基于貨幣供給視角下的物價水平研究

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1、基于貨幣供給視角下的物價水平研究 Research on Price under the Perspective of Currency Supplies Abstract What this article studies is based on the currency supplies angle to research price level, the currency supplies and the price level whether to have the causal relation, and what’s kind of causal relation,

2、 the theorists has the big difference. This article take data of our country from 1980 to 2008 year as a foundation, by the currency supplies rate of increment and the price rate of increase and both's cross correlation chart analysis, we know the money supply M2 rate of increment basically with the

3、 price rate of increase fluctuation consistent, moreover both the difference change situation is also quite stable; Further, comes the quota using the Granger causes and effects inspection method to describe between them the relations, obtains the currency supplies and between the price level has ce

4、rtain correlational dependence, namely the currency supplies increase can cause the price rise. Otherwise is actually untenable. Describes between this both's short-term and the long-term balanced relations based on the above conclusion using the error correction model quota, and obtains its error c

5、orrection speed to achieve 89.54%. Moreover, after establishes VAR(2) model ,using the pulse response functional analysis (impulse response function, IRF) to work as this issue for a currency supplies rate of increment impact, the currency supplies rate of increment changing to the price rate of inc

6、rease change's influence will achieve stably after 5 issues . Key Words: Currency supplies; M2 rate of increment; Granger examination; ECM;IRF 摘 要 本文研究的是基于貨幣供給視角下的物價水平，貨幣供給與物價水平是否存在因果關系,存在怎樣的因果關系，理論界存在著較大的分歧。本文以我國1980~2008年數據為基礎，由貨幣供給增長率與物價上漲率兩者間的折線圖及其兩者間的交叉相關圖分析，可知貨幣供應量M2增長率與物價上漲率的波動基本一致，而且兩者之差的

7、變化情況也比較穩(wěn)定；通過協整理論，來揭示貨幣供給與物價穩(wěn)定之間的長期均衡關系；進一步的，運用Granger因果檢驗法來定量地描述它們之間的關系，得到貨幣供給與物價水平之間有著一定的正相關關系，即貨幣供給的增加能夠引起物價的上漲。反之卻不成立?；谏鲜鼋Y論運用誤差修正模型定量地描述這兩者之間的短期和長期均衡關系，并且得到其誤差修正速度達到89.54%。另外，建立VAR(2)模型并利用脈沖響應函數分析（impulse response function，IRF）當本期給貨幣供給增長率一個正的沖擊后，貨幣供給增長率變化會在5期后對物價上漲率變化的影響達到穩(wěn)定。 關鍵詞：貨幣供給；M2增長率；Gra

8、nger因果檢驗；誤差修正模型；脈沖響應函數 1 問題的提出 貨幣供給[1]是指在某一時點上提供的為社會經濟運轉服務的貨幣量，它是一國經濟主體持有的通貨和活期存款兩部分構成。從量上看，就是一定時點上經濟生活中所擁有的貨幣存量。貨幣供給量的多少主要受到基礎貨幣量，貨幣乘數和存款創(chuàng)造等因素的影響，而基礎貨幣投放的多少、貨幣乘數地大小以及存款創(chuàng)造所形成的創(chuàng)造規(guī)模則取決于一國的中央銀行所采取的貨幣政策和該國的金融體系的組織結構了。我國將貨幣供應量劃分為三個層次:M0、M1和M2,本文選擇 M2 進行分析,即廣義貨幣供應量。 一定經濟范圍內所有商品整體價格的高低用物價水平來表示，它通常通過一系

9、列的綜合價格指數來反映。通常使用的有CPI、PPI、以及GDP價格平減指數等，使用較多的是CPI（居民消費價格指數）和PPI（生產價格指數）。CPI是Consumer Price Index的縮寫，全稱居民消費價格指數，是反映一定時期內居民所購買的生活消費品價格和服務項目價格的變動趨勢和程度的相對數。該指標既包括城鄉(xiāng)居民日常生活需要的各類消費品價格，也包括多種與人民生活密切相關的服務項目價格，如水、電、交通、教育、醫(yī)療等費用，可以全面反映多種市場價格變動因素及其對居民實際生活的影響程度。對宏觀經濟政策而言,它是判斷經濟形勢和制訂經濟政策的重要參考變量。保持價格指數穩(wěn)定已成為各國政府和中央銀行的

10、首要任務之一,也是政府和個人等經濟微觀主體進行決策的重要因素。PPI是Producer Price Index縮寫，全稱生產者物價指數，是衡量工業(yè)企業(yè)產品出廠價格變動趨勢和變動程度的指數，是反映某一時期生產領域價格變動情況的重要經濟指標，也是制定有關經濟政策和國民經濟核算的重要依據。GDP平減指數(GDP deflator)，又稱GDP縮減指數，是指沒有扣除物價變動的GDP增長率與剔除物價變動的GDP增長率之差。名義GDP的增長和實際GDP的增長二者之差就是GDP價格（price of GDP)的增長，該價格我們時常稱為GDP價格平減指數。 貨幣供給與物價水平的關系問題早已備受關注。貨幣供給

11、，就是貨幣的投放，是加強一定經濟領域貨幣流動性的常用和有效方式。顯然，貨幣供給量的增加會使居民和生產者擁有和使用的貨幣也相應增加。物價水平，被稱為是一種貨幣現象，它通常用來表示商品的規(guī)模大小和商品的質量高低。貨幣供給的規(guī)模和投放方向對物價水平會產生一定影響，這已成為世界各國學者的共識，也已被時間所驗證。但貨幣供給在多大程度上影響著物價水平、物價水平反過來是否也影響著貨幣的供給、以及貨幣供給的變動在短期和長期對物價水平的影響程度是否一樣等這些問題在各國學者之間存在很大的分歧，至今也沒有一個統(tǒng)一的說法。 2 文獻回顧 國內外很多學者對貨幣供應量和物價水平的關系進行了大量的理論探討和實證研究。

12、 在國外，兩者的關系主要體現在貨幣數量理論的發(fā)展演變。最先提出這一理論的是法國重商主義者J.博丹。15世紀末～16世紀初，由于南美洲金銀大量流入歐洲，致使歐洲市場物價上漲，貨幣貶值（史稱“價格革命”）。博丹認為，白銀流入是貨幣價值低落的原因，貨幣的價值、商品的價格決定于貨幣的數量。以后意大利經濟學家B.da萬薩蒂、G.蒙塔納里、英國哲學家J.洛克、法國哲學家C.-L.de孟德斯鳩,以及后來英國哲學家D.休謨、經濟學家D.李嘉圖、哲學家J.S.密爾等都闡述過類似見解。近代西方貨幣數量論除了注重對貨幣流通量與商品價格及貨幣價值關系的質的認定外，還注重對它們關系的量的分析。其主要代表人物有：美國I.

13、費希爾、英國A.馬歇爾、A.C.庇古和J.M.凱恩斯。費希爾于1911年，在其代表作《貨幣購買力：其決定因素及其與信貸、利息和危機的關系》中提出現金交易方程式。指出，在商品交易中，買者支出的貨幣總額總是等于賣者收入的貨幣總額，如以M代表貨幣供應量，以V代表貨幣流通速度，以P代表物價水平,以T代表社會交易量，則方程為：MV＝PT ,費希爾認為T、V是比較穩(wěn)定的,是個常量；M、P是不穩(wěn)定的,是個變量。因此，他指出,在貨幣的流通速度與商品交易量不變的條件下，物價水平隨流通貨幣量的變動成正比例變動。馬歇爾把貨幣量與物價、幣值關系的研究引導到貨幣需求上來，這是在費希爾貨幣數量論基礎上的一個進步。1917

14、年他的學生庇古在英國《經濟學季刊》上發(fā)表《貨幣的價值》一文，提出了現金余額方程式，即劍橋方程式：M=kPy式中M為人們持有的貨幣量,k為貨幣量與國民收入或國民生產總值之比，P為最終產品和勞務價格的指數，y為按固定價格計算的國民收入或國民生產總值。庇古提出物價水平決定于貨幣量,與貨幣量的多少呈反方向、同比例變動。凱恩斯贊同現金余額貨幣數量論，但認為以小麥數量去表示貨幣的價值并不能反映物價水平。另外，凱恩斯與費希爾一樣，都主張通過金融手段去影響物價，從而緩解或者消除資本主義經濟的周期波動?，F代貨幣數量論主要代表人物是美國的M.弗里德曼。1956年，他在《貨幣數量論──重新表述》中提出的貨幣需求函數

15、。在弗里德曼看來，由于貨幣需求函數是極為穩(wěn)定的，因而物價的變動決定于貨幣的供給。從貨幣供給的變動去研究對物價的影響是貨幣數量論的特點。不僅如此,貨幣供給的變動還影響產量和名義收入,但貨幣量的增長對名義收入的增長的影響有一個時間間隔。 國內對兩者之間關系的研究啟動的較晚，但相關文獻也是相當豐富的。王千通過對我國 1993~1999 年的價格指數與貨幣供應量的考察發(fā)現: 我國貨幣供應量的改變CPI 的影響并不顯著。陸瑞通過對我國1994~2005 年的數據進行檢驗得出：CPI與M0和M1 之間的相關性是很差的, 而與M2之間的相關性很強, 而且相關性的顯著性也很強。姚遠通過對 1996~2004

16、 年的相關數據進行實證研究得出,短期內貨幣供應增長對通貨膨脹的影響不穩(wěn)定, 對經濟增長沒有顯著影響, 經濟增長和通貨膨脹也不影響貨幣供應量, 貨幣供應增長對通貨膨脹和經濟增長有滯后期約為三季度的滯后效應。牛筱穎通過對我國1994~2004年的季度數據進行檢驗分析表明貨幣供應對物價的影響有一兩年的時滯。另外，陳曉春，阮文彪(2006)用異方差檢驗和沖擊響應檢驗，得出在短期中，貨幣供應量對國民產出的影響比較大，貨幣供應量的變動對物價水平有長期的較大影響。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(fā)行；李由等學者對于我國CP

17、I上漲提出了采取適度從緊的貨幣政策，并且從供需角度加以調節(jié)，控制價格總水平的上漲；劉永，吳先滿（2008）文章也是從貨幣供給角度出發(fā)，來論述物價上漲的原因，得到貨幣供給與物價水平之間有著一定的正相關關系。不過，該文是以M1作為貨幣供給的指標的，而M1是現金和活期存款的綜合，它不能全面地反映貨幣供給量，從而會低估了它們之間的數量關系。由于研究的角度方法不同且樣本區(qū)間選擇的不同以及建模的方法存在差異。因此，不同研究的結果并不一致，甚至存在較大差異。 隨著計算機技術的不斷推進和數學方法的不斷完善及創(chuàng)新，兩者之間關系的研究條件發(fā)生了較大的變化，為本文的撰寫提供了極其優(yōu)越的條件，使得本文能夠在前人工作

18、的基礎上就貨幣供給和物價之間的數量關系進行較深入的研究。本文擬運用協整理論和誤差修正模型(ECM)同時從長期和短期的角度探究貨幣供給增加和物價上漲之間的關系。通過協整理論，來揭示貨幣供給與物價穩(wěn)定之間的長期均衡關系，通過誤差修正模型揭示兩者之間的短期波動影響關系。 3 計量分析 3.1 研究思路與方法 本文是在貨幣供給視角下研究物價水平，擬運用協整理論和誤差修正模型(ECM)同時從長期和短期的角度探究貨幣供給增加和物價上漲之間的關系。通過協整理論，來揭示貨幣供給與物價穩(wěn)定之間的長期均衡關系，通過誤差修正模型揭示兩者之間的短期波動影響關系；但協整理論主要還是從長期說明貨幣供給與物價水平的

19、關系，沒有很好的表示短期兩者之間的影響。因此，通過建立VAR(2)模型利用脈沖響應函數（impulse response function,IRF）分析當貨幣供給增長率受到一個沖擊后對物價上漲率短期的影響,同時我們也可以得出滯后一定期間兩者之間的影響程度。 3.2 變量的選取 在我國，貨幣供應量一般劃分為三個層次：一是流通中的現金(M0)；二是M0加上企業(yè)單位的活期存款、農村存款和機關部隊存款，統(tǒng)稱為M1；三是M1加上企業(yè)單位定期存款、自籌基本建設存款、個人儲蓄存款和其他存款，統(tǒng)稱為M2。由此可見，M2基本上包括了所有的存款和現金，可代表著廣義貨幣量。而目前銀行存款和現金是我國資金的主要來

20、源，幾乎覆蓋了國民經濟的各個領域，因此，從宏觀經濟調控的角度來看，國家應該主要調控M2。又考慮使用增長率更能反映相對增加的幅度，因此本文選取M2增長率來代表貨幣供給增長率的指標。 對于物價水平指標的選取，本文考慮用GDP價格平減指數增長率來表示，而不選擇CPI增長率，原因是GDP價格平減指數的計算基礎比CPI廣泛得多，涉及全部商品和服務，除消費外，還包括生產資料和資本、進出口商品和勞務等。因此，這一指數能夠更加準確地反映一般物價水平走向，同時考慮在CPI的計算過程中存在一定的累計誤差。為了方便本文用WP來表示價格增長率。 3.3 數據來源 數據范圍從1980-2008年，數據來自《中國統(tǒng)

21、計年鑒(2009)》和《中國金融年鑒(2009)》并做適當的計算得到的。原始數據如表1所示： 表1 1980-2008年M2增長率與物價上漲率WP 年份 M2增長率(%) 物價上漲率(%) 年份 M2增長率(%) 物價上漲率(%) 1980 26.4 3.8 1995 29.5 13.7 1981 21.2 2.3 1996 25.3 6.4 1982 15.9 -0.3 1997 19.6 1.5 1983 18.7 1.0 1998 14.8 -0.9 1984 34.8 4.9 1999 14.7 -1.3

22、1985 25.4 10.2 2000 12.3 2.1 1986 29.3 4.8 2001 17.6 2.1 1987 24.0 5.2 2002 16.9 0.6 1988 21.2 12.1 2003 19.6 2.6 1989 18.3 8.5 2004 14.5 6.9 1990 28.0 5.8 2005 18.0 3.9 1991 26.5 6.8 2006 18.3 1.5 1992 31.3 8.2 2007 16.7 4.8 1993 37.3 15.1 2008 17

23、.2 5.6 1994 34.5 20.6 根據表1的數據在Eviews3.1軟件[3]中繪制這兩者的折線圖更能反映出其變動趨勢，如圖1所示： 圖1 M2增長率與物價上漲率的折線圖 從圖1可以看出，1980~2008年間貨幣供應量M2增長率與物價上漲率的波動狀況基本同步，而且兩者之差的變化情況也比較穩(wěn)定。同時做出貨幣供應量M2增長率與物價上漲率的交叉相關圖，如圖2所示： 圖2 貨幣供應量M2增長率與物價上漲率的交叉相關系數 由圖2可知物價上漲率WP與同期貨幣供應量M2增長率的相關系數以及和M2(-1)，M2(+1)即前期后期的貨幣供應量M2增長率的相關

24、系數都較高，因此可以認為貨幣供應量M2增長率與物價上漲率的波動基本一致。 由于協整理論要求序列是平穩(wěn)的，因此，下面對兩個序列進行單位根檢驗，本文主要運用ADF檢驗來判斷。 3.4 單位根檢驗 （1）ADF檢驗 若一個時間序列的均值或自協方差函數隨時間而改變，則該序列為非平穩(wěn)序列（即序列含有某種變動趨勢）。對于隨機過程，若，其中；為一穩(wěn)定過程，且，，這里，則稱該過程為單位根過程。 ADF檢驗(augmented Dickey-Fuller Test)方法通過在回歸方程右邊加入因變量的滯后差方項來控制高階序列相關 （1）

25、 （2） （3） 擴展定義將檢驗 （4） 也就是說原假設為：序列存在一個單位根；備擇假設為：不存在單位根序列可能還包含常數項和時間趨勢項。 (2)首先對貨幣供給增長率M2序列進行單位根檢驗，運用Eviews3.1軟件，得到的結果如表2所示： 表2 貨幣供給增長率M2序列與?M2的單位根檢驗 序列 趨勢類型* (C,T) 統(tǒng)計量 值 不同值下的臨界值 M2 O O -0.9027 -2.6501 -1.9534 -1.6098 M2 C O -2

26、.1816 -3.6892 -2.9719 -2.6251 M2 C T -3.0551 -4.3561 -3.5950 -3.2335 ?M2 O O -6.0858 -2.6534 -1.9539 -1.6096 ?M2 C O -5.9719 -3.6999 -2.9763 -2.6274 ?M2 C T -4.1717 -4.4163 -3.6220 -3.2486 *C表示常數項，T表示趨勢項，O表示模型中不含有該項，以下相同。 從表2得到，原M2序列在不含常數項和趨勢項的情況下，統(tǒng)計量均大于在不同顯著性水平下的臨界值

27、，在含有常數項，不含趨勢項的情況下，統(tǒng)計量也是均大于相應的臨界值，同理在含有常數項和趨勢項的情況下，統(tǒng)計量均是大于在不同顯著性水平下的臨界值，從而判斷原M2序列是非平穩(wěn)的，存在一個單位根，因此需要對其進行一階差分處理，對其進行一階差分后，得到相應的?M2序列，該序列在不含常數項和趨勢項的情況下，統(tǒng)計量均小于在不同顯著性水平下的臨界值，在含有常數項，不含趨勢項的情況下，也在所有給定的顯著性水平情況下，其統(tǒng)計量小于相應的臨界值，而在含有常數項和趨勢項的情況下，在顯著性水平的情況下，其統(tǒng)計量小于相應的臨界值，從而可以在顯著性水平取的情況下判斷一階差分后的?M2序列是平穩(wěn)的。用符號表示為：M2~I(1

28、)，?M2~I(0)。 (3)下面對物價上漲率WP序列進行單位根檢驗，檢驗結果如表3所示： 表3 物價上漲率WP序列與?WP的單位根檢驗 序列 趨勢類型* (C,T) 統(tǒng)計量 值 不同值下的臨界值 WP O O -1.3483 -2.6501 -1.9534 -1.6098 WP C O -2.9668 -3.6699 -2.9763 -2.6274 WP C T -3.0179 -4.3393 -3.5875 -3.2292 ?WP O O -3.5195 -2.6649 -1.9557 -1.6088 ?

29、WP C O -3.4287 -3.7379 -2.9919 -2.6335 ?WP C T -3.3809 -4.3943 -3.6122 -3.2431 從上表得到，原WP序列在不含常數項和趨勢項的情況下，統(tǒng)計量均大于在不同顯著性水平下的臨界值，因此在給定的顯著性水平下原序列WP非平穩(wěn)；在含有常數項，不含趨勢項的情況下，以及在含有常數項和趨勢項的情況下，和在不含常數項和趨勢項的情況下的結果是一樣的，從而可以在顯著性水平取的情況下判斷原WP序列是非平穩(wěn)的，存在一個單位根，因此需要對其進行一階差分處理，對其進行一階差分后，得到相應的?WP序列，在不含常數項和趨勢項的

30、情況下，統(tǒng)計量均小于在不同顯著性水平下的臨界值，在含有常數項，不含趨勢項的情況下，統(tǒng)計量均小于5%顯著性水平下的臨界值；在含有常數項和趨勢項的情況下，統(tǒng)計量小于10%顯著性水平下的臨界值，從而可以判斷一階差分后的?WP序列是平穩(wěn)的。用符號表示為：WP~I(1)，?WP~I(0)。 3.5 協整檢驗 基本思路：若變量是協整的，則表明變量間存在長期的穩(wěn)定關系，而這種長期的穩(wěn)定關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持。本文主要采用EG法來做協整檢驗，根據前面的單位根檢驗結果看出，M2~I(1)以及WP~I(1)，滿足做協整檢驗的前提，于是先對這兩個變量之間做簡單的回歸分析，保存其殘差序列，對殘差

31、序列進行單位根檢驗，結果如下表所示： 表4 殘差序列的單位根檢驗 序列 趨勢類型* (C,T) 統(tǒng)計量 值 不同值下的臨界值 O O -3.8284 -2.6534 1.9539 -1.6096 C O -3.7487 -3.6999 -2.9763 -2.6274 C T -3.8204 -4.3393 -3.5875 -3.2292 從上表可看出，在不含常數項和趨勢項的情況下，統(tǒng)計量均小于在不同顯著性水平下的臨界值，均是拒絕原假設，從而認為其殘差序列是平穩(wěn)的，即物價上漲率序列和貨幣供給增長率序列之間滿足協整關系。而

32、對于含有常數項，不含趨勢項或都含有常數項和趨勢項的情況下可以不加以考慮，因為殘差序列是以0為中心上下波動的，因此可以根據在不含常數項和趨勢項的情況下判斷殘差序列是平穩(wěn)的，從而認為物價上漲率序列和貨幣供給增長率序列之間滿足協整關系。 協整理論表明，兩個服從I(1)的時間序列之間的協整關系往往作為它們之間存在長期均衡關系的證據。另外，建立誤差修正模型也可以消除非平穩(wěn)序列作回歸分析時帶來的偽回歸問題，從而使模型得到的結論更加真實，更加符合現實的經濟現象。 為了進一步研究貨幣供給增長率與物價上漲率之間的數量關系，再利用Eviews3.1軟件進行回歸分析，得到回歸結果： WP = -5.8961

33、 + 0.5086M2 （5） (-2.4281) (4.8854) R2=0.4692 F=23.8672 DW=1.4626 由此可看出，t統(tǒng)計量基本都通過了檢驗，回歸方程的系數為正(0.5086)，說明物價上漲率與貨幣增長率之間有較為明顯的正相關關系。但是，可以清楚的看到當M2=0時，物價上漲率為-5.8961%，即在貨幣供給保持上年的規(guī)模下，年物價上漲率將會呈現負增長的速度，而且模型的擬合優(yōu)度R2=0.4692也比較小，說明擬合的效果不好。導致上述原因主要是因為沒有考慮其他影響物價的因素，但本文考察的是貨幣

34、供給對物價的影響，可認為模型可以得到了較好的解釋。 3.6 Granger因果檢驗 對變量進行Granger因果檢驗前一般先檢驗兩者的平穩(wěn)性，只有兩個平穩(wěn)的變量或協整的變量才可以進行Granger因果檢驗。對于不平穩(wěn)的變量要對其進行適當變換，如進行差分變換等，使其滿足平穩(wěn)性條件再進行Granger因果檢驗。 Granger因果關系檢驗的思路是：如果兩個經濟變量與，在同時包含過去與信息的條件下，對的預測效果比只單獨由的過去信息對的預測效果更好，即變有助于變預測精度的改善，則認為對存在Granger因果關系。檢驗是否為引起變化的原因的過程如下。首先，檢驗“不是引起變化的原因”的原假設，對下面

35、兩個模型進行估計： 無約束模型： （6） 有約束模型： （7） 然后檢驗“不是引起變化的原因”的原假設，交換與，做同樣的回歸估計，檢驗的滯后項是不是顯著的不為零。要得到是引起變化的結論，我們必須拒絕“不是引起變化的原因”的原假設，同時接受“是引起變化的原因”的備擇假設。 Granger因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量

36、如果受到其他變量的影響，則稱它們具有Granger因果關系。 由前面的單位根檢驗和協整檢驗可知，M2、WP序列是滿足協整關系的，可以對其進行Granger因果關系檢驗，但是又由于Granger因果關系檢驗容易受到滯后期大小的影響，從而本文選取滯后期為1期、2期和3期進行檢驗，檢驗結果如下表所示： 表5 M2與WP的Granger因果關系檢驗 滯后期 原假設 F統(tǒng)計量 相伴概率P lag=1 物價上漲不是貨幣供給增長的Granger原因 0.9340 0.3431 貨幣供給的增長不是物價上漲的Granger原因 7.8465 0.0097 lag=2 物價上漲不是貨

37、幣供給增長的Granger原因 0.5935 0.5610 貨幣供給的增長不是物價上漲的Granger原因 9.5138 0.0013 lag=3 物價上漲不是貨幣供給增長的Granger原因 0.3293 0.8042 貨幣供給的增長不是物價上漲的Granger原因 5.7659 0.0056 從上述結果看出，在顯著性水平的情況下，無論是滯后1階、2階還是3階，原假設貨幣供給的增長不是導致物價上漲的原因被拒絕，物價上漲不是導致貨幣供給增長的原因卻沒有被拒絕，說明貨幣供給的增長是導致物價上漲的原因，而物價上漲不是導致貨幣供給增長的原因。因此適當的貨幣供給是保證物價水平

38、穩(wěn)定的重要條件，但是要使兩者保持一個相對穩(wěn)定的狀態(tài)，既不可盲目過多地發(fā)行貨幣，也不可大幅度地減少貨幣供給，這樣都有礙于經濟的發(fā)展。 3.7 誤差修正模型 誤差修正模型是有協整關系的一階單整時間序列I(1)之間包含的、一個反映長期均衡對短期波動影響的“誤差修正機制”的、特定形式的差分方程模型。 假定：且具有協整關系，則， 其殘差將上式兩邊同減則 ，其中， 所以此方程即為ECM。 該模型意味著，被解釋變量y的短期波動可以由解釋變量x的短期波動和兩個變量長期均衡的偏差(誤差)兩部分來解釋。 反映序列在上一期的誤差，它是平穩(wěn)的，亦稱為均衡誤差，可以用ecm表示，當時，使減少，

39、當時，使增加，這反映了均衡誤差對序列變化的控制。 上述的單位根檢驗、協整檢驗，包括Granger因果關系檢驗都是從定性的角度來說明貨幣供給與物價水平之間的關系，其結論是：貨幣供給的增長是導致物價上漲的原因，而物價上漲不是導致貨幣供給增長的原因。但貨幣供給增長1%時可以使物價上漲多少，以及貨幣供給的短期波動和長期波動又會給物價水平帶來什么樣的影響，物價水平除了取決于貨幣供給之外，會不會受到自身前期值的影響，會受多大影響等本文還沒有給予定量的描述，下面通過建立誤差修正模型從定量的角度來描述貨幣供給與物價水平之間的數量關系。 通過觀察M2與WP序列的自相關系數和偏相關系數，發(fā)現本期的WP除了受到

40、本期的M2影響外，還受到自身前一期和前兩期，即和的影響，另外還有前一期的M2影響，即M2的影響。通過對回歸參數中的赤池信息準則(AIC)的判斷也得出上述的結論，具體數值如表6所示： 表6 滯后期的判斷 滯后期(a,b) R2(調整后的R2值) DW值 AIC值 (0,0) 0.4586 1.4958 5.6341 (1,0) 0.6068 1.8840 5.3885 (0,1) 0.6028 1.0700 5.3984 (1,1) 0.6371 1.3610 5.3416 (2,1) 0.7538 1.6585 5.0163 (3,1) 0

41、.7494 1.7040 5.0557 (1,2) 0.6787 1.6213 5.2824 (2,2) 0.7495 1.7336 5.0626 (3,2) 0.7440 1.7951 5.1030 (1,3) 0.6574 1.4708 5.3682 (2,3) 0.7420 1.8386 5.1110 (3,3) 0.7350 1.9091 5.1602 注：a表示物價上漲率WP的滯后期，b表示貨幣供給增長率M2的滯后期。由于滯后3期以后，M2(-2)，M2(-3)，WP(-3)在回歸中已經通不過t檢驗，所以滯后期只取到3期。 從表

42、6可以看出在物價上漲率WP滯后2期，貨幣供給增長率M2滯后1期時，AIC值最小，為5.0163。因此建立ARDL(2,1)的誤差修正模型，過程如下： 設立模型最初形式為： 經過差分變換得到誤差修正模型為： 令，即得到ARDL(2,1)的誤差修正模型的具體方程為： 通過Eviews3.1軟件，得到其回歸系數為： 從而估算得到ARDL(2,1)的誤差修正模型的方程為： 與用Eviews3.1軟件回歸得到的方程很接近，結果為： (-5.3755) (1.8361) (-5.9159) (3.2902) R2=0.6556

43、 DW=1.6585 F=12.6907 從方程中可以看出，基本上都通過了t檢驗，只有沒有通過，但也近似于通過了t檢驗，只要顯著性水平取大于0.0813時就可以了。另外F檢驗也通過了，說明該方程是顯著的，并且DW統(tǒng)計量為1.6585，在顯著性水平的情況下，，，即

44、長期均衡，根據模型參數的估計量，短期貨幣供給的變化將引起物價水平的同方向變動，而且前一期的短期物價上漲率的變化也將引起本期物價上漲率的同方向變化。如果貨幣供給增長1%，將會引起物價上漲0.1771%；前一期的物價水平上漲1%，將會引起本期物價上漲0.4637%。該結果表明貨幣供給的短期變化以及前一期的物價上漲率的短期變化的確對本期的物價上漲率有顯著影響，而誤差修正項的系數的大小反映了對長期均衡的調整力度，模型表明物價上漲率的實際值和其長期的均衡值的修正速度達到89.54%，即從長期來看，二者仍可以長期保持穩(wěn)定的關系。 3.8 脈沖響應函數 3.8.1建立VAR模型 （1）協整檢驗 由于

45、變量的差分都通過了平穩(wěn)性檢驗，但為了建立VAR模型，還需要檢驗因變量和自變量的協整關系。本文使用的是JJ(Johansen and Juselius)法進行協整檢驗。記它們的差分項為?WP，?M2，對?WP，?M2進行協整檢驗，具體結果見圖3。 圖3 ?WP，?M2進行協整檢驗 注：*說明在5%的概率水平上拒絕原假設 圖3反映，特征根跡統(tǒng)計量都大于5%的臨界值，所以在5%的顯著水平上拒絕原假設，即一階差分?WP 和?M2存在協整關系。這樣，本文可用?WP，?M2來建立VAR模型。 由于各時間序列都通過了單位根檢驗和協整檢驗，我們可以運用這些平穩(wěn)序列來建立一個VAR模型并得出

46、脈沖響應函數的圖像，目的是為了分析研究貨幣供給增長率比重對物價水平上漲率的短期影響和長期影響及其貢獻度，根據以上通過檢驗的數據，利用VAR（2）模型對?WP 和?M2之間的關系進行實證研究。 在建立VAR的過程中，為了確定合理的滯后項，必須進行VAR模型滯后結構檢驗，本文運用滯后長度標準（Lag Length Criteria）來確定合適的之后長度，首先選擇盡可能大的滯后階數3，得到如下圖4的結果： 圖4 VAR模型滯后階數確定 注：*表示從每一列標準中選的滯后階數 由圖4可知滯后項應該取2，因此，我們通過Eviews6.0軟件可以得到VAR模型如下: 3.8.2脈沖響

47、應函數分析 為了進一步分析貨幣供給增長率發(fā)生自發(fā)性擾動時，對物價上漲率的影響，就需要在建立VAR模型的基礎上，利用脈沖響應分析，來了解貨幣供給增長率受到短暫的沖擊后對物價上漲率的反應形態(tài)（如正向或負向等）及其大小。具體結果見下圖5，后面的圖6、7分別給出了它們的動態(tài)軌跡。 圖5 ?M2變化對?WP變化反應的大小 圖6 ?WP變化對自身變化的動態(tài)反應軌跡 圖7 ?M2變化對?WP變化的動態(tài)反應軌跡 從建立的VAR(2)模型得到關于物價上漲率的脈沖響應函數圖。上圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(單位：年)，縱軸表示物價上漲率變化，實線表示脈沖響應函數，代表了物

48、價上漲率對相應的貨幣供給增長率變化沖擊的反應，虛線表示正負兩倍標準差離帶。從圖6可看出物價上漲率變化?WP受本期的影響較大，到第二期變?yōu)?，之后對自身變化的變得穩(wěn)定。這與我們現實生活是一致的。從圖7中可以看出，當本期給貨幣供給增長率一個正的沖擊后，到第2期時達到最大，到第3期時影響將為0，之后到第4期時對物價上漲率的負影響達到最大，再之后對物價上漲率的影響開始幾乎穩(wěn)定，即貨幣供給增長率變化會在5期后對物價上漲率變化的影響達到穩(wěn)定。從以上的分析我們知道貨幣供給增長率變化不是立即對物價變化產生影響，而是滯后一定的時期后才對物價變化產生影響，滯后時期到一定長度后，貨幣供給增長率變化對物價變化的影響程

49、度變得微乎可微，這和我們實踐生活是相應的。綜上所說，由于市場化程度，國家的貨幣政策等方面的原因，使得其他對貨幣供給的外部沖擊會通過市場從而帶來對物價不同程度的影響，因此，政府可以利用這種現象，制定正確的貨幣政策及正確應對預防通貨膨脹的宏觀政策。 4 結論及政策建議 本文以我國1980~2008年的統(tǒng)計數據為基礎，采用單位根檢驗、協整分析、Granger因果檢驗、誤差修正模型來考察貨幣供給增長率與物價上漲率之間的關系，得到以下的結論： 從長期來看，我國貨幣供給量增長率與物價上漲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

50、的影響最終在價格水平上體現出來。由最簡單的回歸方程可以看出，貨幣供給量增長率對于物價上漲率的乘數為0.5086，由此可以看出貨幣變量長期中性的特征仍然明顯。 由Granger因果關系檢驗可以知道，貨幣供給的增長是導致物價上漲的Granger原因，這與貨幣數量論的思想基本一致，同時貨幣供給的增長不能歸因于物價的上漲。通過Granger因果檢驗，可知雖然貨幣供應量作為中介目標是合理的但是其效率偏低.貨幣供蛤與產出和物價的相關性在下降，貨幣供給并不是經濟增長的根本原因。從我國近幾年的經濟實踐中可以看出，在我國長達5年的通貨緊縮期的時期內，雖然各層次貨幣供應量不斷上升，但是經濟增幅并不明顯，許多商品

51、供大于求，物價趨于負指數，企業(yè)虧損面較大，有的金融機構出現支付困難等情況這都說明了我國的宏觀調控貨幣政策不是很好。 誤差修正模型的估計結果顯示了貨幣供應量增長率與物價上漲率之間的短期動態(tài)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(wěn)定關系，原因是貨幣供給量增長率的誤差修正速度較大，為-0.8954。值得注意的是，上一期物價的上漲與本期的物價上漲存在著正相關性，表明某一時期的物價上漲率會影響下一期的物價上漲率。物價上漲率是比較穩(wěn)定的，一旦形成就將持續(xù)一段時期，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。 在建立VAR(2)模型的基礎上，利

52、用脈沖響應函數分析得出當本期給貨幣供給增長率一個正的沖擊后，到第2期時達到最大，到第3期時影響將為0，之后到第4期時對物價上漲率的負影響達到最大，再之后對物價上漲率的影響開始幾乎穩(wěn)定，即貨幣供給增長率變化會在5期后對物價上漲率變化的影響達到穩(wěn)定。 從實證結果來看，我國的物價上漲仍是貨幣現象，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，因此在預防物價上漲率過高時采用緊縮的貨幣政策是可行的。另外，貨幣供給的增長與物價的上漲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(fā)展，儲蓄存款以及其

53、他存款轉化為現金的流動性有所增強，使得貨幣的流動性差別大大減小。 參考文獻 [1] 任碧云.《貨幣資金與經濟協調運行研究》[M].北京:中國財政經濟出版社.2005. [2] 高鐵梅.《計量經濟分析方法與建?！穂M].北京:清華大學出版社.2006. [3] 易丹輝.《數據分析與Eviews3.1應用》[M].北京:中國統(tǒng)計出版社.2002.10. [4] 趙衛(wèi)亞.《計量經濟學教程》[M].上海:上海財經大學出版社.2003.8. [5] 孫敬水.《計量經濟學》[M].北京:清華大學出版社.2004.9. [6] 李子奈.《計量經濟學》[M].北京：高等教育出版社，2000

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