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1、第 1 1页共 7 7页小议通货膨胀的货币因素小议通货膨胀的货币因素一、引言2022 年美国房贷危机引发了世界性的金融危机，为了应对危机对中国经济造成的负面冲击，中国政府于 2022 年 10 月开始采取适度宽松的货币政策，广义货币供给量迅猛增加。2022 年年初开始，与生活较大关联的农产品价格比如蒜、姜、糖等接连涨价，到下半年各类生活资料价格接连攀升，直接推动 CPI 逐月升高，而在通胀压力下， 很多著名学者指出货币超发是通胀背后的主因。但是，央行行长周小川否认货币超发一说，其理由是：一方面，高储蓄国家和低储蓄国家的广义货币占 GDP 的比重不一样，中国是高储蓄国家，因此 M2 占 GDP
2、比重高；另一方面，在间接融资占比高的情况下，广义货币占 GDP 的比重就高，美国是典型的直接融资发达的国家，而中国间接融资比重大，因此拿中国的 M2 跟美国的比不太恰当。那么，本轮通货膨胀到底是不是由货币超发引起的？这是一个值得深思的有很大研究意义的问题。基于此，本文以中国 2022年 10 月至 2022 年 11 月的月度数据为基础，拟采用因果检验、协第 2 2页共 7 7页整分析、 误差修正模型等来分析中国 M2 与通货膨胀之间的相互关系。二、相关文献综述以弗里德曼为首的货币主义学派始终认为通货膨胀归根结底是一种货币现象。货币主义学派从交易方程式开始推导，在假设货币流通速度为常数的条件下
3、，超过 GDP 增长率的货币供给增长率，就是通货膨胀率。弗里德曼认为，在短期内货币增加既可以引起物价上涨也可以引起产量增加，只是在长期内货币增加才全部反映在物价上涨上。这也意味着短期内货币是非中性的，长期内货币是中性的。近几年来我国也有学者从货币主义的视角，运用计量经济分析，对我国货币供给和通货膨胀之间的关系进行了实证分析，但是取得了不同的结果。大多数学者发现货币供给确实对中国通货膨胀产生显著的影响。张国洪、曾永平（2022）用我国 110102002 年间的年度数据，在借用剑桥方程式建立了通货膨胀及紧缩与货币供应关系的理论模型后，运用格兰杰因果检验的方法验证了我国超额货币供第 3 3页共 7
4、 7页应是 CPI 物价指数的原因，而 CPI 物价指数作为超额货币供应的原因则被拒绝。朱慧明、张钰（2022）根据 110142004 年间的季度数据考察了货币供给量增长和通货膨胀率之间的长期均衡关系和短期动态关系，认为中国的通货膨胀与不同层次货币供给量增长率之间均存在协整关系。姚远（2022）采用协整与方差分解的方法对中国货币供应、通货膨胀与经济增长的关系进行实证研究发现，货币供应对通货膨胀和经济增长的影响具有滞后效应，长期内货币非中性，而通货膨胀和经济增长并不影响货币供应。程建华、 黄德龙、 杨晓光 （2022） 认为 M1、 M2 均为 CPI 的 Granger原因，M1 和进出口还
5、是领先于 CPI 变动的稳定的先行指标。贵斌威，甄苓（2022）通过构建一个“内生增长的 CIA 模型发现当货币供给速度变大时，通货膨胀将升高。庞如超（2022）借助货币需求理论公式建立了通货膨胀与货币供应量关系的理论模型，通过对 110112022 年居民消费价格指数和货币供应量增长指数进行格兰杰因果检验，验证了 M0、M1 及 M2 时滞一年的情况下，3个层次对应我国货币供应量是 CPI 物价指数变动的原因，而 CPI作为货币供应量的原因则被拒绝。第 4 4页共 7 7页但是，也有部分学者认为中国货币供给对通货膨胀的影响并不显著。 刘金全、 陈广华、 顾洪梅 （2004） 以 11012
6、年 1 月至 2004年 3 月间 M0 和 M1 月度同比增长率的数据为基础进行分析，发现货币供给增长率和通货膨胀之间不存在显著的协整关系。刘霖、靳云汇（2022）利用 110182003 年的数据进行分析，没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据，认为在经济的货币化进程中，货币供应增长率的提高并不一定导致通货膨胀，货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低，大量的货币增量被经济消耗了。三、实证研究与结果分析本文研究中采用的数据来自中国人民银行调查统计司网上数据库，样本期为 2022 年 10 月至 2022 年 11 月的月度数据，货币供给取广义货币供给 M2，并取对数，通货膨胀率（
7、）根据其月度累计全国居民消费价格指数计算而得。1、相关性检验为了研究广义货币供给与通货膨胀率之间的关系，先通过eviews 分析工具对二者进行 Pearson 相关性检验，其结果如表 1第 5 5页共 7 7页所示。二者之间存在显著性的相关关系，在 5%水平显著。2、平稳性检验对于非稳定时间序列变量，其均值、方差及协方差是随着时间的变化而变化的，很难用这些已知的信息去建立模型来预测未来情形，对非稳定时间序列建立的回归很可能是一种伪回归。对于伪回归，可以增加解释变量、减少解释变量或进行差分来解决。因此，要进行回归分析，首先要明确变量是否是稳定的时间序列。检验时间序列变量稳定性的标准方法是单位根检
8、验，本文将采用ADF 单位根检验方法来进行检验。对广义货币供给（lnM2）及通货膨胀率（）进行 ADF 检验，两个变量原始数据 ADF 统计量均不显著，没有被拒绝，在一阶差分后，统计量在 1%显著性水平下拒绝了原假设，表明两个变量都是单整 I（1） ，即经过一阶差分后可以变为稳定的时间序列变量。而且，对广义货币供给（lnM2）及通货膨胀率（）进行 Johanson 协整检验，在有截距和确定线性趋势的情况下，对残差进行 1 阶差分滞后检验，检验结果表明在 5%的显著性水平下二者协整关系数为 1。3、因果检验第 6 6页共 7 7页在经济分析中，尽管某些变量之间存在显著的相关关系，但是它们未必都有
9、意义，判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，一般采用因果检验法。为了进一步分析广义货币供给与通货膨胀之间的相关关系，本文还对二者进行了 Granger 因果关系检验。检验结果如表 2。通过 Granger 因果检验我们可以看出，在滞后 1 期和 2 期的情况下，广义货币供给（lnM2）是通货膨胀率（）的 Granger原因，反之不成立；而当滞后期为 3 期后，广义货币供给（lnM2）与通货膨胀率（）互为 Granger 原因。这说明，广义货币供给的增加，在短期内就会引起通货膨胀率的增加，而通货膨胀率的增加会引起人们通货膨胀率预期的增加，也会引起广义货币供给的增加，但是有一个时间滞后效应
10、。4、回归分析根据货币数量论的观点， 不仅货币供给量对通货膨胀有影响，而且，通货膨胀预期也会对通货膨胀有影响，因此，在分析时应当考虑通货膨胀预期的影响，在这里，以前一期的通货膨胀作为通货膨胀预期，建立回归模型，可以得到如下分析结果：第 7 7页共 7 7页从回归模型可以看出，各参数估计量都非常显著，货币供给的增加确实能够导致通货膨胀的增加。但是货币供给仅能解释通货膨胀变化中的 22.93%。四、结论本文通过对中国 2022 年 10 月到 2022 年 11 月的月度数据分析，发现广义货币供给的增加确实导致了中国的通货膨胀，但是，广义货币供给的增加仅能解释通货膨胀的 22.93%。根据货币数量论的观点，影响通货膨胀的不仅有货币发行量，还有通货膨胀预期、经济增长等因素。但是在本轮通货膨胀中，货币发行确实取到了一定的作用，推动了通货膨胀的恶化。