ECM模型貨幣供給量與通貨膨脹關系研究

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摘要：采用協整和誤差修正分析技術,考察1994年第一季度～2004年第四季度期間中國的貨幣供給量增長與通貨膨脹率之間的長期均衡關系和短期動態關系.結果表明不同層次貨幣供給量增長率與通貨膨脹率之間都存在協整關系,M2的增長率對通貨膨脹率的解釋能力最強,誤差修正模型顯示通貨膨脹率具有向均衡值回復的機制,無論哪個層次的貨幣供給量的增長都是通貨膨脹率的Granger原因.研究結果表明我國的通貨膨脹仍然是一貨幣現象,貨幣政策仍具有最終影響價格水平的能力.

關鍵詞：貨幣供給量,通貨膨脹率,單位根檢驗,協整分析,誤差修正模型

1引言

通貨膨脹是衡量一國宏觀經濟運行是否穩定和健康的重要指標。貨幣學派的代表人物弗里德曼認為通貨膨脹無論何時何地都是一種貨幣現象[1]，指出貨幣在長期是中性的，其擴張率將全部轉化為通貨膨脹率，也就是說貨幣供給增長是通貨膨脹波動的主要根源。

國外對有關經驗數據的研究結果表明，價格變動與貨幣供應密切相關。弗里德曼曾把每10年作為一個數據點來考察美國1867年～1960年間貨幣供給(以M2度量)與通貨膨脹(以GDP減縮因子度量)的關系，發現高的貨幣供給導致高的通貨膨脹，但用同樣的方法去觀察二者的短期關系時卻沒發現有規律性關系的存在[2]。McCandless和Weber考察了110個國家，得出這樣的結論：通貨膨脹率和貨幣供給量的變化具有非常強的相關性，相關系數在0.92～0.96之間，幾乎接近于1，并且長期來看，貨幣供給量的增加將最終導致相同程度的通貨膨脹率的上升[3]。他們的結論一致，即貨幣供給量的變化最終體現在物價的變化上。

各國的國情不同，其經濟運行也存在差異。王少平以1978年～1994年為樣本，運用Granger檢驗進行實證研究，驗證了中國通貨膨脹形成的基本原因是貨幣的過量發行[4]。李軍采用不同的理論模型對貨幣供給與通貨膨脹的長期和短期關系進行分析，其結論是二者的長期關系與短期關系不一致，短期內較高的貨幣供給不一定會造成短期內較高的通貨膨脹，但長期來看過多的貨幣遲早會通過未來的通貨膨脹來體現[2]。劉金全以1982年1月～2004年3月期間M0和M1月度同比增長率的數據為基礎進行分析，發現貨幣供給增長率和通貨膨脹之間不存在顯著的協整關系[5]。張文剛以1981年1月～2002年6月期間通貨膨脹率與M1的月度同比增長率進行實證分析，發現二者之間不僅存在長期均衡關系，也存在短期誤差修正機制，不過兩者之間的影響關系依賴總供給與總需求之間的相互制約[6]。劉霖、靳云匯利用1978年～2003年的數據進行分析，沒有發現在長期內貨幣供應增長率影響通貨膨脹的證據，認為在經濟的貨幣化進程中，貨幣供應增長率的提高并不一定導致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經濟消耗了[7]。

由此可見，不同研究的結果并不一致，出現這種現象的主要原因在于樣本區間選擇的不同以及建模的方法存在差異。改革開放以后，我國經濟環境發生顯著變化，中央銀行調控貨幣政策的手段、能力日漸成熟。貨幣政策在20世紀80年代和90年代顯著不同，據此貨幣供給量的增長對通貨膨脹率的影響也可能存在變化。因此如果在建立模型時不區分特定的時間階段，很有可能使結論受到干擾。使用傳統的經濟計量方法研究時存在著動態的穩定性假設，而實際上經濟時間序列通常是非平穩的，直接運用變量的水平值研究經濟現象間的均衡關系容易導致偽回歸。近年發展起來的處理平穩數據的時間序列分析方法——協整(co-integrated)和誤差修正模型(errorcorrectionmodel,ecm)，恰好彌補了這一穩定假設的不足。協整分析可用于檢驗經濟時間序列變量水平數據是否存在長期均衡關系，誤差修正模型則可建立它們變化的短期動態模型，研究其短期變動規律。

基于上述考慮，本文擬運用協整理論和誤差修正模型來考察我國不同層次的貨幣供應量增長與通貨膨脹率的長期均衡關系和短期動態關系。

2變量和數據

2.1變量選取

有關貨幣供應量的統計口徑，央行1994年10月27日明確了Mi(i=0，1，2，3)的統計范圍。M0=流通中的現金(貨幣供應量統計機構之外的現金發行)；M1=M0+企業存款(扣除單位定期存款和自籌基建存款)+機關團體存款和農村存款+信用卡類存款；M2=M1+城鄉居民儲蓄存款+企業存款中具有定期性質的存款(單位定期存款和自籌基建存款)+外幣存款+信托類存款；M3=M2+金融債券+商業票據+大額可轉讓定期存單[8]。對于貨幣供應量的度量指標，現有文獻在選取M0還是M2上存有爭論。Chow推薦使用M0，因為在中國消費者不能使用支票，M0同商品零售價格的統計口徑也較為一致[9]；也有研究者認為M2相對于M0更具有外生性，同時M2考慮到國家的信貸規模擴張情況，故M2更能滿足貨幣數量論的要求[10]。為了全面考察貨幣供應量增長與通貨膨脹率的關系，避免因貨幣度量指標誤選而導致的結果不穩定，本文將分別使用M0、M1、M2來進行實證分析。

測算通貨膨脹最常用的價格指數有居民消費價格指數(CPI)、商品零售價格指數(RPI)、批發物價指數(WPI)和GDP價格平減指數。居民消費價格指數和商品零售價格指數最主要的區別是前者的調查內容涵蓋了居民日常消費品和服務項目，可以全面反映多種市場因素變動對居民實際生活費用支出的影響程度，并且它也是國際上測算價格水平和通貨膨脹最常用的指標[11]。我國按照國際通行的理論和方法編制和CPI已有多年歷史，數據質量可靠，為此本文選用CPI作為衡量通貨膨脹的指標。

2.2數據來源

由于我國金融體制改革的原因，1993年前后我國貨幣供應量的統計口徑發生了變化，1993年之前是國家銀行與農村信用社的統計口徑，1993年之后為央行1994年所明確的口徑，這就造成了前后數據不具有可比性。在1994年以前，中央銀行貨幣政策主要采用直接調控手段，貨幣政策的類型表現為擴張和緊縮政策的循環交替，而在1994年以后中央銀行開始逐漸采用間接的調控手段，因此本文將1994年第一季度～2004年第四季度作為樣本區間。M0、M1、M2和CPI的數據均來源于《中國人民銀行統計季報》[12]。

2.3數據處理

假設M[，t]是貨幣供給量，Q[，t]是產品數量，P[，t]是產品價格，則貨幣流通速度的倒數K[，t]可以表示為K[，t]=(M[，t]/Q[，t]P[，t])。如果實際產出序列和貨幣序列都是非平穩的，并且它們之間存在協整關系，那么貨幣流通速度將是一個均值重復過程。由于在一般情況下貨幣流通速度序列并不是均值重復過程[6]，因此可以判斷出實際產出和貨幣序列在水平值上不存在協整關系。從而，需要討論它們的差分序列(對應增長率序列)中可能存在的協整關系，此時需要判斷的是貨幣供給增長率與通貨膨脹率之間的長期均衡關系。用G來表示對應變量的同比增長率序列，GM0、GM1、GM2分別表示本季度M0、M1、M2與上年同季度之比。用GP來表示通貨膨脹率序列，則GP=(CPI-100/100)。由于貨幣供給量增長率為同比增長率，與編制CPI的對比期類似，所以這里沒有采用定基比的通貨膨脹序列。

圖1、圖2和圖3給出了樣本期內通貨膨脹率與M0、M1、M2的季度同比增長率的變化路徑。

附圖

圖1通貨膨脹率與M0增長率

Figure1TheRelationshipbetweenInflationRateandM0GrowthRate

附圖

圖2通貨膨脹率與M1增長率

Figure2TheRelationshipbetweenInflationRateandM1GrowthRate

附圖

圖3通貨膨脹率與M2增長率

Figure3TheRelationshipbetweenInflationRateandM2GrowthRate

比較圖1～圖3中通貨膨脹率與貨幣供給增長率路徑之間的聯系可以看出，在大部分階段它們具有類似的波動模式，通貨膨脹率與貨幣供給增長率離散幅度存在差異，貨幣作用到價格水平上需要一定的時滯。

3實證分析

3.1單位根檢驗

在建立關于貨幣供給量增長率和通貨膨脹率的長期均衡方程之前需要先對各序列進行單位根檢驗，以判斷各序列的平穩性。檢驗序列平穩性的方法比較多，但最為常用的是AugmentedDickey-Fuller(ADF)和Phillips-Person(PP)單位根檢驗法。PP檢驗原理類似于ADF檢驗，不過PP檢驗法對殘差的異方差性和自相關性不敏感[13]。

對GM0、GM1、GM2和GP的序列進行數據生成過程研究可以得知，應采用沒有趨勢成分和常數項的單位根檢驗方法。利用Eviews4.0軟件分別對各變量水平值和一階差分序列進行平穩性檢驗，其中檢驗過程中滯后階數的確定采用赤池信息準則(AIC)，可得表1的檢驗結果。

表1各序列的單位根檢驗結果

Table1UnitRootTestonEachSeries變量ADF檢驗值臨界值PP檢驗值臨界值

GM0-1.025348-1.6208[***]-1.915827-1.9486[**]

GM1-0.619661-1.6208[***]-0.753221-1.6198[***]

GM2-2.138849-2.6227[*]-0.988499-1.6198[***]

GP-3.500881-3.6067[*]-2.231399-2.6830[*]

△GM0-4.408319-2.6196[*]-8.972842-2.6182[*]

△GM1-3.656011-2.6243[*]-6.337483-2.6182[*]

△GM2-3.357905-2.6227[*]-5.799792-2.6182[*]

△GP-3.237557-2.6196[*]-3.335052-2.6182[*]

注：△為差分算子；*為1％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；**為5％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；***為10％顯著性水平下的Mackinnon臨界值。

資料來源：Eviews4.0輸出結果，作者整理。

表1的檢驗結果表明，用ADF單位根檢驗方法，GM0和GM1在10％的顯著性水平無法拒絕單位根過程，GM2和GP在1％的顯著性水平無法拒絕單位根過程；用PP單位根檢驗方法，GM0在5％的顯著性水平下無法拒絕單位根過程，GM1和GM2在10％的顯著性水平下無法拒絕單位根過程，GP在1％的顯著性水平下無法拒絕單位根過程，但這些變量的一階差分序列都是平穩的，并且都是在1％的顯著性水平下拒絕單位根過程。綜合來看，這些變量都是一階差分序列。

3.2協整分析

如果涉及到的變量都是一階差分平穩的，且這些變量的某種線性組合是平穩的，則稱這些變量之間存在協整關系，它反映了所研究變量之間存在的一種長期穩定的均衡關系。普遍使用的兩變量協整檢驗的方法是Engle和Granger提出的兩階段回歸分析法[14]。

首先用最小二乘法估計長期貨幣供給量的增長率與通貨膨脹率的方程，得到回歸結果為

GP=-0.085+1.008GM0

(-3.454)(5.950)

R[2]=0.744D.W.=1.381F=35.401(1)

GP=-0.118+0.9427GM1

(-2.920)(4.319)

R[2]=0.791D.W.=1.271F=18.657(2)

GP=-0.170+1.079GM2

(-9.564)(13.064)

R[2]=0.803D.W.=1.438F=170.675(3)

對這三個回歸方程的殘差進行ADF和PP單位根檢驗，u[，0]、u[，1]和u[，2]分別表示方程(1)、(2)和(3)的殘差，結果見表2。

表2殘差序列的單位根檢驗

Table2TestforCo-integrationbetweenEachTwoVariables變量ADF檢驗值臨界值PP檢驗值臨界值結論

u[，0]-1.784516-1.6199[***]-2.044011-1.9486[**]平穩

u[，1]-2.153864-1.9495[**]-2.895260-2.6168[*]平穩

u[，2]-5.075846-2.6211[*]-3.784644-2.6168[*]平穩

注：*為1％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；**為5％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；***為10％顯著性水平下的Mackinnon臨界值。

資料來源：Eviews4.0輸出結果，作者整理。

從表2可以看出，如果用ADF單位根方法檢驗，u[，0]、u[，1]和u[，2]分別在10％、5％和1％的顯著性水平下是平穩的；而用PP單位根檢驗方法，則u[，0]的殘差在5％的顯著性水平是平穩的，u[，1]和u[，2]在1％的顯著性水平下是平穩的。因此三個序列都不存在單位根，這說明在所考察的樣本期內，三個層次貨幣供給量的增長率與通貨膨脹率之間存在協整關系。根據各個方程的協整系數可以判斷，M2與通貨膨脹率間的協整關系最強，其次是M0，而M1與通貨膨脹率的協整系數相對要小一些。

3.3誤差修正模型

通過對變量進行協整分析可以發現變量之間的長期均衡關系，但無法得知這些變量偏離它們共同的隨機趨勢時的調整速度，誤差修正模型可以解決這個問題。根據Granger定理，一組具有協整關系的變量具有誤差修正模型的形式[14]，因此在協整檢驗的基礎上進一步建立誤差修正模型，研究貨幣供給量增長率與通貨膨脹率之間關系的短期動態調整與長期特征。誤差修正模型的一般表示形式為

附圖

λμ[，t-1]+v[，t](4)

其中，μ[，t-1]=[，t-1]-δ[，0]-δ[，1]X[，t-1]，ι、p是最優滯后項，t是時間，v[，t]是誤差擾動項。該模型的經濟含義是：Y[，t]在t時刻的增量決定于在t-1時刻該變量與被解釋變量長期均衡關系的誤差。若這一誤差是正的，Y[，t]在t時刻就應該做出負的修正，即表現為一個負的反饋過程，Y[，t]在不斷的修正過程中發展。誤差修正項的大小表明了從非均衡向長期均衡狀態調整的速度，該模型突出了長期均衡關系對短期的影響。

運用Eviews4.0軟件，在協整的基礎上，根據Hendry從一般到特殊的動態建模原則[15]，選擇季度數據，從滯后八期開始刪除不顯著的變量，最終得到的誤差修正模型為

△GP[，t]=-0.005+0.093△GM0[，t]-0.119△GM0[，t-2]+

(-2.877)(2.080)(-2.962)

0.391△GP[，t-1]-0.134u[，t-1]

(3.889)(-4.865)(5)

R[2]=0.929D.W.=2.127F=19.241

△GP[，t]=-0.003+0.104△GM1[，t]+0.102△GM1[，t-2]+

(-1.550)(1.935)(1.907)

0.352△GP[，t-1]-0.076u[，t-1]

(2.656)(-2.252)(6)

R[2]=0.859D.W.=1.913F=17.527

△GP[，t]=-0.002+0.242△GM2[，t]+0.102△GM2[，t-2]+

(-1.625)(2.367)(2.095)

0.352△GP[，t-1]-0.076u[，t-1]

(3.490)(-2.157)(7)

R[2]=0.903D.W.=1.936F=26.472

由(5)式～(7)式可知，在所考察的樣本期內貨幣供給量增長率與通貨膨脹率的誤差修正模型的誤差修正項系數均小于零，符合反向修正原則，即上一期通貨膨脹率高于均衡值時，本期通貨膨脹率漲幅便會下降；反之上一期通貨膨脹率低于均衡值，本期通貨膨脹率漲幅便會上升。

3.4Granger因果關系檢驗

由協整檢驗結果可知，貨幣供給量的增長率與通貨膨脹率之間存在長期的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系及因果關系的方向如何尚需要進一步驗證。采用Granger和Sims的因果關系檢驗法來進行分析。

用Granger和Sims的因果關系檢驗法分析貨幣供給量的增長率與通貨膨脹率之間因果關系的步驟如下[16]。首先檢驗“GM(貨幣供給量增長率)不是引起GP(通貨膨脹率)變化的原因”的原假設，對下面兩個回歸模型進行估計。

無限制條件模型

附圖

有限制條件模型

附圖

這里m是最優滯后階數，即選擇滯后階數m使模型中的誤差項μ[，t]為白噪聲。然后根據(8)式、(9)式的殘差平方和來計算F統計量，檢驗(8)式中系數β[，1]，β[，2]，…，β[，m]是否同時顯著不為零。若果真如此，就拒絕“GM不是引起GP變化的原因”的原假設，也就是說貨幣供給量增長率是通貨膨脹率變化的原因。

然后，檢驗“GP不是引起GM變化的原因”的原假設，作同樣的回歸估計，但是要交換GP和GM的位置，檢驗GP的滯后項是否顯著不為零。要得到GM是引起GP變化原因的結論，就必須拒絕原假設“GM不是引起GP變化的原因”，同時接受原假設“GP不是引起GM變化的原因”。

對上述模型進行估計，并計算F統計量，可以得到表3的結果。

表3Granger影響關系檢驗結果

Table3CausalityTestResults原假設F統計量概率結論

GP不是引起GM0變化的Granger原因0.753100.52821接受

GM0不是引起GP變化的Granger原因2.765650.05679拒絕

GP不是引起GM1變化的Granger原因0.780340.51316接受

GM1不是引起GP變化的Granger原因3.533650.02489拒絕

GP不是引起GM2變化的Granger原因0.495600.68776接受

GM2不是引起GP變化的Granger原因3.568450.02399拒絕

資料來源：Eviews4.0輸出結果，作者整理。

以上的檢驗表明，在檢驗的樣本期內，無論使用哪一種貨幣供給量指標，我國的通貨膨脹率都是由于貨幣供給量增長所致，因而我國的通貨膨脹仍然是貨幣現象。同時樣本期內我國各層次貨幣供給量的過快增長不能歸因于高位通貨膨脹拉動，這說明我國貨幣供給的外生性(即貨幣供給)很大程度上只是一種政府行為而非經濟手段。

4結論

本文以我國1994年第一季度～2004年第四季度的統計數據為基礎，采用單位根檢驗、協整分析、誤差修正模型和Granger因果關系考察不同層次貨幣供給量增長率與通貨膨脹率之間的關系，可以得到以下的結論。

(1)從長期來看，各層次的貨幣供給量增長率都與通脹率之間存在正相關協整關系，它們之間存在顯著的相關性，貨幣供給變化所產生的影響最終在價格水平上體現出來。由(1)式、(2)式和(3)式可以看出，三個層次貨幣供給量增長率對于通貨膨脹率的乘數分別為1.008、0.9427和1.079，這三個值與1都比較接近，由此可以看出貨幣變量長期中性的特征仍然明顯。

(2)誤差修正模型的估計結果顯示了貨幣供應量與通貨膨脹率之間的短期動態關系，外部因素的沖擊影響使二者之間產生了顯著的短期波動，但從長期來看，二者仍可以長期保持穩定關系，價格具有向均衡關系回復的機制。三個層次貨幣供給量增長率的誤差修正系數分別為-0.134、-0.076和-0.150，它們的絕對值不大，這表明短期波動對長期均衡趨勢偏離的程度不高，它們的波動幅度不大。值得注意的是，上一期的通貨膨脹率的增長與本期的通貨膨脹率的增長存在著正相關性，表明某一時期的通貨膨脹率會影響下一期的通貨膨脹率。通貨膨脹率是比較穩定的，一旦形成就將持續一段時期[5]，因此貨幣這個名義因素對價格水平的影響是一個較長的過程。

(3)由Granger因果關系檢驗可以知道，無論哪個層次的貨幣供給量的增長都是通貨膨脹率變化的Granger原因，這與貨幣數量論的思想基本一致，同時貨幣供給量的增長不能歸因于通貨膨脹率的增加。

從實證結果來看，我國的通貨膨脹仍是貨幣現象，貨幣政策仍然具有最終影響價格水平的能力，其仍然是價格水平調整的主要政策方式，因此在預防通貨膨脹率過高時采用緊縮的貨幣政策是可行的。另外，不同層次貨幣供給量的增長都與通貨膨脹率之間存在長期均衡關系，這說明20世紀90年代以來我國金融體制改革和價格體制改革取得了成效，金融市場和貨幣市場都有了很大程度的發展，儲蓄存款以及其他存款轉化為現金的流動性有所增強，使得三個層次貨幣的流動性差別大大減小。