注： 检验形式中的三个参数分别表示截距项、时间趋势项和 滞后期，其中，C 表示包含截距项，T 表示包含时期趋势，第三 项表示 滞 后 期， 是 由 AIC （ Akaike Information Criterion ） 和 SC （ Schwarz Criterion） 共同 决定的，即为 AIC 和 SC 取最小时的期 数。“* ” 表示在 1% 的显著性水平上拒绝有单位根的原假设， 即认为在相应的显著性水平上变量是平稳的。
89
_SA 剔除了季节波动因素的影响，能够较为客观地
3、相关变量之间的协整检验
反映物价波动。上述数据均来自相关年份的 《中国
单位根检验表明，各变量的对数序列数据都是
金融年鉴》、《中国统计年鉴》 和中国人民银行等官 一阶单整的，它们之间存在一个长期稳定的均衡关
方网站。
系，也满 足 进 行 协 整 检 验 的 条 件。 利 用 Engle—
变量 LnM0_ SA DLnM0_SA
检验形式
ADF 统计值
1% 临界值
5% 临界值
P值
结论
（ C，T，2） － 3. 7036 － 4. 0126 － 3. 4363 0. 0247 非平稳
（ C，0，3） － 11. 1259* － 3. 4692 － 2. 8785 0. 0000 平稳
Granger 两步法分别检验变量 LnM0 _SA、LnM1 _ SA、 LnM2 _SA 与 LnCPI_SA 是否存在协整关系。第一步是 建立协整回归方程 LnCPI_SA = β0 + β1 LnM_SA + εt ， 并利用 OLS 方法对模型进行估计； 第二步是根据 εt = β0 + β1 LnM_SA － LnCPI_SA，对残差序列进行平稳 性检验。利用我国 1996 年 1 月到 2010 年 6 月期间的 样本数据，对协整回归方程进行估计，分别得到如 表 2 所示的协整回归检验结果，其结果表明物价波 动 （ CPI_SA） 与狭义货币供应量 （ LnM0 _SA） 之间 存在某种相关关系，其弹性系数为 0. 03525，说明狭 义货币供应量每增加 1% ，物价水平会相应地增加 0. 03525% 。检验结果同样也表明物价波动 （ CPI_ SA） 与货币供应量 LnM1 _SA、LnM2 _SA 之间存在某种 关联性，货币供应量 （ LnM1 _SA） 每增加 1% ，物价 水平 （ CPI_SA） 会相应地增加 0. 0143% ； 货币供应 量 （ LnM2 _ SA） 每 增 加 1% ，物 价 水 平 （ CPI _ SA） 会相应地增加 0. 02748% 。
如果分别对方程 （ 1） 、 （ 2） 、 （ 3） 的残差进行 单位根检验，那么可得到表 3 所示的结果。检验结 果显示，协整回归方程 （ 1） 、 （ 2） 、 （ 3） 的残差序 列都在 1% 的显著性水平下拒绝原假设，即都不存 在单位根，因此，可以确定残差序列 E1 、E2 、E3 均 为平稳序列，物价波动与货币供应量之间存在协整 关系，而且不同意义上的货币供应量范畴与物价波 动之间的协整关系并不相同，从狭义货币供应量到 广义货币供应量来讲，物价波动与货币供应量之间 的协 整 关 系 向 量 依 次 为 （ 1，0. 03525 ） 、 （ 1，
———
0. 0143 （ 0. 8931）
———
0. 9551＊＊＊ （ 55. 5198）
0. 9483
方程 （ 3） 4. 2729＊＊＊ （ 18. 1702）
———
———
0. 02748 （ 1. 4839） 0. 9576＊＊＊ （ 58. 9061）
0. 9489
注： “（ ） ” 内是 T 统计量，符号 “＊＊＊”、“＊＊”、“* ” 分 别表示该变量已通过 1% 、5% 、10% 的显著性检验。
C LnM0 _ SA LnM1 _ SA LnM2 _ SA AR （ 1） Adj － R2
方程 （ 1） 4. 2645＊＊＊ （ 35. 6991） 0. 03525＊＊＊ （ 2. 9945）
———
———
0. 9565＊＊＊ （ 63. 8102）
0. 9507
方程 （ 2） 4. 4533＊＊＊ （ 24. 0160）
第 27 卷第 130 期 2011 年 4 月
湖南财政经济学院学报
Journal of Hunan Finance and Economics University
Vol. 27 No. 130 Apr. 2011
我国物价与货币供应量关系及货币政策选择
陈柏福1 唐力翔2
（ 1. 湖南师范大学 历史文化学院，湖南 长沙 410081； 2. 湖南财政经济学院，湖南 长沙 410205）
由于 M0 、M1 、M2 和 CPI 数据都存在较强的季 节性，为了消除季节性影响，笔者运用 Census X12 季节调整法［9］对 M0 、M1 、M2 和 CPI 数 据 进 行 了 季 节调整。为了消 除 异 方 差 性 和 熨 平 数 据 的 波 动 性， 笔者还对经过季节性调整后的数据取自然对数，分 别用 LnM0 _ SA、LnM1 _ SA、LnM2 _ SA、LnCPI _ SA 表 示。值得说明的是，下面所有的检验过程都是利用 Eviews6. 0 完成的。
·收稿日期： 2011 － 03 － 07 课题项目： 国家社科基金项目 “近期我国物价波动趋势的分析与预测” （ 批准号： 09BJY085） 的阶段研究成果之一 作者简介： 陈柏福 （ 1979 － ） ，男，湖南衡东人，湖南师范大学历史文化学院文化产业管理系、湖南文化资源开发 研究中心讲师，经济学博士； 研究方向： 宏观经济学、产业经济与组织、文化产业管理
不显著，持 该 种 观 点 的 相 关 研 究 主 要 包 括 罗 煜 （ 2006） ［3］、王千 （ 2007） ［4］等人； 另一种观点则认 为货币供 应 量 与 物 价 之 间 存 在 不 同 程 度 的 相 关 性， 其代表人 物 主 要 包 括 方 勇、吴 剑 飞 （ 2009 ） 、 ［5］ 牛 筱颖 （ 2005） 、 ［6］ 魏晓琴和李蔚蔚 （ 2007） ［7］、任立 民 （ 2009） ［8］ 等。笔者基于当前 我 国 宏 观 经 济 的 形 势以及国内外关于物价波动与货币供应量关系的研 究，在厘清货币 供 应 量 与 物 价 相 互 关 系 的 基 础 上， 结合宏观经济现实情况提出保持物价平稳运行的货 币政策。
2、平稳性检验
为了避免出现伪回归，我们先对这些变量的平 稳性进行单位根检验，以确保所分析的序列之间存 在真正的长期稳定关系。利用 ADF （ Augment Dickey － Fuller ） 检 验 方 法， 得 出 如 下 表 1 所 示 的 检 验 结果。
表 1 各相关序列的平稳性 （ ADF） 检验结果
注： 变量 E1 、E2 、E3 分别表示回归方程 （ 1） 、 （ 2） 、 （ 3） 的残差项； 检验形式中的三个参数分别表示截距项、时间趋势项 和滞后期，其中，C 表示包含截距项，T 表示包含时期趋势，第 三项表示滞后期， “* ” 表示在 1% 的显著性水平上拒绝有单位 根的原假设，即认为在相应显著性水平上变量是平稳的。
定和国民经济平稳运行的宏观经济调控目标。
【关 键 词】 物价波动； 货币供应量； 货币政策
【中图分类号】 F820. 1 【文献标识码】 A 【文章编号】2095 － 1361 （ 2011） 02 － 0089 － 04
一、引言 在当前后危机时代，欧美国家陷入 “无就业复 苏”，美国经济复苏的基础并不牢固，欧元区也由次 贷危机衍生出欧洲主权债务危机。受外围经济的影 响，我国经济增长势头放缓在所难免。国内外学术 理论界对于物价指数等经济指标的作用存在较大分 歧，但基本上都认同货币供求与物价波动之间存在 确定性关系。国外学者利用先进的计量工具和方法 进行研究，得出货币供应量与通货膨胀之间存在相 关关系的结论。如 Bachmeier 和 Swanson （ 2005） 利 用美国的经验数据实证得出，货币供应量和通货膨 胀之间 存 在 格 兰 杰 因 果 关 系［1］。Berger 和 sterholm （ 2011） 采用贝叶斯向量回归分析方法，通过对欧 盟相关季度数据进行实证检验后发现，货币供应量 和通货膨胀 之 间 也 存 在 格 兰 杰 因 果 关 系［2］。 国 内 也 存在不少关于货币供应量与物价波动关系的实证研 究，他们大多是利用中国的经验数据来进行实证检 验的。总的说来，这些相关研究得出了两种研究结 论，一种观点认为货币供应量与 CPI 之间的关系并
LnCPI_SA （ 1） 。
0. 0143） 、（ 1，0. 02748） 。
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表 3 回归方程 （ 1） 、（ 2） 、（ 3） 残差项的 ADF 检验结果
变量 检验形式 ADF 统计值 1% 临界值 5% 临界值 P 值 结论 E1 （ C，0，0） － 20. 7728 － 3. 4683 － 2. 8781 0. 0000 平稳 E2 （ C，0，12） － 5. 2528* － 3. 4712 － 2. 8794 0. 0000 平稳 E3 （ C，T，0） － 20. 6480* － 4. 0119 － 3. 4360 0. 0000 平稳
4、相关变量之间的格兰杰因果关系检验
从协整检验的结果来看，物价波动变量 （ LnCPI _SA） 与货币供应量 （ LnM1 _SA、LnM2 _SA） 之间存 在协整关系，即无论是狭义货币供应量还是广义货 币供应量都与 物 价 波 动 变 量 存 在 协 整 关 系。 其 中， 当 LnM0 _SA 发生 1% 的增量时，相应的 LnCPI_SA 会 发生 0. 03525% 的增量； 当 LnM1 _SA 发生 1% 的增量 时，相应的 LnCPI % 的增量时，相应的 LnCPI_SA 会发 生 0. 02748% 的增量。在物价波动与货币供应量存在 协整关系的基础上，进一步检验二者之间的因果关 系。表 4 的检验结果表明，狭义货币供应量 （ LnM0 _SA） 不 是 物 价 波 动 变 量 （ LnCPI _ SA） 的 Granger 原因，物价波动变量 （ LnCPI_SA） 也不是狭义货币 供应量 （ LnM0 _SA） 的 Granger 原因，即狭义货币供 应量 （ LnM0 _SA） 与物价波动变量 （ LnCPI_SA） 之 间并不存在双向影响的 Granger 因果关系。