货币供给和CPI关系的实证分析

内容摘要：本文首先通过费雪方程式，分析得出CPI的变化取决于货币数量的变化。再通过对2009年1月至2012年12月这段相对稳定期间的实证研究，论证了我国的货币供给变化率和CPI变化率的关系，得出在此期间M1变化率和CPI变化率之间存在正相关，而M0和M2的变化率则与CPI变化率不存在正相关的结论。

关键词：费雪方程式 货币供给 CPI 相关性分析

理论背景

通货膨胀与货币供应量之间的关系理论来源于古典货币需求理论的费雪方程式 （又称交易方程式），这是计算经济中货币流通量的方程式，其公式如下：

（1）

式中，P为价格水平或价格指数；M为流通中的货币数量；Y为一国的实际国民收入或实际产出水平；P和Y的乘积PY实际上是名义产出水平。V为货币的流通速度，V是由一些“如公众的支付习惯，使用信用范围的大小，交通和通讯的方便与否等制度上的因素”决定的，而这些因素在短期内不会有大的变化，因而在短期内不会迅速变化。

另外，我们用生产函数理论来说明产出Y。简化的生产函数为

（2）

其中，K表示资本量，L表示劳动量，技术水平包含在表达式中，而且生产在技术上是有效率的，即资源得到充分利用。由此，生产要素K和L以及生产函数决定了实际产出水平。

联立方程，可以看出，当我们假设V不变时，货币数量M和名义产出水平是成比例的，当生产要素K和L既定时，实际产出水平Y既定，此时，我们可以看出M和价格水平P之间的关系，即货币数量决定了实际产出的价格水平。

当我们对两边分别取对数对时间求导，得到

（lnM）/M+（lnV）/V=（lnP）/P+（lnY）/Y （3）

即M变动的百分比+V变动的百分比等于P变动的百分比+Y变动的百分比，我们假设V不变，产出水平Y取决于生产要素的增长和技术进步，我们把它看作给定的，这种分析告诉我们，CPI或物价水平的变化取决于货币数量的变化。

需要指出的是，上面的结论货币数量决定了价格水平是以货币数量的变动不影响实际产出为前提条件的。

数据搜集及处理

根据中国人民银行在IMF中提供的《货币与金融统计手册》（1997年修订版）显示，我国最新的货币统计口径如下：M0―流通中现金；M1―狭义货币：M0+可转让本币存款和在国内可直接支付的外币存款；M2―狭义货币和准货币：M1+在一定期限内的（三个月到一年之间）单位定期存款和储蓄存款+外汇存款+CD；M3―广义货币：M1+外汇定期存款+商业票据+互助金存款+旅行支票。我国从1994年第3季度开始公布M0、M1、M2的指标，目前暂不测算M3。

利率是反映经济运行的重要指标，为了更好理解货币供给和CPI的关系，在此整理了1996年至2012年存款定期整存整取利率。在2002年2月21日一年定期存款利率降到近16年历史的最低点1.98%，在2002年之前，利率的起伏波动很不稳定，这在一定程度上也反映了经济波动不稳定。从2002年2月21日以后利率变化呈现稳定逐步上升趋势，这在一定程度上表明了国家宏观调控政策趋于稳定并走向成熟。为了更好地反映实际经济运行情况，剔除了最低点，以2005年1月1日作为本研究的时间起始点，截至到2012年7月，把相关数据用图形表示如图1。

本文所选取的的增速均为同比增速。M0，M1，M2来源于中国人民银行网站， CPI数据来源于国家统计局。根据图2所示，流通中现金M0的波动幅度比较大， 2007年1月M0比2006年1月M0下降5%，对应的增速为-5%； 2008年1月M0比2007年1月M0增加31%，因而2008年1月M0的增速为31%。值得注意的是，当流通中现金M0波动比较大时，对应的价格指数呈现稳定状态。说明现钞发行变化率较大时，对该时期的价格指数的变化并没有显著性影响。M2和M1的变化率此起彼伏，总体呈现稳定状态。大体而言，货币供给呈10%-15%的增长率，无论如何，货币供给的增长和价格指数的变化呈现一种稳定的状态。

从2005年1月至2012年7月货币供给变化和CPI变化率的关系如图2所示，从图2可以看出，CPI增长率和M1及M2增长率整体上呈现对称性，即CPI的变化和货币的变化情况大致是一致的，货币供应量大的年份，CPI相应的要高些，但两者不是同步变化的，一般是货币发行量高的年份的次年，CPI才高涨起来，从货币发行到CPI的上涨有一个过程，也即通常我们讲的时滞效应。这说明，经济运行中价格传导机制具有一定的粘性。

相关性分析

因为2009全球爆发了金融危机，对全国的经济影响非常大，M1、M2的波动幅度比较大，因此本文节选取2009年1月-2012年12月份的数据。之所以选择此期间，主要是考虑在一个相对稳定的环境中，研究货币供给和价格指数间的相关性，可能更具普遍意义。分析软件为SAS 9.2。

M0和CPI的相关性检验。M0变化率和CPI变化率的相关性分析如表1、表2。由表2为Spearman 相关系数矩阵。上一行为相关系数，相关系数r=0.25141，即它们之间是低相关。下一行为P值，是当H0：Rho=0时，Prob>|r|，即检验“相关系数Rho为0”时的显著性概率。此次，绝对不相关的概率为0.0848，说明在=0.05的水平下，回归方程不具有显著意义。

M1和CPI的相关性检验。M1变化率和CPI变化率的相关性分析如表3、表4。由表4的Spearman 相关系数矩阵得出，相关系数r=0.49589，即相关系数很低。P值为0.0003，，绝对不相关的概率为0.0003。说明在=0.05的水平下，回归方程具有显著意义，M1和CPI间存在中等强度的正相关性。

M3和CPI的相关性检验。M2变化率和CPI变化率的相关性分析如表5、表6。由表6的Spearman 相关系数矩阵得出，相关系数r=0.05484，即低相关性。P值0.7112，此次，绝对不相关的概率很小。说明在=0.05的水平下，回归方程不具有显著意义。

我国超额货币供给与CPI上涨的实证分析

在连续的超额货币供给的情况下，我国的物价水平 CPI 指数并未出现大幅度的上涨，1998-2002 年 CPI 价格指数一度负增长，2003年达为1.2，到了2007年8月份达到6.5。通常超额的货币供给只能通过投资由两个渠道吸收，一个是在商品市场上，另一个是在资产市场上。过量的货币供给通过投资渠道分别进入到商品市场和资产市场，一方面推高固定资产投资，造成生产资料商品价格走高，通过价格传导机制引发通货膨胀；另一方面推高了资产价格的上升，较多的资金追逐较少的资产时，资产价格的非理性上涨即不可避免。而且资产价格的上涨会通过财富效应等推动商品市场价格的上涨，引发通货膨胀。

伴随着我国房地产价格和股票价格的大幅度上升，我国的通货膨胀率并不高，中国货币供应量增长远远超过经济增长率，且财政收入占 GDP 的比率不断下降，但却成功地抑制住了通货膨胀的势头。这一方面是由于资产价格的上涨吸纳了超额的货币供给，另一方面，由于超额的货币供给，使得我国的利率水平一直处于低位，企业的融资成本低，固定资产投资过度增长，一定程度上缓解了上游价格上涨。

虽然四种价格指数的波动方向一致，但价格波动间的的差距从 2003年起成逐步扩大的态势，即原材料、燃料、动力价格的持续上涨并没有完全传递到最终消费价格中。究其原因，我们认为，货币超额供给下的低利率是导致价格传导梗阻的主要原因。一旦贷款利率低于上游商品价格涨幅，对企业而言，借入资金是低成本的发展方式，资金低成本可以弥补上游商品购进的高成本，由此确保其在市场上的存在，并持续以低的最终商品价格实施竞争。

同时，从1998年开始，房地产价格和股票市场为代表的资产价格在经历了大幅度上涨之后，房地产价格从2004年起上涨速度放缓，股票市场在经历了2006、2007年的牛市行情后，下跌严重。在虚拟市场收益率降低情况下，超额货币供给必然会进入商品市场。伴随着一系列宏观调控政策的出台，尤其是央行的调高利率和准备金率，企业借款成本提高，能源、粮食等原材料价格持续上涨，企业压力增大，我国的消费品价格指数出现了加速上涨的态势。2009 年8月涨幅一度达到了6.5%，此后一直保持在 6%以上（见图 3），正在应验长期内货币供应量的增加将最终导致CPI上升的实证结论。

结论

根据上述分析，M0、M2变化率和CPI变化率不相关，M1变化率和CPI变化率存在正相关。表明CPI的变化和活期存款的变化密切相关，而和现钞发行量的变化以及定期存款的变化的相关性不明显。因而，可以得到如下结论：一年期定期存款利率不宜较大波动，目前的一年期定期存款利率比较合理，应继续平稳保持下去；从宏观角度上，国家应该重点关注活期存款的变化，从而达到宏观调控CPI，防范恶性通胀；三是从微观角度上，个人活期存款的明显变化，也表明消费的明显变化，对于CPI的变化起到一定的微观作用。

参考文献：

1.万解秋，徐涛.货币供给的内生性与货币政策的效率[J].经济研究，2001（3）

2.冯春平.货币供给对产出与价格影响的变动性[J].金融研究，2002（7）

3.马龙，刘澜飚.货币供给冲击是影响我国农产品价格上涨的重要原因吗[J].经济学动态，2010（9）

4.朱慧明，张钰.基于ECM模型的货币供给量与通货膨胀关系研究[J].管理科学， 2006.18（5）

5.郭明星，刘金全，刘志刚.我国货币供给增长率与国内产出增长率之间的影响关系检验―来自 MS―VECM 模型的新证据[J].数量经济技术经济研究，2005.22（5）