物价指数与货币供应量关系的实证研究

【摘要】消费者物价指数即CPI，反映居民家庭购买生活消费品和支出服务项目费用价格变动趋势和程度的相对数，关系着国民生活水平状况，对其进行研究，不仅具有理论意义，而且也有重大现实的意义。各大专家学者对物价进行了大量的研究，费雪方程式以及凯恩斯的流动性偏好理论均指出物价与货币供应量存在着正相关关系。本文从国家统计局中取得1990-2009年的货币供应量M2以及消费者物价指数的数据，运用单位根，协整等方法对两者进行分析研究，验证了这些理论，指出通胀现象始终是一种货币现象，同时我们运用拉格朗日乘数最小二乘法检验得出，通胀率虽会受到其他因素如工资增长率的影响，但在计量统计上却并不显著。因此，要控制我国现在的通货膨胀现象，最为关键的是需要央行采取果断的措施来控制市场中的流动性。

【关键词】CPI货币供应量流动性偏好费雪方程式

一、问题的提出

物价对国民生活中具有重大的影响，中国之声《新闻纵横》报道，如果评选今年国内消费品市场的关键词，涨价二字可以说实至名归。10月份CPI同比上涨4.4%，创25个月的新高，食品价格上涨更是达到了10.1%。不断上升的物价让人们倍感压力，刚性上涨、供需失衡、货币超发、热钱炒作，各种声音不绝于耳。各方均在呼吁严控物价。在这样的背景下，我们研究物价水平的上涨的原因便具有重要的现实意义，其中货币主义认为货币至关重要，货币供应的变动影响产量、就业和物价的变动，而且是影响这些变动的主要因素和根本原因。弗里德曼把通货膨胀、失业、生产停滞、经济波动等简单地看做是货币这个最重要的因素所起作用的结果，凯恩斯等古典经济学家也认为物价与货币供应量之间存在着正相关关系。经典理论是否正确，在是否符合我国的实情，同时除了货币供应量之外，我国的物价水平大幅上涨，还与那些因素有关？为此，在本文中，我们将对其加以研究说明。

二、模型的设定

（一）物价指数的设定与选取

不同的物价指数可以反映经济生活中不同的一面。在实际研究中，我们更关注与消费者价格指数，因为全国居民消费价格指数是反映了居民家庭购买生活消费品和支出服务项目费用价格变动趋势和程度的相对数。其不仅反映了消费者的购买力状况，是通货膨胀率的重要指标，而且还反映了一个国家的货币强弱状况，对国家的汇率具有极大的影响。而且，其对国家的工资水平也有相当大的影响。在本文中，我们将选取居民消费价格指数，以上期为基础计算的居民消费价格指数。

（二）货币供给量的设定与选取

货币供应量，是指一国在某一时期内为社会经济运转服务的货币存量，它由包括中央银行在内的金融机构供应的存款货币和现金货币两部分构成。我们将货币供应量选取为M2。由于我们选择的被解释变量消费者物价指数是以上一年为基期加以计算得到，为了保证数据的一致性，我们将对M2货币供应量加以处理，我们收集到M2数据是年末的存量，为此有必要计算出M2的年增长率，将其作为解释变量。

（三）模型的设定

由于本文的前部分在于对经典理论进行实证研究，所以我们将被解释变量Y设定为消费者物价指数，而将解释变量X设定为货币供应量的年增长率。

模型设定如下：

Y=C+C1*X+u

（四）数据的搜集以及整理

我们将选取1990年-2009年的数据作为研究对象，数据取自于国家统计。我们将现有数据进行适当的整理和运算，我们知道货币与准货币m2反应的是当年年末货币的存量，而我们将要研究的是当年的货币投放量对物价的影响，而且我们的物价指数是以前一年为基数，所以我们将对货币以及准货币量进行适当的整理，我们需要求出每年货币供应量的增长比。即令XT=M2(t)/M2(t-1)，其表示M2的年增长指数。

三、模型的估计和调整

（一）单位根以及协整检验

（1）对X，Y 进行单位根检验：

运用ADF检验，我们可以从结果中发现，在1%，5%，10%三个显著水平下，单位根检验的临界值分别为-2.708084，-1.963，-1.61，t检验值也大于相应地临界值，我们在单位更检验中，指定对其一阶差分，我们可以得到在1%，5%，10%三个显著水平下，单位根检验的临界值均大于观测值，而且t检验的计量值也小于临界值，表明货币投放量的增量的一阶差分是不存在单位根的，是平稳序列。同样我们可以对Y即物价指数做单位根检验，我们可以从结果中发现，在1%，5%，10%三个显著水平下，单位根检验的临界值分别为-2.708084，-1.963，-1.61，t检验值也大于相应地临界值，表明物价增长指数存在着单位根，是非平稳序列。结果表明，Y 与X一样，其都是一阶单整，故而我们将对其协整性进行检验。我们先做两变量之间的回归，在检验其回归残差项的平稳性。

（2）协整检验

我们以X—货币投放增长率作为解释变量，以Y—物价增长指数作为被解释变量，运用OLS回归方法做估计回归模型，结果如下：

Y = 20.22088529 + 0.6965657224*X

为了检验回归残差的平稳性，我们在工作文档中，点击genr功能键，令e=resid，将上述的残差序列命名为e，然后对其做单位更检验，由于残差序列的均值为0，所以选择无截距项，无趋势项的ADF检验，结果如下：

结果显示：在1%，5%，1%的显著性水平下，我们发现t值均小于临界值，这表明我们需要拒绝原假设，残差序列不存在单位更，是平稳的序列，可以说明货币投入增长率以及物价增长指数之间存在着协整的关系。

（二）误差修正模型的建立

两者之间的协整关系可以表明两者之间存在着长期的均衡关系，这证明了弗里德曼的观点即通胀现象均是货币现象，也证明了各大经典理论的正确性。然而，在短期内，可能出现失衡，为了增强模型的精度，可以把协整回归中的误差项e看做均衡误差，通过建立误差修正模型将物价的短期变化行为与长期变化联系起来。我们设立误差修正模型为：

△ Y(t)=α+β△X(t-1)+γe(t-1)+ε(t)

在eviews中运用genr键，生成△Y(t)，△X(t-1)，e(t-1)，以后两者作为解释变量，估计回归模型，结果表明物价指数的变化不经取决于货币供应量的增长变化，还取决于误差项对其偏差的修正，上一期偏正的越远，本期修正的量就越大，其系统存在着误差修正机制。

（三）模型是否遗漏重要的解释变量（DW检验以及拉格朗日乘数检验）

然而，我们计量经济模型是对变量间经济关系因果性的设想，其可能会出现模型的设定误差，比如遗漏某个重要的解释变量。如在中国现实国情中，物价的上涨完全是由货币供应量的推动的吗？其与工资水平，汇率等有关系吗？我们将用DW检验法和拉格朗日乘数法对其进行检验。

在上面的误差修正模型中，我们发现其DW值=1.93829，而在观察值为17，参数个数为3的情况下，DL=1.015，DU=1.536，4-DL=2.985，4-DU=2.464，也就是说，观测的DW值落入DU-（4-DL）之间，也就是相关性，接受原假设，模型没有出现设定误差。

有学者指出我国物价上涨还存在着其他可能原因，成本推动型物价上涨以及输入性通货膨胀，为此我们有必要对其进行研究。我们运用拉格朗日最小二乘法，可以发现估计参数的t值均较小，p值偏大，也就是说每一个变量对残差项的影响并不显著，而且我们可以发现整个模型的可决系数也就是说R^2偏小，而F值也没有通过检验，这些均表明该模型不显著，解释变量对被解释变量没有较好的解释作用。

同时，计算出LM统计量，有LM=19*0.047813=.0.908447而LM服从2个自由度的x2分布。P(x2>0.908447)=0.85，也就是说我们应该建立一个较为简单的模型，物价上涨主要的原因来源于货币供应量的变化。

这一结论也就告诉我们在通货膨胀日益严重的中国，要有效的控制通胀，最为关键的措施在于控制货币供给量，如提高法定存款准备金率，提高利率等，央行应该采取各种措施来控制市场上的流动量，这才是治理通货膨胀的应用之道。

参考文献

[1]陈柏福，唐力翔.我国物价与货币供应量关系及货币政策选择[J].湖南财政经济学院学报.2011(04).

[2]任立民.货币供应量与经济增长物价的协整研究[J].赤峰学院学报(自然科学版).2009(10)

[3]潘文荣，宋迎迎.货币供应量对CPI和GDP影响探析[J].现代商贸工业.2010(01)

作者简介：陈红玉（1989-），女，四川南充人，西南财经大学研究生，研究方向：货币金融，公司理财。

（责任编辑：刘晶晶）