導(dǎo)語：小議通貨膨脹的貨幣因素一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

2008年美國房貸危機引發(fā)了世界性的金融危機，為了應(yīng)對危機對中國經(jīng)濟造成的負面沖擊，中國政府于2008年10月開始采取適度寬松的貨幣政策，廣義貨幣供給量迅猛增加。2010年年初開始，與生活較大關(guān)聯(lián)的農(nóng)產(chǎn)品價格比如蒜、姜、糖等接連漲價，到下半年各類生活資料價格接連攀升，直接推動CPI逐月升高，而在通脹壓力下，很多著名學(xué)者指出貨幣超發(fā)是通脹背后的主因。但是，央行行長周小川否認貨幣超發(fā)一說，其理由是：一方面，高儲蓄國家和低儲蓄國家的廣義貨幣占GDP的比重不一樣，中國是高儲蓄國家，因此M2占GDP比重高；另一方面，在間接融資占比高的情況下，廣義貨幣占GDP的比重就高，美國是典型的直接融資發(fā)達的國家，而中國間接融資比重大，因此拿中國的M2跟美國的比不太恰當(dāng)。

那么，本輪通貨膨脹到底是不是由貨幣超發(fā)引起的？這是一個值得深思的有很大研究意義的問題?；诖耍疚囊灾袊?008年10月至2010年11月的月度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，擬采用因果檢驗、協(xié)整分析、誤差修正模型等來分析中國M2與通貨膨脹之間的相互關(guān)系。

二、相關(guān)文獻綜述

以弗里德曼為首的貨幣主義學(xué)派始終認為通貨膨脹歸根結(jié)底是一種貨幣現(xiàn)象。貨幣主義學(xué)派從交易方程式開始推導(dǎo)，在假設(shè)貨幣流通速度為常數(shù)的條件下，超過GDP增長率的貨幣供給增長率，就是通貨膨脹率。弗里德曼認為，在短期內(nèi)貨幣增加既可以引起物價上漲也可以引起產(chǎn)量增加，只是在長期內(nèi)貨幣增加才全部反映在物價上漲上。這也意味著短期內(nèi)貨幣是非中性的，長期內(nèi)貨幣是中性的。

近幾年來我國也有學(xué)者從貨幣主義的視角，運用計量經(jīng)濟分析，對我國貨幣供給和通貨膨脹之間的關(guān)系進行了實證分析，但是取得了不同的結(jié)果。

大多數(shù)學(xué)者發(fā)現(xiàn)貨幣供給確實對中國通貨膨脹產(chǎn)生顯著的影響。張國洪、曾永平（2005）用我國1980—2002年間的年度數(shù)據(jù)，在借用劍橋方程式建立了通貨膨脹及緊縮與貨幣供應(yīng)關(guān)系的理論模型后，運用格蘭杰因果檢驗的方法驗證了我國超額貨幣供應(yīng)是CPI物價指數(shù)的原因，而CPI物價指數(shù)作為超額貨幣供應(yīng)的原因則被拒絕。朱慧明、張鈺（2005）根據(jù)1994—2004年間的季度數(shù)據(jù)考察了貨幣供給量增長和通貨膨脹率之間的長期均衡關(guān)系和短期動態(tài)關(guān)系，認為中國的通貨膨脹與不同層次貨幣供給量增長率之間均存在協(xié)整關(guān)系。姚遠（2007）采用協(xié)整與方差分解的方法對中國貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)對通貨膨脹和經(jīng)濟增長的影響具有滯后效應(yīng)，長期內(nèi)貨幣非中性，而通貨膨脹和經(jīng)濟增長并不影響貨幣供應(yīng)。程建華、黃德龍、楊曉光（2008）認為M1、M2均為CPI的Granger原因，M1和進出口還是領(lǐng)先于CPI變動的穩(wěn)定的先行指標。貴斌威，甄苓（2008）通過構(gòu)建一個“內(nèi)生增長的CIA模型發(fā)現(xiàn)當(dāng)貨幣供給速度變大時，通貨膨脹將升高。龐如超（2008）借助貨幣需求理論公式建立了通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的理論模型，通過對1991—2007年居民消費價格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量增長指數(shù)進行格蘭杰因果檢驗，驗證了M0、M1及M2時滯一年的情況下，3個層次對應(yīng)我國貨幣供應(yīng)量是CPI物價指數(shù)變動的原因，而CPI作為貨幣供應(yīng)量的原因則被拒絕。

但是，也有部分學(xué)者認為中國貨幣供給對通貨膨脹的影響并不顯著。劉金全、陳廣華、顧洪梅（2004）以1982年1月至2004年3月間M0和M1月度同比增長率的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進行分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供給增長率和通貨膨脹之間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系。劉霖、靳云匯（2005）利用1978—2003年的數(shù)據(jù)進行分析，沒有發(fā)現(xiàn)在長期內(nèi)貨幣供應(yīng)增長率影響通貨膨脹的證據(jù)，認為在經(jīng)濟的貨幣化進程中，貨幣供應(yīng)增長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)濟消耗了。

三、實證研究與結(jié)果分析

本文研究中采用的數(shù)據(jù)來自中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司網(wǎng)上數(shù)據(jù)庫，樣本期為2008年10月至2010年11月的月度數(shù)據(jù)，貨幣供給取廣義貨幣供給M2，并取對數(shù)，通貨膨脹率（π）根據(jù)其月度累計全國居民消費價格指數(shù)計算而得。

1、相關(guān)性檢驗

為了研究廣義貨幣供給與通貨膨脹率之間的關(guān)系，先通過eviews分析工具對二者進行Pearson相關(guān)性檢驗，其結(jié)果如表1所示。二者之間存在顯著性的相關(guān)關(guān)系，在5%水平顯著。

2、平穩(wěn)性檢驗

對于非穩(wěn)定時間序列變量，其均值、方差及協(xié)方差是隨著時間的變化而變化的，很難用這些已知的信息去建立模型來預(yù)測未來情形，對非穩(wěn)定時間序列建立的回歸很可能是一種偽回歸。對于偽回歸，可以增加解釋變量、減少解釋變量或進行差分來解決。因此，要進行回歸分析，首先要明確變量是否是穩(wěn)定的時間序列。檢驗時間序列變量穩(wěn)定性的標準方法是單位根檢驗，本文將采用ADF單位根檢驗方法來進行檢驗。對廣義貨幣供給（lnM2）及通貨膨脹率（π）進行ADF檢驗，兩個變量原始數(shù)據(jù)ADF統(tǒng)計量均不顯著，沒有被拒絕，在一階差分后，統(tǒng)計量在1%顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，表明兩個變量都是單整I（1），即經(jīng)過一階差分后可以變?yōu)榉€(wěn)定的時間序列變量。而且，對廣義貨幣供給（lnM2）及通貨膨脹率（π）進行Johanson協(xié)整檢驗，在有截距和確定線性趨勢的情況下，對殘差進行1階差分滯后檢驗，檢驗結(jié)果表明在5%的顯著性水平下二者協(xié)整關(guān)系數(shù)為1。

3、因果檢驗

在經(jīng)濟分析中，盡管某些變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，但是它們未必都有意義，判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，一般采用因果檢驗法。為了進一步分析廣義貨幣供給與通貨膨脹之間的相關(guān)關(guān)系，本文還對二者進行了Granger因果關(guān)系檢驗。檢驗結(jié)果如表2。

通過Granger因果檢驗我們可以看出，在滯后1期和2期的情況下，廣義貨幣供給（lnM2）是通貨膨脹率（π）的Granger原因，反之不成立；而當(dāng)滯后期為3期后，廣義貨幣供給（lnM2）與通貨膨脹率（π）互為Granger原因。這說明，廣義貨幣供給的增加，在短期內(nèi)就會引起通貨膨脹率的增加，而通貨膨脹率的增加會引起人們通貨膨脹率預(yù)期的增加，也會引起廣義貨幣供給的增加，但是有一個時間滯后效應(yīng)。

4、回歸分析

根據(jù)貨幣數(shù)量論的觀點，不僅貨幣供給量對通貨膨脹有影響，而且，通貨膨脹預(yù)期也會對通貨膨脹有影響，因此，在分析時應(yīng)當(dāng)考慮通貨膨脹預(yù)期的影響，在這里，以前一期的通貨膨脹作為通貨膨脹預(yù)期，建立回歸模型，可以得到如下分析結(jié)果：

從回歸模型可以看出，各參數(shù)估計量都非常顯著，貨幣供給的增加確實能夠?qū)е峦ㄘ浥蛎浀脑黾?。但是貨幣供給僅能解釋通貨膨脹變化中的22.93%。

四、結(jié)論

本文通過對中國2008年10月到2010年11月的月度數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)廣義貨幣供給的增加確實導(dǎo)致了中國的通貨膨脹，但是，廣義貨幣供給的增加僅能解釋通貨膨脹的22.93%。根據(jù)貨幣數(shù)量論的觀點，影響通貨膨脹的不僅有貨幣發(fā)行量，還有通貨膨脹預(yù)期、經(jīng)濟增長等因素。但是在本輪通貨膨脹中，貨幣發(fā)行確實取到了一定的作用，推動了通貨膨脹的惡化。