摘 要：本文基于2000―2010年的月度数据，运用Granger因果检验、协整检验、向量自回归模型（VECM）以及广义自回归条件异方差模型（GARCH）等方法，研究发现货币供给量改变对通货膨胀具有一种显著的、长期持久的正向影响，其滞后期约为20~25个月。实证表明，通货膨胀一旦发生，如果没有政府的干预，通货膨胀就有一种惯性。
关键词：广义货币供给 通货膨胀 协整分析向量误差修正模型（VECM） 广义自回归条件异方差模型（GARCH）
中图分类号：F822 文献标识码：Ａ 文章编号:１００３－９０３１(２０12)04－００19－０5 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.04.05
尽管有经济学家质疑“通货膨胀无论何时何地都是一种货币现象”（Friedman，1963）的理论[1]，但是各流派均不否认货币政策在通货膨胀中的作用。确实，过多货币追逐过少的商品，最终的结果就是更高的价格，即高通货膨胀率。Friedman同时认为从货币供应量增加到物价普遍提高有一个较长时间的传导过程，故采取货币行动后必然要经过一段时间才能发生真实效果，这就是时滞效应。
改革开放30多年来，中国在经历增长奇迹的同时，也历经了5次严重的通货膨胀和2次通货紧缩，在通货膨胀最为严重的1994年，年通货膨胀率高达24.1%。高增长、不稳定已经成为中国经济发展的一个显著特征。因此，研究货币因素在中国通货膨胀中所起的作用以及货币政策对物价影响的时滞就具有一定的实践意义。
一、文献回顾
关于货币供给与通货膨胀的关系，可以追溯到到1752年Hume发表的论文分析了货币供给增长及随之而来的物价上涨[2]。其后，大量经济学家的实证分析证明了该命题。Friedman（1963）提出了著名的命题：通货膨胀无论何时何地都是一种货币现象。他认为，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。货币主义强调货币因素对名义收入变动具有决定性作用。其后，Lucas（1980），Dwyer和Hafer（1988）， Friedman（1992），McCandless和Weber（1995），Rolnick和Dewald（1998）等都发现名义货币供给和物价水平是紧密相关的[3-7]。随着现代计量分析工具的发展，大量文献采用协整分析、向量误差修正模型、结构向量自回归模型以及广义自回归条件异方差模型对货币供给与通货膨胀的关系进行了分析。
Friendman（1963）认为货币的变化平均需要6~9个月后才能引起名义收入增长率的变化，再过6~9个月价格才会受到影响，因此，从货币增长变化到物价变化一般有12~18个月的时滞。
近年来，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。李彬和刘凤良（2007）对中国1990―2005年季度数据的SVAR分析显示，货币政策的通胀效果是滞后的，且通货膨胀表现出惯性特征[8]。程建华、黄德龙、杨晓光（2008）认为M1、M2均为CPI的Granger原因，M1和进出口还是领先于CPI变动的稳定的先行指标[9]。黄益平等人（2010）分别运用向量误差修正模型（VECM）和结构向量自回归模型（SVAR）分析了月度同比和月度环比数据，研究表明过剩流动性（广义货币供给与GDP的比值）、产出缺口、房价和股价对通胀会产生正向影响。结构脉冲响应分析表明流动性冲击的影响主要反映在前5个月，10个月后基本消失，过剩流动性和产出缺口是影响通胀的重要因素[10]。但是，刘霖、靳云汇（2005）利用1978―2003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[11]。
综观上述文献，从国际研究来看，对于货币供给与通货膨胀关系的分析已经基本成熟，但国内学者很少采用GARCH模型分析中国货币供给与通货膨胀的动态关系，即货币政策的时滞；另一方面，国内缺乏广义货币供给与通货膨胀之间动态关系的分析。采用GARCH模型，一方面可以克服条件异方差所带来的问题，另一方面，可以利用GARCH模型分析分析货币政策的物价时滞，从而对货币政策操作提供有益的建议。
二、计量分析及估计结果①
本部分研究中通货膨胀率是根据国家统计局居民消费价格分类指数（去年同期=100）计算得来。货币供给量取广义货币供给M2，来自中国人民银行调查统计司网上数据库，由于货币供给的月度数据仅仅从2000年1月开始提供，故样本期为2000年1月―2010年12月的月度数据，并取对数。由于大多数西方国家货币政策的物价时滞一般是18~36个月，故本文在后面的分析中，最大滞后期选择36个月。
（一）向量误差修正模型（VECM）
1.平稳性及协整检验
本文采用ADF单位根检验方法来检验数据平稳性。对广义货币供给（lnm2）及通货膨胀率（π）进行ADF检验（表1），两个变量原始数据ADF统计量均不显著，没有被拒绝，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）。而且，对广义货币供给（lnm2）及通货膨胀率（π）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阶差分进行1-4阶滞后检验，检验结果表明在10%的显著性水平下二者协整关系数为1。
2.因果检验
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，在滞后1期到22期的情况下，不能拒绝广义货币供给（lnm2）不是通货膨胀率（π）的Granger原因；而当滞后期为23、24期后，才能拒绝广义货币供给（lnm2）不是通货膨胀率（π）的Granger原因，即货币供给与通货膨胀具有一种长期的动态关系，但是货币供给对通货膨胀的影响是滞后的，其滞后期约为23个月。
3.长期关系
由于在分析期通货膨胀率（π）和广义货币供给（lnm2）均为单整I（1），而且二者之间在10%的显著性水平下协整关系数为1，因此可以对通货膨胀率（π）和广义货币供给（lnm2）进行OLS模型，来检验二者之间的长期关系：
注：***表示通过显著性水平为1%的t检验。
由于广义货币供给对通货膨胀具有一种时滞效应，回归模型中系数的大小和显著性并不太重要，但是二者的长期关系至少揭示了在分析期内，货币供给的增加确实能够导致通货膨胀的增加这一基本的经济联系。通过RESET检验可以发现，辅助回归系数显著不为零，表明要么模型设定有偏误，要么遗漏掉必要的变量根据经济理论，货币供给显然会影响到通货膨胀，因此模型设定不存在偏误，那么，只能是遗漏掉了必要的变量，这说明影响通货膨胀的因素并非只有货币供给一项，还有其它的因素，货币供给的变化仅能解释通货膨胀变化中的15.29%。
4．向量误差修正模型（VECM）分析
协整检验表明，2000年以来，中国月度广义货币供给与通货膨胀之间存在长期的稳定关系，因此，可以采用向量误差修正模型（VECM）来进行分析。在向量误差修正模型中，所有变量都是内生的，如果变量之间存在协整关系，短期内，如果某个变量受到冲击从而偏离长期均衡，则变量之间的关系会以一定的力度恢复到长期均衡，而不会长期偏离。广义货币供给与通货膨胀的VECM模型表示如下：
△xt=?准（L）△xt+x"tecmt-1+?着t （2）
式（2）中，xt=（πt，lnm2t）是包含通货膨胀（π）和广义货币供给（lnm2）的向量，?准（L）是滞后项的系数矩阵，ecm是长期关系所确定的误差修正项。根据AIC准则和Schwarz规则，模型中最佳滞后期为7。并对误差修正模型的残差进行脉冲响应分析， eviews6.0估计结果见表1（VECM模型估计的有两个结果，下面报告的是有关通货膨胀的结果）。
可以看出，误差修正项ecm的系数在1%水平下显著且为负值，表明当通货膨胀受到货币冲击而偏离长期均衡时，每月约有12.20%的超额货币供给被通货膨胀所吸收。
从图1可以看出，广义货币供给的增加在第11个月开始对通货膨胀产生正向的冲击，并在第20个月后达到最大（4.687），并逐步减弱，延长分析期后发现在第39个月达到0.7409后有逐步回升，并在2.0左右徘徊。而图2则表明，广义货币供给的增加对通货膨胀的累积效应在第20个月后转为正值，其后逐步增加。脉冲响应分析表明，从最后效果来看，货币供给增加最终会导致通货膨胀的增加，其滞后效应约为20个月，并且，货币供给增加对通货膨胀的影响是持续的。
但从脉冲响应图可以看出，货币供给开始10个月内对通货膨胀的影响是负的，其后才是正值，这个结果与预期不符，这与近期采用VECM研究货币供给与通货膨胀动态关系的一些文献（例如Blavy（2004）和Almounsor（2010））的结果类似。一个可能的解释就是货币供给更多受到人为因素的控制，其变化先于通货膨胀，而当经济风向发生改变，迫使央行改变货币政策时，通货膨胀由于惯性仍然保持原来的方向运动，这时从统计意义上来说，货币供给对通货膨胀的早期影响是反方向的。
（二）广义自回归条件异方差模型（GARCH）
对回归方程1的残差进行残差平方相关图检验，可以发现自相关系数（AC）和偏自相关系数（PAC）均不为零，而且Q统计量也非常显著，可以认为模型存在条件异方差性。由于本文所研究的货币供给及通货膨胀率同时也是金融市场上面的数据，因此可以借用金融经济学中用来分析股票收益波动的工具GARCH模型。根据Bollerslev（1986）扩展的GARCH模型建立如下GARCH（P，Q）模型[12]：
式（3）是均值方程，表明通货膨胀（π）是滞后各期广义货币供给（lnm2），前面各期残差（?着t-i）以及当期随机扰动项（?着t）的函数。式（4）是本期条件方差?滓2t，是前面一期残差平方和最近一期的预期方差（? 目前，绝大多数GARCH模型都是GARCH（1,1），本文也采用GARCH（1,1）模型进行估计，则式（3）和式（4）变为
利用Eviews6.0对式（5）进行估计，并观察各阶滞后值系数的显著性，进而剔除掉不显著的滞后期进行分析，从而找到货币政策的滞后期。对滞后期为36期进行GARCH估计，结果如表2所示，为正值且显著（5%显著性水平）的滞后期为第25期。
去掉其它滞后期，仅保留显著且为正值的第25期滞后值（lnm2t-25）重新进行GARCH估计（表3）。对精简的GARCH残差进行ARCH-LM检验，看模型中是否存在更多的ARCH项，检验的原假设是残差不存在异方差（表4），结果表明不能拒绝原假设，估计结果是可信的。从表3可以看出，第25期滞后值的系数在1%下显著，并且为正值。这表明货币供给的冲击对通货膨胀具有一种滞后的影响，在25个月后达到最大，并且这种冲击是持久的。
四、结论
本文研究发现广义货币供给在中国的通货膨胀中起到了重要的作用，货币供给对通货膨胀具有一种长期的、显著的正向影响。但是，针对中国的具体情况，在考察期也呈现出不同的特征：
1.因果检验发现，直到滞后的第23期，才不能拒绝广义货币供给是通货膨胀的Granger原因的原假设。即广义货币供给增加不会立即引起通货膨胀，而是大约有23个月滞后期。
2.广义货币供给与通货膨胀都是单整I（1）的时间序列数据，协整检验发现二者之间存在1个协整关系，回归发现货币供给仅能解释通货膨胀变化中的15.29%，这表明在分析期内，货币供给的变化只是导致通货膨胀的原因之一。
3.向量误差修正模型表明，广义货币供给与通货膨胀之间存在一种短期的误差修正机制，每月约有12.20%的超额货币供给被通货膨胀所吸收，并且通货膨胀一旦发生，就具有一种惯性。广义货币供给增加对通货膨胀在第11个月开始对通货膨胀产生一种正向冲击，直到第20个月达到最大，其后虽略有回落，但是这种冲击具有一种长期持续的特征。VECM分析发现，广义货币供给对通货膨胀的正向冲击具有约20个月的滞后期。
4.GARCH模型分析发现，广义货币供给对通货膨胀的正向冲击具有约25个月的滞后期。
5.分析期内，不论是从长期看，还是从短期看，物价水平都显著的受到通货膨胀的影响，但是这种影响具有一种滞后效应（滞后期约为20-25期）和持久效应。
从本文的分析结果可以看出，要想在未来一段时间内影响通货膨胀水平，至少要提前20个月采取行动。因此，金融决策部门在加强对宏观经济走势的预判能力以减少内部时滞的基础上，减少货币政策的外部时滞就是一个非常重要的课题。同时，由于通货膨胀还具有一种惯性，一旦发生就有持续下去的趋势，因此扩张性货币政策不应该作为政府长期使用的调控政策。
（特约编辑：罗洋）
参考文献：
[1]Friedman, M.Inflation: Causes and Consequences[M].New York: Asia Publishing House，1963.
[2]Hume, David.Of Money,Reprinted in David Hume:
Writings on Economics, edited by Eugene Rotwein[M]. Madison, Wisconsin: University of Wisconsin Press，1952.
[3]Lucas, Robert E, JR. Two Illustrations of the Quantity
Theory of Money[J].American Economic Review ，1980(12).
[4]Dwyer, Gerald P, JR,R.W. Hafer.Is Money Irrelevant?
[J].Federal Reserve Bank of St. Louis Review，1988（6）: 3-17.
[5]Friedman, M.Money Mischief: Episodes in Monetary
History[M].New York: Harcourt Brace Jovanovich，1992.
[6]Mccandless,George T,JR,Warren E.Weber.Some Monetary Facts[J].Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review，1995(3):2-11.
[7]Dewald, William G.Money Still Matters[J].Federal Reserve Bank of St. Louis Review 1998(12):13-24.
[8]李彬，刘凤良.我国通货膨胀动态和货币政策效果的行为宏观解释[J].管理世界，2007（3）.
[9]程建华，黄德龙，杨晓光.我国物价变动的影响因素及其传导机制的研究[J].统计研究，2008（1）.
[10]黄益平，王勋，华秀萍.中国通货膨胀的决定因素[J].金融研究，2010（6）.
[11]刘霖，靳云汇.货币供应、通货膨胀与中国经济增长―基于协整的实析[J].统计研究，2005（3）.
[12]Bollerslev, T.Generalized Autoregressive Conditional
Heteroskedasticity[J].Journal of Econometrics,1986（31）:307-327.