chǎn)出增長率之間不具有長期相關(guān)關(guān)系。耿中原、曾令華實證研究發(fā)現(xiàn)M1、M2 與物價和產(chǎn)出之間均存在協(xié)整關(guān)系，M1 是物價和產(chǎn)出的格蘭杰原因，但反之不成立，M2 與物價及產(chǎn)出卻存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

2. 貨幣供應(yīng)量與物價水平無明顯相關(guān)關(guān)系

吳晶妹（2002）在以1985～1999 年中國數(shù)據(jù)為樣本，分析發(fā)現(xiàn)：中國MO 與RPI，Ml 與RPI，M2 與RPI 非協(xié)整，它們之間沒有長期的穩(wěn)定關(guān)系，M0、Ml、M2 與RPI之間無相關(guān)性。范從來（2002）從貨幣量角度分析通貨緊縮時發(fā)現(xiàn)：中國近年來廣義貨幣M2 保持著較高的增長率，但價格總水平卻持續(xù)下降。易綱（1995）在他的貨幣化模型中得出貨幣供應(yīng)量變動與通貨膨脹之間呈現(xiàn)反向關(guān)系。帥勇（2002）采用1993～2000 年的季度數(shù)據(jù)對中國的“超額”貨幣需求問題進行實證分析時，也得出類似結(jié)論。

綜上所述，國外內(nèi)眾多學(xué)者，從理論和實證角度，對貨幣供應(yīng)量與物價水平、經(jīng)濟增長等關(guān)系進行了研究，但由于樣本期和樣本數(shù)據(jù)選擇不同，數(shù)據(jù)處理、理論模型和研究方法各異，至今未達成一致意見。且這些研究多以廣義貨幣（M2）或流通中現(xiàn)金（M0）作為貨幣供應(yīng)量的替代變量，沒有深入研究貨幣供應(yīng)鏈內(nèi)部的狹義貨幣（M1）、準貨幣（M2-M1）及活期存款（M1-M0）對物價波動的影響。本文將運用最新數(shù)據(jù)，建立VAR模型來研究貨幣供應(yīng)量（M2、M1、M0）、準貨幣（M2-M1）及活期存款（M1-M0）與物價波動的關(guān)系。

二、理論傳導(dǎo)機制、模型構(gòu)建與指標選擇

（一）理論傳導(dǎo)機制

傳統(tǒng)貨幣理論認為物價與貨幣供應(yīng)量是同方向變動的?，F(xiàn)代觀點分析認為，在正常情況下，貨幣供應(yīng)量能通過利率影響投資和社會總需求，進而影響到物價水平。貨幣供應(yīng)量的增加，會使得實際利率降低，促使企業(yè)擴大再生產(chǎn)，引起社會總收入的不斷增加，消費者對商品和勞務(wù)需求不斷增加，并產(chǎn)生新的需求，在商品和勞務(wù)不能同步增長的情況下，這些持續(xù)攀升的需求會驅(qū)動物價上升。

（二）模型與指標

西姆斯于1980 年提出VAR 模型（向量自回歸模型），并將其引入到經(jīng)濟學(xué)中，推動了經(jīng)濟系的預(yù)測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量形成的影響，該模型采用多方程聯(lián)立的形式，它不以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)，在模型的每個方程中，內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后期進行回歸，進而估計出全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。

VAR模型的一般形式：

Z=AZ+V

其中Zt表示第t期觀測值構(gòu)建的n維列向量，Ai為系數(shù)矩陣，Vi是由隨隨機誤差項構(gòu)成的n維列向量，其中隨機誤差項Vi（1=1，2，3...n）為白噪聲過程。

本文鑒于VAR模型不以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)，不需要考慮內(nèi)生變量和外生變量等優(yōu)點，建立VAR模型。貨幣供應(yīng)量選擇廣義貨幣（M2）、狹義貨幣（M1）、流通中現(xiàn)金（M0）、準貨幣（M2-M1）及活期存款（M1-M0），物價指數(shù)選擇居民消費價格指數(shù)（CPI）。

三、數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

為保證數(shù)據(jù)的真實性和可靠性，確保研究成果的時效性，本文選取1999年12月到2014年12月的181個月度數(shù)據(jù)作為樣本，所有數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計局。

居民消費價格指數(shù)是關(guān)乎居民生活和國民經(jīng)濟的重要指標，1999～2014年我國居民消費價格指數(shù)（CPI）波動明顯，但平均呈現(xiàn)增長態(tài)勢，其中2007年的106.5最高，隨后又緩慢回落到2014年的101.5。我國貨幣供應(yīng)量（M2、M1、M0）準貨幣（M2-M1）和活期存款（M1-M0）自1999年至2014年呈現(xiàn)三個階段：第一階段是1999～2002年的緩慢增長；第二階段是2003～2007年的快速增長；第三階段是2008年為了應(yīng)對全球性的金融危機，我國采取寬松的貨幣政策后，貨幣供應(yīng)飛速增長階段。總體來看，1999～2014年M2增加了9.44倍，M1增加了6.59倍，M0增加了3.4倍。

四、實證分析

通過觀察數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)CPI、M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0都存在季節(jié)性波動，先用X11法消除季節(jié)性波動的影響，再對M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0取對數(shù)，消除共線性，減少異方差。

（一）單位根檢驗

為了避免出現(xiàn)偽回歸，首先采用ADF檢驗對相關(guān)變量進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果表明，所有變量原始數(shù)據(jù)ADF檢驗都接受原假設(shè)，說明原始數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，但一階變量的ADF檢驗拒絕原假設(shè)，說明所有變量都是一階單整過程。

（二）Johansen協(xié)整檢驗

通過ADF檢驗發(fā)現(xiàn)相關(guān)變量原數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，為了避免謬回歸，相關(guān)變量之間必須存在均衡關(guān)系。因為所有變量都是一階單整的，故可采用Johansen檢驗發(fā)現(xiàn)，CPI與M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0之間都存在協(xié)整關(guān)系。

（三）VAR滯后期選擇

根據(jù)Akaikc信息準則、Hannan-Quinn信息準則和Schwarz信息準則，確定CPI與M2最優(yōu)滯后期為4期時，CPI與M1最優(yōu)滯后期為8期，CPI與M0最優(yōu)滯后期為8期，CPI與M2-M1最優(yōu)滯后期為3期，CPI與M1-M0最優(yōu)滯后期為8期。

（四）Granger檢驗

Granger因果關(guān)系檢驗，是計量經(jīng)濟學(xué)中用來檢驗一變量的變化是否是另一變量變化的原因的常用方法，本文選取的變量都是一階單整，并存在協(xié)整關(guān)系，故可用Granger檢驗判斷相關(guān)變量之間的因果關(guān)系。相關(guān)結(jié)果如表2所示：M2不是CPI的Granger 原因，M1、M0、M2-M1及M1-M0是CPI的Granger 原因；CPI是M1、M2-M1及M1-M0的Granger 原因，不是M2和M0的Granger 原因。

（五） 脈沖響應(yīng)分析

根據(jù)確定的最有滯后階數(shù)，建立VAR模型，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析CPI對M1、M0、M2-M1及M1-M0的脈沖響應(yīng)度。通過脈沖分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：M1對CPI有較強的正向拉動作用，第2期CPI受M1沖擊的反應(yīng)最強烈，響應(yīng)度達到了0.21，隨后緩慢降低，第九期后基本穩(wěn)定在0.14。CPI對M0沖擊的反應(yīng)不強烈，M0的變動對CPI影響不大。CPI對M2-M1沖擊的反應(yīng)不強烈，M2-M1的變動對CPI影響不大。M1-M0對CPI有較強的正向拉動作用，第2期CPI受M1沖擊的反應(yīng)最強烈，響應(yīng)度達到了0.24，隨后緩慢降低，第九期后基本穩(wěn)定在0.15。

（六）方差分析

在脈沖響應(yīng)分析的基礎(chǔ)上，進行方差分解，通過方差分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，M1、M0、M2-M1及M1-M0對 CPI變動的貢獻度存在較大差異。在第1期M1、M0、M2-M1及M1-M0對CPI變動的貢獻度都為零，在第2期以后，M1和M1-M0對CPI的貢獻度不斷提高，M1對CPI的貢獻度由第2期的5.5增加到第20期的9.1，M1-M0對CPI的貢獻度由第2期的6.8增加到第20期的10.1，而M0及M2-M1對CPI變動的貢獻度十分微小，M0對CPI貢獻度維持在1.2左右，M2-M1對CPI的貢獻度維持在0.6左右。

五、 研究結(jié)論與建議

（一）廣義貨幣（M2）及準貨幣（M2-M1）對物價波動影響不明顯

一方面廣義貨幣（M2）中包含大量流動性極弱的款項，對市場反應(yīng)速度慢，市場沖擊力小，對物價波動影響并不顯著；另一方面因M2是貨幣政策的中介，貨幣政策的傳導(dǎo)具有一定的時滯性，貨幣政策進行宏觀調(diào)控過程要經(jīng)歷形成、實施和傳導(dǎo)等很多環(huán)節(jié)，才能對經(jīng)濟產(chǎn)生影響，這是個相當(dāng)漫長的過程，加之我國政府干預(yù)等，影響了央行貨幣政策的效果，甚至淡化了政策目標的確定性，進而削弱廣義貨幣（M2）對物價波動的影響。

（二）流通中現(xiàn)金（M0）對物價波動影響微弱

一方面是，流通中現(xiàn)金（M0）一直以現(xiàn)金形式在市場中流通，市場上現(xiàn)金總量波動性小，對物價波動影響微弱；另一方面是，近十幾年經(jīng)濟高速發(fā)展，市場對貨幣需求量急劇增加，為了滿足日益增長的現(xiàn)金需求，節(jié)約貨幣印刷和發(fā)行成本，央行極力推廣使用非現(xiàn)金支付，并取得明顯成效，2014年全國共辦理非現(xiàn)金支付業(yè)務(wù)627.52億筆，金額達1817.38萬億元，同比分別增長25.11%和13.05%。非現(xiàn)金支付方式的快速普及，公眾對現(xiàn)金的依賴度下降，也是造成流通中現(xiàn)金（M0）對物價波動影響微弱的一個重要原因。

（三）活期存款（M1-M0）對物價波動影響顯著

活期存款（M1-M0）主要包含企業(yè)活期存款、機關(guān)團體部隊存款、農(nóng)村存款、信用卡類存款等具有較大貨幣乘數(shù)的流動性強的款項，經(jīng)過銀行數(shù)次存、貸活動，產(chǎn)生數(shù)倍于原始數(shù)額的存款，對市場具有較強沖擊力，對物價波動影響十分顯著。

鑒于上述研究結(jié)論，在經(jīng)濟快速發(fā)展的過程中，國家制定貨幣政策時，要更多的關(guān)注活期存款（M1-M0）的變動，通過央行貨幣政策調(diào)控活期存款量，維持物價穩(wěn)定，推動國家經(jīng)濟平穩(wěn)有序發(fā)展。

參考文獻：

[1]汪昌云，戴穩(wěn)勝，張成思. 基于EVIEWS的金融計量學(xué)[M].中國人民大學(xué)出版社，2011.

[2]Sims C A . Money， income and causality[J]. The American Economist Review，1972（04）.

[3]易綱.中國的貨幣供求與通貨膨脹[J].經(jīng)濟研究.1995（05）.

[4]吳晶妹.評貨幣政策的中介目標——貨幣供應(yīng)量[J].經(jīng)濟評論，2002（05）.

[5]帥勇.資本存量貨幣化對貨幣需求的影響[J].中國經(jīng)濟問題，2002（03）.

[6]范從來，卞志村.中國貨幣替代影響因素的實證研究[J].國際金融研究，2002（08）.

[7]謝平.中國貨幣政策分析：1998～2002[J].金融研究，2004（08）.

[8]耿中元，曾令華.我國貨幣供應(yīng)量對物價和產(chǎn)出影響的實證分析[J].價格理論與實踐，2009（02）.

[9]孟祥蘭，雷茜.我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長及物價水平關(guān)系研究[J].統(tǒng)計研究，2011（03）.

[10]趙昕，劉玉峰.中國貨幣供應(yīng)量、GDP 和價格水平關(guān)系的再檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2013（03）.

（作者單位：中國人民銀行六安市中心支行）