浅析我国的货币供应量与通货膨胀的关系

浅析我国的货币供应量与通货膨胀的关系

摘要：08年⾦融危机以来，中国为了摆脱低迷的经济，出台了4万亿的救助计划。在⼈民币⼤量投放的同时，中国的物价⽔平也不断的上升。很多学者开始质疑，是否是央⾏超发货币使得通胀的爆发。本⽂通过对⾦融危机以来我国货币供应量（M2）和通货膨胀（CPI指数）之间关系的实证分析，最终得出结论：现阶段中国的通货膨胀与M2增长有关系，但是M2并⾮影响其的主要因素。

关键词：⼴义货币供应量(M2) 通货膨胀格兰杰关系检验正⽂：引⾔

2007年以来，世界各国普遍受到美国次贷危机的影响。中国也不例外，在⾦融危机的影响下，中国的出⼝严重受阻，经济增长放缓。为了应对⾦融危机，中国政府抛出了4万亿的救助计划。与此同时，为了摆脱危机的种种救助计划，使得中国的通货膨胀（CPI）也悄然上升。⼀直到2010年末，虽然经过了央⾏多次的准备⾦以及利率的调控，中国的物价才勉强被压制住。在通胀爆发的同时，货币供应量也在不断增加。据统计，2009年底，我国33.54万亿元的GDP规模，是1978年3645.2亿元GDP规模的92倍。但同期，⼴义货币供应量（M2，⼴义货币=流通中现⾦+银⾏活定期存款+储蓄存款+证券公司客户保证⾦）却从1978年的859.45亿元增长到2009年底的60.62万亿元，为705倍。有学者测算，中国超发了43万亿的货币。为此，本⽂重在讨论此次危机中中国的通货膨胀到底与货币供应量之间有多⼤关系，是否主要是由于货币的超额发⾏引起。⼀．⽂献综述

国内很多学者对流动性与通胀之间的关系做了研究。李斌（2010）（1）认为，流动性过剩(不⾜)实质是货币市场与⾮货币市场“双失衡”并存、市场处于⾮均衡状态的外化反映。由流动性过剩导致的结构性通胀，由流动性不⾜引发的通货紧缩，以及相互之间的交替反复，很可能成为未来宏观调控长期⾯临的问题。孙莉、张萍（2010）（2）选⽤了1990 年~ 2009 年的数据进⾏分析货币供应量与通货膨胀的关系。综合运⽤了协整理论分析以及误差修正模型来揭⽰我国货币供给与通货膨胀的长期均衡及短期波动关系。李占风、陈妤（2010）（3）从货币的变现能⼒和经济货币化程度两个⽅⾯衡量货币流动性,利⽤状态空间模型⽅法建⽴时变参数模型，研究货币流动性变化对物价的影响, 并⽤状态变量衡量流动性以外的因素对物价的综合影响。结果显⽰,货币流动性越⼤,消费价格指数越⾼；货币的变现能⼒对消费价格指数的影响在紧缩性货币政策时期强于扩张性货币政策时期；影响消费价格指数的综合变量与预期变量的调查数据相关性较强。⼆．理论分析和实证检验1.理论依据

货币数量论中的费雪⽅程表⽰：MV=PY 【1】式中P表⽰物价⽔平，M为流通中的货币量，V表⽰流通速度，Y表⽰该阶段社会总产出。将【1】式两边取对数再调整⽅程，得到下⾯关系：LnP=LnM+LnV-LnY；从式中发现LnP和LnM之间应该呈现正向关系，即货币供应量增加，物价⽔平就上升。2.变量选择与数据来源

我国货币供应量⼀般分为三个层次, M0、M1、M2。其中,M0为流通中的现⾦, M1= M0+ 活期存款,M2= M1+准货币( 定期存款+储蓄存款+ 其他存款)。本⽂认为⼴义货币供应量M2 最能反应货币的总体情况,所以选⽤M2 具有代表性及可⾏性。

⽬前, 常⽤的通货膨胀的衡量指标有消费价格指数( CPI ) , 零售价格指数(RPI ) , 批发价格指数( WPI) , ⽣产者价格指数( PPI) ,以及国内⽣产总值缩减指数( IPD) 等。国际上, ⼀般采⽤CPI 指标来观察某个国家或地区是否发⽣了通货膨胀或通货紧缩。虽然居民

消费价格指数只是局限于统计居民家庭消费的商品和劳务, ⽽把国家消费和集团消费排除在外, 不能全⾯的反映物价的变动, 但它编制较为简单, 有可靠的数据来源, 且与⼈民的⽣活息息相关, 所以本⽂选⽤居民消费价格指数( CPI) 作为衡量通货膨胀的指标。

由于2004年GDP统计改⾰，国家和地区均不公布⽉度GDP，⽽只公布季度GDP，所以⽆法取得社会总产值Y的⽉度数据，本⽂只好⽤另外的数据代替。根据IS-LM模型，利率I与社会总产值Y之间存在很强的相关性，所以⽤利率I代替Y。

基于以上理论分析，本⽂试图建⽴⼀个模型，分析我国货币供应与通货膨胀之间的关系。本⽂选取⾦融危机以来我国的数据（2007年2⽉到2010年11⽉的⽉度数据）,主要变量有物价指数CPI，⼴义货币供应量M2，银⾏间同业拆借利率（⽉度加权平均数据）I,数据来⾃CCER 经济⾦融研究数据库。根据选择的变量，我们建⽴以下的模型：

Ln(CPI)=a+bLn(M2)+cLn(i)+u；其中a是截据项，b、c是待解释变量的待估系数，u是随机⼲扰项。为了消除模型中可能存在

的异⽅差，分别对各个变量取对数处理。LN（M2）代表⼴义货币供给量的对数，LN（CPI）表⽰居民消费价格指数的对数，LN（i）代表银⾏同业拆借利率的对数。（1）ADF平稳性检验

在现实经济中的时间序列，通常是⾮平稳的。为了避免模型出现伪回归问题，本⽂将利⽤Dichey和Fuller提出的考虑残差项序列的ADF单位根检验法，检验变量的平稳性。若为⾮平稳变量，则需对其进⾏差分处理。以下分别对上述模型中各变量的⽔平值和⼀阶差分进⾏检验。具体结果见下表:ADF平稳性检验结果

变量ADF检验值5%临界值检验结果Ln(CPI) -0.611092 -3.51809 不平稳Ln(M2) -6.22132 -3.520787 平稳Ln(i) -1.369136 -3.513075 不平稳△Ln(CPI) -4.284206 -3.523623 平稳△Ln(i) -5.976519 -3.515523 平稳(注：表中△表⽰差分)

由上表的检验结果表明，通货膨胀、银⾏利率没有通过5%的显著性检验，但这些变量的⼀阶差分通过了检验；这说明了变量本⾝虽然⾮平稳，但⼀阶差分后均是平稳的；⼴义的货币供应量通过了5%的显著性检验，变量本⾝是平稳的。（2）协整检验

协整检验( Cointegration Test) 和单位根检验⼀样, 都是进⾏时间序列分析的前提, 其⽬的在于揭⽰变量序列之间是否存在长期稳定的均衡关系。满⾜协整关系的经济变量之间不能相互分离太远, ⼀次冲击只能使其短期内偏离均衡位置, 长期还是会⾃动恢复均衡。Johansen极⼤似然估计法的协整检验结果如下：

从检验结果来看, 在⽆协整向量的假设下, Trace 统计值超过5%置信⽔平下的临界值, 概率⼩于0. 05, 从⽽序列通过了显著性检验。即货币供应量和通货膨胀之间存在序列协整, 两者存在某种长期趋势的⼀致性。

由以上检验，结合选取的数据，同时根据AIC 信息规则和SC 信息规则，我们得到如下⽅程： 112n =.+.n

1.223303()0.381176()0011068()L Ln CPI Ln CPI Ln i ---+-+（CPI ）07110680000553L (M2)+0.000673Ln(M2)

从上述均衡关系式可以发现，⼴义货币供给量与消费价格指数之间存在正的相关关系。上⼀时期的货币供应的增加也会对下⼀时期的通货膨胀产⽣影响。从系数上分析，⼴义货币供应量M2对通货膨胀的影响⾮常的⼩，⼏乎是没有很⼤的影响。接下来进⾏格兰杰引导关系检验（ Granger Causality Test)。对⼴义货币供应量和通货膨胀的对数序列进⾏滞后2期的格兰杰引导关系检验, 结果见下表：

当概率值⼤于0. 05时, 表⽰接受零假设；反之, 概率值⼩于0. 05时, 表⽰拒绝零假设, 即Granger 引导关系成⽴。从上表的结果显⽰，货币供应量和通货膨胀之间不存在格兰杰引导关系。即货币供应量并⾮导致通货膨胀的原因，通货膨胀也不是引导货币供应量的原因。3. 实证结果分析

根据实证得出的结果，货币供应量和通货膨胀之间确实存在着正的相关关系。但是，两者之间的关系⾮常的微弱，基本上可以说，货币供应量的较⼤变动对通货膨胀产⽣的影响⾮常⼩。另外，格兰杰引导关系检验得出的结论也显⽰：⼴义货币供应量与通货膨胀之间没有

相互引导的关系。实证得出的结果与近⼏个⽉很多学者的“央⾏货币超发导致我国通货膨胀”的观点相悖。三．⼩结

本⽂从货币供应量M2⼊⼿，初步的分析了⼴义的货币供应量和我国⾦融危机以来的通货膨胀之间是否存在关系，即我国现阶段的通货膨胀是否是由于M2增长过快导致的。通过模型的建⽴以及相关的检验，本⽂得出的结论是：我国现阶段的通货膨胀与M2增长之间有的正向关系。但是，两者的关系相当微弱，M2的增长并不是引起我国现阶段通货膨胀的主要原因。现阶段我国的通胀可能是输⼊型通货膨胀，由于美国刺激经济复苏，投⼊⼤量美元，宽松的货币政策导致国内通胀的发⽣；也有可能是国际原材料的涨价导致成本的增加，推动我国通货膨胀的发⽣，通胀形成的具体原因还有待进⼀步的确认。

本⽂还存在⼀些不⾜，如⼴义的货币供应量M2并不代表央⾏货币的发⾏，因为其还包括了货币流通速度；中国CPI等数据的可靠性，最近社科院发表⾔论称中国的CPI指数被统计局⼈为的低估等等。这些不⾜可能会对本⽂的结论造成⼀定的偏差。参考⽂献：

（1）李斌从流动性过剩（不⾜）到结构性通胀（通缩）⾦融研究 2010年第四期（总第358期）（2）孙莉、张萍货币供应量与通货膨胀关系研究现代商贸⼯业 2010年第16期

（3）李占风、陈妤我国货币流动性与通后膨胀的定量研究-基于时变参数模型的实证数量经济技术经济研究 2010年第8期