摘要：本文以中國(guó)2008年10月至2010年11月的月度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過(guò)計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)廣義貨幣供給量與通貨膨脹之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。在滯后1期和2期的情況下，廣義貨幣供給是通貨膨脹的Granger原因，而通貨膨脹不是廣義貨幣供給的Granger原因；滯后3期后，二者互為因果關(guān)系�；貧w分析發(fā)現(xiàn)，通貨膨脹與廣義貨幣供給呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，但是，廣義貨幣供給僅能解釋通貨膨脹22.93%的變化。

　　關(guān)鍵詞：廣義貨幣供給 通貨膨脹 Granger因果關(guān)系 單位根檢驗(yàn)

　　一、引言

　　2008年美國(guó)房貸危機(jī)引發(fā)了世界性的金融危機(jī)，為了應(yīng)對(duì)危機(jī)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)造成的負(fù)面沖擊，中國(guó)政府于2008年10月開(kāi)始采取適度寬松的貨幣政策，廣義貨幣供給量迅猛增加。2010年年初開(kāi)始，與生活較大關(guān)聯(lián)的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格比如蒜、姜、糖等接連漲價(jià)，到下半年各類生活資料價(jià)格接連攀升，直接推動(dòng)CPI逐月升高，而在通脹壓力下，很多著名學(xué)者指出貨幣超發(fā)是通脹背后的主因。但是，央行行長(zhǎng)周小川否認(rèn)貨幣超發(fā)一說(shuō)，其理由是：一方面，高儲(chǔ)蓄國(guó)家和低儲(chǔ)蓄國(guó)家的廣義貨幣占GDP的比重不一樣，中國(guó)是高儲(chǔ)蓄國(guó)家，因此M₂占GDP比重高；另一方面，在間接融資占比高的情況下，廣義貨幣占GDP的比重就高，美國(guó)是典型的直接融資發(fā)達(dá)的國(guó)家，而中國(guó)間接融資比重大，因此拿中國(guó)的M₂跟美國(guó)的比不太恰當(dāng)。

　　那么，本輪通貨膨脹到底是不是由貨幣超發(fā)引起的？這是一個(gè)值得深思的有很大研究意義的問(wèn)題�；�于此，本文以中國(guó)2008年10月至2010年11月的月度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，擬采用因果檢驗(yàn)、協(xié)整分析、誤差修正模型等來(lái)分析中國(guó)M₂與通貨膨脹之間的相互關(guān)系。

　　二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

　　以弗里德曼為首的貨幣主義學(xué)派始終認(rèn)為通貨膨脹歸根結(jié)底是一種貨幣現(xiàn)象。貨幣主義學(xué)派從交易方程式開(kāi)始推導(dǎo)，在假設(shè)貨幣流通速度為常數(shù)的條件下，超過(guò)GDP增長(zhǎng)率的貨幣供給增長(zhǎng)率，就是通貨膨脹率。弗里德曼認(rèn)為，在短期內(nèi)貨幣增加既可以引起物價(jià)上漲也可以引起產(chǎn)量增加，只是在長(zhǎng)期內(nèi)貨幣增加才全部反映在物價(jià)上漲上。這也意味著短期內(nèi)貨幣是非中性的，長(zhǎng)期內(nèi)貨幣是中性的。

　　近幾年來(lái)我國(guó)也有學(xué)者從貨幣主義的視角，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析，對(duì)我國(guó)貨幣供給和通貨膨脹之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，但是取得了不同的結(jié)果。

　　大多數(shù)學(xué)者發(fā)現(xiàn)貨幣供給確實(shí)對(duì)中國(guó)通貨膨脹產(chǎn)生顯著的影響。張國(guó)洪、曾永平（2005）用我國(guó)1980—2002年間的年度數(shù)據(jù)，在借用劍橋方程式建立了通貨膨脹及緊縮與貨幣供應(yīng)關(guān)系的理論模型后，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法驗(yàn)證了我國(guó)超額貨幣供應(yīng)是CPI物價(jià)指數(shù)的原因，而CPI物價(jià)指數(shù)作為超額貨幣供應(yīng)的原因則被拒絕。朱慧明、張鈺（2005）根據(jù)1994—2004年間的季度數(shù)據(jù)考察了貨幣供給量增長(zhǎng)和通貨膨脹率之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，認(rèn)為中國(guó)的通貨膨脹與不同層次貨幣供給量增長(zhǎng)率之間均存在協(xié)整關(guān)系。姚遠(yuǎn)（2007）采用協(xié)整與方差分解的方法對(duì)中國(guó)貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)對(duì)通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有滯后效應(yīng)，長(zhǎng)期內(nèi)貨幣非中性，而通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不影響貨幣供應(yīng)。程建華、黃德龍、楊曉光（2008）認(rèn)為M₁、M₂均為CPI的Granger原因，M1和進(jìn)出口還是領(lǐng)先于CPI變動(dòng)的穩(wěn)定的先行指標(biāo)。貴斌威，甄苓（2008）通過(guò)構(gòu)建一個(gè)“內(nèi)生增長(zhǎng)的CIA模型發(fā)現(xiàn)當(dāng)貨幣供給速度變大時(shí)，通貨膨脹將升高。龐如超（2008）借助貨幣需求理論公式建立了通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的理論模型，通過(guò)對(duì)1991—2007年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)指數(shù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，驗(yàn)證了M₀、M₁及M₂時(shí)滯一年的情況下，3個(gè)層次對(duì)應(yīng)我國(guó)貨幣供應(yīng)量是CPI物價(jià)指數(shù)變動(dòng)的原因，而CPI作為貨幣供應(yīng)量的原因則被拒絕。

　　但是，也有部分學(xué)者認(rèn)為中國(guó)貨幣供給對(duì)通貨膨脹的影響并不顯著。劉金全、陳廣華、顧洪梅（2004）以1982年1月至2004年3月間M0和M1月度同比增長(zhǎng)率的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供給增長(zhǎng)率和通貨膨脹之間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系。劉霖、靳云匯（2005）利用1978—2003年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期內(nèi)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率影響通貨膨脹的證據(jù)，認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)的貨幣化進(jìn)程中，貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率的提高并不一定導(dǎo)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(jīng)濟(jì)消耗了。

　　三、實(shí)證研究與結(jié)果分析

　　本文研究中采用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司網(wǎng)上數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本期為2008年10月至2010年11月的月度數(shù)據(jù)，貨幣供給取廣義貨幣供給M₂，并取對(duì)數(shù)，通貨膨脹率（π）根據(jù)其月度累計(jì)全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)計(jì)算而得。

　　1、相關(guān)性檢驗(yàn)

　　為了研究廣義貨幣供給與通貨膨脹率之間的關(guān)系，先通過(guò)eviews分析工具對(duì)二者進(jìn)行Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)。二者之間存在顯著性的相關(guān)關(guān)系，在5%水平顯著。

　　2、平穩(wěn)性檢驗(yàn)

　　對(duì)于非穩(wěn)定時(shí)間序列變量，其均值、方差及協(xié)方差是隨著時(shí)間的變化而變化的，很難用這些已知的信息去建立模型來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)情形，對(duì)非穩(wěn)定時(shí)間序列建立的回歸很可能是一種偽回歸。對(duì)于偽回歸，可以增加解釋變量、減少解釋變量或進(jìn)行差分來(lái)解決。因此，要進(jìn)行回歸分析，首先要明確變量是否是穩(wěn)定的時(shí)間序列。檢驗(yàn)時(shí)間序列變量穩(wěn)定性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)，本文將采用ADF單位根檢驗(yàn)方法來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)廣義貨幣供給（ln_M2）及通貨膨脹率（π）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，兩個(gè)變量原始數(shù)據(jù)ADF統(tǒng)計(jì)量均不顯著，沒(méi)有被拒絕，在一階差分后，統(tǒng)計(jì)量在1%顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，表明兩個(gè)變量都是單整I（1），即經(jīng)過(guò)一階差分后可以變?yōu)榉�(wěn)定的時(shí)間序列變量。而且，對(duì)廣義貨幣供給（ln_M2）及通貨膨脹率（π）進(jìn)行Johanson協(xié)整檢驗(yàn)，在有截距和確定線性趨勢(shì)的情況下，對(duì)殘差進(jìn)行1階差分滯后檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明在5%的顯著性水平下二者協(xié)整關(guān)系數(shù)為1。

　　3、因果檢驗(yàn)

　　在經(jīng)濟(jì)分析中，盡管某些變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，但是它們未必都有意義，判斷一個(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因，一般采用因果檢驗(yàn)法。為了進(jìn)一步分析廣義貨幣供給與通貨膨脹之間的相關(guān)關(guān)系，本文還對(duì)二者進(jìn)行了Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

　　通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)我們可以看出，在滯后1期和2期的情況下，廣義貨幣供給（ln_M2）是通貨膨脹率（π）的Granger原因，反之不成立；而當(dāng)滯后期為3期后，廣義貨幣供給（ln_M2）與通貨膨脹率（π）互為Granger原因。這說(shuō)明，廣義貨幣供給的增加，在短期內(nèi)就會(huì)引起通貨膨脹率的增加，而通貨膨脹率的增加會(huì)引起人們通貨膨脹率預(yù)期的增加，也會(huì)引起廣義貨幣供給的增加，但是有一個(gè)時(shí)間滯后效應(yīng)。

　　4、回歸分析

　　根據(jù)貨幣數(shù)量論的觀點(diǎn)，不僅貨幣供給量對(duì)通貨膨脹有影響，而且，通貨膨脹預(yù)期也會(huì)對(duì)通貨膨脹有影響，因此，在分析時(shí)應(yīng)當(dāng)考慮通貨膨脹預(yù)期的影響，在這里，以前一期的通貨膨脹作為通貨膨脹預(yù)期，建立回歸模型，可以得到如下分析結(jié)果：

　　從回歸模型可以看出，各參數(shù)估計(jì)量都非常顯著，貨幣供給的增加確實(shí)能夠?qū)е峦ㄘ浥蛎浀脑黾�。但是貨幣供給僅能解釋通貨膨脹變化中的22.93%。

　　四、結(jié)論

　　本文通過(guò)對(duì)中國(guó)2008年10月到2010年11月的月度數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)廣義貨幣供給的增加確實(shí)導(dǎo)致了中國(guó)的通貨膨脹，但是，廣義貨幣供給的增加僅能解釋通貨膨脹的22.93%。根據(jù)貨幣數(shù)量論的觀點(diǎn)，影響通貨膨脹的不僅有貨幣發(fā)行量，還有通貨膨脹預(yù)期、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等因素。但是在本輪通貨膨脹中，貨幣發(fā)行確實(shí)取到了一定的作用，推動(dòng)了通貨膨脹的惡化。

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