国民收入、货币供给与CPI的关系研究

李慧慧

[摘要]居民消费价格指数（CPI）是大宗消费品及服务价格变动的指标，可以体现消费品及服务的价格变动对居民消费支出的影响，可以间接反映居民实际工资水平的涨跌，也可以作为分析宏观经济形势、调整宏观经济政策的重要参考。文章对国民收入、货币供应量与CPI的互动关系进行了理论分析和实证研究，结果显示：居民消费价格指数和国内生产总值呈正向相关关系，二者互为Granger因果关系；居民消费价格指数和广义货币供给量呈正向相关关系，二者互为Granger因果关系；居民消费价格指数具有一定的内生惯性。

[关键词]CPI；国民收入；货币供应量；ARCH

[DOI]1013939/jcnkizgsc201815005

居民消費价格指数（CPI）是刻画大宗消费品及服务价格变动的指标，可以体现消费品及服务的价格变动对居民消费支出的影响，可以间接反映居民实际工资水平的涨跌，也可以作为分析宏观经济形势、调整宏观经济政策的重要参考。近年来，我国CPI在经历了一段时期的大涨之后逐渐趋于平稳，2016年1月—2017年9月的CPI的月度数据显示，这段时期内CPI同比上涨了177%。CPI处于较低水平意味着经济发展的不景气，因此，有必要对CPI的影响因素进行深入研究，并以此来判断CPI处于较低水平的真实原因。国内外学者对影响CPI的影响因素研究很多，但因为研究视角、研究期限、研究区域、研究方法等的不同，所得结论各有不同。利率作为货币政策的中介指标，它的波动会通过消费和投资两个渠道影响实体经济，进而引起CPI的波动（李宝瑜、张帅，2008；王焱、魏慧丰、郭希明，2006；魏璐、钱存华，2014；张海星，2012）。货币供给量作为货币政策的另一中介指标，它的波动不管是从长期还是短期，不管是广义的还是狭义的，都会对CPI产生直接的影响（陈碧琼、何燕，2009；高玲、李时椿，2008）。供给和需求是一种密不可分、互为因果的关系，产品市场有供需、要素市场也有供需。CPI可以有效反映产品市场上的价格变化，而生产资料、劳动力、土地的供需波动直接反映了要素市场上的价格变化。因此，劳动力、土地、原油、农产品、中间产品的价格波动会直接影响CPI（侯守礼、2008；Todd EClark，1995；易纲，1995；厉以宁，1992；敬艳辉、王晓辉，2006；朱信凯、吕捷，2011），就像Dan Caplinger（2006）的观点一样，生产者价格指数可以很好地起到价格的预警作用甚至可以用来预警CPI的波动。但也有学者认为CPI对来自它本身的变动反应是相当敏感的（曹捍东，2006）。自从1998年实行住房商品化改革以来，我国的商品房价格持续攀升，各地“地王”现象频现，商品房价格的攀升在增加投机获利的同时，也改变了居民的消费习惯，许多背负着巨额房贷的家庭生活变得拮据。因此，住房和商品价格的波动对CPI的影响也是直接的（王军平，2006；何维炜、田皓，2007）。范立夫、张捷（2011）通过对2001年1月—2010年12月的宏观月度数据的研究，发现货币增速剪刀差与CPI之间存在着显著的正相关关系。

本文在借鉴前人研究成果的基础上，结合古典经济学家费雪的交易方程式理论，对居民消费价格指数、国内生产总值和货币供给的关系进行了理论分析，并据此建立了计量经济模型，再通过实证研究方法来判定居民消费价格指数、国内生产总值和货币供给之间的关系。文末结合理论分析和实证分析的结论，提出了几点政策性的思考。

1理论分析与模型构建

古典经济学家费雪在其1911年出版的《货币购买力》一书中，提出了著名的“费雪交易方程式”，式中M表示一定时期内现实中流通的货币的平均数量，V表示一定时期内单位货币的平均周转次数即货币流通速度，P表示商品和劳务价格的加权平均数，T表示一定时期内商品和劳务的实际产出。

MV=PT（1）

把（1）式左右两边同时取自然对数，变形为：

lnM+lnV=lnP+lnT（2）

通过移项之后可得：

lnP=lnM+lnV-lnT（3）

V主要由人们的支付制度和支付习惯决定。侯英、陈家宁（2012）基于近年来国内外经济环境的实际，构建了关于V的表达式：

V=（GDP+Yst+Yb+Yfu）M2（4）

从（4）式可以看出，影响V的主要因素包括GDP和M2（广义货币供给量）。lnP是加权平均物价的自然对数，本文拟采用lnCPI代替；lnM是现实中流通的货币的平均数量取自然对数，本文拟采用lnM2代替；lnT是商品和劳务的实际产出取自然对数，本文拟采用lnGDP代替。据此，建立关于居民消费价格指数CPI、广义货币供给量M2、国内生产总值GDP的计量经济模型如下：

lnCPI=α+βlnM2+γlnGDP+ε

2变量设置与研究方法

21变量设置

（1）居民消费价格指数（lnCPI）。本文拟采用居民消费价格指数的月度同比数据，为了消除其然后对其消除指数增长趋势，我们对其取自然对数处理。

（2）国内生产总值（lnGDP）。本文拟采用国内生产总值累计同比实际增速的季度数据（%）代替。

（3）广义货币供给量（lnM2）。本文采用广义货币供给量期末同比增速的月度数据（%）代替。

文中使用的所有数据都来自中经网统计数据库，本文的研究区间选择是2001年第一季度至2017年第三季度。基于查询到的居民消费价格指数和广义货币供给量的数据为月度数据，笔者采用计量经济学上的平均法测算出了对应季度的数据。

22研究方法

如果序列y是时间序列数据且是非平稳时间序列，可以设y包含一个确定性时间趋势：

yt=a+δt+μtt=1，2，…，T（5）

式中μ是平稳的随机干扰项，a+δt是线性趋势函数。（5）式减去a+δt，结果是一个平稳过程。一般时间序列常呈指数增长趋势，但是指数增长趋势取自然对数就可以转换成线性趋势。因此，文中把CPI的时序数据作取对数处理。同样，如果序列y通过d次差分成为一个平稳序列，而这个序列差分d-1次时却不平稳，那么称序列y为d阶单整序列。本文拟对各变量进行单位根检验。

Johansen在1988年及1990年与Juselius一起提出的一种以VAR模型为基础的检验回归系数的方法，是一种进行多变量协整检验的较好的方法。协整的定义如下：k维向量时间序列yt的分量间被称为d，b阶协整，记为yt～CI（d，b），如果满足：（1）yt～I（d），要求yt的每个分量都是d阶单整的；（2）存在非零向量β，使得β，yt～I（d-b），0

3实证过程与检验

31单位根检验

检验序列平稳性的标准方法是单位根检验。本文进行单位根检验的方法采用ADF检验和PP检验。这两种检验同时使用避免了采用单一检验方法结果可能的不准确性。检验结果如表1，从表1的结果可以看出，居民消费价格指数、国民收入、货币供给的一阶差分序列是平稳的，即lnCPI、GDP和M2都是一阶单整序列。

32协整检验

Johansen协整检验是一种进行多变量协整检验的较好的方法。本文通过AIC信息准则和SC信息准则确定的各变量最佳滞后阶数为5阶。在进行Johansen协整检验过程中，选取滞后阶数5阶，无时间趋势项且含有截距项的形式进行检验，为确保检验结果的准确性，我们对各变量分别进行了特征根迹检验和最大特征值检验，检验结果如表2和表3。

从（6）式的协整方程可以看出，GDP、M2与lnCPI都呈正向相关关系。即国内生产总值每提高1%，居民消费价格指数同比增加0003393%，国内生产总值的提高，会引起居民收入水平的提高，居民收入水平的提高会促使居民增加对正常品和奢侈品的商品需求，进而引起物价水平的上涨；广义货币供给量每提高1%，居民消费价格指数同比增加0000254%，广义货币供给量的增加会导致流动性增加，进而导致商品市场上的物价上涨。

33格兰杰因果关系检验

Johansen协整检验的结果说明各变量之间存在相关关系，但并不能说明各变量之间是否存在因果关系。Granger因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中。一个变量如果受到其他變量的滞后影响，则称它们具有Granger因果关系。本文对lnCPI、GDP和M2之间的关系进行了Granger因果关系检验，检验结果如表4。

Granger因果关系检验的结果表明：第一，居民消费价格指数和国内生产总值互为Granger因果关系，商品价格的提升增加了生产者的利润，生产者会扩大再生产，进而推动国民收入水平的提高；国民收入水平的提高会导致消费水平的提高，消费增加会推高物价。第二，货币供给量和居民消费价格指数互为Granger因果关系，货币供给量增加会导致市场上的流动性增强，推高了消费需求，拉高了商品价格；居民消费价格指数的提高，会促使对引起货币的交易性需求增加，交易性需求的提高会导致那些原本执行储藏手段的货币流向市场，即货币的内生属性发挥作用。第三，货币供给量和国内生产总值互为Granger因果关系，扩张型货币政策会推动国民收入水平的提升，国民收入水平的提高又反过来引起消费者的需求上升，进而增加对货币的需求，货币市场要达到平衡，货币供给自然也会增加。

34CPI序列的ARCH模型

本文建立通货膨胀率模型，因变量为我国消费价格指数（%）（上年同月=100）减去100记为πt，解释变量选择广义货币供给量期末同比增速的月度数据（%）代替，记为M2。样本期间是2001年1月至2017年9月。由于是月度数据，利用X-12季节调整方法对πt和M2进行了调整，用OLS估计的结果如下：

πt=0945305πt-1+0009441M2t-1+μ∧t

t=（4819525）（254381）（7）

R2=09132Log likelihood=-1874760 AIC=18947 SC=19277

从（7）式可以看出，各统计量都比较显著，拟合程度也较好。但是观察该回归方程的残差趋势图1，可以发现残差序列存在波动的“成群”现象：波动在一些时期内较小，在其他一些时期内较大，这说明误差项可能具有条件异方差性。

从图3的检验结果可以看出，接受原假设，即πt和M2的ARCH（1）模型不存在ARCH效应，说明利用ARCH（1）模型消除了（7）式残差序列的条件异方差性。因此，我们认为（8）式更好地模拟了通货膨胀率和货币供给量变化率之间的关系，即上期通货膨胀率和上期货币供给量变化率对本期的通货膨胀率都有正向直接的影响。

4结论与思考

本文在借鉴前人研究成果的基础上，结合古典经济学家费雪的交易方程式理论，对居民消费价格指数、国内生产总值和货币供给之间的互动关系进行了理论分析和实证检验，据此得到了以下几点结论和思考。

（1）居民消费价格指数和国内生产总值呈正向相关关系，二者互为Granger因果关系。近年来，随着我国经济的持续高速发展，我国的经济总量已位居全球第二。经济总量的增加，势必会引起居民收入水平的提高，进而推动消费物价水平的提高。同样，居民消费价格指数的涨跌直接影响商品和劳务生产者的收入水平，进而引起国民收入水平的上涨和下跌。因此，居民消费价格指数的上涨和下跌是一种经济“惯性”，只要不出现剧烈波动，政府无须干预。

（2）居民消费价格指数和广义货币供给量呈正向相关关系，二者互为Granger因果关系。居民消费价格指数的涨跌会引起消费者对货币需求的涨跌，货币供给和货币需求因为市场作用会趋于平衡，因此，货币供给也会因为居民消费价格指数的涨跌而涨跌。同样，广义货币供给量的增加或降低，会引起市场上流动性提高或降低，进而引起居民消费价格指数同方向变动。需要警惕的是，一旦货币供给量增加过多，会引起居民消费价格指数变动过快，甚至引发通货膨胀。因此，政府在实施货币政策过程中，要加强对货币政策中介指标货币供给量的监测，以免引发通货膨胀。

（3）居民消费价格指数具有一定的内生惯性。前期居民消费价格指数对后期居民消费价格指数会有一定程度的影响，当政策制定者使用宏观经济政策对物价水平进行调控时，需考虑当期物价水平对后期物价水平的影响，当期实施的货币政策并不能起到立竿见影的效果，即通常所说的货币政策时滞。只有充分考虑货币政策的时滞效应，货币政策才可以发挥相应的宏观经济调节作用。

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