货币供应量对居民消费价格指数变化的影响.doc

货币供应量对居民消费价格指数变化的影响汪献华居民消费价格指数（下称CPI）是衡量通货膨胀水平的重要指标之一，其变化趋势既是中央银行制定货币政策的主要参数，也是商业机构进行债券等利率敏感性资产投资决策的重要依据，特别是在国内货币政策缺乏透明度的情况下，CPI在一定程度上成为债券市场走势的风向标。CPI反映了最终消费品的价格总体水平，而价格与货币供应量变化密不可分。本文从货币供应量变化的角度来探讨与分析CPI的未来变化趋势。一、 目前CPI的基本情况根据国家统计局公布的数据，1-4月份CPI较去年同期上涨2.6%，自2004年9月份以来呈现逐渐下降的趋势（见图1）。从对CPI增长的贡献率来看：食品价格成为拉动CPI下降的重要动力，以4月份为例，2005年4月份食品价格上涨3.1%，对CPI的贡献率为57.87%，较去年同期的食品价格上涨10.20%、对当月CPI贡献达到90.20%有明显下降，仅食品价格一项拉动CPI下降0.8%。居住价格虽然同比涨幅与去年同期相比变化不大，但是对CPI增长的贡献率在增大，服务品价格对CPI上涨也起了积极的推动作用。从实体经济来看，由于国家对农业产业的扶植使粮食食品价格趋于稳定，避免了出现2004年的食品价格大幅上升推动CPI上升的现象。但是，从货币经济角度来看，CPI下降与去年4月份宏观调控以来货币供应量迅速下降有关，广义货币M2同比增速从调控前的19.10%（2004年3月份）在短短七个月内迅速下降到13.50%，货币供应量这种变化对CPI影响不容忽视。图1：1999以来CPI变化情况资料来源：国家统计局二、货币供应量与CPI之间的传导机制从传统的费雪交易方程式MV=PY可以看出，在货币流动速度变化不大的情况下（实际上货币流通速度是一个制度变量，短时间内变化不大），货币供应量速度变化与价格水平变化具有下列关系：dm/M=dp/P+dy/Y。其中dm/M、dp/P、dy/Y分别代表货币供应量、价格水平和产出的变化。从直观上来看，在社会商品生产一定的情况下，货币供应量增加会直接导致价格水平的上升。从传导机制来看，货币供应量增加从三方面对CPI产生直接或潜在影响：一是货币供应量增加可能会使实际利率降低，刺激投资需求，投资需求增大会使上游工业品价格指数上涨过快，从而导致下游的CPI面临上涨的压力，目前我国经济运行中这种现象较为明显；二是货币供应量增加会使居民通胀预期增强和财富效应显现，社会消费需求增大，直接对CPI上升产生直接推动力；三是本国货币供应量增加使本国货币有贬值趋势，从而刺激出口抑制进口，影响国内商品市场的供求关系，对国内商品市场的价格水平产生影响。从CPI的构成来看，包括食品、烟酒及用品、衣服、家庭设备及维修服务、医疗保健及个人用品、交通和通信、娱乐教育文化用品及服务、居住等八类与居民生活消费密切相关的商品，货币供应量变化对不同商品的影响有所区别。因此，货币供应量的变化对CPI影响可能有一个时滞，即潜在购买力的货币转化为现实购买力的时间跨度，决定这个时滞的因素较为复杂，与整体社会经济发展水平、消费习惯、消费结构等因素密切相关，但从总体来看，影响货币供应量变化对居民消费价格水平变化的因素有两方面：一方面是消费者对通货膨胀的预期，如果消费者预期未来通货膨胀水平较高，居民会提前消费，那么货币供应量变化对价格水平变化影响时滞较短，反之则较长；另一方面是社会消费结构情况，如果整个社会处于消费结构升级阶段，货币供应量变化对价格变化影响则存在一个相对较长的时滞。三、货币供应量与CPI的相关性分析从我国的货币层次划分来看：狭义货币（M1）包括流通中现金（M0）和企业活期存款，广义货币（M2）除了包括狭义货币之外，还包括定期存款、储蓄存款和其他存款等准货币。从理论上说，M0、M1具有较强的交易动机，而M2具有较强的谨慎动机和财富储藏动机。然而，由于我国金融市场不发达，居民投资渠道较为单一，安全性高、流动性强和收益相对稳定的银行储蓄存款成为居民主要的投资渠道。根据我国对货币层次的划分，居民储蓄存款（包括活期储蓄存款和定期储蓄存款）划分在准货币中，成为广义货币重要的组成部分。根据人民银行的统计数据，2005年1季度末广义货币余额为26.7万亿，其中，M0为2.17万亿，人民币储蓄存款为12.93万亿，分别占广义货币的8.12%和48.43%。由此可见，在M0占比不高和国内支付系统体系不健全的情况下，占了广义货币近50%的居民储蓄存款由潜在购买力转化为现实购买力是成为直接推动CPI上涨的主要动力，因此，M2成为影响居民消费价格水平上升主要因素。根据以上分析，我们认为M0、M1、M2与CPI的相关关系逐渐密切，其相关性应逐渐增强。通过对1991年以来M0、M1、M2增速与CPI的相关性进行分析得到，M0、M1、M2对CPI影响在逐渐增强，这也符合上述判断（见图2）。图2：CPI与货币供应量变化相关性分析资料来源：国家统计局为了分析货币供应量变化与CPI之间的时滞，对M0、M1、M2与滞后各期的CPI相关性进行分析，从相关性来看，M0与滞后12期的CPI相关关系为0.31，是MO与各期CPI相关系数中最高的；M1与滞后10期CPI的相关系数为0.60，是M1与各期CPI相关系数中最高的；M2与滞后9期、10期、11期的CPI相关系数分别为0.76、0.80、0.82和0.81，达到相当显著的水平，M2对9-12个月的CPI影响较大。从上面分析可以看出：M2与CPI变化影响最大，各层次货币对CPI影响的时滞达到10-12个月。上述时滞变化从近几年CPI变化情况可以看出：一是2002年全年居民消费物价处于负增长状态，这与前一年2001年M2平均增速只有13.25%有密切相关；另一个是2003年M2平均增速为20.01%同样可以解释2004年居民消费物价总水平居高不下，特别是2004年三季度居民消费价格持续三个月超过5%。这两个时期价格变化也一定程度上反映了货币供应量变化对CPI影响（包括CPI增长水平及二者之间存在的时滞）。四、货币供应量变化对CPI的解释方程式为了分析货币供应量变化对CPI的影响，我们选择CPI（因变量）与前12期的M0同比增速和前11期的M2同比增速两个自变量来解释CPI的变化，得到如下回归结果（见表）。表：回归结果VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-7.9174460.657817-12.035940.0000M0(-12)8.9230701.8235844.8931500.0000M2(-11)51.163203.90884713.089080.0000R-squared0.762818 Mean dependent var1.164063Adjusted R-squared0.755041 S.D. dependent var1.756744S.E. of regression0.869471 Akaike info criterion2.603877Sum squared resid46.11474 Schwarz criterion2.705074Log likelihood-80.32406 F-statistic98.09301Durbin-Watson stat0.702725 Prob(F-statistic)0.000000CPI= -7.91+ 8.92*M0（-12）+51.16*M2（-11）从回归结果来看，两个自变量对CPI的解释系数为0.76，包括显著性、自相关等参数检验较为理想，该模型能够较好地预测CPI的变化，而且CPI与M0（-12）、M2（-11）有较为明显的正相关关系。从CPI预测值与CPI实际值来看，该模型能够较好地预测了CPI的变化趋势（见图）。图：2002年以来CPI预测值与实际值对比资料来源：国家统计局由于CPI在一定程度上受到政府管制，货币供应量变化很大程度上受到外汇储备等非内生经济变量的影响，因此，该模型的有效性受到一