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货币供应量对CPI的影响分析

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李喜梅王亚欣王若楠刘哲宁

摘要：货币供应量与CPI二者的关系如何，前者对后者是否有影响一直备受学术界关注。本文基于近四年三个层次货币供应量M0、M1、M2及CPI的月度数据，基于eviews 10软件，运用ADF检验、格兰杰因果检验和脉冲响应函数考察在不同货币统计口径下，货币供应量对CPI的不同影响。通过分析得到结论，在各层次货币供应量中，M2与CPI的关联度最高，即M2供应量越大，越容易产生物价上涨，进一步引起CPI增高。

关键词：货币供应量;CPI;Granger因果检验;脉冲响应

一、引言

货币供应量是一个静态的存量概念，指在一定时点上一国的银行体系所供给的债务总量。货币层次划分的基本依据是流动性，按照流动性的大小，可以将其分为不同的层次，不同国家的层次划分也不尽相同。2000年，我国人民银行对货币投放的统计口径进行了调整，根据调整后的统计报表，我国货币层次可粗略划分为三个层次。第一层次M0，即流通中现金，指扣除金融机构库存现金之外的全部流通中的纸币和硬币之和。第二层次M1，即通常所说的狭义货币供应量，指流通中的现金加上活期存款，即M1=M0+活期存款。第三层次M2，即广义货币供应量，指在狭义货币供应量的基础上加上准货币，即M2=M1+准货币，其中准货币指的是企业单位定期存款、城乡居民储蓄存款、证券公司的客户保证金存款以及其他存款等。

CPI即消费者物价指数（Consumer Price Index），又称为居民消费价格指数。它是一项宏观经济指标，反映一定时期内居民家庭所消费商品及服务项目的价格水平的变动情况，受经济增长率和货币供应量的影响，其中货币供应量主要通过物价水平影响CPI。由于M0、M1、M2这三个层次的货币供应量范围不同，而且不同层次中，各个组成部分对物价水平有不同的影响，相应地，M0、M1、M2对CPI的作用过程和效果也不尽相同，因此本文将对此展开分析。

二、Granger因果检验理论介绍

Granger因果检验是用来考察某个变量是否可以用来提高相关变量的预测能力。如果变量a引起变量b，则变量b的变化将优先于a的变化。基于此，Granger提出了Granger因果关系检验：当时间序列{yt}和{xt}是平稳序列时：

若时间序列{xt}前的系数不全为零，则说明x可以提高y的预测能力，即x为y的格兰杰原因。

三、货币供应量与CPI的实证分析及预测

1.变量选取与数据说明

为研究我国货币供应量与CPI的关系，本文选取不同层次的货币供应量作为研究对象，即M0、M1和M2。按照统计制度要求，我国CPI每五年进行一次基期轮换，2016年1月开始使用2015年作为新一轮的对比基期，前三轮基期分别为2000年、2005年和2010年。为了数据前后的一致性，本文选取了2016年1月至2019年12月共48个月度数据作为样本进行实证研究，数据来源于国家统计局官网。

2.实证分析

（1）平稳性检验

为了避免伪回归问题，提高预测结果的有效性，需先对时间序列进行平稳性检验。本文运用Eviews10统计软件分别对CPI、M0、M1、M2进行ADF平稳性检验。

由ADF检验可知，在5%的显著水平下，CPI、M0、M2的统计量的p值分别为0、0.004、0.0003，均通过显著性检验，所以均为零阶单整的平稳时间序列，即I（0）。其中，CPI为带有截距项的平穩序列，M0为带有截距项和确定趋势项的平稳序列，M2为带有截距项和确定趋势项的平稳序列。而M1在1%、5%、10%的显著水平下，三种形式的显著性检验均未通过，因此为非平稳时间序列，故尝试对M1作一阶差分处理，处理后的序列记为D（M1）。

对差分后的数据再次进行ADF检验，结果如表1所示。可以看出一阶差分序列D（M1）为带有截距项的平稳序列，故M1为一阶单整（即I（1））过程。

（2）Granger因果检验

由上述ADF检验结果可知，CPI、M0、M2和D（M1）均为零阶单整的平稳序列（即I（0）），符合Granger因果检验的条件，因此我们将进行因果检验。但是由于不同滞后阶数会对Granger检验的结果产生较大影响，为增强结论的可靠性，本文依次采用滞后2至6阶，结果如表2、表3和表4所示：

由表2可知，原假设为D（M1）不是CPI变动的格兰杰原因时，在选取的5个不同的滞后期中，滞后期为2期、3期和4期时的概率均小于0.05，表明在5%显著水平下拒绝原假设;滞后5期和6期时的概率大于0.05，因此接受原假设。原假设为CPI不是D（M1）变动的格兰杰原因时，无论如何选择滞后阶数，概率都大于0.05，表明在5%的显著水平下接受原假设。所以，CPI不是引起M1的增量变动的原因，M1的增量变动却是引起CPI变动的格兰杰原因，但具有随机性。

由表3表明，无论如何选择滞后阶数，M0不是CPI的格兰杰原因的概率均大于5%，表明在5%的显著水平下接受原假设;CPI不是引起M0变动的格兰杰原因的概率也都是大于5%，表明在5%的显著水平下也接受原假设。因此，M0不是CPI显著的Granger原因，CPI也不是M0显著的Granger原因。

表4显示，原假设为M2不是CPI变动的格兰杰原因时，5个滞后期的概率均小于0.05，拒绝原假设，表明M2是CPI显著的Granger原因。原假设为CPI不是M2变动的格兰杰原因时，当滞后期为2期和3期时，概率均大于0.05，即在5%的显著水平下接受原假设;当滞后期为4期、5期、6期时，概率均小于0.05，表明在5%的显著水平下拒绝原假设。因此，M2是引起CPI变动的格兰杰原因，且该结论具有可靠性;CPI也是引起M2变动的格兰杰原因，但该结论具有随机性。

（3）脉冲响应函数

为研究我国货币供应量与CPI之间任何一方的冲击给另一方带来的影响，选取10期为期限进行考察，利用脉冲响应函数，可以进一步刻画二者的动态影响过程，结果如图1、图2、图3所示，图中纵轴表示脉冲响应函数值，横轴表示时期数。

由图1可知，从整体来看，当M1增量的随机扰动项受到冲击后，会对CPI产生正向作用：在1-2期内，其对M1增量的正向作用逐渐增大，第2期后逐渐减弱，第5期以后正向水平基本保持平稳。而当CPI的随机扰动项受到冲击后，在1-2期内，其对CPI的负向作用逐渐减小，在第3期降为零后接着对CPI产生正向作用，3-4期内大小保持不变，随之减弱，最后回到零线上，表明第6期后CPI的变化对M1增量无显著影响。

从图2可看出：当M0的随机扰动项受到冲击后，其对CPI有反应迅速的正向影响，强度约为0.1，随后逐渐减小在第2期减为零，接着产生负向影响，在之后几期该影响波动不明显，到第6期以后影响强度基本保持稳定的负向水平。而当给CPI的随机扰动项施加冲击后，其对M0的作用很微弱，几乎一直在零线附近，说明CPI对M0无显著影响。

由图3可以观察到，整体来看，当M2的随机扰动项受到冲击后，其对CPI具有迅速的正向作用，但强度呈波动性减弱趋势，具体表现为：CPI在第1-2期对经济增长具有显著的正向作用，第2期作用效果逐渐达到最大，第3期后作用效果呈波动性逐渐减弱，在第4期之后影响强度基本保持稳定的正向水平。而当给CPI的随机扰动项施加一个标准差大小的冲击后，对M2产生的正向影响呈波动性，但强度基本保持不变。

四、结论

从格兰杰因果检验结果，我们可以知道，无论如何选择滞后阶数，M0均不是引起CPI变动的格兰杰原因，M1的增量变动与CPI是否存在相互关系具有随机性，也就是说M1的增量变动与CPI的因果关系并不显著。而无论滞后阶数如何选择，M2均是引起CPI变动的格兰杰原因，说明在三个层次的货币供应量中，M2 与CPI的相关度最高，即M2的供应量的多少会对CPI的稳定有一定影响。

通过对脉冲响应函数的分析，三个不同层次的货币供应量中，M0对CPI的影响几乎保持稳定的负向水平;M1增量变动对CPI具有正向作用，但随着时间的后延，其作用效果呈波动性递减的趋势;M2对CPI具有正向作用，且短期效果比长期效果更显著。

总的来说，在M0、M1、M2三个层次货币供应量中，M2与经济增长的相关性最强，中央银行通过对M2的控制和调节，就能够使货币政策的最终目标得以实现，因此我国选其作为货币政策的中介目标具备一定合理性。

参考文献：

[1]余红.我国货币供应量对经济增长的影响研究——基于各层次货币供应量的实证分析[J].时代金融，2018，（14）：14-16.

[2]马义华.我国货币供应、经济增长与物价水平关系的实证分析[J].统计与决策，2019，35（19）：155-158.

[3]肖龙阶，张媛，明隆.新常态下经济增长、货币供应与通货膨胀实证研究[J].现代商贸工业，2019，40（01）：98-101.

[4]张振强.我国货币供应量对经济增长的影响分析——基于我国1995年-2014年数据的检验[J].中国商论，2018（07）：39-42.

作者简介：李喜梅（1999.05- ），女，河南省驻马店市人，河南财经政法大学金融学院，专业：金融工程;王亚欣（1999.10- ），女，河南省新乡市人，河南财经政法大学金融学院，专业：金融学;王若楠（2000.02- ），女，河南省濮阳县人，河南财经政法大學金融学院，专业：金融学;刘哲宁（1999.05- ），男，河南省洛阳市人，河南财经政法大学金融学院，专业：投资学（期货方向）

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