導(dǎo)語(yǔ)：ECM模型貨幣供給量與通貨膨脹關(guān)系研究一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：采用協(xié)整和誤差修正分析技術(shù),考察1994年第一季度～2004年第四季度期間中國(guó)的貨幣供給量增長(zhǎng)與通貨膨脹率之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系.結(jié)果表明不同層次貨幣供給量增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間都存在協(xié)整關(guān)系,M2的增長(zhǎng)率對(duì)通貨膨脹率的解釋能力最強(qiáng),誤差修正模型顯示通貨膨脹率具有向均衡值回復(fù)的機(jī)制,無(wú)論哪個(gè)層次的貨幣供給量的增長(zhǎng)都是通貨膨脹率的Granger原因.研究結(jié)果表明我國(guó)的通貨膨脹仍然是一貨幣現(xiàn)象,貨幣政策仍具有最終影響價(jià)格水平的能力.

關(guān)鍵詞：貨幣供給量,通貨膨脹率,單位根檢驗(yàn),協(xié)整分析,誤差修正模型

1引言

通貨膨脹是衡量一國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行是否穩(wěn)定和健康的重要指標(biāo)。貨幣學(xué)派的代表人物弗里德曼認(rèn)為通貨膨脹無(wú)論何時(shí)何地都是一種貨幣現(xiàn)象[1]，指出貨幣在長(zhǎng)期是中性的，其擴(kuò)張率將全部轉(zhuǎn)化為通貨膨脹率，也就是說(shuō)貨幣供給增長(zhǎng)是通貨膨脹波動(dòng)的主要根源。

國(guó)外對(duì)有關(guān)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，價(jià)格變動(dòng)與貨幣供應(yīng)密切相關(guān)。弗里德曼曾把每10年作為一個(gè)數(shù)據(jù)點(diǎn)來(lái)考察美國(guó)1867年～1960年間貨幣供給(以M2度量)與通貨膨脹(以GDP減縮因子度量)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高的貨幣供給導(dǎo)致高的通貨膨脹，但用同樣的方法去觀察二者的短期關(guān)系時(shí)卻沒(méi)發(fā)現(xiàn)有規(guī)律性關(guān)系的存在[2]。McCandless和Weber考察了110個(gè)國(guó)家，得出這樣的結(jié)論：通貨膨脹率和貨幣供給量的變化具有非常強(qiáng)的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)在0.92～0.96之間，幾乎接近于1，并且長(zhǎng)期來(lái)看，貨幣供給量的增加將最終導(dǎo)致相同程度的通貨膨脹率的上升[3]。他們的結(jié)論一致，即貨幣供給量的變化最終體現(xiàn)在物價(jià)的變化上。

各國(guó)的國(guó)情不同，其經(jīng)濟(jì)運(yùn)行也存在差異。王少平以1978年～1994年為樣本，運(yùn)用Granger檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證研究，驗(yàn)證了中國(guó)通貨膨脹形成的基本原因是貨幣的過(guò)量發(fā)行[4]。李軍采用不同的理論模型對(duì)貨幣供給與通貨膨脹的長(zhǎng)期和短期關(guān)系進(jìn)行分析，其結(jié)論是二者的長(zhǎng)期關(guān)系與短期關(guān)系不一致，短期內(nèi)較高的貨幣供給不一定會(huì)造成短期內(nèi)較高的通貨膨脹，但長(zhǎng)期來(lái)看過(guò)多的貨幣遲早會(huì)通過(guò)未來(lái)的通貨膨脹來(lái)體現(xiàn)[2]。劉金全以1982年1月～2004年3月期間M0和M1月度同比增長(zhǎng)率的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供給增長(zhǎng)率和通貨膨脹之間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系[5]。張文剛以1981年1月～2002年6月期間通貨膨脹率與M1的月度同比增長(zhǎng)率進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)二者之間不僅存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，也存在短期誤差修正機(jī)制，不過(guò)兩者之間的影響關(guān)系依賴總供給與總需求之間的相互制約[6]。劉霖、靳云匯利用1978年～2003年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期內(nèi)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率影響通貨膨脹的證據(jù)，認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)的貨幣化進(jìn)程中，貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率的提高并不一定導(dǎo)致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經(jīng)濟(jì)消耗了[7]。

由此可見(jiàn)，不同研究的結(jié)果并不一致，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的主要原因在于樣本區(qū)間選擇的不同以及建模的方法存在差異。改革開放以后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)環(huán)境發(fā)生顯著變化，中央銀行調(diào)控貨幣政策的手段、能力日漸成熟。貨幣政策在20世紀(jì)80年代和90年代顯著不同，據(jù)此貨幣供給量的增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹率的影響也可能存在變化。因此如果在建立模型時(shí)不區(qū)分特定的時(shí)間階段，很有可能使結(jié)論受到干擾。使用傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法研究時(shí)存在著動(dòng)態(tài)的穩(wěn)定性假設(shè)，而實(shí)際上經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列通常是非平穩(wěn)的，直接運(yùn)用變量的水平值研究經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象間的均衡關(guān)系容易導(dǎo)致偽回歸。近年發(fā)展起來(lái)的處理平穩(wěn)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列分析方法——協(xié)整(co-integrated)和誤差修正模型(errorcorrectionmodel,ecm)，恰好彌補(bǔ)了這一穩(wěn)定假設(shè)的不足。協(xié)整分析可用于檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量水平數(shù)據(jù)是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，誤差修正模型則可建立它們變化的短期動(dòng)態(tài)模型，研究其短期變動(dòng)規(guī)律。

基于上述考慮，本文擬運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型來(lái)考察我國(guó)不同層次的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)與通貨膨脹率的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

2變量和數(shù)據(jù)

2.1變量選取

有關(guān)貨幣供應(yīng)量的統(tǒng)計(jì)口徑，央行1994年10月27日明確了Mi(i=0，1，2，3)的統(tǒng)計(jì)范圍。M0=流通中的現(xiàn)金(貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)之外的現(xiàn)金發(fā)行)；M1=M0+企業(yè)存款(扣除單位定期存款和自籌基建存款)+機(jī)關(guān)團(tuán)體存款和農(nóng)村存款+信用卡類存款；M2=M1+城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款+企業(yè)存款中具有定期性質(zhì)的存款(單位定期存款和自籌基建存款)+外幣存款+信托類存款；M3=M2+金融債券+商業(yè)票據(jù)+大額可轉(zhuǎn)讓定期存單[8]。對(duì)于貨幣供應(yīng)量的度量指標(biāo)，現(xiàn)有文獻(xiàn)在選取M0還是M2上存有爭(zhēng)論。Chow推薦使用M0，因?yàn)樵谥袊?guó)消費(fèi)者不能使用支票，M0同商品零售價(jià)格的統(tǒng)計(jì)口徑也較為一致[9]；也有研究者認(rèn)為M2相對(duì)于M0更具有外生性，同時(shí)M2考慮到國(guó)家的信貸規(guī)模擴(kuò)張情況，故M2更能滿足貨幣數(shù)量論的要求[10]。為了全面考察貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)與通貨膨脹率的關(guān)系，避免因貨幣度量指標(biāo)誤選而導(dǎo)致的結(jié)果不穩(wěn)定，本文將分別使用M0、M1、M2來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。

測(cè)算通貨膨脹最常用的價(jià)格指數(shù)有居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)、商品零售價(jià)格指數(shù)(RPI)、批發(fā)物價(jià)指數(shù)(WPI)和GDP價(jià)格平減指數(shù)。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和商品零售價(jià)格指數(shù)最主要的區(qū)別是前者的調(diào)查內(nèi)容涵蓋了居民日常消費(fèi)品和服務(wù)項(xiàng)目，可以全面反映多種市場(chǎng)因素變動(dòng)對(duì)居民實(shí)際生活費(fèi)用支出的影響程度，并且它也是國(guó)際上測(cè)算價(jià)格水平和通貨膨脹最常用的指標(biāo)[11]。我國(guó)按照國(guó)際通行的理論和方法編制和CPI已有多年歷史，數(shù)據(jù)質(zhì)量可靠，為此本文選用CPI作為衡量通貨膨脹的指標(biāo)。

2.2數(shù)據(jù)來(lái)源

由于我國(guó)金融體制改革的原因，1993年前后我國(guó)貨幣供應(yīng)量的統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生了變化，1993年之前是國(guó)家銀行與農(nóng)村信用社的統(tǒng)計(jì)口徑，1993年之后為央行1994年所明確的口徑，這就造成了前后數(shù)據(jù)不具有可比性。在1994年以前，中央銀行貨幣政策主要采用直接調(diào)控手段，貨幣政策的類型表現(xiàn)為擴(kuò)張和緊縮政策的循環(huán)交替，而在1994年以后中央銀行開始逐漸采用間接的調(diào)控手段，因此本文將1994年第一季度～2004年第四季度作為樣本區(qū)間。M0、M1、M2和CPI的數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》[12]。

2.3數(shù)據(jù)處理

假設(shè)M[，t]是貨幣供給量，Q[，t]是產(chǎn)品數(shù)量，P[，t]是產(chǎn)品價(jià)格，則貨幣流通速度的倒數(shù)K[，t]可以表示為K[，t]=(M[，t]/Q[，t]P[，t])。如果實(shí)際產(chǎn)出序列和貨幣序列都是非平穩(wěn)的，并且它們之間存在協(xié)整關(guān)系，那么貨幣流通速度將是一個(gè)均值重復(fù)過(guò)程。由于在一般情況下貨幣流通速度序列并不是均值重復(fù)過(guò)程[6]，因此可以判斷出實(shí)際產(chǎn)出和貨幣序列在水平值上不存在協(xié)整關(guān)系。從而，需要討論它們的差分序列(對(duì)應(yīng)增長(zhǎng)率序列)中可能存在的協(xié)整關(guān)系，此時(shí)需要判斷的是貨幣供給增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。用G來(lái)表示對(duì)應(yīng)變量的同比增長(zhǎng)率序列，GM0、GM1、GM2分別表示本季度M0、M1、M2與上年同季度之比。用GP來(lái)表示通貨膨脹率序列，則GP=(CPI-100/100)。由于貨幣供給量增長(zhǎng)率為同比增長(zhǎng)率，與編制CPI的對(duì)比期類似，所以這里沒(méi)有采用定基比的通貨膨脹序列。

圖1、圖2和圖3給出了樣本期內(nèi)通貨膨脹率與M0、M1、M2的季度同比增長(zhǎng)率的變化路徑。

附圖

圖1通貨膨脹率與M0增長(zhǎng)率

Figure1TheRelationshipbetweenInflationRateandM0GrowthRate

附圖

圖2通貨膨脹率與M1增長(zhǎng)率

Figure2TheRelationshipbetweenInflationRateandM1GrowthRate

附圖

圖3通貨膨脹率與M2增長(zhǎng)率

Figure3TheRelationshipbetweenInflationRateandM2GrowthRate

比較圖1～圖3中通貨膨脹率與貨幣供給增長(zhǎng)率路徑之間的聯(lián)系可以看出，在大部分階段它們具有類似的波動(dòng)模式，通貨膨脹率與貨幣供給增長(zhǎng)率離散幅度存在差異，貨幣作用到價(jià)格水平上需要一定的時(shí)滯。

3實(shí)證分析

3.1單位根檢驗(yàn)

在建立關(guān)于貨幣供給量增長(zhǎng)率和通貨膨脹率的長(zhǎng)期均衡方程之前需要先對(duì)各序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷各序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性的方法比較多，但最為常用的是AugmentedDickey-Fuller(ADF)和Phillips-Person(PP)單位根檢驗(yàn)法。PP檢驗(yàn)原理類似于ADF檢驗(yàn)，不過(guò)PP檢驗(yàn)法對(duì)殘差的異方差性和自相關(guān)性不敏感[13]。

對(duì)GM0、GM1、GM2和GP的序列進(jìn)行數(shù)據(jù)生成過(guò)程研究可以得知，應(yīng)采用沒(méi)有趨勢(shì)成分和常數(shù)項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)方法。利用Eviews4.0軟件分別對(duì)各變量水平值和一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其中檢驗(yàn)過(guò)程中滯后階數(shù)的確定采用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)，可得表1的檢驗(yàn)結(jié)果。

表1各序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

Table1UnitRootTestonEachSeries變量ADF檢驗(yàn)值臨界值PP檢驗(yàn)值臨界值

GM0-1.025348-1.6208[***]-1.915827-1.9486[**]

GM1-0.619661-1.6208[***]-0.753221-1.6198[***]

GM2-2.138849-2.6227[*]-0.988499-1.6198[***]

GP-3.500881-3.6067[*]-2.231399-2.6830[*]

△GM0-4.408319-2.6196[*]-8.972842-2.6182[*]

△GM1-3.656011-2.6243[*]-6.337483-2.6182[*]

△GM2-3.357905-2.6227[*]-5.799792-2.6182[*]

△GP-3.237557-2.6196[*]-3.335052-2.6182[*]

注：△為差分算子；*為1％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；**為5％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；***為10％顯著性水平下的Mackinnon臨界值。

資料來(lái)源：Eviews4.0輸出結(jié)果，作者整理。

表1的檢驗(yàn)結(jié)果表明，用ADF單位根檢驗(yàn)方法，GM0和GM1在10％的顯著性水平無(wú)法拒絕單位根過(guò)程，GM2和GP在1％的顯著性水平無(wú)法拒絕單位根過(guò)程；用PP單位根檢驗(yàn)方法，GM0在5％的顯著性水平下無(wú)法拒絕單位根過(guò)程，GM1和GM2在10％的顯著性水平下無(wú)法拒絕單位根過(guò)程，GP在1％的顯著性水平下無(wú)法拒絕單位根過(guò)程，但這些變量的一階差分序列都是平穩(wěn)的，并且都是在1％的顯著性水平下拒絕單位根過(guò)程。綜合來(lái)看，這些變量都是一階差分序列。

3.2協(xié)整分析

如果涉及到的變量都是一階差分平穩(wěn)的，且這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系，它反映了所研究變量之間存在的一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。普遍使用的兩變量協(xié)整檢驗(yàn)的方法是Engle和Granger提出的兩階段回歸分析法[14]。

首先用最小二乘法估計(jì)長(zhǎng)期貨幣供給量的增長(zhǎng)率與通貨膨脹率的方程，得到回歸結(jié)果為

GP=-0.085+1.008GM0

(-3.454)(5.950)

R[2]=0.744D.W.=1.381F=35.401(1)

GP=-0.118+0.9427GM1

(-2.920)(4.319)

R[2]=0.791D.W.=1.271F=18.657(2)

GP=-0.170+1.079GM2

(-9.564)(13.064)

R[2]=0.803D.W.=1.438F=170.675(3)

對(duì)這三個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行ADF和PP單位根檢驗(yàn)，u[，0]、u[，1]和u[，2]分別表示方程(1)、(2)和(3)的殘差，結(jié)果見(jiàn)表2。

表2殘差序列的單位根檢驗(yàn)

Table2TestforCo-integrationbetweenEachTwoVariables變量ADF檢驗(yàn)值臨界值PP檢驗(yàn)值臨界值結(jié)論

u[，0]-1.784516-1.6199[***]-2.044011-1.9486[**]平穩(wěn)

u[，1]-2.153864-1.9495[**]-2.895260-2.6168[*]平穩(wěn)

u[，2]-5.075846-2.6211[*]-3.784644-2.6168[*]平穩(wěn)

注：*為1％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；**為5％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；***為10％顯著性水平下的Mackinnon臨界值。

資料來(lái)源：Eviews4.0輸出結(jié)果，作者整理。

從表2可以看出，如果用ADF單位根方法檢驗(yàn)，u[，0]、u[，1]和u[，2]分別在10％、5％和1％的顯著性水平下是平穩(wěn)的；而用PP單位根檢驗(yàn)方法，則u[，0]的殘差在5％的顯著性水平是平穩(wěn)的，u[，1]和u[，2]在1％的顯著性水平下是平穩(wěn)的。因此三個(gè)序列都不存在單位根，這說(shuō)明在所考察的樣本期內(nèi)，三個(gè)層次貨幣供給量的增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)各個(gè)方程的協(xié)整系數(shù)可以判斷，M2與通貨膨脹率間的協(xié)整關(guān)系最強(qiáng)，其次是M0，而M1與通貨膨脹率的協(xié)整系數(shù)相對(duì)要小一些。

3.3誤差修正模型

通過(guò)對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析可以發(fā)現(xiàn)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但無(wú)法得知這些變量偏離它們共同的隨機(jī)趨勢(shì)時(shí)的調(diào)整速度，誤差修正模型可以解決這個(gè)問(wèn)題。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量具有誤差修正模型的形式[14]，因此在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立誤差修正模型，研究貨幣供給量增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間關(guān)系的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整與長(zhǎng)期特征。誤差修正模型的一般表示形式為

附圖

λμ[，t-1]+v[，t](4)

其中，μ[，t-1]=[，t-1]-δ[，0]-δ[，1]X[，t-1]，ι、p是最優(yōu)滯后項(xiàng)，t是時(shí)間，v[，t]是誤差擾動(dòng)項(xiàng)。該模型的經(jīng)濟(jì)含義是：Y[，t]在t時(shí)刻的增量決定于在t-1時(shí)刻該變量與被解釋變量長(zhǎng)期均衡關(guān)系的誤差。若這一誤差是正的，Y[，t]在t時(shí)刻就應(yīng)該做出負(fù)的修正，即表現(xiàn)為一個(gè)負(fù)的反饋過(guò)程，Y[，t]在不斷的修正過(guò)程中發(fā)展。誤差修正項(xiàng)的大小表明了從非均衡向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度，該模型突出了長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期的影響。

運(yùn)用Eviews4.0軟件，在協(xié)整的基礎(chǔ)上，根據(jù)Hendry從一般到特殊的動(dòng)態(tài)建模原則[15]，選擇季度數(shù)據(jù)，從滯后八期開始刪除不顯著的變量，最終得到的誤差修正模型為

△GP[，t]=-0.005+0.093△GM0[，t]-0.119△GM0[，t-2]+

(-2.877)(2.080)(-2.962)

0.391△GP[，t-1]-0.134u[，t-1]

(3.889)(-4.865)(5)

R[2]=0.929D.W.=2.127F=19.241

△GP[，t]=-0.003+0.104△GM1[，t]+0.102△GM1[，t-2]+

(-1.550)(1.935)(1.907)

0.352△GP[，t-1]-0.076u[，t-1]

(2.656)(-2.252)(6)

R[2]=0.859D.W.=1.913F=17.527

△GP[，t]=-0.002+0.242△GM2[，t]+0.102△GM2[，t-2]+

(-1.625)(2.367)(2.095)

0.352△GP[，t-1]-0.076u[，t-1]

(3.490)(-2.157)(7)

R[2]=0.903D.W.=1.936F=26.472

由(5)式～(7)式可知，在所考察的樣本期內(nèi)貨幣供給量增長(zhǎng)率與通貨膨脹率的誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)均小于零，符合反向修正原則，即上一期通貨膨脹率高于均衡值時(shí)，本期通貨膨脹率漲幅便會(huì)下降；反之上一期通貨膨脹率低于均衡值，本期通貨膨脹率漲幅便會(huì)上升。

3.4Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，貨幣供給量的增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何尚需要進(jìn)一步驗(yàn)證。采用Granger和Sims的因果關(guān)系檢驗(yàn)法來(lái)進(jìn)行分析。

用Granger和Sims的因果關(guān)系檢驗(yàn)法分析貨幣供給量的增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間因果關(guān)系的步驟如下[16]。首先檢驗(yàn)“GM(貨幣供給量增長(zhǎng)率)不是引起GP(通貨膨脹率)變化的原因”的原假設(shè)，對(duì)下面兩個(gè)回歸模型進(jìn)行估計(jì)。

無(wú)限制條件模型

附圖

有限制條件模型

附圖

這里m是最優(yōu)滯后階數(shù)，即選擇滯后階數(shù)m使模型中的誤差項(xiàng)μ[，t]為白噪聲。然后根據(jù)(8)式、(9)式的殘差平方和來(lái)計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量，檢驗(yàn)(8)式中系數(shù)β[，1]，β[，2]，…，β[，m]是否同時(shí)顯著不為零。若果真如此，就拒絕“GM不是引起GP變化的原因”的原假設(shè)，也就是說(shuō)貨幣供給量增長(zhǎng)率是通貨膨脹率變化的原因。

然后，檢驗(yàn)“GP不是引起GM變化的原因”的原假設(shè)，作同樣的回歸估計(jì)，但是要交換GP和GM的位置，檢驗(yàn)GP的滯后項(xiàng)是否顯著不為零。要得到GM是引起GP變化原因的結(jié)論，就必須拒絕原假設(shè)“GM不是引起GP變化的原因”，同時(shí)接受原假設(shè)“GP不是引起GM變化的原因”。

對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)，并計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量，可以得到表3的結(jié)果。

表3Granger影響關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

Table3CausalityTestResults原假設(shè)F統(tǒng)計(jì)量概率結(jié)論

GP不是引起GM0變化的Granger原因0.753100.52821接受

GM0不是引起GP變化的Granger原因2.765650.05679拒絕

GP不是引起GM1變化的Granger原因0.780340.51316接受

GM1不是引起GP變化的Granger原因3.533650.02489拒絕

GP不是引起GM2變化的Granger原因0.495600.68776接受

GM2不是引起GP變化的Granger原因3.568450.02399拒絕

資料來(lái)源：Eviews4.0輸出結(jié)果，作者整理。

以上的檢驗(yàn)表明，在檢驗(yàn)的樣本期內(nèi)，無(wú)論使用哪一種貨幣供給量指標(biāo)，我國(guó)的通貨膨脹率都是由于貨幣供給量增長(zhǎng)所致，因而我國(guó)的通貨膨脹仍然是貨幣現(xiàn)象。同時(shí)樣本期內(nèi)我國(guó)各層次貨幣供給量的過(guò)快增長(zhǎng)不能歸因于高位通貨膨脹拉動(dòng)，這說(shuō)明我國(guó)貨幣供給的外生性(即貨幣供給)很大程度上只是一種政府行為而非經(jīng)濟(jì)手段。

4結(jié)論

本文以我國(guó)1994年第一季度～2004年第四季度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、誤差修正模型和Granger因果關(guān)系考察不同層次貨幣供給量增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間的關(guān)系，可以得到以下的結(jié)論。

(1)從長(zhǎng)期來(lái)看，各層次的貨幣供給量增長(zhǎng)率都與通脹率之間存在正相關(guān)協(xié)整關(guān)系，它們之間存在顯著的相關(guān)性，貨幣供給變化所產(chǎn)生的影響最終在價(jià)格水平上體現(xiàn)出來(lái)。由(1)式、(2)式和(3)式可以看出，三個(gè)層次貨幣供給量增長(zhǎng)率對(duì)于通貨膨脹率的乘數(shù)分別為1.008、0.9427和1.079，這三個(gè)值與1都比較接近，由此可以看出貨幣變量長(zhǎng)期中性的特征仍然明顯。

(2)誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果顯示了貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，外部因素的沖擊影響使二者之間產(chǎn)生了顯著的短期波動(dòng)，但從長(zhǎng)期來(lái)看，二者仍可以長(zhǎng)期保持穩(wěn)定關(guān)系，價(jià)格具有向均衡關(guān)系回復(fù)的機(jī)制。三個(gè)層次貨幣供給量增長(zhǎng)率的誤差修正系數(shù)分別為-0.134、-0.076和-0.150，它們的絕對(duì)值不大，這表明短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)偏離的程度不高，它們的波動(dòng)幅度不大。值得注意的是，上一期的通貨膨脹率的增長(zhǎng)與本期的通貨膨脹率的增長(zhǎng)存在著正相關(guān)性，表明某一時(shí)期的通貨膨脹率會(huì)影響下一期的通貨膨脹率。通貨膨脹率是比較穩(wěn)定的，一旦形成就將持續(xù)一段時(shí)期[5]，因此貨幣這個(gè)名義因素對(duì)價(jià)格水平的影響是一個(gè)較長(zhǎng)的過(guò)程。

(3)由Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以知道，無(wú)論哪個(gè)層次的貨幣供給量的增長(zhǎng)都是通貨膨脹率變化的Granger原因，這與貨幣數(shù)量論的思想基本一致，同時(shí)貨幣供給量的增長(zhǎng)不能歸因于通貨膨脹率的增加。

從實(shí)證結(jié)果來(lái)看，我國(guó)的通貨膨脹仍是貨幣現(xiàn)象，貨幣政策仍然具有最終影響價(jià)格水平的能力，其仍然是價(jià)格水平調(diào)整的主要政策方式，因此在預(yù)防通貨膨脹率過(guò)高時(shí)采用緊縮的貨幣政策是可行的。另外，不同層次貨幣供給量的增長(zhǎng)都與通貨膨脹率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，這說(shuō)明20世紀(jì)90年代以來(lái)我國(guó)金融體制改革和價(jià)格體制改革取得了成效，金融市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)都有了很大程度的發(fā)展，儲(chǔ)蓄存款以及其他存款轉(zhuǎn)化為現(xiàn)金的流動(dòng)性有所增強(qiáng)，使得三個(gè)層次貨幣的流動(dòng)性差別大大減小。