期货日报/2009年/8月/26日/第008版
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货币供应与通货膨胀的关系研究
广发期货有限公司邹功达博士华南理工大学孙坚强博士
引言
从货币主义理论的角度看，通货膨胀本质上是一种货币现象，是货币供应与货币需求内在作用的结果。在货币需求相对稳定的假设下，通货膨胀是由货币的超额供应所导致的，货币供应量增长是通货膨胀的主要原因。当然，货币的发行供应机制、货币供应到通货膨胀的传导机制，以及传导过程均受到各种经济因素的影响。因此，货币供应与通货膨胀不仅存在长期均衡影响关系，也存在短期的动态影响关系。
对于我国货币供应与通货膨胀关系的研究，学者们一直意见分歧。Chow发现，1952年-1983年期间货币供应与通货膨胀存在明显的正相关性，他认为中国的通货膨胀行为可由货币数量理论来解释。Hasan.也根据1952年-1993的样本数据得出与Chow相同的结论。但Peebles 认为，价格因素在中国特殊的经济结构中，并不能自由变动调整，货币数量理论解释中国货币、收入和价格的关系缺乏合理性。王少平以格兰杰因果检验方法，实证检验1978年-1994年的样本，认为货币的过量发行是中国通货膨胀的基本原因。李军实证发现，货币供应与通货膨胀不存在短期水平的正向关系，但在5年的相对长期水平上表现出正向关系。刘金全、张文刚和刘兆波研究发现，货币供应增长率与通货膨胀率存在长期的均衡关系，同时存在短期的误差修正机制。刘霖和靳云汇对1978年-2003年的数据实证检验，未能发现长期内货币供应增长影响通货膨胀的证据。他们的实证支持了易纲的论述，易纲发现，1979年-1984年期间，中国货币供应增长率远大于通货膨胀率和经济增长率之和，他认为可以用中国经济的货币化进程来解释这一现象，经济“新”货币化的部分消耗了货币的“新”供给部分。朱慧明和张钰以ECM模型进行检验，发现不同层次的货币供应量增长率与通货膨胀存在协整关系，M2对通货膨胀的解释力最强。
本文将从长期均衡影响和短期动态影响的角度，综合分析我国货币供应量与通货膨胀的关系。
货币供应与通货膨胀的长期影响关系
一、货币供应与通货膨胀长期关系的数据表现
自1984年中央银行开始运作，我国货币供应机制发生质的变化，逐步形成以基础货币和乘数为特征的货币供应机制，货币供应量等于基础货币乘以货币乘数。基础货币的变化是中央银行资产运用的结果，中央银行资产的增加，或是流通领域现金量增长，或是商业银行存款准备金增长，或者两者同时变化，从而引起基础货币的增加。因此，本文将从1985开始分析1985年-2009年期间我国货币供应与通货膨胀的长期影响关系。从1985年-2009年的年度数据分析，可以发现:
第一，货币供应量M2、M1的增长与通货膨胀率呈现正相关关系。
图1给出了以商品零售价格指数(RPI)度量的通货膨胀率与M2增长率的散点图。M2又称为广义货币，在我国目前的金融统计中是一个较为全面的货币供应量指标。从数据点的分布来看，尽管数据分布较为离散，但M2增长率与通货膨胀率表现出一定的正相关性，高货币供应倾向于对应高的通货膨胀率。从图2通货膨胀率与M2增长率折线图来看，在1994年之前，货币供应M2与通货膨胀并没有一致的步调，但自1994年之后，货币供应M2增长率与通货膨胀率呈现较为一致的步调。我国在1993年进行了金融体制改革，货币供应量的统计口径在
1993年之前是国家银行与农村信用社的口径，1994年10月27日央行明确了M0、M1、M2的统计口径:M0=流通中的现金(货币供应量统计机构之外的现金发行)；M1=M0+企业存款(扣除单位定期存款和自筹基建存款)+机关团体存款和农村存款+信用卡类存款；M2=M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款(单位定期存款和自筹基建存款)+外币存款+信托类存款。此外，1994年之前，中央银行货币政策主要采用直接调控手段，货币政策的类型表现为扩张型与紧缩型政策循环交替，在1994年之后，央行开始逐渐采用间接调控的手段。因此，1994年开始，货币供应量M2与通货膨胀呈现更明显的正向相关性。
图3给出了通货膨胀率与货币供应量M1增长率的散点图。M1又称为狭义货币，由于金融创新，不同形式的金融资产可替代性增强，M1与物价水平(通货膨胀率)和经济增长的关系不如M2与两者的关系清晰。图3的数据分布比图1更为离散，但M1增长率与通货膨胀率亦呈现正相关性。1994年之后，M1增长率与通货膨胀率表现出更一致的步调，如图4所示。
进一步采用Friedman和Schwarz的数据处理方法，以5年为周期，计算货币供应的平均增长率和通货膨胀率，从更长期的水平分析两者的关系。图5的数据显示，M2层次的货币供应与通货膨胀表现出更明显的正向关系，具体数据见表1。2000年-2004年，以RPI度量的通货膨胀率平均为0.2%，M2增长率平均为162%；2005年-2008年，通货膨胀率平均为2.9%，M2增长率平均为16.9%；1995年-1999年，通货膨胀率平均为3.2%，M2增长率平均为20.8%。1994年之后的数据表现出正向的相关关系，高货币供应增长率导致高通货膨胀率。尽管1994年之前的两个子时区:1985年-1989年和1990年-1994年，通货膨胀率与M2增长率表现出负相关，但在5年平均的长期水平上，M2增长率与通货膨胀率的相关系数高达0.7459。M1增长率与通货膨胀率表现出类似的特征，如图6所示，但两者的相关性较弱。5年平均的长期水平上，M1增长率与通货膨胀率的相关系数为0.4271。
第二，1985年-1995年期间，货币供应M2、M1增长率对通货膨胀产生影响的时滞一般为1-2年。
上表给出了1985年-2008年以RPI度量的通货膨胀率和M2、M1增长率。1985年-1995年，我国价格经历了两次大幅度涨落。第一次是1988年和1989年，通货膨胀率分别达到了18.5%和17.8%。通货膨胀发生的前两年，1986年的M2、M1增长率分别达到29.27%、28.0%的高位，1987年的M2、M1增长率分别为24.22%和16.22%。1986年和1987年的高货币供应没有导致当年的价格水平上涨，但滞后两年或一年，导致了通货膨胀率的上升。1988年的货币供应尽管有所降低，但持续的高货币供应，继续促使1989年出现高通货膨胀率。第二次是1994年和1995年，通货膨胀率分别高达21.7%和14.8%。1994年通货膨胀之前的1992年M2增长率高达31.3%，M1增长率高达35.9%。1995年通货膨胀之前的1994年，M2增长率为34.5%，M1增长率26.2%。1992年-1995年各层次货币供应均保持较高的增长率。
第三，1996年-2008年，货币供应M2、M1增长率对通货膨胀产生影响的时滞一般在1年以内。
我国从1996年正式将货币供应量作为货币政策的中介目标，并在1996年实现经济“软着陆”后，宏观经济运行发生了较大变化。从1996年-2008年的数据来看，M2和M1增长率与通货膨胀表现出较一致的发展趋势。平均来说，较高的货币供应增长率对应当年较高的通货膨胀率，两个货币供应层次M2和M1增长率对通货膨胀率产生影响的时滞一般在1年以内。
二、货币供应与通货膨胀长期关系的理论基础
货币数量理论为货币供应与通货膨胀的长期均衡关系提供了理论分析的基础框架。这一框架的核心可以概括为如下的货币数量方程:
(1)MV=PY
其中，M表示货币供应量，V表示货币流通速度，P为价格水平，Y为以实物计算的实际产出水平。方程的右侧PY实际上是名义产出水平。对方程两边取自然对数，再进行微分，可
以得到:
(2)dM/M+dV/V=dP/P+dY/Y
上式中，各项分别表示该经济变量的增长率。经济学分析中，通常假设货币流通速度不变，即dV/V=0，那么(2)式意味着:在货币流通速度不变的假设下，货币数量的增长率表现为实际产出水平的增长率和通货膨胀率之和。货币数量理论分析的另一个重要基础是，货币在长期水平上是中性的，即货币作为名义经济变量，不会影响如实际产出的真实经济变量。短期内，价格是刚性的，产出往往不是根据实际生产能力(生产函数)决定，而是根据供求的水平和均衡状态决定，因此，产出与价格相关。长期内，价格是灵活的，经济趋向于充分就业，产出水平完全由非货币因素(要素水平、生产技术等)所决定。因此，长期来看，货币供应量的增长率水平(dM/M)决定了通货膨胀的水平(dP/P)，两者在长期保持均衡关系。
三、货币供应与通货膨胀长期关系的实证检验
本文进一步采用协整检验的方法考察货币供应与通货膨胀的长期关系。同阶单整的时间序列，如果它们某种线性组合是平稳的，则称这些变量存在协整关系，表明这些经济变量之间存在长期稳定的均衡关系。目前，广泛采用的检验方法是Engle和Granger检验方法。
首先检验通货膨胀率、货币供应量M2、M1增长率的平稳性。ADF和PP检验的结果如下:
根据ADF检验结果，M2和M1增长率在5%的置信水平上无法拒绝单位根过程，以RPI 度量的通货膨胀率在1%的置信水平上无法拒绝单位根过程；根据PP的检验结果，通货膨胀率和货币供应量M2和M1增长率在5%的置信水平上均无法拒绝单位根过程。对这三个时间序列进行一阶差分，再进行单位根检验，检验结果如表3的B栏。ADF和PP检验的结果显示，通货膨胀率和货币供应量M2、M1增长率的一阶差分在1%置信水平上拒绝单位根过程，表明一阶差分序列是平稳的。因此，可以认为以RPI度量的通货膨胀率和货币供应量M2、M1增长率都是一阶单整。
其次，进行通货膨胀率关于货币供应量增长率的最小二乘分析。回归结果如下:
(3)RPI=-0.0823+0.6455M2+EM2
(0.0781)(0.0042)
R2=0.3160；DW=1.3672；F=10.1649(0.0042)
(4)RPI=-0.0346+0.1099M1+EMl
(0.4154)(0.6174)
R2=0.01 15；DW=0.6981；F=0.2567(0.6174)
其中，括号中的数值表示估计的p值，EM2和EMl分别表示通货膨胀率关于货币供应量M2、M1增长率的回归残差。
最后，对回归残差EM2和EMl进行单位根检验，检验其平稳性，如果残差是平稳的，则可认为对应的变量是协整的。从ADF和PP检验的结果来看，在5%的置信水平，回归残差拒绝单位根过程，残差序列是平稳的。因此可以认为，1985年-2008年通货膨胀率与货币供应量M2和M1增长率存在协整关系，通货膨胀与货币供应存在着长期的均衡关系。从检验的系数来看，通货膨胀率与M2增长率的长期关系更为显著。
再进一步对通货膨胀率与货币供应量增长率进行格兰杰因果检验，检验结果见表5。从检验结果看，在1%的置信水平拒绝M2增长率不是通货膨胀变化的格兰杰成因，在5%的置信水平拒绝M1增长率不是通货膨胀变化的格兰杰成因。
综合上述实证检验，可以得出如下结论:货币供应量M2和M1的增长率与通货膨胀率存在长期的均衡影响关系，M2和M1增长率的提高引起通货膨胀率的提高。
货币供应与通货膨胀的短期动态影响关系
货币供应与通货膨胀的短期动态关系主要包含两方面内容:一是通货膨胀与货币供应存在
长期的均衡关系，但在短期内可能出现对该均衡水平的偏离，这种偏离能否得以修正以及修正的速度，是短期动态关系考察的一个方面；二是通货膨胀和货币供应量更短的时间单位内的影响关系(短周期影响关系)，如以月度数据表示的通货膨胀与货币供应量的关系。
一、通货膨胀与货币供应短期动态关系的理论基础
根据凯恩斯流动性理论和理性预期理论而发展的货币需求理论，为货币供应与通货膨胀的短期动态关系提供了分析框架。影响货币需求的因素很多，简单起见，考虑如下简化形式:
(5)M/P=L(y，r，π)
其中，M/P是货币真实需求，即名义货币需求量除以物价水平；y是以实物计算的真实产出水平；π为通货膨胀预期；r表示真实利率水平。产出水平和利率是货币需求函数的两个主要变量，货币需求一般主要反映在产出水平上，产出越高，对货币的交易需求越高。真实利率和通货膨胀预期之和为名义利率，利率则反映了持币成本，持币成本越高，货币的交易需求越低。上式显示，如果名义利率和产出水平不变，价格水平则与货币供应等比例变化，通货膨胀率(价格的增长率)与货币供应增长率保持一致。但由于公众对通货膨胀的预期是不断变化的，名义利率随着不断变化，通货膨胀率与货币供应增长率呈现动态变化的关系。通货膨胀预期很大程度上依赖于对货币供应的预期，当然也依赖于公众对货币当局货币政策的信任度。
二、通货膨胀与货币供应短期动态修正关系
根据年度数据的协整检验证实了通货膨胀与货币供应存在长期均衡关系。下面进一步分析通货膨胀对均衡水平偏离的动态修正关系。在协整关系的基础上建立误差修正模型，为这一分析提供了实证方法。根据格兰杰因果检验定理，构建如下误差修正模型，以考察通货膨胀与货币供应的动态修正关系:
其中，DRPIt表示以RPI度量的通货膨胀率从t-1期到t期的增量，DMt表示货币供应量增长率的从t-1期到t期的增量，误差修正项ecmt-1为协整方程(3)或(4)的滞后一阶残差，表示t-1期通货膨胀率对货币供应长期均衡水平的偏差。L和Q分别表示滞后的阶数。模型表示的含义是，如果系数γ是显著的，且为负值，那么通货膨胀对货币供应长期均衡水平的偏离在下一期逐步调整回复；如果偏离是正的，通货膨胀在下一期进行负的修正，表现为一个负反馈的过程，如果偏离是正的，在下一期进行正的修正，表现为正反馈的过程。误差修正系数的大小，反映了从非均衡向长期均衡状态调整的速度。
通货膨胀率对货币供应M2、M1增长率的误差修正模型估计结果如下:
(7)DRPI t-0.0014-0 8054ecm M2t-1+0.2810DM2t-2+0.6433DRPI t-1
(0.0002) (0.0850) (0.0017)
R2=0.6293；DW=2.0177；F=9.6180(0.0006)
(8)DRP t=-0.0067-0.3320ecm M1,t-11+0.2745DM1t-1+0.5065DM1t-2+0.3965DM1t-3
(0.0002) (0.0369) (0.0009) (0.0010)
R2=0.7371；DW=2.4131；F=10.5113(0.0003)
其中，ecmmM2和ecmM1分别表示通货膨胀率关于货币供应M2和M1长期均衡水平的偏差程度，括号中的数值表示参数估计的p值。显然，ecmM2和ecmM1的系数显著异于0，并且均为负值。实证结果表明，通货膨胀率与货币供应增长率在短期存在动态误差修正的模式，当某种冲击(货币供应冲击或者货币需求冲击)造成通货膨胀率偏离依赖于货币供应的均衡水平时，将在下一期进行反向修正，当期高于均衡水平，下一期则向下调整，当期低于均衡水平，下一期则向上调整。对于M2层次的货币供应，80.54%的误差得以修正，对于M1层次的
货币供应，33.2%的误差得以修正。
三、通货膨胀与货币供应的短周期影响关系
为了更深入地分析我国通货膨胀与货币供应的短期关系，本文进一步选用月度数据进行考察。1994年我国物价调查进行了较大的方法制度改革，开始分编消费领域的居民消费价格指数(CPI)，CPI统计调查的是社会产品和服务项目的最终价格，能较全面和合理地反映居民家庭购买消费商品及服务的价格水平变动情况。在一定程度上，CPI较为合理地反映了我国通货膨胀或紧缩的程度。此外，我国从1996年正式将货币供应量作为货币政策的中介目标。因此，在短周期关系的分析中，同时选择以CPI和RPI度量我国的通货膨胀，时间范围从1996年1月-2009年6月。
1.货币供应与通货膨胀短周期关系的数据表现
第一，通货膨胀率与货币供应量增长率呈现弱正相关性。图7给出了以CPI和RPI度量的通货膨胀率与货币供应量M2、M1增长率的折线图。从图中可以看出，以CPI度量的通货膨胀率与货币供应量M2、M1增长率没有明显的涨跌对应关系，但保持较弱的一致趋势。CPI 通货膨胀率与货币供应量增长率呈现弱正相关性，进一步计算，CPI通货膨胀率与M2、M1增长率的相关系数分别只有0.2425和0.2714。以RPI度量的通货膨胀率与货币供应量亦呈现正相关性，但程度更弱，RPI通货膨胀率与M2、M1增长率的相关系数分别只有0.1761和0.1857。此外，M1增长率与通货膨胀率相关程度高于M2增长率与通货膨胀率的相关性，这一点与年度数据的表现正好相反。
第二，M2增长率对CPI度量的通货膨胀率影响时滞一般为3-9个月，对以RPI度量的通货膨胀率影响时滞一般为4-9个月；M1增长率对CPI度量的通货膨胀率影响时滞一般为0-13个月，对以RPI度量的通货膨胀率影响时滞一般为1-12个月。
1996年以来，我国消费、投资、供给以及整体经济运行都发生了很大变化，金融结构和金融运行也相应发生了很大变化。货币供应的增长变动灵敏地反映了信贷规模的收缩和扩张，对物价水平的影响时滞大大缩短。分别对以CPI和RPI度量的通货膨胀率关于货币供应量M2、M1增长率各个滞后项的最小二乘分析，结果表明，M2增长率对CPI通货膨胀率的影响时滞为3-9个月，滞后4-6个月的影响最为显著，p值分别为0.0095、0.0061和0.0065；M2增长率对以RPI通货膨胀率的影响时滞为4-9个月，滞后5-6个月的影响最为显著，p值分别为0.0147和0.0135；M1增长率变动当期即对CPI通货膨胀率产生影响，影响时滞0-13个月，滞后1-12个月的影响最为显著；M1增长率变动对RPI通货膨胀率的影响时滞为1-12个月，滞后1-11个月的影响最为显著。从影响的显著性来看，M1增长率变动对CPI和RPI通货膨胀率影响的显著性远高于M2对CPI和RPI通货膨胀率的影响。从影响的时滞来看，M1增长率变动对CPI和RPI通货膨胀的影响时滞长于M2对CPI和RPI通货膨胀的影响。在整个国民经济中，各经济体对M1货币供应依存度较高，M1的变动首先表现为企业活期存款的变动，而企业活期存款的变动，必定对经济体的生产和发展产生明显影响。M2是一个较为全面的货币供应量指标，同时也是一个较为复杂而不容易把握的指标。从M2的构成看，除了M1外，定期存款在M2中占相当的比重。根据现在信用制度，短期存款有两个来源:一是企业和个人的确实储蓄；二是信用的创造，即货币乘数的作用使一定数量的贷款形成若干次派生存款。因此，贷款规模的扩张或紧缩亦可引起M2增长率变动。正因为如此，不少国家将M2作为主要的监测指标。定期存款的两个来源，决定了M2增长率的变动既可反映贷款规模的收缩或扩张情况，也可反映由收入变动引起的储蓄变动情况。因此，在M2货币供应变动纳入较多储蓄变动因素的情况下，M2增长率变动与通货膨胀率的关系弱于M1与通货膨胀率的关系。
2.货币供应与通货膨胀短周期关系的实证检验
进一步采用协整检验的方法，分析货币供应量与通货膨胀率在短周期数据上的稳定关系。
首先，对以CPI、RPI度量的通货膨胀率和M2、M1增长率及其一阶差分序列进行平稳性
检验，结果如表7。从A栏的结果看，在1%的置信水平，ADF检验不能拒绝CPI、RPI通货膨胀率和M2、M1增长率的单位根过程，PP检验不能拒绝RPI通货膨胀率和M2、M1增长率的单位根过程。因此，四个时间序列是非平稳的。从B栏的结果看，在1%的置信水平，ADF和PP检验均显著拒绝了CPI、RPI通货膨胀率和M2、M1增长率一阶差分的单位根过程，四个一阶差分序列是平稳的。因此，四个时间序列是一阶单整的。其次，分别进行CPI、RPI 通货膨胀率关于M2、M1增长率的最小二乘回归分析，回归残差分别定义为ECPIM2、ECPIMl、ERPIM2和ERPIMl。最后，对四个残差序列进行单位根检验，检验结果显示，在5%的置信水平，ADF和PP检验均拒绝了ECPIM2和ECPIMl的单位根过程，残差序列是平稳的；在5%的置信水平，ADF检验无法拒绝ERPIM2和ERPIMl的单位根过程，残差序列是非平稳的。
因此，以CPI度量的通货膨胀率与M2、M1增长率存在协整关系，这表明在月度单位的短周期上，CPI通货膨胀率与货币供应量M2、M1存在稳定的影响关系，货币供应量增长率的变动正向引起通货膨胀率的变动。从协整系数看，M1增长率的变动对通货膨胀率变动的影响更为显著。以RPI度量的通货膨胀率与M2、M1增长率在月度单位的短周期上则不存在协整关系。
结论
货币数量理论决定了通货膨胀率与货币供应存在长期的均衡关系，但经济环境、经济变量的短期内波动，造成货币需求的波动，通货膨胀率与货币供应亦存在短期的动态影响关系，包括对均衡水平失衡的短期误差修正行为和短周期的影响关系。本文以我国中央银行开始运作以来的年度和月度统计数据为基础，综合采用数据分析、理论分析和实证检验的方法，从长期均衡和短期动态的角度对我国货币供应与通货膨胀的关系进行研究。得出的主要结论包括:
■1985年-2008年的年度数据、1996年1月-2009年6月的月度数据表明，货币供应量与通货膨胀呈现正相关关系，特别是1994年我国央行逐渐转换调控手段以来，货币供应量变动与通货膨胀率正向相关程度提高。货币供应量的扩张或收缩，滞后一定时期，促使通货膨胀率提高或下降。1985年-1995年，货币供应M2、M1增长率对通货膨胀产生影响的时滞一般为1-2年。1996年-2009年，M2增长率对CPI度量的通货膨胀率影响时滞一般为3—9个月，滞后4—6个月的影响最为显著，对以RPI度量的通货膨胀率影响时滞一般为4—9个月，滞后5—6个月的影响最为显著；Ml增长率对CPI度量的通货膨胀率影响时滞一般为0-13个月，滞后1—12个月的影响最为显著，对以RPI度量的通货膨胀率影响时滞一般为1—12个月，滞后1—11个月的影响最为显著。
■年度数据实证表明，通货膨胀率与货币供应量M2和M1增长率存在协整关系，通货膨胀与货币供应存在长期的均衡关系，M2和M1增长率的提高引起通货膨胀率的提高。从检验的系数来看，通货膨胀率与M2增长率的长期关系更为显著。
■对于年度单位的时间周期，通货膨胀率与货币供应增长率在短期上存在动态误差修正的模式，当某种冲击(货币供应冲击或货币需求冲击)造成通货膨胀率偏离依赖于货币供应的均衡水平时，将在下一期进行反向的修正，当期高于均衡水平，下一期则向下调整，当期低于均衡水平，下一期则向上调整。对于M2层次的货币供应，80.54%的误差得以修正，对于M1层次的货币供应，33.2%的误差得以修正。
■对于月度单位的短周期，从影响的显著性来看，M1增长率变动对CPI和RPI通货膨胀影响的显著性远高于M2对CPI和RPI通货膨胀的影响。从影响的时滞来看，M1增长率变动对CPI和RPI通货膨胀的影响时滞长于M2对CPI和RPI通货膨胀的影响。在M2供应变动纳入较多储蓄变动因素的情况下，M2增长率变动与通货膨胀率的关系弱于M1与通货膨胀率的关系。
■对于月度单位的短周期，以CPI度量的通货膨胀率与M2、M1增长率存在协整关系，
CPI通货膨胀率与货币供应量M2、M1存在稳定的影响关系，货币供应量增长率的变动正向引起通货膨胀率的变动。以RPI度量的通货膨胀率与M2、M1增长率在月度单位的短周期上则不存在协整关系。CPI指数能较好地度量我国通货膨胀的程度。