基于ecm模型的貨幣供給量與通貨膨脹關(guān)系研究原創(chuàng)論文-預(yù)覽頁
【正文】 ，其經(jīng)濟(jì)運行也存在差異。張文剛以1981年1月～2002年6月期間通貨膨脹率與M1的月度同比增長率進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)二者之間不僅存在長期均衡關(guān)系，也存在短期誤差修正機(jī)制，不過兩者之間的影響關(guān)系依賴總供給與總需求之間的相互制約[6]。貨幣政策在20世紀(jì)80年代和90年代顯著不同，據(jù)此貨幣供給量的增長對通貨膨脹率的影響也可能存在變化。協(xié)整分析可用于檢驗經(jīng)濟(jì)時間序列變量水平數(shù)據(jù)是否存在長期均衡關(guān)系，誤差修正模型則可建立它們變化的短期動態(tài)模型，研究其短期變動規(guī)律。對于貨幣供應(yīng)量的度量指標(biāo)，現(xiàn)有在選取M0還是M2上存有爭論。居民消費價格指數(shù)和商品零售價格指數(shù)最主要的區(qū)別是前者的調(diào)查內(nèi)容涵蓋了居民日常消費品和服務(wù)項目，可以全面反映多種市場因素變動對居民實際生活費用支出的影響程度，并且它也是國際上測算價格水平和通貨膨脹最常用的指標(biāo)[11]。M0、MM2和CPI的數(shù)據(jù)均來源于《中國人民銀行統(tǒng)計季報》[12]。從而，需要討論它們的差分序列(對應(yīng)增長率序列)中可能存在的協(xié)整關(guān)系，此時需要判斷的是貨幣供給增長率與通貨膨脹率之間的長期均衡關(guān)系。圖圖2和圖3給出了樣本期內(nèi)通貨膨脹率與M0、MM2的季度同比增長率的變化路徑。PP檢驗原理類似于ADF檢驗，不過PP檢驗法對殘差的異方差性和自相關(guān)性不敏感[13]。資料來源：，作者整理。普遍使用的兩變量協(xié)整檢驗的方法是Engle和Granger提出的兩階段回歸分析法[14]。從表2可以看出，如果用ADF單位根方法檢驗，u[，0]、u[，1]和u[，2]分別在10％、5％和1％的顯著性水平下是平穩(wěn)的；而用PP單位根檢驗方法，則u[，0]的殘差在5％的顯著性水平是平穩(wěn)的，u[，1]和u[，2]在1％的顯著性水平下是平穩(wěn)的。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量具有誤差修正模型的形式[14]，因此在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立誤差修正模型，研究貨幣供給量增長率與通貨膨脹率之間關(guān)系的短期動態(tài)調(diào)整與長期特征。誤差修正項的大小表明了從非均衡向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度，該模型突出了長期均衡關(guān)系對短期的影響。用Granger和Sims的因果關(guān)系檢驗法分析貨幣供給量的增長率與通貨膨脹率之間因果關(guān)系的步驟如下[16]。若果真如此，就拒絕“GM不是引起GP變化的原因”的原假設(shè)，也就是說貨幣供給量增長率是通貨膨脹率變化的原因。表3 Granger影響關(guān)系檢驗結(jié)果Table 3 Causality Test Results 原假設(shè) F統(tǒng)計量 概率 結(jié)論GP不是引起GM0變化的Granger原因 接受GM0不是引起GP變化的Granger原因 拒絕GP不是引起GM1變化的Granger原因 接受GM1不是引起GP變化的Granger原因 拒絕GP不是引起GM2變化的Granger原因 接受GM2不是引起GP變化的Granger原因 拒絕資料來源：，作者整理。(1)從長期來看，各層次的貨幣供給量增長率都與通脹率之間存在正相關(guān)協(xié)整關(guān)系，它們之間存在顯著的相關(guān)性，貨幣供給變化所產(chǎn)生的影響最終在價格水平上體現(xiàn)出來。值得注意的是，上一期的通貨膨脹率的增長與本期的通貨膨脹率的增長存在著正相關(guān)性，表明某一時期的通貨膨脹率會影響下一期的通貨膨脹率。另外，不同層次貨幣供給量的增長都與通貨膨脹率之間存在長期均衡關(guān)系，這說明20世紀(jì)90年代以來我國體制改革和價格體制改革取得了成效，金融市場和貨幣市場都有了很大程度的發(fā)展，儲蓄存款以及其他存款轉(zhuǎn)化為現(xiàn)金的流動性有所增強，使得三個層次貨幣的流動性差別大大減小
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