淺議貨幣供應量對CPI和GDP影響

1、淺議貨幣供應量對CPI 和 GDP影響摘 要: 針對我國的具體情況 , 通過實證發(fā)現(xiàn) , 長期內(nèi)貨幣供應量的變化與物價有顯著關系、而與產(chǎn)出的變化沒有必然的關系 , 因此貨幣在長期是中性的 , 產(chǎn)出的變化主要由實質(zhì)部門因素確定。 而無論在短期還是在長期 , 貨幣供應量的變化對物價都會產(chǎn)生影響。 利用我國 197820XX的年度數(shù)據(jù) , 從貨幣供應量中的 M0的角度 , 建立分布滯后模型 , 分析動態(tài)的貨幣供應量 M0對我國經(jīng)濟發(fā)展的影響。關鍵詞 : 通貨膨脹 ; 貨幣供應量 ; 經(jīng)濟增長 1 引言隨著國際金融危機的蔓延 , 從 20XX 年下半年我國經(jīng)濟出現(xiàn)大幅滑坡 , 雖然我國政府采取了有力措

2、施 , 但經(jīng)濟目前還未進入強勁反彈的道路。從物價來看 ,20XX 年 4 月以來我國居民消費價格總水平不斷攀升 ,20XX 年全年 CPI 指數(shù)上漲 %,20XX年 2 月 CPI 指數(shù)高達 %,創(chuàng)歷史新高。 隨后幾個月 CPI 和 PPI 大幅回落 , 已連續(xù)數(shù)月為負值 , 截至 20XX年 7 月份 CPI 同比下降 % PPI 降%。同時貨幣供應量高位趨穩(wěn) ,20XX 年 7 月末 , 廣義貨幣供應量 (M2) 余額為萬億元 , 同比增長 %,增幅比上年末高個百分點 , 比上月末低個百分點 ; 狹義貨幣供應量 (M1) 余額為萬億元 , 同比增長 %,比上月末高個百分點 ; 市場貨幣流通

3、量 (M0) 余額為萬億元 , 同比增長 %。同時我國對外依存度擴大 , 內(nèi)外失衡 , 虛擬經(jīng)濟也在不斷膨脹 , 央行被動投放基礎貨幣。貨幣增長率上升雖然不是通貨膨脹的唯一原因 , 但有著密切 , 貨幣供應量的增加迫使總需求的“主動增加” , 尤其是促進了資產(chǎn)價格的上漲 , 然后傳導到食品價格并引起通貨膨脹 , 劇烈的通貨膨脹就會對宏觀經(jīng)濟形成極大的沖擊 ,進而影響到經(jīng)濟的增長。2 西方關于貨幣供應量與經(jīng)濟增長、通貨膨脹的分析西方經(jīng)濟學一般認為 : 貨幣對經(jīng)濟不發(fā)生任何實質(zhì)性的影響 , 不影響實際的經(jīng)濟變量 , 貨幣就是中性的 , 不然貨幣就是非中性的。 但是西方經(jīng)濟學家對貨幣中性的理解在程度

4、上也不完全一致。 代表性觀點有 :(1) 古典學派的貨幣中性論主張貨幣經(jīng)濟只不過是實物相互交換的實物經(jīng)濟 , 貨幣僅在商品交換過程中啟到媒介作用 , 對實際經(jīng)濟不發(fā)生實質(zhì)性的影響。 (2) 威克塞爾貨幣非中性論 , 對古典貨幣數(shù)量論的批判中引入了“自然利率”的概念 , 認為貨幣是影響經(jīng)濟的重要因素主要是由于貨幣在資本形成和資本轉(zhuǎn)移中發(fā)揮著重要作用。 (3) 凱恩斯主義的貨,幣非中性論認為 , 貨幣供應量的變動在短期內(nèi)影響就業(yè)、產(chǎn)出和收入等實質(zhì)經(jīng)濟因素 , 而在長期內(nèi)則影響價格。 把利率作為貨幣與產(chǎn)出的樞紐 , 通過貨幣政策調(diào)節(jié)經(jīng)濟中的貨幣供應量。 主張貨幣通過兩個方面影響實際經(jīng)濟 : 貨幣市場

5、決定利率 , 再通過利率影響投資 , 從而影響總需求 , 導致總產(chǎn)量和總就業(yè)量的變化 ; 貨幣作為一種資產(chǎn) , 它與其他金融資產(chǎn)存在替代效應。 (4) 新古典主義的貨幣中性論認為 , 宏觀經(jīng)濟總量的解釋只是建立在單個人的最優(yōu)化選擇的基礎上的。 盧卡斯、薩金特、華萊士等通過新古典主義的基本原理 , 如市場出清、理性預期和只有實際變量才至關重要等應用于標準的宏觀經(jīng)濟模型 , 得出了貨幣中性的結(jié)論。聲稱貨幣主義的短期和長期不是特別有用的 , 真正的區(qū)別是預期與未預期到的差別 , 正是由于理性的經(jīng)濟當事人能預期到系統(tǒng)的貨幣政策 , 貨幣對經(jīng)濟中的實物變量不產(chǎn)生影響 , 從而回到了貨幣數(shù)量論的貨幣中性的

6、觀點。3 貨幣與經(jīng)濟關系計量分析基于以上的理論分析 , 控制貨幣存量的增長率 , 使其按照一個或幾個關鍵的經(jīng)濟變量的變化而同步連續(xù)地變化 , 貨幣當局就能提供一個可為經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的貨幣背景。對此 , 本文從國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率 ( 名義國民收入增長率 ) 和通貨膨脹率 ( 物價上漲率 ) 與貨幣存量增長率之間關系進行計量分析。下面 , 我們選擇 1978-20XX 年間的 M0 供應量增長率和通貨膨脹率、 GDP增長率 ( 年度數(shù)據(jù) ) 作為我們實證的數(shù)據(jù)區(qū)間 , 根據(jù)貨幣數(shù)量論的相關理論 , 對我國的貨幣供應政策的穩(wěn)定性進行計量考察。(1) GDP 增長率、通貨膨脹率與供應量增長率相關性分析。

7、根據(jù)我們所獲得的數(shù)據(jù) , 應用統(tǒng)計計量分析軟件 Eviews, 得到了 M0供應量增長率與 GDP增長率、通 貨膨 脹率之間 的相關系 數(shù) 。 可以 得出 ,m0 和 cpi 的相關系 數(shù)為和 gdp 的相關系數(shù)為 正如現(xiàn)代貨幣數(shù)量論和許多實證所驗證的那樣 , 我國的貨幣供應量與 GDP增長率、通貨膨脹率具有較強的相關性。貨幣的長期周期性變動與相應的貨幣收入 ( 或國民收入 ) 和價格水平變動之間的關系是比較密切的和穩(wěn)定的。 另外 , 根據(jù)它們之間的點線圖 , 我們可以得出 ,M0 增長率與 GDP增長率、 M0增長率與通貨膨脹率之間的變化具有大致相似的同增同減的長期趨勢 , 即它們具有長期的

8、一致性。 當然 , 它們之間的因果關系、它們相互之間的變動是否是即期還不明顯 , 我們將在下文給出分析。 但是 , 有一點可以肯定的是 , 當經(jīng)濟波動較大時一定伴隨著貨幣供應量的較大的波動。(2) M0供應量增長率、 GDP增長率、通貨膨脹率三者之間的因果關系分析。運用 Granger 因果關系檢驗 , 我們可得如下檢驗結(jié)果。對于通貨膨脹不是貨幣供應量 Granger 原因的原假設 , 拒絕它而犯第一類錯誤的概率是 , 表明通貨膨脹不是 M0 增長率 Granger 原因的概率較大 , 不能拒絕原假設。而第二個檢驗的相伴概率只有 , 表明我們至少可以在 95%的置信水平下 , 認為 M0增長率

9、是通貨膨脹的 Granger 成因。對于 GDP增長率與 M0 增長率之間的 Granger 因果關系 , 我們得不出類似的結(jié)論。(3) M2 供應量增長率、 GDP增長率、通貨膨脹率回歸分析。由上面的相關分析和因果關系分析 , 我們可以很有理由地運用貨幣供應量的兩因素模型對三者進行回歸分析。由此 , 我們得到如下回歸方程 :CPI =()+ M0(-1)() + M0(-2)()+ M0(-3) R= F=從中我們可以看出回歸系數(shù)都通過了檢驗 , 并且整個方程的 F 檢驗也是顯著的。這也從另一方面說明了貨幣供應量的增長對于物價水平的波動具有顯著地影響。另外 , 我們也可以得到如下方程 :GD

10、P =+ M0(-1)()+- M0(-2)() +- M0(-3) () R= F=它的回歸系數(shù)的 t 值不顯著 , 方程也不顯著。這說明 ,GDP 增長率和通貨膨脹率之間沒有顯著的關系。4 基本結(jié)論和政策建議綜合現(xiàn)代貨幣數(shù)量理論和我們上面的計量分析 , 我們可以得出以下結(jié)論 : 改革開放以來 , 我國貨幣供應量的增長對經(jīng)濟的影響是顯著的。 同時 , 貨幣總量的變動是一個相對獨立的過程 , 而經(jīng)濟變動受到貨幣變動影響的關系相對來說是很穩(wěn)定的。因此 , 當貨幣存量的增長率存在明顯波動時, 必然伴隨著經(jīng)濟增長的波動。1978 年以來 , 我國的貨幣政策在實際運作過程中基本上遵循著現(xiàn)代貨幣數(shù)量論的

11、政策主張。然而 , 由于經(jīng)濟的大幅度增長, 投資的狂熱和相對無序 , 貨幣當局無法摸清經(jīng)濟運行的規(guī)律而又對經(jīng)濟形勢過于樂觀, 導致了貨幣供應不連續(xù)、不平穩(wěn)、無規(guī)律地變動。 這種貨幣供應的變動在一定程度上造成我國經(jīng)濟在八十年代中后期和九十年代中期物價持續(xù)上漲和經(jīng)濟波動。如在 1990-1996 年間 , 我國的貨幣供應總量增長率平均都在 25%以上 , 由此直接導致了在九十年代中期我國的泡沫經(jīng)濟和平均 10%以上的通貨膨脹率 , 給經(jīng)濟發(fā)展造成了很大的不確定性和危害。同樣的原因也造成了 1988 年和 1989 年高通貨膨脹 ( 分別為 %和%)和民眾對經(jīng)濟前景的恐慌。同時 , 由于對經(jīng)濟發(fā)展的

12、長期趨勢缺乏考慮 , 貨幣政策造成經(jīng)濟波動的突發(fā)性反過來使得貨幣當局在制定和執(zhí)行貨幣政策時的被動性, 從而進一步造成了經(jīng)濟的不穩(wěn)定。如 1997 年以來 , 我們雖然制止了高通貨膨脹 , 卻又陷入了持續(xù)的通貨緊縮 (1998 、1999、20XX年的物價上漲率分別為 -%、-3%、-在某種程度上這不能說不是在治理通貨膨脹時由貨幣政策的突發(fā)性造成的, 目前的情況也與此類似。 對以上分析結(jié)論 , 以及我國當前的實際經(jīng)濟背景 , 我們提出以下政策主張 :(1) 根據(jù)經(jīng)濟的長期預期增長率來指導貨幣供應政策。 由于長期的真實經(jīng)濟增長率是由實際的勞動力增長率、生產(chǎn)技術(shù)的發(fā)展速度等非貨幣因素決定的。因此 ,

13、 為了使貨幣政策的制定和執(zhí)行不至于對長期經(jīng)濟發(fā)展沖擊, 引起經(jīng)濟的不穩(wěn)定 , 我們就必須使貨幣總量的增長率緊跟真實經(jīng)濟的長期預期增長率 , 進行連續(xù)、平穩(wěn)的供應貨幣。穩(wěn)定的貨幣供應還會使一般公眾建立起對貨幣政策的信任 ,使貨幣當局的政策在執(zhí)行時更為有效和及時。(2) 貨幣政策應以穩(wěn)定物價水平為目標。由于通貨膨脹的心理預期 , 當貨幣增長引起物價水平上漲后 , 公眾預期價格將會持續(xù)上漲 , 投資者愿意投資 , 借款者愿意借款 , 這樣就使利率不斷上漲 , 經(jīng)濟趨于狂熱 , 結(jié)果泡沫經(jīng)濟和危機就隨之而來 ; 反之 , 物價下跌后 , 公眾相反的行為使利率不斷下跌 , 最后也會使經(jīng)濟趨于崩潰 , 并

14、且這種影響過程是逐漸的、長期的。因此 , 為了消除物價的惡性影響 , 盯住穩(wěn)定的物價目標是可取的 , 而這可以通過貨幣供應量與推動物價漲跌間穩(wěn)定的關系來達到這個目的 , 正如我們上文所分析的實證結(jié)果那樣。(3) 加強貨幣政策在國家宏觀調(diào)控政策中的主導地位。 貨幣需求對利率的富有彈性 , 財政政策對利率的缺乏彈性 , 使得財政政策相對貨幣政策來說是無效的。因為財政政策只是對現(xiàn)存的貨幣總量進行再分配和使用 , 它排擠了“私人”投資而轉(zhuǎn)為“政府”投資 , 這種投資的“乘數(shù)”效應會大大降低。而根據(jù)長期的真實經(jīng)濟增長率所確定的貨幣政策 , 當它與財政政策共同實施時 , 可產(chǎn)生繁榮的經(jīng)濟增長 , 這已有許多發(fā)達國家歷史經(jīng)驗所證實。參考文獻奚君羊, 劉衛(wèi)江. 通貨膨脹目標制的理論思考J. 財經(jīng)研究汪紅駒. 用誤差修正模型估計中國貨幣需求函數(shù)J. 世界經(jīng)濟王雙正 .基于VAR 模型的通貨膨脹與經(jīng)濟增長關系研究J.經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理黃鳳忖.我國經(jīng)濟增長與貨幣供應量