货币供给增速与我国物价涨幅的关系研究

摘要：M2/GDP指标近年来节节攀升引发了各界对我国是否存在“货币超发”的激烈讨论。本文在指出指标M2/GDP缺陷的基础上，采用?驻M2/?驻GDP指标，并利用向量自回归模型研究了我国货币供给M2的增速与我国物价指数CPI涨幅之间的关系。研究表明，我国的货币供给与实体经济两者处于比较适度的平衡增长状态，并未出现明显的货币超发迹象；脉冲响应测试显示，近年来我国物价涨幅对货币供给的冲击呈现出敏感性逐年提高的现象，给通过货币供给进行宏观经济调控增加了难度。

关键词：货币超发；货币供给；CPI；向量自回归

中图分类号：F224 文献标识码：Ａ〓文章编号:１００３－９０３１(２０14)06－００17－０5DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2014.06.04

一、问题的提出

近年来，国内外经济学家对中国货币存量位居世界第一、M2/GDP位居世界前列这一现象进行了很多研究和讨论。2013年2月末，当中国广义货币供应量余额（M2）突破100万亿元时，社会各界再次聚焦这一问题，“货币超发”、“堰塞湖论”、“经济货币化”、“经济结构失衡论”等观点最具代表性。根据货币主义的观点，“通货膨胀”是一种货币现象，是货币供给长期对实体经济总量的背离所导致。因此，我国“M2/GDP”的快速上升屡被指责，被认为是产生通胀压力的焦点。但仅依靠“M2/GDP”這个指标来判定中国存在巨大的货币隐患较为牵强，至少在以下几个方面存在缺陷。

一方面，费雪方程式MV=PT中M为总的货币供给，V为货币流通速度，P为物价水平，T为全社会本币参与交易的“商品”总量。这里所指之“商品”较实体经济（GDP）的测算范围更加广泛，虚拟经济也是货币发行后进入的一个重要流通领域。随着我国经济的快速发展，虚拟经济在整个经济中的占比和容量也会逐渐的提高。这一点可以从我国股票、债券等金融产品交易市场容量的快速放大获知。因此，虚拟经济规模的相对扩容极有可能导致发行的货币未能进入实体经济进行流通。

另一方面，美国经济学家麦金农（McKinnon）在“经济发展中的资本与货币”一文中所提出的M2/GDP指标是用于分析日本及联邦德国在1953—1970年金融结构及金融增长情况[1]。该指标基本的功能在于帮助解读发达国家与发展中国家金融增长及金融深化的差异。我国的金融体系与欧、美、日等发达国家和地区还有差距，改革开放以来，我国的M2/GDP已经由1.4以下的水平提高到1.8以上。这种持续的增长，更大的可能是反映了我国金融结构方面在不断地改善，这就使得货币供给量长期处于超额供给状态却并未导致CPI 的快速上升。这一现象被麦金农称为“中国之谜—消失的货币”。

再者，指标M2/GDP尽管在一定程度上可以衡量货币发行与一国或地区经济发展的相对水平，但仍存在技术上的瑕疵。总量的比值很难准确地测度M2与GDP的偏离对物价形成的压力。因此，本文拟采用M2与GDP相对增速指标作为研究对象，研究我国“超额”的货币供给对物价形成的压力及其滞后效应，指标同时也规避了“总量/流量”的不足。

二、文献综述

20世纪90年代以前，人们对M2/GDP的快速增长基本持肯定态度，认为该指标恰如其分地反映了我国金融发展与增长状况，该指标的快速提高被认为是经济货币化程度的不断提高所致[2]。2000年之后，较多的学者开始对M2/GDP的不断升高表示担忧，并从不同的角度进行研究期望获得合理的解释。余永定（2002）提出一种观点：导致M2/GDP极高的原因主要有低通胀、高储蓄、高不良债权率、企业留利水平低以及资本市场的不发达和企业资金利用水平低等因素[3]。他将低通胀作为M2/GDP指标较高的原因缺乏内在逻辑依据，且证据不足。另有一部分学者，刘明志（2001）、李健（2007）则认为M2/GDP是由货币需求结构的变化来决定，M2/GDP的快速上升意味着货币化和居民储蓄存款的投资性质、银行等金融机构金融工具单一、金融市场不发达及银行不良资产比例高[4-5]。尉高师、雷明国（2003）认为“大额刚性支出”情形下，居民的高储蓄是引起M2/GDP快速上升的主要原因[6]。与之类似，吴建军（2004）提出，收入分配差距过大所导致的边际消费倾向下降引致M2/GDP逐年上升[7]。此外，其他相关研究有从政府对银行体系控制切入，也有从银行体系内部资产状况切入解释的。

尽管国内学者对于M2/GDP的高增长原因分析还存在较多的分歧，但主要原因还是统一在居民的高储蓄率和金融机构资金配置效率的低下。前者所导致的是货币需求发生结构性的变化，非交易性货币需求占比会提高，以至于大量的资金在金融体系内部进行流转；后者则说明资金不能通过金融体系有效地配置到实体经济。所有的这些研究都是在为我国高货币化现象的结果寻求一种合理的理由，但并没有说明M2/GDP的高增长是否会将压力释放至CPI的增长并对物价形成反馈作用。本文解决的一个重要问题就是通过对近几十年我国的CPI、M2、GDP数据进行分析，检验我国的货币供给的适应度以及可能对物价形成的冲击和冲击的可持续性。

传统的货币理论认为货币增长率为通胀率与产出增长率之和。在我国，货币供应的增长率持续高于产出增长率与通胀率之和。有观点认为，其超出部分是被市场化改革推动的货币化所吸收。例如，易纲（1991）认为货币供给的增加总是会加上一定的“超额货币”作为预留的货币化空间[8]。另外，南华期货（2013）的报告指出，我国政府为了加快经济和复苏所大量放出的M2，其作用传导至物价上形成通货膨胀压力的时间差为1年[9]。M2同比增幅与CPI同比涨幅也呈正相关，大致规律是M2同比增幅每变动1个百分点，则CPI同比涨幅同向变动0.39个百分点①。

三、研究方法与数据

（一）货币、产出与通胀

由IS–LM模型的货币供给公式演变可知：

Yt=?酌■ （1）

其中，?酌>0，Yt为当期产出，Mt为当期货币名义存量，Pt为当期物价，Mt/Pt表示当期实际货币存量。式（1）标明产出与实际货币存量之间应该存在简单的正相关关系。通过数学上的简单处理可以得到该变量的增长率就是这两个变量增长率之差，因此有：

gY=gM-?仔（2）

其中，gY为产出增长率，gM为名义货币增长率，?仔为通货膨胀率。给定货币增长，高通胀引起实际货币存量和产出的下降，低通胀引起实际货币存量和产出的增加。式（2）简单变形为?仔=gM-gY，因而名义货币M2增长相对于产值Y增长的相对水平应该对通胀率?仔形成冲击。

（二）数据描述性分析

理论与现实往往存在不小的差距。2013年我国M2的增长率为13.6%，GDP增速为7.7%，依据式（2），2013年的理论通胀率是5.9%，但实际的通胀率（CPI涨幅）为2.6%。理论通胀率与实际通胀率之间仍有3.3%的差值。笔者用ΔM2/ΔGDP测度名义货币M2增长与产值Y增长的相对水平。指标ΔM2/ΔGDP正向偏离0线越多，说明货币增速相对实体经济增速越快，而指标在0线以下表示当期货币供给出现紧缩，与实体经济背离运行。月度数据显示，ΔM2/ΔGDP在1996—2013年间为相对平稳的时间序列。该指标在大部分时期都处于-0.5～0.5之间，仅在2008年爆发次贷危机之后出现了宽幅震荡，于2009年再次突破1.0，并且极少时期处于0线下方。

与名义货币供应量相对于实体经济增长的相对指标情形相反，我国的通胀率指标图线呈现出波动幅度逐渐衰减的现象。目前我国的通胀率震荡范围相对于上个世纪90年代已经收窄。由D（ln（CPIt））表征的通胀率趋势图显示出，次贷危机之后我国的D（ln（CPIt））维持在-1%～1.5%之间，而在此之前基本处于-1.5%～2%之间。

尽管时间序列D（ln（CPIt））与ΔM2/ΔGDP表现出方差趋势相反的显性特征，然而数据背后代表货币供给相对涨幅的ΔM2/ΔGDP对D（ln（CPIt））走势领先牵引力或者滞后压力的隐性特征无法直观地反映出来。因此，本文应用两列数据进行了向量自回归（VAR）方法的建模分析。

四、实证分析

为研究D（ln（CPIt））与ΔM2t/ΔGDPt之间的相关关系，我们令y1,t=D（ln（CPIt）），y2,t=ΔM2t/ΔGDPt，Yt为向量[y1,t，y2,t]T。

首先对时间序列y1,t、y2,t进行ADF单位根检验（见表1），检验结果显示两个序列皆为平稳过程。由此建立VAR（p）模型，如下式所示：

Yt=?琢+■AiYt-1+?着t（3）

其中，Yt为响应时间序列，?琢为常系数向量，Ai为对应于每一个i的2×2的矩阵，p为自回归滞后阶数，?着t为序列不相关的扰动项。

为了确定模型的滞后阶数p，构建四组VAR模型并进行AIC信息准则检验。其中VAR（2）、VAR（4）模型各两组，分别为：

模型1：VAR（2）-Ai为对角阵：

Yt=?琢+■AiYt-1+?着t （4）

模型2：VAR（2）-Ai为非对角阵：

Yt=?琢+■AiYt-1+?着t （5）

模型3：VAR（4）-Ai为对角阵：

Yt=?琢+■AiYt-1+?着t（6）

模型4：VAR（4）-Ai为非对角阵：

Yt=?琢+■AiYt-1+?着t（7）

模型中采用Ai是否为对角阵来标示出时间序列y1,t、y2,t之间是否会存在滞后项的交叉影响。由表2中的AIC检验结果可知，模型4对应的AIC值最小，因此模型4相对于其他三个模型更优。

確定了模型4的结构之后，对模型参数?琢、Ai进行估计可得：

?琢=0.1189790.154271；

A1=0.37293 1.13282-0.0153872-0.0251914，

A2=-0.155392-0.2276960.00022290.146854；

A3=-0.0551767 -0.6172240.0194103 0.207038，

A4=-0.0517018 -0.4624710.0446364-0.027943。

扰动项?着1,t与?着2,t之间的协方差矩阵为：

COV（?着1,t，?着2,t）=0.564833 0.01391380.0139138 0.0262679

（一）物价涨幅的动态方程

从模型估计的结果可以看出，序列y1,t、y2,t的滞后项存在交叉性相互影响，即ΔM2t/ΔGDPt对物价CPI的变化D（ln（CPIt+k））存在影响关系（k?缀[1，4]）。当然D（ln（CPIt））也受到其自身滞后项的影响。考虑两方面的影响，根据模型参数估计结果可知D（ln（CPIt））的动态方程应为：

D(ln(CPIt))=0.118979+0.37293(ln(CPIt-1))

-0.155392(ln(CPIt-2))-0.0551767(ln(CPIt-3))

-0.0517018(ln(CPIt-4))+1.13282ΔM2t-1/ΔGDPt-1

-0.227696ΔM2t-2/ΔGDPt-2-0.617224ΔM2t-3/ΔGDPt-3

-0.462471ΔM2t-4/ΔGDPt-4（8）

由式（8）可知，前一期的货币相对增速对当期的物价涨幅存在“正向”的压力，而更早期的货币相对增速形成的却是“反向”作用。这里反映出：长期以来，我国针对物价CPI的变化，货币当局所采取的一种“相机抉择”的调控方式，物价涨幅与货币相对实体经济的增速维持在一个较为稳定适度的水平。ΔM2t/ΔGDPt尽管在2008年次贷危机之后宽幅震荡，但整体趋势仍然处于平稳状态，并且(ln(CPIt))也表现出趋势平稳的特征，这两个事实给我国货币政策的稳健性以及并不存在“货币超发”提供了有力的证据。

如图2所示，如果货币当局继续维持目前这种稳健性的货币政策，继续采取“相机抉择”的货币供给调控，中短期内将指标ΔM2t/ΔGDPt值控制在0附近至0.5左右的水平，那么CPI的涨幅将以95%的概率维持在-1%～1%的水平。也并不会存在由货币供给所直接导致的通胀压力，当然也不排除货币以外其他因素所形成的通胀压力改变目前这种趋势的可能性。

（二）货币供给冲击效应分析

为了观测我国货币供给相对增速ΔM2t/ΔGDPt的提高对物价涨幅改变产生的冲击，笔者对上一节中所估计的动态方程做“脉冲响应”测试。文中分别分析了冲击发生后CPI涨幅对货币供给冲击可能出现的响应曲线，结果如图3、4、5、6所示。

几组测试结果均反映出，ΔM2t/ΔGDPt的突变（即M2相对于实体经济GDP出现更加快速的突变性增长或收缩）对CPI涨幅的冲击在随后的3–4个月几乎都表现为逐渐放大的效应，4–6个月之后又快速衰减到0附近。这说明，中短期内我国的经济环境对货币冲击的“消化能力”还比较强，因此货币增速与物价CPI涨幅两者之间仍能保持较为平稳地运行。

另有一点必须关注，即物价涨幅对ΔM2t/ΔGDPt改变的响应最大振幅有逐年放大的趋势①。同样的一个标准差的冲击，发生在2009年，响应最大振幅小于100%（见图3），然而冲击发生在2011年，响应最大振幅接近150%（见图6）。若冲击发生在2012年，响应最大振幅超过200%靠近250%。这在很大程度上说明目前国内的物价对于货币供给的变化越来越敏感，反应也越来越剧烈。这种趋势至少在两个方面对我国经济环境和货币当局调控带来不利：一方面，由于物价对货币供给的变化越来越敏感，货币供给量作为一种货币政策工具，其短期效果对市场的影响更加强烈，加大了货币当局“微调”的难度; 另一方面，如前所述我国目前经济环境对货币冲击的消化能力比较足够，尽管如此，短期内物价对货币供给的“过度”反应，极易使人们将引起通胀压力的矛头指向货币“超发”，而忽略掉一些其他可能的原因。

五、結论

本文通过对过去衡量货币供给适度性指标的缺陷进行解释，依据宏观经济学基本理论，提出货币相对增速指标，并通过时间序列相关关系建模，分析货币相对增速对我国目前物价涨幅的冲击效果及滞后影响。主要得出以下几个方面的结论：

第一，指标M2-GDP为一绝对量值，无法衡量货币供给对实体经济的相对适度性；而指标M2/GDP为一存量与流量的比值，同样不能测度货币供给对实体经济的相对适度性。M2是连续统计的累计量，GDP通常为某个时间区间上的统计量。尽管M2/GDP的提高可以在一定程度上从总量规模上说明一个国家和地区的经济金融发展水平，但要用其来描述货币供给的适度性就显得牵强，依据指标M2/GDP的快速提高来判定我国存在“货币超发”现象也是不科学的。本文选取的指标ΔM2t/ΔGDPt，其中ΔM2t为t期货币供给的新增量，为t期产值的新增量，两者的比值正好适当地反映货币供给与实体经济是否处于平衡适度的发展状态。

第二，通过对1996–2013的月度数据进行分析，时间序列ΔM2t/ΔGDPt较为平稳，没有明显的时间趋势。这也说明我国多年来的货币政策一直非常稳健，并没有出现货币增速与实体经济涨幅的背离现象，同时物价涨幅指标D(ln(CPIt))也表现为平稳震荡特征，也没有出现趋势性的加速特征。两者皆可作为我国目前并不存在“货币超发”的重要证据。

第三，通过简单的向量自回归（VAR）时间序列建模，本文分析了目前我国物价涨幅对货币供给冲击的响应情况。结果表明了我国当前的经济金融环境对于货币冲击仍具有较为良好的“消化能力”，冲击发生后的敏感期为4–6个月，6个月之后就逐渐衰减到0附近。

第四，通过对不同时期进行货币冲击测试发现，我国物价涨幅相对货币供给冲击的敏感程度逐年提高。这是否意味着我国的货币化进程已经逐渐地接近尾声，实体经济和虚拟经济整体对新增货币的消化能力是否能继续维持在目前水平，这虽然不是本文的研究重点，但值得在将来的研究中进行深入探讨。这种物价涨幅对货币供给的敏感性一方面加大了货币当局使用货币供应量对经济实施“微调”的难度，同时出现的货币幻觉极易导致人们将通胀压力归咎为货币供给的增加。

综上所述，我国目前货币供给还处于相对适度的水平，并未出现明显的“货币超发”。短期内货币供给对物价变动的影响存在，但时间持续性方面并不长。影响通胀压力形成进而导致物价持久性变化的因素，还需要从更多方面，诸如金融体系结构的变化、货币需求结构的变化、汇率制度以及国际经济形势等方面综合考虑。■

（责任编辑：张恩娟）

参考文献：

[1]麦金农.经济发展中的货币与资本[M].上海：上海三联书店，1988.

[2]易纲.中国金融资产结构分析及政策含义[J].经济研究，1996(12).

[3]余永定.M2/GDP的动态增长路径[J].世界经济，2002(12).

[4]刘明志.中国的M2/GDP(1980—2000):趋势、水平和影响因素[J].经济研究，2001(2).

[5]李健.结构变化：“中国货币之谜”的一种新解[J].金融研究，2007(1).

[6]尉高师，雷明国.中国的M2/GDP为何这么高[J].经济理论与经济管理，2003(5).

[7]吴建军.我国M2/GDP过高的原因:基于收入分配差距的分析[J].经济学家，2004(1).

[8]易纲.中国的货币化进程[M].北京：商务印书馆，2005.

[9]何涨芳.CPI增速与M2增速关系研究[R].南华期货研究，2013.

收稿日期：２０14－04－22

作者简介：李晓斌（1983-），男，安徽蚌埠人，现供职于中国人民银行南京分行。