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(jù)宏觀經(jīng)濟運行狀況采取了不同的貨幣政策,如2007年多次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率或人民幣存貸款基準(zhǔn)利率。因此檢驗CPI的變動是否是貨幣現(xiàn)象,對于利用貨幣政策工具調(diào)整物價具有重要的經(jīng)濟意義。
通常用居民消費價格指數(shù)(CPI)反映通貨膨脹或緊縮程度,西方經(jīng)濟學(xué)主流學(xué)派——貨幣主義學(xué)派、供給學(xué)派、理性預(yù)期學(xué)派都無一例外地認為,通貨膨脹是一種貨幣現(xiàn)象,即物價持續(xù)上漲是貨幣供給量持續(xù)增加的結(jié)果。因此都主張利用貨幣政策工具來管理通貨膨脹。貨幣學(xué)派代表人物弗里德曼認為,通貨膨脹永遠是貨幣現(xiàn)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(xué)者對貨幣供給量對物價的影響作了研究。如Eichenbaum使用M1和聯(lián)邦基金利率作為不同的貨幣政策指標(biāo)考察美國的貨幣政策效果,發(fā)現(xiàn)用聯(lián)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(chǎn)出的下降,但價格水平反而上升了。國內(nèi)一些學(xué)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(yīng)量與產(chǎn)出、物價的聯(lián)立方程模型實證表明,從長期看貨幣供應(yīng)量的變化最終將全部體現(xiàn)在物價變化上。謝平運用VAR方法對1998年至2002年的貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出、物價之間的關(guān)系進行了分析,得出長期中貨幣供應(yīng)量的變化將對物價產(chǎn)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(yōu)化一階條件的簡約式和結(jié)構(gòu)式同時進行了估計和比較,結(jié)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(nèi)在不存在全面供給沖擊、市場機制健全條件下,持續(xù)通貨膨脹一定是一種貨幣現(xiàn)象。賀力平認為,前一時期世界經(jīng)濟的較快增長和主要經(jīng)濟體貨幣政策的放松調(diào)整以及由這種調(diào)整所引起的國際金融市場商品價格的上漲,是導(dǎo)致2007年至2008年初世界經(jīng)濟出現(xiàn)趨勢性通貨膨脹的主要原因。
但一些學(xué)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(shù)據(jù),建立向量自回歸模型對我國貨幣政策的效果進行了經(jīng)驗分析,結(jié)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(xiàn)象是結(jié)構(gòu)性價格調(diào)整,其深層次原因是扭曲的要素價格體系的調(diào)整和經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變,數(shù)據(jù)也顯示貨幣供給量的平穩(wěn)增長和通貨膨脹率存在背離的現(xiàn)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(jīng)濟發(fā)展模式,要想有效抑制通貨膨脹,必須采用標(biāo)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(fù)雜,既有國內(nèi)因素也有國際因素,兼有結(jié)構(gòu)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(nóng)副產(chǎn)品,房地產(chǎn)價格上漲造成的。
本文依據(jù)中國2005年1月至2009年5月的CPI數(shù)據(jù)和貨幣供給量數(shù)據(jù),利用跨方程約束聯(lián)立方程模型研究貨幣供給量對理性預(yù)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(zhuǎn)化為環(huán)比(百分點)數(shù)據(jù)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(jié)果能對當(dāng)前的貨幣政策制定提供一定的借鑒意義。
二、理性預(yù)期CPI跨方程約束聯(lián)立方程模型
根據(jù)理性預(yù)期學(xué)派的理論,居民消費價格指數(shù)CPI的理性預(yù)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(yù)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(guān)的聯(lián)立方程模型,因此,模型(7)可采用似不相關(guān)估計(Seemingly Unrelated Regression)。
三、實證分析
(一)樣本數(shù)據(jù)的選取
本文所采用的數(shù)據(jù)來自于中國國家統(tǒng)計局月度數(shù)據(jù)中的居民消費價格分類指數(shù)(上年同月=100)和中國人民銀行公布的貨幣供給量數(shù)據(jù)。 居民消費價格分類指數(shù)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(shù)為環(huán)比數(shù)據(jù)(上年同月=100),為了模型數(shù)據(jù)口徑一致,將貨幣供給量M0、M1、M2也轉(zhuǎn)化為環(huán)比數(shù)據(jù),為了得到CPI的貨幣供量給彈性,將CPI及貨幣供給量都轉(zhuǎn)化為百分點數(shù)據(jù)。CPI、M0、M1、M2的描述性統(tǒng)計見表1。
(二) 模型估計
對模型(7)采用似不相關(guān)估計。在模型估計過程中,若出現(xiàn)不顯著的參數(shù),則首先剔除不顯著的參數(shù),若參數(shù)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(shù)都顯著且βi j710(i=0,1,2)為止。估計結(jié)果見表2。
從表2中的估計結(jié)果可以看出,各回歸解釋變量的參數(shù)顯著性檢驗t統(tǒng)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(diào)整擬合優(yōu)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(jié)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(dāng)期M0的邊際分離效應(yīng)為0.047093,M0的總體效應(yīng)為0.087329,M1的總體效應(yīng)為0.069312,M2的總體效應(yīng)為0.066169.
四、結(jié)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(yīng)約為0.09,M1的總體效應(yīng)約為0.07,M2的總體效應(yīng)約為0.07。從回歸標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差為0.443486,M1方程的回歸標(biāo)準(zhǔn)差為0.530794,M2方程的回歸標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)對通貨膨脹壓力采取從緊的貨幣政策,為應(yīng)對后經(jīng)濟危機,宜采取適度寬松的貨幣政策;二是應(yīng)對通貨膨脹壓力,應(yīng)從實際出發(fā),正如部分學(xué)者的觀點,應(yīng)采取其他需求管理的宏觀經(jīng)濟政策。
