基于货币供给视角下的物价水平研究 - 中国统计教育学会

1、基于货币供给视角下的物价水平研究Research on Price under the Perspective of Currency Supplies AbstractWhat this article studies is based on the currency supplies angle to research price level, the currency supplies and the price level whether to have the causal relation, and whats kind of causal relation, the theori

2、sts has the big difference. This article take data of our country from 1980 to 2008 year as a foundation, by the currency supplies rate of increment and the price rate of increase and boths cross correlation chart analysis, we know the money supply M2 rate of increment basically with the price rate

3、of increase fluctuation consistent, moreover both the difference change situation is also quite stable; Further, comes the quota using the Granger causes and effects inspection method to describe between them the relations, obtains the currency supplies and between the price level has certain correl

4、ational dependence, namely the currency supplies increase can cause the price rise. Otherwise is actually untenable. Describes between this boths short-term and the long-term balanced relations based on the above conclusion using the error correction model quota, and obtains its error correction spe

5、ed to achieve 89.54%. Moreover, after establishes VAR(2) model ,using the pulse response functional analysis (impulse response function, IRF) to work as this issue for a currency supplies rate of increment impact, the currency supplies rate of increment changing to the price rate of increase changes

6、 influence will achieve stably after 5 issues .Key Words: Currency supplies; M2 rate of increment; Granger examination; ECM;IRF摘 要本文研究的是基于货币供给视角下的物价水平，货币供给与物价水平是否存在因果关系,存在怎样的因果关系，理论界存在着较大的分歧。本文以我国19802008年数据为基础，由货币供给增长率与物价上涨率两者间的折线图及其两者间的交叉相关图分析，可知货币供应量M2增长率与物价上涨率的波动基本一致，而且两者之差的变化情况也比较稳定；通过协整理论，来揭示货

7、币供给与物价稳定之间的长期均衡关系；进一步的，运用Granger因果检验法来定量地描述它们之间的关系，得到货币供给与物价水平之间有着一定的正相关关系，即货币供给的增加能够引起物价的上涨。反之却不成立。基于上述结论运用误差修正模型定量地描述这两者之间的短期和长期均衡关系，并且得到其误差修正速度达到89.54%。另外，建立VAR(2)模型并利用脉冲响应函数分析（impulse response function，IRF）当本期给货币供给增长率一个正的冲击后，货币供给增长率变化会在5期后对物价上涨率变化的影响达到稳定。关键词：货币供给；M2增长率；Granger因果检验；误差修正模型；脉冲响应函数1

8、 问题的提出货币供给1是指在某一时点上提供的为社会经济运转服务的货币量，它是一国经济主体持有的通货和活期存款两部分构成。从量上看，就是一定时点上经济生活中所拥有的货币存量。货币供给量的多少主要受到基础货币量，货币乘数和存款创造等因素的影响，而基础货币投放的多少、货币乘数地大小以及存款创造所形成的创造规模则取决于一国的中央银行所采取的货币政策和该国的金融体系的组织结构了。我国将货币供应量划分为三个层次:M0、M1和M2,本文选择 M2 进行分析,即广义货币供应量。一定经济范围内所有商品整体价格的高低用物价水平来表示，它通常通过一系列的综合价格指数来反映。通常使用的有CPI、PPI、以及GDP价格

9、平减指数等，使用较多的是CPI（居民消费价格指数）和PPI（生产价格指数）。CPI是Consumer Price Index的缩写，全称居民消费价格指数，是反映一定时期内居民所购买的生活消费品价格和服务项目价格的变动趋势和程度的相对数。该指标既包括城乡居民日常生活需要的各类消费品价格，也包括多种与人民生活密切相关的服务项目价格，如水、电、交通、教育、医疗等费用，可以全面反映多种市场价格变动因素及其对居民实际生活的影响程度。对宏观经济政策而言,它是判断经济形势和制订经济政策的重要参考变量。保持价格指数稳定已成为各国政府和中央银行的首要任务之一,也是政府和个人等经济微观主体进行决策的重要因素。PP

10、I是Producer Price Index缩写，全称生产者物价指数，是衡量工业企业产品出厂价格变动趋势和变动程度的指数，是反映某一时期生产领域价格变动情况的重要经济指标，也是制定有关经济政策和国民经济核算的重要依据。GDP平减指数(GDP deflator)，又称GDP缩减指数，是指没有扣除物价变动的GDP增长率与剔除物价变动的GDP增长率之差。名义GDP的增长和实际GDP的增长二者之差就是GDP价格（price of GDP)的增长，该价格我们时常称为GDP价格平减指数。货币供给与物价水平的关系问题早已备受关注。货币供给，就是货币的投放，是加强一定经济领域货币流动性的常用和有效方式。显然，

11、货币供给量的增加会使居民和生产者拥有和使用的货币也相应增加。物价水平，被称为是一种货币现象，它通常用来表示商品的规模大小和商品的质量高低。货币供给的规模和投放方向对物价水平会产生一定影响，这已成为世界各国学者的共识，也已被时间所验证。但货币供给在多大程度上影响着物价水平、物价水平反过来是否也影响着货币的供给、以及货币供给的变动在短期和长期对物价水平的影响程度是否一样等这些问题在各国学者之间存在很大的分歧，至今也没有一个统一的说法。2 文献回顾国内外很多学者对货币供应量和物价水平的关系进行了大量的理论探讨和实证研究。在国外，两者的关系主要体现在货币数量理论的发展演变。最先提出这一理论的是法国重商

12、主义者J.博丹。15世纪末16世纪初，由于南美洲金银大量流入欧洲，致使欧洲市场物价上涨，货币贬值（史称“价格革命”）。博丹认为，白银流入是货币价值低落的原因，货币的价值、商品的价格决定于货币的数量。以后意大利经济学家B.da万萨蒂、G.蒙塔纳里、英国哲学家J.洛克、法国哲学家C.-L.de孟德斯鸠,以及后来英国哲学家D.休谟、经济学家D.李嘉图、哲学家J.S.密尔等都阐述过类似见解。近代西方货币数量论除了注重对货币流通量与商品价格及货币价值关系的质的认定外，还注重对它们关系的量的分析。其主要代表人物有：美国I.费希尔、英国A.马歇尔、A.C.庇古和J.M.凯恩斯。费希尔于1911年，在其代表作

13、货币购买力：其决定因素及其与信贷、利息和危机的关系中提出现金交易方程式。指出，在商品交易中，买者支出的货币总额总是等于卖者收入的货币总额，如以M代表货币供应量，以V代表货币流通速度，以P代表物价水平,以T代表社会交易量，则方程为：MVPT ,费希尔认为T、V是比较稳定的,是个常量；M、P是不稳定的,是个变量。因此，他指出,在货币的流通速度与商品交易量不变的条件下，物价水平随流通货币量的变动成正比例变动。马歇尔把货币量与物价、币值关系的研究引导到货币需求上来，这是在费希尔货币数量论基础上的一个进步。1917年他的学生庇古在英国经济学季刊上发表货币的价值一文，提出了现金余额方程式，即剑桥方程式：M

14、=kPy式中M为人们持有的货币量,k为货币量与国民收入或国民生产总值之比，P为最终产品和劳务价格的指数，y为按固定价格计算的国民收入或国民生产总值。庇古提出物价水平决定于货币量,与货币量的多少呈反方向、同比例变动。凯恩斯赞同现金余额货币数量论，但认为以小麦数量去表示货币的价值并不能反映物价水平。另外，凯恩斯与费希尔一样，都主张通过金融手段去影响物价，从而缓解或者消除资本主义经济的周期波动。现代货币数量论主要代表人物是美国的M.弗里德曼。1956年，他在货币数量论重新表述中提出的货币需求函数。在弗里德曼看来，由于货币需求函数是极为稳定的，因而物价的变动决定于货币的供给。从货币供给的变动去研究对物

15、价的影响是货币数量论的特点。不仅如此,货币供给的变动还影响产量和名义收入,但货币量的增长对名义收入的增长的影响有一个时间间隔。国内对两者之间关系的研究启动的较晚，但相关文献也是相当丰富的。王千通过对我国 19931999 年的价格指数与货币供应量的考察发现: 我国货币供应量的改变CPI 的影响并不显著。陆瑞通过对我国19942005 年的数据进行检验得出：CPI与M0和M1 之间的相关性是很差的, 而与M2之间的相关性很强, 而且相关性的显著性也很强。姚远通过对 19962004 年的相关数据进行实证研究得出,短期内货币供应增长对通货膨胀的影响不稳定, 对经济增长没有显著影响, 经济增长和通货

16、膨胀也不影响货币供应量, 货币供应增长对通货膨胀和经济增长有滞后期约为三季度的滞后效应。牛筱颖通过对我国19942004年的季度数据进行检验分析表明货币供应对物价的影响有一两年的时滞。另外，陈晓春，阮文彪(2006)用异方差检验和冲击响应检验，得出在短期中，货币供应量对国民产出的影响比较大，货币供应量的变动对物价水平有长期的较大影响。王少平以1978年1994年为样本，运用Granger检验进行实证研究，验证了中国通货膨胀形成的基本原因是货币的过量发行；李由等学者对于我国CPI上涨提出了采取适度从紧的货币政策，并且从供需角度加以调节，控制价格总水平的上涨；刘永，吴先满（2008）文章也是从货币

17、供给角度出发，来论述物价上涨的原因，得到货币供给与物价水平之间有着一定的正相关关系。不过，该文是以M1作为货币供给的指标的，而M1是现金和活期存款的综合，它不能全面地反映货币供给量，从而会低估了它们之间的数量关系。由于研究的角度方法不同且样本区间选择的不同以及建模的方法存在差异。因此，不同研究的结果并不一致，甚至存在较大差异。随着计算机技术的不断推进和数学方法的不断完善及创新，两者之间关系的研究条件发生了较大的变化，为本文的撰写提供了极其优越的条件，使得本文能够在前人工作的基础上就货币供给和物价之间的数量关系进行较深入的研究。本文拟运用协整理论和误差修正模型(ECM)同时从长期和短期的角度探究

18、货币供给增加和物价上涨之间的关系。通过协整理论，来揭示货币供给与物价稳定之间的长期均衡关系，通过误差修正模型揭示两者之间的短期波动影响关系。3 计量分析3.1 研究思路与方法本文是在货币供给视角下研究物价水平，拟运用协整理论和误差修正模型(ECM)同时从长期和短期的角度探究货币供给增加和物价上涨之间的关系。通过协整理论，来揭示货币供给与物价稳定之间的长期均衡关系，通过误差修正模型揭示两者之间的短期波动影响关系；但协整理论主要还是从长期说明货币供给与物价水平的关系，没有很好的表示短期两者之间的影响。因此，通过建立VAR(2)模型利用脉冲响应函数（impulse response function

19、,IRF）分析当货币供给增长率受到一个冲击后对物价上涨率短期的影响,同时我们也可以得出滞后一定期间两者之间的影响程度。3.2 变量的选取在我国，货币供应量一般划分为三个层次：一是流通中的现金(M0)；二是M0加上企业单位的活期存款、农村存款和机关部队存款，统称为M1；三是M1加上企业单位定期存款、自筹基本建设存款、个人储蓄存款和其他存款，统称为M2。由此可见，M2基本上包括了所有的存款和现金，可代表着广义货币量。而目前银行存款和现金是我国资金的主要来源，几乎覆盖了国民经济的各个领域，因此，从宏观经济调控的角度来看，国家应该主要调控M2。又考虑使用增长率更能反映相对增加的幅度，因此本文选取M2增

20、长率来代表货币供给增长率的指标。对于物价水平指标的选取，本文考虑用GDP价格平减指数增长率来表示，而不选择CPI增长率，原因是GDP价格平减指数的计算基础比CPI广泛得多，涉及全部商品和服务，除消费外，还包括生产资料和资本、进出口商品和劳务等。因此，这一指数能够更加准确地反映一般物价水平走向，同时考虑在CPI的计算过程中存在一定的累计误差。为了方便本文用WP来表示价格增长率。3.3 数据来源数据范围从1980-2008年，数据来自中国统计年鉴(2009)和中国金融年鉴(2009)并做适当的计算得到的。原始数据如表1所示：表11980-2008年M2增长率与物价上涨率WP年份M2增长率(%)物价

21、上涨率(%)年份M2增长率(%)物价上涨率(%)198026.43.8199529.513.7198121.22.3199625.36.4198215.9-0.3199719.61.5198318.71.0199814.8-0.9198434.84.9199914.7-1.3198525.410.2200012.32.1198629.34.8200117.62.1198724.05.2200216.90.6198821.212.1200319.62.6198918.38.5200414.56.9199028.05.8200518.03.9199126.56.8200618.31.5199231

22、.38.2200716.74.8199337.315.1200817.25.6199434.520.6根据表1的数据在Eviews3.1软件3中绘制这两者的折线图更能反映出其变动趋势，如图1所示：图1M2增长率与物价上涨率的折线图从图1可以看出，19802008年间货币供应量M2增长率与物价上涨率的波动状况基本同步，而且两者之差的变化情况也比较稳定。同时做出货币供应量M2增长率与物价上涨率的交叉相关图，如图2所示：图2 货币供应量M2增长率与物价上涨率的交叉相关系数由图2可知物价上涨率WP与同期货币供应量M2增长率的相关系数以及和M2(-1)，M2(+1)即前期后期的货币供应量M2增长率的相关

23、系数都较高，因此可以认为货币供应量M2增长率与物价上涨率的波动基本一致。由于协整理论要求序列是平稳的，因此，下面对两个序列进行单位根检验，本文主要运用ADF检验来判断。3.4 单位根检验（1）ADF检验若一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，则该序列为非平稳序列（即序列含有某种变动趋势）。对于随机过程，若，其中；为一稳定过程，且，这里，则称该过程为单位根过程。ADF检验(augmented Dickey-Fuller Test)方法通过在回归方程右边加入因变量的滞后差方项来控制高阶序列相关 （1） （2） （3）扩展定义将检验 （4）也就是说原假设为：序列存在一个单位根；备择假设为：不

24、存在单位根序列可能还包含常数项和时间趋势项。(2)首先对货币供给增长率M2序列进行单位根检验，运用Eviews3.1软件，得到的结果如表2所示：表2货币供给增长率M2序列与M2的单位根检验序列趋势类型*(C,T)统计量值不同值下的临界值M2O O-0.9027-2.6501-1.9534-1.6098M2C O-2.1816-3.6892-2.9719-2.6251M2C T-3.0551-4.3561-3.5950-3.2335M2O O-6.0858-2.6534-1.9539-1.6096M2C O-5.9719-3.6999-2.9763-2.6274M2C T-4.1717-4.41

25、63-3.6220-3.2486*C表示常数项，T表示趋势项，O表示模型中不含有该项，以下相同。从表2得到，原M2序列在不含常数项和趋势项的情况下，统计量均大于在不同显著性水平下的临界值，在含有常数项，不含趋势项的情况下，统计量也是均大于相应的临界值，同理在含有常数项和趋势项的情况下，统计量均是大于在不同显著性水平下的临界值，从而判断原M2序列是非平稳的，存在一个单位根，因此需要对其进行一阶差分处理，对其进行一阶差分后，得到相应的M2序列，该序列在不含常数项和趋势项的情况下，统计量均小于在不同显著性水平下的临界值，在含有常数项，不含趋势项的情况下，也在所有给定的显著性水平情况下，其统计量小于相

26、应的临界值，而在含有常数项和趋势项的情况下，在显著性水平的情况下，其统计量小于相应的临界值，从而可以在显著性水平取的情况下判断一阶差分后的M2序列是平稳的。用符号表示为：M2I(1)，M2I(0)。(3)下面对物价上涨率WP序列进行单位根检验，检验结果如表3所示：表3物价上涨率WP序列与WP的单位根检验序列趋势类型*(C,T)统计量值不同值下的临界值WPO O-1.3483-2.6501-1.9534-1.6098WPC O-2.9668-3.6699-2.9763-2.6274WPC T-3.0179-4.3393-3.5875-3.2292WPO O-3.5195-2.6649-1.955

27、7-1.6088WPC O-3.4287-3.7379-2.9919-2.6335WPC T-3.3809-4.3943-3.6122-3.2431从上表得到，原WP序列在不含常数项和趋势项的情况下，统计量均大于在不同显著性水平下的临界值，因此在给定的显著性水平下原序列WP非平稳；在含有常数项，不含趋势项的情况下，以及在含有常数项和趋势项的情况下，和在不含常数项和趋势项的情况下的结果是一样的，从而可以在显著性水平取的情况下判断原WP序列是非平稳的，存在一个单位根，因此需要对其进行一阶差分处理，对其进行一阶差分后，得到相应的WP序列，在不含常数项和趋势项的情况下，统计量均小于在不同显著性水平下的

28、临界值，在含有常数项，不含趋势项的情况下，统计量均小于5%显著性水平下的临界值；在含有常数项和趋势项的情况下，统计量小于10%显著性水平下的临界值，从而可以判断一阶差分后的WP序列是平稳的。用符号表示为：WPI(1)，WPI(0)。3.5 协整检验基本思路：若变量是协整的，则表明变量间存在长期的稳定关系，而这种长期的稳定关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。本文主要采用EG法来做协整检验，根据前面的单位根检验结果看出，M2I(1)以及WPI(1)，满足做协整检验的前提，于是先对这两个变量之间做简单的回归分析，保存其残差序列，对残差序列进行单位根检验，结果如下表所示：表4残差序列的单位根检验

29、序列趋势类型*(C,T)统计量值不同值下的临界值O O-3.8284-2.65341.9539-1.6096C O-3.7487-3.6999-2.9763-2.6274C T-3.8204-4.3393-3.5875-3.2292从上表可看出，在不含常数项和趋势项的情况下，统计量均小于在不同显著性水平下的临界值，均是拒绝原假设，从而认为其残差序列是平稳的，即物价上涨率序列和货币供给增长率序列之间满足协整关系。而对于含有常数项，不含趋势项或都含有常数项和趋势项的情况下可以不加以考虑，因为残差序列是以0为中心上下波动的，因此可以根据在不含常数项和趋势项的情况下判断残差序列是平稳的，从而认为物价上

30、涨率序列和货币供给增长率序列之间满足协整关系。协整理论表明，两个服从I(1)的时间序列之间的协整关系往往作为它们之间存在长期均衡关系的证据。另外，建立误差修正模型也可以消除非平稳序列作回归分析时带来的伪回归问题，从而使模型得到的结论更加真实，更加符合现实的经济现象。为了进一步研究货币供给增长率与物价上涨率之间的数量关系，再利用Eviews3.1软件进行回归分析，得到回归结果： WP = -5.8961 + 0.5086M2 （5） (-2.4281) (4.8854)R2=0.4692 F=23.8672 DW=1.4626由此可看出，t统计量基本都通过了检验，回归方程的系数为正(0.5086

31、)，说明物价上涨率与货币增长率之间有较为明显的正相关关系。但是，可以清楚的看到当M2=0时，物价上涨率为-5.8961%，即在货币供给保持上年的规模下，年物价上涨率将会呈现负增长的速度，而且模型的拟合优度R2=0.4692也比较小，说明拟合的效果不好。导致上述原因主要是因为没有考虑其他影响物价的因素，但本文考察的是货币供给对物价的影响，可认为模型可以得到了较好的解释。3.6 Granger因果检验对变量进行Granger因果检验前一般先检验两者的平稳性，只有两个平稳的变量或协整的变量才可以进行Granger因果检验。对于不平稳的变量要对其进行适当变换，如进行差分变换等，使其满足平稳性条件再进行

32、Granger因果检验。Granger因果关系检验的思路是：如果两个经济变量与，在同时包含过去与信息的条件下，对的预测效果比只单独由的过去信息对的预测效果更好，即变有助于变预测精度的改善，则认为对存在Granger因果关系。检验是否为引起变化的原因的过程如下。首先，检验“不是引起变化的原因”的原假设，对下面两个模型进行估计：无约束模型： （6） 有约束模型： （7） 然后检验“不是引起变化的原因”的原假设，交换与，做同样的回归估计，检验的滞后项是不是显著的不为零。要得到是引起变化的结论，我们必须拒绝“不是引起变化的原因”的原假设，同时接受“是引起变化的原因”的备择假设。Granger因果关系检

33、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变量的影响，则称它们具有Granger因果关系。由前面的单位根检验和协整检验可知，M2、WP序列是满足协整关系的，可以对其进行Granger因果关系检验，但是又由于Granger因果关系检验容易受到滞后期大小的影响，从而本文选取滞后期为1期、2期和3期进行检验，检验结果如下表所示：表5M2与WP的Granger因果关系检验滞后期原假设F统计量相伴概率Plag=1物价上涨不是货币供给增长的Granger原因0.93400.3431货币供给的增长不是物价上涨的Granger原因7.84650.0097lag=2物价上

34、涨不是货币供给增长的Granger原因0.59350.5610货币供给的增长不是物价上涨的Granger原因9.51380.0013lag=3物价上涨不是货币供给增长的Granger原因0.32930.8042货币供给的增长不是物价上涨的Granger原因5.76590.0056从上述结果看出，在显著性水平的情况下，无论是滞后1阶、2阶还是3阶，原假设货币供给的增长不是导致物价上涨的原因被拒绝，物价上涨不是导致货币供给增长的原因却没有被拒绝，说明货币供给的增长是导致物价上涨的原因，而物价上涨不是导致货币供给增长的原因。因此适当的货币供给是保证物价水平稳定的重要条件，但是要使两者保持一个相对稳定

35、的状态，既不可盲目过多地发行货币，也不可大幅度地减少货币供给，这样都有碍于经济的发展。3.7 误差修正模型误差修正模型是有协整关系的一阶单整时间序列I(1)之间包含的、一个反映长期均衡对短期波动影响的“误差修正机制”的、特定形式的差分方程模型。假定：且具有协整关系，则，其残差将上式两边同减则，其中， 所以此方程即为ECM。该模型意味着，被解释变量y的短期波动可以由解释变量x的短期波动和两个变量长期均衡的偏差(误差)两部分来解释。 反映序列在上一期的误差，它是平稳的，亦称为均衡误差，可以用ecm表示，当时，使减少，当时，使增加，这反映了均衡误差对序列变化的控制。上述的单位根检验、协整检验，包括G

36、ranger因果关系检验都是从定性的角度来说明货币供给与物价水平之间的关系，其结论是：货币供给的增长是导致物价上涨的原因，而物价上涨不是导致货币供给增长的原因。但货币供给增长1%时可以使物价上涨多少，以及货币供给的短期波动和长期波动又会给物价水平带来什么样的影响，物价水平除了取决于货币供给之外，会不会受到自身前期值的影响，会受多大影响等本文还没有给予定量的描述，下面通过建立误差修正模型从定量的角度来描述货币供给与物价水平之间的数量关系。通过观察M2与WP序列的自相关系数和偏相关系数，发现本期的WP除了受到本期的M2影响外，还受到自身前一期和前两期，即和的影响，另外还有前一期的M2影响，即M2的

37、影响。通过对回归参数中的赤池信息准则(AIC)的判断也得出上述的结论，具体数值如表6所示：表6滞后期的判断滞后期(a,b)R2(调整后的R2值)DW值AIC值(0,0)0.45861.49585.6341(1,0)0.60681.88405.3885(0,1)0.60281.07005.3984(1,1)0.63711.36105.3416(2,1)0.75381.65855.0163(3,1)0.74941.70405.0557(1,2)0.67871.62135.2824(2,2)0.74951.73365.0626(3,2)0.74401.79515.1030(1,3)0.65741.4

38、7085.3682(2,3)0.74201.83865.1110(3,3)0.73501.90915.1602注：a表示物价上涨率WP的滞后期，b表示货币供给增长率M2的滞后期。由于滞后3期以后，M2(-2)，M2(-3)，WP(-3)在回归中已经通不过t检验，所以滞后期只取到3期。从表6可以看出在物价上涨率WP滞后2期，货币供给增长率M2滞后1期时，AIC值最小，为5.0163。因此建立ARDL(2,1)的误差修正模型，过程如下：设立模型最初形式为：经过差分变换得到误差修正模型为：令，即得到ARDL(2,1)的误差修正模型的具体方程为：通过Eviews3.1软件，得到其回归系数为：从而估算得

39、到ARDL(2,1)的误差修正模型的方程为：与用Eviews3.1软件回归得到的方程很接近，结果为： (-5.3755) (1.8361) (-5.9159) (3.2902)R2=0.6556 DW=1.6585 F=12.6907从方程中可以看出，基本上都通过了t检验，只有没有通过，但也近似于通过了t检验，只要显著性水平取大于0.0813时就可以了。另外F检验也通过了，说明该方程是显著的，并且DW统计量为1.6585，在显著性水平的情况下，即DW=1.65854-，从而认为模型不存在自相关性。拟合优度R2=0.6556并不是很高，但是也大于M2与WP简单回归时的拟合优度R2=0.4802，

40、由于模型不是侧重于预测方面，所以对结论的影响不是很大。在上述模型中，各差分项反映了变量的短期波动的影响。物价上涨率的波动可以分为两部分：一部分是短期波动，一部分是长期均衡，根据模型参数的估计量，短期货币供给的变化将引起物价水平的同方向变动，而且前一期的短期物价上涨率的变化也将引起本期物价上涨率的同方向变化。如果货币供给增长1%，将会引起物价上涨0.1771%；前一期的物价水平上涨1%，将会引起本期物价上涨0.4637%。该结果表明货币供给的短期变化以及前一期的物价上涨率的短期变化的确对本期的物价上涨率有显著影响，而误差修正项的系数的大小反映了对长期均衡的调整力度，模型表明物价上涨率的实际值和其

41、长期的均衡值的修正速度达到89.54%，即从长期来看，二者仍可以长期保持稳定的关系。3.8 脉冲响应函数3.8.1建立VAR模型（1）协整检验由于变量的差分都通过了平稳性检验，但为了建立VAR模型，还需要检验因变量和自变量的协整关系。本文使用的是JJ(Johansen and Juselius)法进行协整检验。记它们的差分项为WP，M2，对WP，M2进行协整检验，具体结果见图3。图3 WP，M2进行协整检验注：*说明在5%的概率水平上拒绝原假设图3反映，特征根迹统计量都大于5%的临界值，所以在5%的显著水平上拒绝原假设，即一阶差分WP 和M2存在协整关系。这样，本文可用WP，M2来建立VAR模

42、型。由于各时间序列都通过了单位根检验和协整检验，我们可以运用这些平稳序列来建立一个VAR模型并得出脉冲响应函数的图像，目的是为了分析研究货币供给增长率比重对物价水平上涨率的短期影响和长期影响及其贡献度，根据以上通过检验的数据，利用VAR（2）模型对WP 和M2之间的关系进行实证研究。在建立VAR的过程中，为了确定合理的滞后项，必须进行VAR模型滞后结构检验，本文运用滞后长度标准（Lag Length Criteria）来确定合适的之后长度，首先选择尽可能大的滞后阶数3，得到如下图4的结果：图4 VAR模型滞后阶数确定注：*表示从每一列标准中选的滞后阶数由图4可知滞后项应该取2，因此，我们通过E

43、views6.0软件可以得到VAR模型如下: 3.8.2脉冲响应函数分析为了进一步分析货币供给增长率发生自发性扰动时，对物价上涨率的影响，就需要在建立VAR模型的基础上，利用脉冲响应分析，来了解货币供给增长率受到短暂的冲击后对物价上涨率的反应形态（如正向或负向等）及其大小。具体结果见下图5，后面的图6、7分别给出了它们的动态轨迹。图5 M2变化对WP变化反应的大小 图6 WP变化对自身变化的动态反应轨迹 图7 M2变化对WP变化的动态反应轨迹从建立的VAR(2)模型得到关于物价上涨率的脉冲响应函数图。上图中横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：年)，纵轴表示物价上涨率变化，实线表示脉冲响应函数，

44、代表了物价上涨率对相应的货币供给增长率变化冲击的反应，虚线表示正负两倍标准差离带。从图6可看出物价上涨率变化WP受本期的影响较大，到第二期变为0，之后对自身变化的变得稳定。这与我们现实生活是一致的。从图7中可以看出，当本期给货币供给增长率一个正的冲击后，到第2期时达到最大，到第3期时影响将为0，之后到第4期时对物价上涨率的负影响达到最大，再之后对物价上涨率的影响开始几乎稳定，即货币供给增长率变化会在5期后对物价上涨率变化的影响达到稳定。从以上的分析我们知道货币供给增长率变化不是立即对物价变化产生影响，而是滞后一定的时期后才对物价变化产生影响，滞后时期到一定长度后，货币供给增长率变化对物价变化的

45、影响程度变得微乎可微，这和我们实践生活是相应的。综上所说，由于市场化程度，国家的货币政策等方面的原因，使得其他对货币供给的外部冲击会通过市场从而带来对物价不同程度的影响，因此，政府可以利用这种现象，制定正确的货币政策及正确应对预防通货膨胀的宏观政策。4 结论及政策建议本文以我国19802008年的统计数据为基础，采用单位根检验、协整分析、Granger因果检验、误差修正模型来考察货币供给增长率与物价上涨率之间的关系，得到以下的结论： 从长期来看，我国货币供给量增长率与物价上涨率之间存在正相关协整关系，它们之间存在显著的相关性，货币供给变化所产生的影响最终在价格水平上体现出来。由最简单的回归方程

46、可以看出，货币供给量增长率对于物价上涨率的乘数为0.5086，由此可以看出货币变量长期中性的特征仍然明显。由Granger因果关系检验可以知道，货币供给的增长是导致物价上涨的Granger原因，这与货币数量论的思想基本一致，同时货币供给的增长不能归因于物价的上涨。通过Granger因果检验，可知虽然货币供应量作为中介目标是合理的但是其效率偏低.货币供蛤与产出和物价的相关性在下降，货币供给并不是经济增长的根本原因。从我国近几年的经济实践中可以看出，在我国长达5年的通货紧缩期的时期内，虽然各层次货币供应量不断上升，但是经济增幅并不明显，许多商品供大于求，物价趋于负指数，企业亏损面较大，有的金融机构

47、出现支付困难等情况这都说明了我国的宏观调控货币政策不是很好。误差修正模型的估计结果显示了货币供应量增长率与物价上涨率之间的短期动态关系，外部因素的冲击影响使二者之间产生了显著的短期波动，但从长期来看，二者仍可以长期保持稳定关系，原因是货币供给量增长率的误差修正速度较大，为-0.8954。值得注意的是，上一期物价的上涨与本期的物价上涨存在着正相关性，表明某一时期的物价上涨率会影响下一期的物价上涨率。物价上涨率是比较稳定的，一旦形成就将持续一段时期，因此货币这个名义因素对价格水平的影响是一个较长的过程。在建立VAR(2)模型的基础上，利用脉冲响应函数分析得出当本期给货币供给增长率一个正的冲击后，到第2期时达到最大，到第3期时影响将为0，之后到第4期时对物价上涨率的负影响达到最大，再之后对物价上涨率的影响开始几乎稳定，即货币供给增长率变化会在5期后对物价上涨率变化的影响达到稳定。从实证结果来看，我国的物价上涨仍是货币现象，货币政策仍然具有最终影响价格水平的能力，其仍然是价格水平调整的主要政策方式，因此在预防物价上涨率过高时采用紧缩的货币政策是可行的。另外，货币供给的增长与物价的上涨之间存在长期均衡关系，这说明20世纪90年代以来我国金融体制改革和价格体制改革取得了成效，金融市场和货币市场都有了很大程度的发展，储蓄存款以及其他存款转化为现金的流动性有所增强，使得货币的流动