我国货币供应量与通货膨胀关系的实证分析**********摘要：2010年中央经济工作会议提出，我国2011年的货币政策将由“适度宽松”转向“稳健”，开始收紧货币供应量,把抵御通货膨胀作为首要任务。
本文选用1994年至2011年的数据对货币供应量和通货膨胀之间的关系进行实证检验，运用平稳性检验、协整检验和格兰杰因果检验来分析我国货币供给和通货膨胀的长期均衡和短期波动关系,并给出相应的结论。
关键词：货币供应量；通货膨胀；协整理论；格兰杰因果检验一、绪论2010年，尤其是自9月份以来，食品、粮食等价格不断上涨，各类日用商品全面涨价态势愈明显，人们在经济生活中越来越感觉到通货膨胀所带来的压力。
居民消费价格指数(CPI)2010年5月份达到103.1，超过了通货膨胀率3%的警戒线，此后一直高涨，到2010年11月份达到了105.1，创出2008年7月以来的28个月高点。
如下图所示（数据见附录）。
图1 2009年2月至2010年12月CPI月度数据折线图央行也已经将控制通货膨胀放在首要位置，从2010年11月以来，连续三次上调存款类金融机构人民币存款准备金率，政策针对性非常明确，就是通过收缩流动性应对目前日益严峻的物价走势，控制通胀预期。
本文即对我国货币供应量与通货膨胀之间存在怎样的内在关联进行实证检验，并给出结论。
二、理论基础及指标选取货币供应量与通货膨胀之间的关系理论来源于费雪公式：M*V=P*Y，其中：M为货币供应量，V为货币流通速度，P为物价水平，Y为社会商品和劳务总交易量。
根据费雪理论，货币流通速度V由社会惯例、支出习惯、经济发展等外生因素决定，在一定时期内可以看作常数，在充分就业条件下社会商品和劳务总交易量Y也是稳定的一个因素。
在V、Y比较稳定时，物价水平P的变动源于货币数量M的变动[1]，这也是本文进行实证分析的理论基础。
通货膨胀主要表现为一段时间内价格总水平的持续上涨。
目前，常用的通货膨胀的测量指标有居民消费价格指数(CPI)，零售价格指数(RPI)，批发价格指数(WPI)，生产者价格指数(PPI)等。
国际上最常采用的衡量指标是CPI，该指数反映城乡居民购买并用于消费的消费品及服务价格水平的变动情况，与人民生活息息相关[3]，故本文选用CPIr代表通货膨胀率。
货币供应量是指全社会的货币存量，是全社会在某一时点承担流通手段和支付手段的货币总额。
目前我国货币供应量指标划分为三个层次，即M0、M1、M2。
其中：M0=流通中的现金M1=M0+活期存款M2=M1+定期存款+储蓄存款+其他存款为便于分析，我们做通货膨胀率与货币供应量增长率折线图（数据见附录）。
图2 CPIr与 MOr、M1r、M2r的年度数据折线图上图可非常直观的看出，M2r与CPIr正相关关系最明显，这与金融创新和金融衍生工具的不断推出有关。
本文认为广义货币供应量M2最能反映货币的总体情况，故选用M2r代表货币供应量增长率。
三、实证研究本文选用1994年至2011年的M2r和CPIr的年度数据，采用计量经济学软件Eviews5.0对数据进行处理。
（一）平稳性检验平稳性检验也叫单位根检验。
若检验序列本身非平稳，而其同阶差分序列为平稳，即为同阶单整序列，则可以进行下一步的协整分析。
本文采用ADF检验法对变量以及其一阶差分进行单位根检验。
检验结果如下：(二) 协整分析CPIr和M2r均为二阶单整序列，则这两个序列的某种线性组合可能是平稳的，即存在协整关系( 长期均衡关系)[2]。
本文用恩格尔-格兰杰法( E-G两步法)检验是否存在协整关系。
分析的思路是：以CPI的增长率为被解释变量，以M2的增长率为解释变量，建立如下线性回归模型：εββ++=xy1，其中，y为CPI增长率，x为M2的增长率，ε为随机误差项。
根据样本数据，估计得出样本回归方程。
根据我所调查的数据，应用统计计量分析软件Eviews[4]，得到的结果如表2所示：表2 居民消费价格指数增长率与货币供应量增长率的回归结果Dependent Variable: CPIRMethod: Least SquaresDate: 06/14/13 Time: 17:26Sample: 1 18Included observations: 18Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -0.118317 0.036517 -3.240105 0.0051M2R 0.830677 0.180026 4.614217 0.0003 R-squared 0.570942 Mean dependent var 0.043056Adjusted R-squared 0.544126 S.D. dependent var 0.066008S.E. of regression 0.044567 Akaike info criterion -3.279195Sum squared resid 0.031780 Schwarz criterion -3.180264Log likelihood 31.51275 F-statistic 21.29100Durbin-Watson stat 1.683763 Prob(F-statistic) 0.000287CPIr=-0.118317+0.830677M2r(t=3.240105) (4.614217)M2r和CPIr的相关系数为0.830677，t检验所对应的概率度为0.0003，小于0.05，说明1β显著不为0，说明CPI与货币供应量之间有显著地关系，因而通过了检验。
再对残差序列∧μ进行单位根检验，其结果如表3所示。
表3 残差序列的单位根检验结果Null Hypothesis: E has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=3)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.027345 0.0012Test critical values:1% level -3.920350 5% level -3.065585 10% level-2.673459检验结果显示，残差序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定∧μ是I(0)平稳序列。
检验结果表明，在1%水平上，CPIr 和M2r 之间存在较显著的长期均衡关系。
M2r 当期每增加1%，可以带动CPIr 当期增加0. 830677%。
表4 CPIr 与M2r 的Johansen 协整检验结果Date: 06/16/13 Time: 16:18Sample (adjusted): 3 18 Included observations: 16 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: CPIR M2R Lags interval (in first differences): 1 to 1 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.706322 31.68025 15.49471 0.0001 At most 1 * 0.529870 12.07593 3.841466 0.0005（三）Granger 因果检验通过Johansen 协整检验可以知道，Y 与X 存在协整关系。
接下来，对序列M2进行Granger 因果关系检验。
对CPI 与货币供给量M2r 之间的因果关系分析的结果如下：表5 Granger检验结果Pairwise Granger Causality TestsDate: 06/14/13 Time: 17:18Sample: 1 18Lags: 2Null Hypothesis: Obs F-Statistic ProbabilityM2R does not Granger Cause CPIR 16 3.80553 0.05545CPIR does not Granger Cause M2R 5.39336 0.02331从表5因果检验的结果中可以看出，对于第一个原假设“M2r不是CPIr的Granger原因”，其F统计量=3.80553，相应的概率值P=0.0554，大于5%的检验水平，因此接受原假设，即可认为“货币供应量是通货膨胀的Granger原因”，对于第二个假设“CPIr不是M2r的Granger原因”，其F统计量=5.39336，对应的概率值P=0.02331，小于5%的检验水平，因此拒绝原假设，即可认为“通货膨胀不是货币供应量的Granger原因”。
正如现代货币数量论和许多实证所验证的那样，我国的货币供应量与通货膨胀率具有较强的相关性，货币供应量的增长对于物价水平的波动具有显著地影响。
四、基本结论和政策建议通过上述分析，本文得到以下结论：从长期来看，货币供应量增长率与通货膨胀率存在正的长期均衡关系，相关系数为0.830677。
从短期来看，本期M2r的增量对CPIr起到正相关的作用，同时本期的通货膨胀率对下一期的通货膨胀率也有正的影响。
要控制通胀，就要控制好M2这个货币政策重要的中介变量。
采取什么样的工具引导货币政策回归“稳健”，使得中国经济保持较快增长与低通胀等多重目标相互协调，将进一步考验我国央行的应对智慧。
我认为，短期内相比加息和公开市场操作来说，提高法定存款准备金率是比较可行有效的办法。
从加息来看，在美国、英国、日本等国家实行低利率政策的背景下，我国加息将可能促使人民币快速升值，引导热钱加速流入，热钱的流入势必再加剧通胀预期，抵消收紧流动性的效果。
而且加息将直接增加企业的原材料和劳动力成本，影响到企业的生产。
从公开市场操作看，央行并不想通过引导央行票据利率上行回笼资金。
因为公开市场利率的上升，往往会给市场造成央行将提高货币市场利率的政策引导，而该引导又将加大市场对基准利率将上升的恐慌，所以短期来看，提升存款准备金率是个好办法，能够达到既回笼资金，又稳住货币市场利率的政策目的。
参考文献：[1]王少平．我国通货膨胀成因与货币政策及其经济运行目标与宏观调控的实证研究[J]．数量经济技术经济研究，1996，(5)：17—15．[2]刘霖，靳云汇．货币供应、通货膨胀与中国经济增长一基于协整的实证分析[J]．统计研究．2005，(3)：14—19．[3]王海斌，朱静平．我国货币供应量与通货膨胀关系的实证分析[J]．广西农村金融研究，2006，(2)：51—55.[4]易丹辉．数据分析与Eviews应用[M]．北京；中国统计出版社，2O07：143—l55．An Empirical Analysis of the Relationship between Inflationand Money Supply in ChinaCheng FeiyanAbstract:In 2010 ,the central economic work conference put forward that, China's monetary policy in 2011 will be transformed from "moderately loose" to "prudent", and began to tighten the money supply, taking the fight against inflation as the primary task. In this paper, I choose the data from 1994 to 2011 to make an empirical study on the relationship between money supply and inflation, and analyze China's money supply and inflation in relation to the long-term equilibrium and short-term fluctuations by using Stationarity Test, Cointegration Test and Granger Test, and gives the corresponding conclusions.Keywords: Money Supply; Inflation; Cointegration Theory; Granger Causality Test附录：数据。