一、引言
近幾年我國CPI波動較大。如2007年7月CPI超過了105(上一年同月=100);2008年2月CPI同比增長高達108.7。在不同時期央行根據宏觀經濟運行狀況采取了不同的貨幣政策,如2007年多次上調存款準備金率或人民幣存貸款基準利率。因此檢驗CPI的變動是否是貨幣現象,對于利用貨幣政策工具調整物價具有重要的經濟意義。
通常用居民消費價格指數(CPI)反映通貨膨脹或緊縮程度,西方經濟學主流學派——貨幣主義學派、供給學派、理性預期學派都無一例外地認為,通貨膨脹是一種貨幣現象,即物價持續上漲是貨幣供給量持續增加的結果。因此都主張利用貨幣政策工具來管理通貨膨脹。貨幣學派代表人物弗里德曼認為,通貨膨脹永遠是貨幣現象,過多地增加通貨量是通貨膨脹的唯一原因(P28)。國外許多學者對貨幣供給量對物價的影響作了研究。如Eichenbaum使用M1和聯邦基金利率作為不同的貨幣政策指標考察美國的貨幣政策效果,發現用聯邦基金利率代表貨幣政策時,利率的正向沖擊(緊縮的貨幣政策)帶來了產出的下降,但價格水平反而上升了。國內一些學者對近幾年我國CPI變動的原因也作了許多深入的研究。劉斌通過建立貨幣供應量與產出、物價的聯立方程模型實證表明,從長期看貨幣供應量的變化最終將全部體現在物價變化上。謝平運用VAR方法對1998年至2002年的貨幣供應量與產出、物價之間的關系進行了分析,得出長期中貨幣供應量的變化將對物價產生永久性影響。趙進文等利用非線性廣義矩方法,對央行最優化一階條件的簡約式和結構式同時進行了估計和比較,結果表明1993至2005年間,央行的貨幣政策實際造成了中國存在通貨膨脹的明顯傾向。李永寧,李瑞紅認為,長期內在不存在全面供給沖擊、市場機制健全條件下,持續通貨膨脹一定是一種貨幣現象。賀力平認為,前一時期世界經濟的較快增長和主要經濟體貨幣政策的放松調整以及由這種調整所引起的國際金融市場商品價格的上漲,是導致2007年至2008年初世界經濟出現趨勢性通貨膨脹的主要原因。
但一些學者也認為通貨膨脹是需求造成的,他們將通貨膨脹分為需求拉動型、成本推動型等類型。冀志斌,周先平利用1995年至2008年第一季度的季度數據,建立向量自回歸模型對我國貨幣政策的效果進行了經驗分析,結果表明緊縮的貨幣政策沒能使物價水平下降,反而上漲了。林峰認為,近幾年我國CPI快速上漲的現象是結構性價格調整,其深層次原因是扭曲的要素價格體系的調整和經濟增長方式的轉變,數據也顯示貨幣供給量的平穩增長和通貨膨脹率存在背離的現象。任品一,尚慶琛認為,近幾年我國通貨膨脹的根本原因在于粗放增長方式下不合理的經濟發展模式,要想有效抑制通貨膨脹,必須采用標本兼治的政策組合策略。閆屹,郝潔等認為,近幾年我國的通貨膨脹的成因非常復雜,既有國內因素也有國際因素,兼有結構型、成本推動型以及輸入型通貨膨脹的特點。孫志偉認為,近幾年我國通貨膨脹的原因是資源類商品,如石油、煤炭、電力、天然氣,消費類商品,如農副產品,房地產價格上漲造成的。
本文依據中國2005年1月至2009年5月的CPI數據和貨幣供給量數據,利用跨方程約束聯立方程模型研究貨幣供給量對理性預期CPI的影響。本文的特點是不直接檢驗貨幣供給量M0、M1和M2對CPI的影響,而是先將M0、M1和M2轉化為環比(百分點)數據再研究貨幣供給量對CPI的影響,期望得出貨幣供給量M0、M1或M2對CPI的總體影響程度和時滯,其研究結果能對當前的貨幣政策制定提供一定的借鑒意義。
二、理性預期CPI跨方程約束聯立方程模型
根據理性預期學派的理論,居民消費價格指數CPI的理性預期是在CPI的過去值和貨幣政策等信息條件下的CPI的均值,即
tCPIt=E(CPIt | It)(1)
這里tCPIt表示t月的CPI理性預期,It是t月可利用的信息,包括{CPIt-1,CPIt-2,…,Mt,Mt-1,…｝。其中,CPIt-i是CPIt的過去值,Mt,Mt-i是貨幣供給量及其過去值,i=1,2,……。
將CPI表示成
由于模型(7)是跨方程約束誤差項相關的聯立方程模型,因此,模型(7)可采用似不相關估計(Seemingly Unrelated Regression)。
三、實證分析
(一)樣本數據的選取
本文所采用的數據來自于中國國家統計局月度數據中的居民消費價格分類指數(上年同月=100)和中國人民銀行公布的貨幣供給量數據。 居民消費價格分類指數的樣本期是2005年1月至2009年6月,樣本容量為54個月;貨幣供給量M0、M1、M2的樣本期是2004年1月至2009年6月,樣本容量為66個月。由于居民消費價格指數為環比數據(上年同月=100),為了模型數據口徑一致,將貨幣供給量M0、M1、M2也轉化為環比數據,為了得到CPI的貨幣供量給彈性,將CPI及貨幣供給量都轉化為百分點數據。CPI、M0、M1、M2的描述性統計見表1。
(二) 模型估計
對模型(7)采用似不相關估計。在模型估計過程中,若出現不顯著的參數,則首先剔除不顯著的參數,若參數是顯著的但 βi j(i=0,1,2)符號為負,則也將其剔除,然后再重新估計模型,直到所有參數都顯著且βi j710(i=0,1,2)為止。估計結果見表2。
從表2中的估計結果可以看出,各回歸解釋變量的參數顯著性檢驗t統計量的絕對值都大于2,說明引入的解釋變量對CPI是有顯著影響的;回歸的調整擬合優度都在0.94以上,說明模型的擬合效果非常好。從表2中的估計結果可以計算出,M0的平均時滯為6.4個月,M1的平均時滯為5.8個月,M2時滯為7個月。當期M0的邊際分離效應為0.047093,M0的總體效應為0.087329,M1的總體效應為0.069312,M2的總體效應為0.066169.
四、結論
本文實證研究表明,我國貨幣供給量的增長對CPI的變動有顯著影響,但總體影響較小。M0的總體效應約為0.09,M1的總體效應約為0.07,M2的總體效應約為0.07。從回歸標準差看,成本推動或需求拉動對CPI的影響較大,M0方程的回歸標準差為0.443486,M1方程的回歸標準差為0.530794,M2方程的回歸標準差為0.666712,也即近幾年我國CPI的變動主要是由成本推動或需求拉動的。為此建議:一是不必為應對通貨膨脹壓力采取從緊的貨幣政策,為應對后經濟危機,宜采取適度寬松的貨幣政策;二是應對通貨膨脹壓力,應從實際出發,正如部分學者的觀點,應采取其他需求管理的宏觀經濟政策。
