我國(guó)貨幣供應(yīng)量增量對(duì)物價(jià)波動(dòng)的影響：基于STR模型的實(shí)證分析

我國(guó)貨幣供應(yīng)量增量對(duì)物價(jià)波動(dòng)的影響
——基于STR模型的實(shí)證分析

胡彥君，潘煥學(xué)，鄒玉

(北京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100083)

摘要：在對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)水平波動(dòng)影響的研究中，往往忽略了貨幣供應(yīng)量的非對(duì)稱性，這種非對(duì)稱性導(dǎo)致了兩者并不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系；另外從交易方程式推導(dǎo)的函數(shù)可以看到，貨幣供應(yīng)量增量才是影響物價(jià)波動(dòng)的重要因素，而不是貨幣供應(yīng)量本身。因此，本文采用1997—2013年的月度數(shù)據(jù)，以邏輯型函數(shù)為轉(zhuǎn)換函數(shù)的STR模型對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率與物價(jià)波動(dòng)的影響關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，我國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)和物價(jià)水平波動(dòng)之間具有復(fù)雜的非線性關(guān)系，滯后期的貨幣供應(yīng)量增量對(duì)物價(jià)波動(dòng)的影響程度比當(dāng)期貨幣供應(yīng)量增量對(duì)物價(jià)波動(dòng)的影響要大許多。同時(shí)，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增量大于和小于某一臨界值時(shí)，物價(jià)水平的波動(dòng)呈現(xiàn)非對(duì)稱性。

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量增量；STR模型；物價(jià)波動(dòng)

文章編號(hào)：2095-0365(2015)02-0028-06

中圖分類號(hào)：F015

收稿日期：2014-12-25

作者簡(jiǎn)介：胡彥君(1993-)，男，碩士研究生，研究方向：金融理論與政策。

本文信息:胡彥君,潘煥學(xué),鄒玉.我國(guó)貨幣供應(yīng)量增量對(duì)物價(jià)波動(dòng)的影響 [J].石家莊鐵道大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2015，9(2)：28-32.

一、 導(dǎo)論

在貨幣需求分析中，凱恩斯學(xué)派和貨幣學(xué)派對(duì)于貨幣政策如何影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)有明顯分歧，但雙方均認(rèn)為貨幣政策對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起著重要的支配作用。貨幣供應(yīng)量自我國(guó)央行于1996年作為貨幣政策的中介目標(biāo)后，對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)生活的作用十分直接,同時(shí) “穩(wěn)定物價(jià)”以法律的形式確定為我國(guó)貨幣政策的目標(biāo)之一。關(guān)于物價(jià)波動(dòng)和貨幣供應(yīng)量之間關(guān)系的研究主要有以下方面：李瓊、王志偉(2006)對(duì)我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)渠道進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制主要還是貨幣渠道而不是信貸渠道。[1]陳希娟(2009)借助向量自回歸模型，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)加速CPI的上升。[2]劉海兵、劉麗(2009)在建立VAR的基礎(chǔ)上，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響因素作實(shí)證分析，研究結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量、固定資產(chǎn)投資規(guī)模和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響比較顯著。[3]盛松成、張次蘭(2010)利用1996—2009年月度數(shù)據(jù)，在引進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)和股票市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)的基礎(chǔ)上，研究表明M2和CPI之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的正向關(guān)系，但M2的增加并不能引發(fā)CPI同比例的上漲。[4]陳紅玉(2012)實(shí)證研究也指出通脹現(xiàn)象始終是一種貨幣現(xiàn)象，同時(shí)運(yùn)用拉格朗日乘數(shù)最小二乘法檢驗(yàn)得出貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)有明顯影響。[5]

綜觀貨幣供應(yīng)量與物價(jià)間關(guān)系的實(shí)證研究，雖然采用不同的模型和數(shù)據(jù)區(qū)間所得的結(jié)果可能存在一些差異，但大部分研究結(jié)果都表明，貨幣供應(yīng)量的增加與物價(jià)的波動(dòng)關(guān)系緊密。但相關(guān)研究有兩點(diǎn)不足之處：其一，未考慮貨幣供應(yīng)量的非對(duì)稱性；其二，在參數(shù)選擇上，自變量的存量與因變量增量間的不匹配。首先，在諸多實(shí)證模型中，多數(shù)學(xué)者運(yùn)用VAR系列模型為貨幣供應(yīng)量的相關(guān)研究開辟了全新的視角，對(duì)貨幣供應(yīng)量和物價(jià)動(dòng)態(tài)機(jī)制的研究產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。但大多數(shù)研究是在貨幣供應(yīng)量對(duì)稱性假設(shè)下基于線性模型對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行分析，從貨幣供應(yīng)量非對(duì)稱效應(yīng)的角度，利用非線性模型分析貨幣供應(yīng)量和物價(jià)波動(dòng)間關(guān)系的研究極少。其次，多數(shù)學(xué)者根據(jù)交易方程式(MV=PT)，直接將貨幣供應(yīng)量M作為影響物價(jià)CPI的變量引入模型，但根據(jù)王師勤(1989)的研究可知，交易方程式本身并沒有實(shí)質(zhì)內(nèi)容，只是從理論上抽象論證了貨幣供應(yīng)量與物價(jià)之間有正向影響。[6]但作者通過對(duì)公式進(jìn)行變形、微分后得到的等式(ΔP=ΔM+ΔV-ΔT)則揭示了貨幣供應(yīng)量的增量才是CPI的影響因素。

綜上所述，本文將基于貨幣供應(yīng)量的非對(duì)稱屬性，研究M2的增長(zhǎng)率對(duì)CPI的影響效果，采用1997—2013年的月度數(shù)據(jù)(1996年央行公布貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)，且本文采用同比貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率作為自變量，因而需要從1997年開始)運(yùn)用非線性模型探究中國(guó)貨幣供應(yīng)量與物價(jià)的關(guān)系。

二、 STR模型的一般形式與檢驗(yàn)

Bacon和Watts(1971)以及 Mandala(1977)最早提出平滑轉(zhuǎn)換回歸思想，后來Terasvirta和Anderson(1992)將該思想模型化，提出了平滑轉(zhuǎn)換自回歸模型(以下簡(jiǎn)稱STR)。由于該模型能很好地刻畫系列在兩個(gè)極端機(jī)制之間連續(xù)、平滑的轉(zhuǎn)換，STR模型自提出來后得到了快速的發(fā)展，現(xiàn)在已經(jīng)被國(guó)內(nèi)外學(xué)者在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域研究中廣泛采用。M2對(duì)CPI的影響機(jī)制是連續(xù)且漸漸變化的，恰好STR能夠很好地體現(xiàn)這兩個(gè)機(jī)制。

(一)STR模型的一般形式

STR模型按照轉(zhuǎn)換方式的不同，可分為以下兩類：邏輯函數(shù)和指數(shù)函數(shù)。邏輯函數(shù)的轉(zhuǎn)換函數(shù)和指數(shù)函數(shù)的公式表述如下：

G(g,c,st-d)=[1+exp(-g(st-d-c))]-1,g>0

G(g,c,st-d)=[1-exp(-g(st-d-c))]2,g>0

當(dāng)需要描述系統(tǒng)在不同的階段或周期擁有不同的動(dòng)態(tài)變化，可以使用邏輯函數(shù)型的轉(zhuǎn)換函數(shù)。邏輯函數(shù)型的轉(zhuǎn)換函數(shù)是單調(diào)遞增的，因此可以描述經(jīng)濟(jì)周期的衰退到繁榮的過程；指數(shù)型轉(zhuǎn)換函數(shù)設(shè)定的條件是當(dāng)一種經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)在回復(fù)到其均衡水平的動(dòng)態(tài)過程中具有對(duì)稱性，且與初始偏離的方向無關(guān)。ESTR的非線性特征表現(xiàn)在當(dāng)和均衡水平的距離不一樣時(shí)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)表現(xiàn)出不同的動(dòng)態(tài)特征。

(二) 模型的估計(jì)

1.確定線性模型的階數(shù)

對(duì)于具體選擇哪種轉(zhuǎn)換函數(shù)從而確定模型的具體形式，需要根據(jù)AIC和SIC準(zhǔn)則，并且以DW值為標(biāo)準(zhǔn)，選取合適的模型。將STR模型的一般形式利用泰勒展開式進(jìn)行三階泰勒展開，得到下式。

2.模型中的參數(shù)估計(jì)

模型中參數(shù)估計(jì)首先需標(biāo)準(zhǔn)化所要轉(zhuǎn)換的方程，因?yàn)閰?shù)g的值決定于轉(zhuǎn)換變量St-d的量級(jí)數(shù)，因此并非自由標(biāo)量。1993年Terasvirta與Granger通過除以St-d的標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)St-d進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。因而LSTR模型需要除以標(biāo)準(zhǔn)差s，而ESTR模型需要除以方差s2，方程如下：

G(g,c,st-d)=[1+exp(-(g/s)

(st-d-c))]-1,g>0

G(g,c,st-d)=1-exp(-(g/s2)

(st-d-c))-2,g>0

(三)模型的檢驗(yàn)

文章中運(yùn)用了以下檢驗(yàn)方式：正態(tài)性和異方差的檢驗(yàn)、無殘差自相關(guān)的LM檢驗(yàn)、無附加非線性的LM檢驗(yàn)以及參數(shù)穩(wěn)定性的LM檢驗(yàn)。

LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：LM=((SSR0-SSR1)/q)/(SSR1/(t-n-q))

STR模型中的殘差平方和為SSR0，輔助回歸的殘差平方和為SSR1，若原假設(shè)成立，則SSR0和SSR1為自由度為q和(t,n,q)的大F分布。

三、 模型的設(shè)計(jì)及實(shí)證結(jié)論

(一)指標(biāo)的選取

自1996年起我國(guó)開始將貨幣供應(yīng)量進(jìn)行分層并公布具體數(shù)據(jù)。從學(xué)者研究和央行監(jiān)控實(shí)踐看，狹義貨幣供應(yīng)量M1在模型中運(yùn)用最多，且相對(duì)于流通中現(xiàn)金M0和廣義貨幣供應(yīng)量M2監(jiān)控的更多。李琨(1997)通過理論推導(dǎo)和實(shí)證研究，認(rèn)為其原因是M1與全部商品和勞務(wù)總量相對(duì)應(yīng), 其自身的增長(zhǎng)狀況對(duì)GDP、CPI和就業(yè)等都會(huì)產(chǎn)生影響,利率、貸款規(guī)模等貨幣政策工具能夠?qū)1的變動(dòng)產(chǎn)生直接的影響。

消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI、GDP平減指數(shù)以及將物價(jià)和股票價(jià)格納入物價(jià)指數(shù)的金融條件指數(shù)FCI均可作為衡量?jī)r(jià)格水平的指標(biāo)。在統(tǒng)計(jì)口徑和穩(wěn)定性方面，F(xiàn)CI有較多不足(郭田勇，2006)，在統(tǒng)計(jì)方法上GDP平減指數(shù)有重大問題(黃新奇，2011)。相較于上述兩個(gè)指標(biāo)，物價(jià)水平綜合反映了各種居民服務(wù)項(xiàng)目以及居民消費(fèi)品價(jià)格總水平的變化，本文認(rèn)為其是衡量?jī)r(jià)格水平的最佳物價(jià)指標(biāo)。

綜上，本文選擇我國(guó)自1996年1月到2013年12月的狹義貨幣供應(yīng)量M1的增長(zhǎng)率作為自變量代表指標(biāo)，選取同時(shí)間段的消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)(CPI)作為因變量代表指標(biāo)。本文所有數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫。實(shí)證分析主要運(yùn)用Eviews6.0和Jmulti軟件。

(二) 模型設(shè)計(jì)

1.單位根檢驗(yàn)

本文通過ADF檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，來確保各個(gè)變量的平穩(wěn)性，進(jìn)而避免偽回歸的出現(xiàn)。

從檢驗(yàn)結(jié)果(表1)可以看到，CPI和MS在單位根檢驗(yàn)中其ADF統(tǒng)計(jì)量均小于1%，5%，10%的臨界值，因而不平穩(wěn)；但其一階差分后都變成平穩(wěn)的，故CPI和MS是一階單整。

表1　價(jià)格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

2.協(xié)整分析

首先建立中國(guó)CPI和MS的VAR模型，本文采用協(xié)整檢驗(yàn)Johansen方法, 根據(jù)AIC和SC標(biāo)準(zhǔn)確定滯后階數(shù)。

結(jié)果(表2)表明，我國(guó)CPI和MS之間存在一個(gè)以上協(xié)整關(guān)系，即我國(guó)的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量存在長(zhǎng)期且穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表2　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

1988年，Granger證明如果兩個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系，則至少存在一個(gè)方向的格蘭杰因果關(guān)系。接下來本文將采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于進(jìn)行該檢驗(yàn)需要數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，因而選擇滯后階數(shù)為1。

表3　格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果

由于P=0.008 8<0.05。結(jié)果(表3)顯示，在5%的顯著水平下，拒絕了原假設(shè)，即貨幣供應(yīng)量為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因，而檢驗(yàn)貨幣供應(yīng)量是否為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因的過程中， P=0.121 8>0.05，即物價(jià)指數(shù)并非引起貨幣供應(yīng)量變化的格蘭杰原因。

4.自回歸滯后階數(shù)的確定

為了進(jìn)一步研究變量之間的動(dòng)態(tài)均衡，建立誤差修正模型。通過構(gòu)建我國(guó)的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量之間的向量誤差修正模型(VECM)來檢驗(yàn)可能存在的短期偏離程度。建立誤差修正模型需要確定模型的滯后階數(shù)。根據(jù)sensier和osborn的做法，一般將解釋變量和被解釋變量的0~3階滯后項(xiàng)進(jìn)行組合回歸，根據(jù)AIC與SC準(zhǔn)則和DW值選擇一個(gè)比較理想的滯后階數(shù)?；貧w的過程見表4。從表4中可以看到，在CPI和MS同時(shí)滯后3階的情況下，AIC和SC值達(dá)到最小，且DW值接近于2。

表4　 y對(duì)其滯后量與 x的回歸結(jié)果

根據(jù)上文的介紹，需要對(duì)模型的線性部分進(jìn)行檢驗(yàn)，并確定STR模型中轉(zhuǎn)換函數(shù)的具體形式。檢驗(yàn)結(jié)果如表5。

表5　線性檢驗(yàn)結(jié)果

在顯著性a=0.05下，F(xiàn)分布臨界值F0.05(12,202)=1.782 1，其線性檢驗(yàn)F=3.124 2>1.782 1，因此拒絕原假設(shè)，即可以認(rèn)為βi≠0。由上文可知，當(dāng)β≠0時(shí)，STR模型中的非線性部分存在，因而表明我國(guó)物價(jià)水平具有非對(duì)稱性，貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)的影響也具有非線性特征。從表2的P值可以判斷轉(zhuǎn)換函數(shù)應(yīng)為logistic函數(shù)。則STR模型為：

yt=α0+α1xt+α2xt-1+α3yt-1+α4yt-2+

[β0+β1xt+β2xt-1+β3yt-1+β4yt-2]

G(·)+ut

其中，G(·)=1/(1+e^(-g(xt-d)))，g>0

5.STR模型的估計(jì)

模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表6所示：

表6　 STR模型估計(jì)結(jié)果

從表6可以看到，模型中線性部分和非線性部分的常數(shù)項(xiàng)估計(jì)結(jié)果在1%的顯著性下不顯著，其他系數(shù)的估計(jì)結(jié)果均顯著，回歸的結(jié)果較為理想。因而可以得到模型的具體形式為：

yt=0.039xt+0.413xt-1+0.221yt-1+0.175yt-2+[-0.102xt+3.227xt-1-6.081yt-1+2.095yt-2]*1/exp(-3.345(xt-0.078))

6.實(shí)證結(jié)果分析

貨幣供應(yīng)量變化率和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變化率在我國(guó)具有較為復(fù)雜的非線性關(guān)系。模型的線性部分說明，MS的當(dāng)期增長(zhǎng)及其1期滯后增長(zhǎng)對(duì)當(dāng)期CPI的增長(zhǎng)存在正向影響，但二者對(duì)于物價(jià)增長(zhǎng)的影響程度是不一樣的?？梢钥吹剑琗t-1的系數(shù)為0.413，遠(yuǎn)大于Xt的系數(shù)0.039，這表明滯后1期的MS的增長(zhǎng)對(duì)于當(dāng)期的CPI的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過當(dāng)期MS對(duì)于CPI的影響。

非線性部分中，當(dāng)期貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率Xt=7.8%時(shí)，貨幣供應(yīng)量變化與物價(jià)水平波動(dòng)完全呈現(xiàn)線性關(guān)系；當(dāng)大于或小于7.8%，模型的非線性部分會(huì)越來越強(qiáng)。轉(zhuǎn)換數(shù)度g為3.345，表明模型的轉(zhuǎn)換數(shù)度很快，同時(shí)表明負(fù)的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)與正的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)對(duì)物價(jià)變動(dòng)影響存在非對(duì)稱性。

四、 結(jié)論與建議

從實(shí)證結(jié)果可以看出，我國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)和物價(jià)水平波動(dòng)之間具有復(fù)雜的非線性關(guān)系，滯后期的貨幣供應(yīng)量增量對(duì)物價(jià)波動(dòng)的影響相對(duì)當(dāng)期的貨幣供應(yīng)量增量對(duì)物價(jià)波動(dòng)的影響要大很多。同時(shí)，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增量大于和小于某一臨界值時(shí)，物價(jià)水平的波動(dòng)呈現(xiàn)非對(duì)稱性。由于貨幣供應(yīng)量不同的增長(zhǎng)率對(duì)物價(jià)水平的影響機(jī)制不同，所以央行要謹(jǐn)慎調(diào)控貨幣供應(yīng)量的規(guī)模，此外，還可以調(diào)控貨幣的結(jié)構(gòu)和流向，令其能為物價(jià)在適度區(qū)間內(nèi)變動(dòng)起到更好的作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]李瓊，王志偉．貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制：貨幣渠道抑或信貸渠道[J]．廣東金融學(xué)院學(xué)報(bào)，2006(11)：23-27.

[2]陳希娟．CPI與GDP、M2的關(guān)系[J]．經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2009(4)：52-53。

[3]劉海兵，劉麗．基于VAR模型的CPI影響因素分析[J]．云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2009(1)：119-124.

[4]盛松成，張次蘭．貨幣供應(yīng)量的增加能引起價(jià)格水平的上漲嗎——基于資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的財(cái)富效應(yīng)分析[J]．金融評(píng)論，2010(6):1-16.

[5]陳紅玉．物價(jià)指數(shù)與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的實(shí)證研究[J]．時(shí)代金融，2012(1)：63-64.

[6]王師勤．物價(jià)變動(dòng)的一般理論分析[J]．價(jià)格理論與實(shí)踐，1989(9)：13-19.

InfluenceofMoneySupplyIncrementonPriceFluctuationinChina:

EmpiricalAnalysisBasedonSTRModel

HUYan-jun,PANHuan-xue,ZOUYu

(SchoolofEconomicsandManagement,BeijingForestryUniversity,Beijing100083,China)

Abstract:In previous researches, the influence of the money supply on the price fluctuation in China is usually ignored the asymmetry of money supply, while just the asymmetry leads to the non-simple linear relationship between money supply and the price fluctuation, and the function deduced from transaction equation presents that the increment of money supply is the important factor affecting the price fluctuation rather than money supply itself. Therefore, using monthly data from 1997 to 2013, influence relationship between money supply growth rate and price fluctuation is analyzed empirically based on STR model. The results show that between the growth of money supply and price level fluctuation there is a complex nonlinear relationship, the money supply increment of the lag period has a bigger impact on price fluctuation than the current money supply. Meanwhile, when the money supply increment is above and below a critical value, price fluctuation presents asymmetry.

Keywords:moneysupplyincrement;STRmodel；pricefluctuation