理性预期CPI的货币效应研究
一、引言
近几年我国CPI波动较大。如2007年7月CPI超过了105(上一年同月=100);2008年2月CPI同比增长高达108.7。在不同时期央行根据宏观经济运行状况采取了不同的货币政策,如2007年多次上调存款准备金率或人民币存贷款基准利率。因此检验CPI的变动是否是货币现象,对于利用货币政策工具调整物价具有重要的经济意义。
通常用居民消费价格指数(CPI)反映通货膨胀或紧缩程度,西方经济学主流学派——货币主义学派、供给学派、理性预期学派都无一例外地认为,通货膨胀是一种货币现象,即物价持续上涨是货币供给量持续增加的结果。因此都主张利用货币政策工具来管理通货膨胀。货币学派代表人物弗里德曼认为,通货膨胀永远是货币现象,过多地增加通货量是通货膨胀的唯一原因(P28)。国外许多学者对货币供给量对物价的影响作了研究。如Eichenbaum使用M1和联邦基金利率作为不同的货币政策指标考察美国的货币政策效果,发现用联邦基金利率代表货币政策时,利率的正向冲击(紧缩的货币政策)带来了产出的下降,但价格水平反而上升了。国内一些学者对近几年我国CPI变动的原因也作了许多深入的研究。刘斌通过建立货币供应量与产出、物价的联立方程模型实证表明,从长期看货币供应量的变化最终将全部体现在物价变化上。谢平运用VAR方法对1998年至2002年的货币供应量与产出、物价之间的关系进行了分析,得出长期中货币供应量的变化将对物价产生永久性影响。赵进文等利用非线性广义矩方法,对央行最优化一阶条件的简约式和结构式同时进行了估计和比较,结果表明1993至2005年间,央行的货币政策实际造成了中国存在通货膨胀的明显倾向。李永宁,李瑞红认为,长期内在不存在全面供给冲击、市场机制健全条件下,持续通货膨胀一定是一种货币现象。贺力平认为,前一时期世界经济的较快增长和主要经济体货币政策的放松调整以及由这种调整所引起的国际金融市场商品价格的上涨,是导致2007年至2008年初世界经济出现趋势性通货膨胀的主要原因。
但一些学者也认为通货膨胀是需求造成的,他们将通货膨胀分为需求拉动型、成本推动型等类型。冀志斌,周先平利用1995年至2008年第一季度的季度数据,建立向量自回归模型对我国货币政策的效果进行了经验分析,结果表明紧缩的货币政策没能使物价水平下降,反而上涨了。林峰认为,近几年我国CPI快速上涨的现象是结构性价格调整,其深层次原因是扭曲的要素价格体系的调整和经济增长方式的转变,数据也显示货币供给量的平稳增长和通货膨胀率存在背离的现象。任品一,尚庆琛认为,近几年我国通货膨胀的根本原因在于粗放增长方式下不合理的经济发展模式,要想有效抑制通货膨胀,必须采用标本兼治的政策组合策略。闫屹,郝洁等认为,近几年我国的通货膨胀的成因非常复杂,既有国内因素也有国际因素,兼有结构型、成本推动型以及输入型通货膨胀的特点。孙志伟认为,近几年我国通货膨胀的原因是资源类商品,如石油、煤炭、电力、天然气,消费类商品,如农副产品,房地产价格上涨造成的。
本文依据中国2005年1月至2009年5月的CPI数据和货币供给量数据,利用跨方程约束联立方程模型研究货币供给量对理性预期CPI的影响。本文的特点是不直接检验货币供给量M0、M1和M2对CPI的影响,而是先将M0、M1和M2转化为环比(百分点)数据再研究货币供给量对CPI的影响,期望得出货币供给量M0、M1或M2对CPI的总体影响程度和时滞,其研究结果能对当前的货币政策制定提供一定的借鉴意义。
二、理性预期CPI跨方程约束联立方程模型
根据理性预期学派的理论,居民消费价格指数CPI的理性预期是在CPI的过去值和货币政策等信息条件下的CPI的均值,即
tCPIt=E(CPIt | It)(1)
这里tCPIt表示t月的CPI理性预期,It是t月可利用的信息,包括{CPIt-1,CPIt-2,…,Mt,Mt-1,…}。其中,CPIt-i是CPIt的过去值,Mt,Mt-i是货币供给量及其过去值,i=1,2,……。
将CPI表示成
由于模型(7)是跨方程约束误差项相关的联立方程模型,因此,模型(7)可采用似不相关估计(Seemingly Unrelated Regression)。
三、实证分析
(一)样本数据的选取
本文所采用的数据来自于中国国家统计局月度数据中的居民消费价格分类指数(上年同月=100)和中国人民银行公布的货币供给量数据。 居民消费价格分类指数的样本期是2005年1月至2009年6月,样本容量为54个月;货币供给量M0、M1、M2的样本期是2004年1月至2009年6月,样本容量为66个月。由于居民消费价格指数为环比数据(上年同月=100),为了模型数据口径一致,将货币供给量M0、M1、M2也转化为环比数据,为了得到CPI的货币供量给弹性,将CPI及货币供给量都转化为百分点数据。CPI、M0、M1、M2的描述性统计见表1。
(二) 模型估计
对模型(7)采用似不相关估计。在模型估计过程中,若出现不显著的参数,则首先剔除不显著的参数,若参数是显著的但 βi j(i=0,1,2)符号为负,则也将其剔除,然后再重新估计模型,直到所有参数都显著且βi j710(i=0,1,2)为止。估计结果见表2。
从表2中的估计结果可以看出,各回归解释变量的参数显著性检验t统计量的绝对值都大于2,说明引入的解释变量对CPI是有显著影响的;回归的调整拟合优度都在0.94以上,说明模型的拟合效果非常好。从表2中的估计结果可以计算出,M0的平均时滞为6.4个月,M1的平均时滞为5.8个月,M2时滞为7个月。当期M0的边际分离效应为0.047093,M0的总体效应为0.087329,M1的总体效应为0.069312,M2的总体效应为0.066169.
四、结论
本文实证研究表明,我国货币供给量的增长对CPI的变动有显著影响,但总体影响较小。M0的总体效应约为0.09,M1的总体效应约为0.07,M2的总体效应约为0.07。从回归标准差看,成本推动或需求拉动对CPI的影响较大,M0方程的回归标准差为0.443486,M1方程的回归标准差为0.530794,M2方程的回归标准差为0.666712,也即近几年我国CPI的变动主要是由成本推动或需求拉动的。为此建议:一是不必为应对通货膨胀压力采取从紧的货币政策,为应对后经济危机,宜采取适度宽松的货币政策;二是应对通货膨胀压力,应从实际出发,正如部分学者的观点,应采取其他需求管理的宏观经济政策。