我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間的關(guān)系實證分析22440第1章緒論 126991.1研究背景 1318231.2研究意義 127690第2章國內(nèi)外研究動態(tài) 2245382.1國外研究動態(tài) 218692.2國內(nèi)研究動態(tài) 314517第3章研究思路與研究內(nèi)容 448333.1研究思路 4153933.2研究內(nèi)容 520550第4章我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹現(xiàn)狀分析 6324114.1通貨膨脹相關(guān)理論 692154.2我國的貨幣供給 742514.3我國通貨膨脹情況分析 8109134.3.1我國通貨膨脹的歷史回顧 867734.3.2當(dāng)前我國通貨膨脹的特點 914582第5章我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹關(guān)系的實證研究 10236575.1數(shù)據(jù)選擇 10231295.2模型構(gòu)建與分析 11143675.2.1單整與協(xié)整 1199205.2.2變量的平穩(wěn)性檢驗 12222585.2.3協(xié)整分析 15220985.2.4誤差修正模型 1623487第6章結(jié)論和建議 17262396.1實證結(jié)果的分析 17174326.2建議 1822199參考文獻(xiàn) 20

中文摘要作為流通和支付的主要手段，自從世界范圍內(nèi)發(fā)行紙幣以來，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，通貨膨脹反復(fù)出現(xiàn)。通貨膨脹影響深遠(yuǎn)，原因之一是通貨膨脹與居民的日常生活息息相關(guān)，每個人都容易察覺，嚴(yán)重的通貨膨脹會引起人們恐慌，形成社會不穩(wěn)定因素，導(dǎo)致社會動蕩；第二個原因是如果通貨膨脹治理不當(dāng)，就有可能造成嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)危機(jī)，經(jīng)濟(jì)的正常運(yùn)行就難以進(jìn)行下去。因此，本文選取1991—2020年M2增長率和CPI變化率數(shù)據(jù)，使用Eviews9.0，研究我國貨幣供應(yīng)與通脹之間的長期均衡與短期波動之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)M2增長率和CPI變化率的一階差分序列具有長期均衡關(guān)系和短期波動關(guān)系。并建立兩者的回歸模型和誤差修正模型，得出CPI變化率隨M2增長率變動而變動與短期內(nèi)兩者存在負(fù)反饋的調(diào)節(jié)機(jī)制的結(jié)論。[關(guān)鍵詞]:CPI變化率；M2增長率；ADF檢驗；誤差修正模型；通貨膨脹第1章緒論1.1研究背景作為主要的流通和支付手段，自從紙幣在全世界發(fā)行以來，通貨膨脹就一直存在。通貨膨脹是指一般價格水平的持續(xù)上升。以米爾頓·梅加·德曼（MiltonMegaDeman）為代表的貨幣學(xué)院認(rèn)為，通貨膨脹一直是貨幣現(xiàn)象，貨幣發(fā)行過多是通貨膨脹的根本原因。事實上，不但是貨幣學(xué)派，凱恩斯學(xué)派認(rèn)為造成通貨膨脹的跟本原因和貨幣學(xué)派一樣：他們都認(rèn)為通貨膨脹只發(fā)生在貨幣數(shù)量發(fā)行過度的時候。政府只需要注意貨幣供應(yīng)的調(diào)控，就可以實現(xiàn)穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長，從根本上保證物價穩(wěn)定。1993年，中國人民銀行開始發(fā)布貨幣供應(yīng)指標(biāo)，并自1996年起正式將貨幣供應(yīng)置于貨幣政策的控制之下。到1998年，傳統(tǒng)的信貸規(guī)模管理已被放棄，貨幣供應(yīng)作為監(jiān)管中介機(jī)構(gòu)的作用已毋庸置疑。如今，貨幣供應(yīng)通常受到政府和所有地區(qū)的重視，貨幣供應(yīng)指標(biāo)被認(rèn)為是貨幣政策導(dǎo)向的風(fēng)向標(biāo)。通貨膨脹與居民的日常生活息息相關(guān)，每個人都可以直接感受到通貨膨脹的影響。一旦治理方法不當(dāng)或治理不及時，嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)危機(jī)就會產(chǎn)生，影響國家經(jīng)濟(jì)的正常發(fā)展，社會的穩(wěn)定和人民生活的幸福，此外，放縱通貨膨脹的滋生會使人們感到恐慌，導(dǎo)致社會動蕩，并導(dǎo)致政治動蕩的惡劣局面。因此，如何預(yù)防和管理通貨膨脹一直是政府經(jīng)濟(jì)管理部門和學(xué)術(shù)界研究的熱點問題。1.2研究意義本文基于過去的研究成果，從貨幣供應(yīng)量的角度，考慮我國貨幣供應(yīng)量對長期和短期通貨膨脹的影響，其意義如下：（1）理論意義研究我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間的關(guān)系，量化貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間的關(guān)系是其主要意義。通過研究，試圖建立貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹穩(wěn)定的數(shù)據(jù)模型，進(jìn)一步量化貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率之間的關(guān)系，闡明貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹它們之間的長期均衡關(guān)系和短期波動關(guān)系，并提供預(yù)測通貨膨脹率的條件。（2）現(xiàn)實意義研究貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間的相關(guān)關(guān)系可以為中國人民銀行提供特定標(biāo)準(zhǔn)來管理其通貨膨脹目標(biāo)。作為中國的中央銀行，中國人民銀行需要通過一定的貨幣政策保持穩(wěn)定的貨幣價值，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。1996年，我國正式將貨幣供應(yīng)視為貨幣政策的中間目標(biāo)。然而，經(jīng)濟(jì)狀況持續(xù)變化，關(guān)于央行是否會繼續(xù)堅持使用貨幣供應(yīng)作為中介仍未達(dá)成共識。本文試圖通過對貨幣供應(yīng)與通貨膨脹之間長期均衡關(guān)系和短期波動關(guān)系實證研究來闡明貨幣供應(yīng)對通貨膨脹的重要意義。第2章國內(nèi)外研究動態(tài)2.1國外研究動態(tài)Friedman和SchwarZ使用大量美國的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)查，得出的結(jié)論是，價格變動與貨幣供應(yīng)之間存在密切的聯(lián)系。Duck數(shù)據(jù)樣本如下：在33個國家或地區(qū)中，平均通脹率和M2增長總計14年。通過計算，統(tǒng)計上顯著的回歸系數(shù)接近1。Duck的經(jīng)驗分析表明，貨幣數(shù)量法則適用于大多數(shù)國家，可以作為建立以貨幣供應(yīng)量為中間目標(biāo)的貨幣政策體系的基礎(chǔ)。因此，通過分析貨幣供應(yīng)量對通脹預(yù)期的影響，可以使貨幣政策更加有效。在研究了歐洲國家的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)之后，克魯格和考爾發(fā)現(xiàn)歐盟貨幣供應(yīng)量的增長與價格變動之間存在著顯著的協(xié)整關(guān)系。對每個國家的年度樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行的實證研究得出的結(jié)論是，貨幣供應(yīng)量的增長率與通貨膨脹高度相關(guān)。基于1991年至2003年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，Tommaso＆Luca研究了美國，英國，德國和法國的通貨膨脹率的動態(tài)影響渠道和國際因素，并估計國際因素對各種通貨膨脹率的影響很大。2.2國內(nèi)研究動態(tài)國內(nèi)對貨幣政策的研究相對較慢，但是自1980年代實行貨幣政策以來，已經(jīng)取得了比較豐碩的成果。譚迪分析M1和M2與通貨膨脹之間的關(guān)系，使用1994年第一季度至2010年第四季度的數(shù)據(jù)來闡明M2與CPI之間的關(guān)系，并預(yù)測2011年的通脹趨勢。[1]劉亞聰通過對M1M2與通貨膨脹相關(guān)關(guān)系的實證研究，得出M1M2與CPI具有長期均衡關(guān)系的結(jié)論。[2]李坤自1985年以來研究了M1和M2貨幣與經(jīng)濟(jì)增長和通貨膨脹之間的關(guān)系，并得出結(jié)論，M2貨幣對經(jīng)濟(jì)增長和通貨膨脹具有重大影響。和完全可以成為貨幣政策的中間目標(biāo)的結(jié)論。[3]潘鵬飛選擇了2011年以來的月度數(shù)據(jù)，對M0，M1和M2三個層次的貨幣供給與CPI的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，得出的結(jié)論是，貨幣供給與通貨膨脹之間存在短期的正均衡。[4]張偉俠研究2006-2012年我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間的定量關(guān)系，得出的結(jié)論是，M0，M1和M2短期內(nèi)對我國通貨膨脹沒有影響，從長遠(yuǎn)來看，M1和M2對通貨膨脹有負(fù)面影響。[5]華民使用靜態(tài)線性回歸模型和動態(tài)VAR模型對我國的通貨膨脹及其對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了實證研究，并得出結(jié)論，通貨膨脹、通貨膨脹的不確定性和短期經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系、相互影響。[6]丁林濤使用VAR模型和Granger因果關(guān)系檢驗對中美兩國貨幣因素與通貨膨脹之間的短期動力機(jī)制進(jìn)行了全面的樣本和子樣本研究，得出結(jié)論：金融危機(jī)之后，中美兩國在通貨膨脹上的表現(xiàn)十分明顯。[7]馬雪彬，朱東洋用VAR模型度量方法，對貨幣供給與通貨膨脹之間的關(guān)系進(jìn)行了研究和分析，得出貨幣供給與通貨膨脹之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，貨幣供應(yīng)量發(fā)生了變化是格蘭杰通貨膨脹的原因。[8]彥斌建立了2003年至2007年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的靜態(tài)回歸模型，發(fā)現(xiàn)盡管成本和需求是通貨膨脹的重要來源，但貨幣數(shù)量對通貨膨脹水平?jīng)]有明顯影響。[9]饒曉輝采用1990年1月以來居民價格消費指數(shù)的月度數(shù)據(jù)，對中國通貨膨脹與通貨膨脹不確定性之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，并得出結(jié)論，通貨膨脹與通貨膨脹之間存在雙向關(guān)系，兩者呈現(xiàn)U型關(guān)系。[10]高蕾使用1996年第一季度至2013年第四季度的時間序列數(shù)據(jù)，并使用Eviews6.0軟件進(jìn)行分析和研究，得出M2增長率和CPI變化率具有長期均衡關(guān)系。[11]牛振通過對貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間關(guān)系的實證分析，選擇了1991年至2009年的數(shù)據(jù)，進(jìn)行協(xié)整分析得出CPIr和M2r一階單整序列具有長期均衡，即協(xié)整關(guān)系，并得出在1%水平上，M2r每增加1%，CPIr增加0.7381%。[12]在參照以上研究的基礎(chǔ)上，本文將以1991—2020年M2增長率和CPI變化率數(shù)據(jù)，對我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間的長期均衡和短期波動進(jìn)行分析，研究兩者間的相關(guān)關(guān)系。第3章研究思路與研究內(nèi)容3.1研究思路本文的主要目的是研究我國貨幣供應(yīng)對通貨膨脹有何影響。在某一段時間內(nèi)總體價格水平的持續(xù)上升就是通貨膨脹。當(dāng)前，居民消費物價指數(shù)（CPI），零售物價指數(shù)（RPI），批發(fā)物價指數(shù)（WPI）和生產(chǎn)者物價指數(shù)（PPI）是常用通貨膨脹的量度。最常用的國際衡量指標(biāo)是CPI，CPI反映的是城鄉(xiāng)居民購買和使用的消費價格水平的變化，并且與日常生活密切相關(guān)。因此，本文使用CPI的變化率來表示通貨膨脹率。以下是本文的研究過程：選取1991—2020年M2增長率（X序列）和CPI變化率（Y序列）作為分析選取1991—2020年M2增長率（X序列）和CPI變化率（Y序列）作為分析數(shù)據(jù)對X序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗對Y序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗 對X序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗對Y序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗均非平穩(wěn)，進(jìn)行一階差分，再進(jìn)行ADF檢驗均非平穩(wěn)，進(jìn)行一階差分，再進(jìn)行ADF檢驗一階差分后，X、Y序列均平穩(wěn)，即均為一階單整序列，可進(jìn)行協(xié)整分析一階差分后，X、Y序列均平穩(wěn)，即均為一階單整序列，可進(jìn)行協(xié)整分析經(jīng)檢驗，一階差分后X、Y序列具有協(xié)整關(guān)系經(jīng)檢驗，一階差分后X、Y序列具有協(xié)整關(guān)系結(jié)論與建議建立并檢驗誤差修正模型結(jié)論與建議建立并檢驗誤差修正模型3.2研究內(nèi)容本文旨在探討我國貨幣供應(yīng)與通貨膨脹之間的關(guān)系，并明確M2增長率對通貨膨脹的重要影響。在理論研究的基礎(chǔ)上，采用協(xié)整模型和誤差修正模型對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。具體思路是：第一章，緒論，說明選擇貨幣供應(yīng)與通貨膨脹之間的長期均衡和短期波動分析這一題目的背景和意義；第二章，收集和整理前人的研究文獻(xiàn)，并將其與國內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)果相結(jié)合，以總結(jié)前人關(guān)于貨幣對通貨膨脹影響的結(jié)論；第三章，點明本文的研究思路與研究內(nèi)容；第四章，論述我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹情況，包括通貨膨脹相關(guān)理論、通貨膨脹的歷史回顧、當(dāng)前通貨膨脹特點；我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹關(guān)系的實證研究，包括數(shù)據(jù)的選擇，模型的構(gòu)建與分析；根據(jù)貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹關(guān)系的實證研究的情況得出結(jié)論并提出相關(guān)政策建議。第4章我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹現(xiàn)狀分析4.1通貨膨脹相關(guān)理論馬克思通貨膨脹理論馬克思認(rèn)為，一個國家在特定時期內(nèi)流通多少貨幣取決于商品交換的規(guī)模。公式如下：馬克思認(rèn)為流通手段是紙幣的唯一功能。紙幣始終等于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)所需的金屬貨幣量，并且不會隨系統(tǒng)中的紙幣量而變化。如果存在流通中的紙幣數(shù)量大于所需金屬貨幣數(shù)量的現(xiàn)象，則會使紙幣貶值，即需要比以前更多的紙幣（貨幣）才能完成相同數(shù)量的金屬的流通，就會出現(xiàn)通貨膨脹。（2）凱恩斯貨幣膨脹理論約翰·梅納德·凱恩斯（JohnMaynardKeynes）認(rèn)為，貨幣數(shù)量的早期理論（其中貨幣數(shù)量決定價格）僅是社會充分運(yùn)用后的一種特殊結(jié)果。這個理論是單方面的。當(dāng)社會就業(yè)不足時，供應(yīng)是非常有彈性的。中央銀行貨幣供給的增加降低了利率，從而刺激了投資，而投資的增加則通過乘數(shù)效應(yīng)導(dǎo)致了一系列的消費增長，從而增加了國民收入和就業(yè)。銷量增長相對穩(wěn)定，就必然不可能導(dǎo)致價格上漲。當(dāng)社會獲得充分就業(yè)時，利率將發(fā)揮重要作用。貨幣供應(yīng)量的增加將首先導(dǎo)致利率的變化，而市場利率的變化將改變?nèi)藗兊耐顿Y意愿并刺激整個市場的有效需求。政府提供的貨幣數(shù)量增加，總體物價水平緩慢上升，通貨膨脹自然而然出現(xiàn)。（3）理性學(xué)派通貨膨脹理論盧卡斯認(rèn)為，當(dāng)公眾有理性的期望時，政府改變貨幣供應(yīng)量以維持經(jīng)濟(jì)增長和增加就業(yè)的愿望將不會實現(xiàn)，通貨膨脹率將繼續(xù)上升。理性期望派的專家們還認(rèn)為，政府政策應(yīng)該具有一定程度的穩(wěn)定性。并予以公布，使人們更容易了解可用資源，而不是通過不斷更改策略來強(qiáng)迫他們做出有害的決定。4.2我國的貨幣供給貨幣供給，也稱為貨幣供應(yīng)，是整個社會的貨幣供應(yīng)，是整個社會在任何給定時間假定為流通和支付手段的總和。存款貨幣、現(xiàn)金貨幣構(gòu)成了貨幣供給，金融機(jī)構(gòu)的貨幣作為存款貨幣，流通在社會上的現(xiàn)金作為現(xiàn)金貨幣。站在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度上來說，當(dāng)經(jīng)濟(jì)的總價值等于總產(chǎn)出時，價格可以保持穩(wěn)定，即達(dá)到均衡狀態(tài)。過多的貨幣供應(yīng)將導(dǎo)致價格上漲和通貨膨脹，而貨幣供應(yīng)不足將導(dǎo)致價格下降和通貨緊縮。通貨膨脹和通貨緊縮都不會促進(jìn)社會和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，貨幣供應(yīng)一直是中央銀行調(diào)控的主要目標(biāo)。貨幣供應(yīng)量與貨幣供應(yīng)量有關(guān)。這是指貨幣供應(yīng)實體（我國是中央銀行）向經(jīng)濟(jì)實體供應(yīng)貨幣以滿足市場貨幣需求的方式。貨幣供應(yīng)的各種口徑根據(jù)資產(chǎn)的流動性進(jìn)行劃分。根據(jù)國際貨幣基金組織的要求，我國目前的貨幣層次為：M0=流通中的現(xiàn)金（人們手中持有的現(xiàn)金）M1=M0+單位活期存款+個人信用卡存款M2=M1＋個人活期、定期儲蓄存款＋單位定期存款＋證券公司的客戶保證金M3=M2＋金融債券＋商業(yè)票據(jù)＋大額可轉(zhuǎn)讓定期存單等式中，M1是狹義貨幣量；M2為廣義貨幣量；M1、M2是準(zhǔn)貨幣；M3是為金融創(chuàng)新設(shè)立的。由于M2數(shù)據(jù)更為外生，并且可以反映社會總需求和未來的通貨膨脹壓力，因此本文中的經(jīng)濟(jì)模型將M2的增長率用作貨幣供應(yīng)量的增長率。4.3我國通貨膨脹情況分析4.3.1我國通貨膨脹的歷史回顧改革開放，即1978年以來，我國經(jīng)歷了五次明顯的通貨膨脹。分別是1985—1987年、1988—1989年、1992—1996年、2007—2008年以及2010—2011年。我國從1979年開始實行改革開放政策，逐步促進(jìn)了市場經(jīng)濟(jì)和社會主義市場經(jīng)濟(jì)，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。從1979年到1980年，由于我國預(yù)算赤字巨大，國家不得不發(fā)行大量貨幣以彌補(bǔ)國庫損失。貨幣的大量發(fā)行，結(jié)果，同期國內(nèi)生產(chǎn)總值和社會商品零售總額的增長率大大低于貨幣周期的增長率，第一次通貨膨脹就此發(fā)生。1988年至1989年的嚴(yán)重通貨膨脹是由于以下事實：由于需要大規(guī)模投資和人口收入的快速增長，增加貨幣供應(yīng)量是最重要的方式，既簡單又快捷。在快速發(fā)展的形勢下，人們不了解市場經(jīng)濟(jì)規(guī)律，面對貨幣供應(yīng)量的迅速增長也缺乏警惕。在舊的價格體系和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中，存在非理性因素，導(dǎo)致通貨膨脹再次浮出水面。九十年代以后，我國又經(jīng)歷了三次較為嚴(yán)重的通貨膨脹。1992年初鄧小平發(fā)表了南方談話，提出膽子要大，步子要快。新的政策激發(fā)了經(jīng)濟(jì)活力，我國經(jīng)濟(jì)又一次快速增漲。在新政策引領(lǐng)的市場風(fēng)氣下，消費刺激了生產(chǎn)，生產(chǎn)刺激了投資，對新工業(yè)項目的大規(guī)模投資以及對煤炭和電力等基礎(chǔ)行業(yè)的負(fù)擔(dān)增加，導(dǎo)致生產(chǎn)原料鋼的價格急劇上漲，進(jìn)而觸發(fā)了價格上漲，導(dǎo)致了1992—1996年的通貨膨脹。從2007年到2008年，由于全球大宗商品，食品和資產(chǎn)價格的普遍上漲，通貨膨脹壓力成為一種全球現(xiàn)象。加之我國食品和居住價格上漲，內(nèi)外因素使得我國再一次出現(xiàn)通貨膨脹。2010—2011年由于巨額外匯儲備導(dǎo)致了此次通貨膨脹，勞動力成本的上升推動此次通貨膨脹，寬松的貨幣政策加劇此次通貨膨脹。4.3.2當(dāng)前我國通貨膨脹的特點下面以2008—2018年通貨膨脹情況分析我國當(dāng)前通貨膨脹特點。平穩(wěn)性。從中國人民銀行給出的數(shù)據(jù)，2008—2018年通貨膨脹率分別為5.9%、-0.7%、3.3%、5.4%、2.6%、3.2%、1.5%、1.4%、3%、1.59%、2.07%波動不大，趨勢平穩(wěn)，如圖4—1所示：圖4—12010—2018年通貨膨脹率溫和性。根據(jù)我國現(xiàn)行的標(biāo)準(zhǔn)，如果通貨膨脹率在3％至6％之間，則屬于溫和通貨膨脹率;如果通脹率在6％至9％的范圍內(nèi)，就是較嚴(yán)重的通脹;當(dāng)通貨膨脹率在9%-15%區(qū)間時，就是嚴(yán)重通貨膨脹;如果通貨膨脹率超過15％，就被視為惡性通貨膨脹。根據(jù)圖4—1可以看出，在2008—2018年11年間，通貨膨脹率始終處于相對較低的范圍內(nèi)，所以是溫和類型的通貨膨脹。（3）權(quán)重不科學(xué)。國家統(tǒng)計局在2011年調(diào)整了CPI的權(quán)重。此后，食物和住房在CPI中的權(quán)重最大，分別為30.58％和18.91％。實際公布的數(shù)據(jù)與個人認(rèn)為的物價上漲不符，因為消費者物價指數(shù)中的食品權(quán)重過高。房價上漲一直是困擾人們的最大問題，住房是除了食品CPI中占比最大的項目。房地產(chǎn)價格飛漲和政府監(jiān)管薄弱也是導(dǎo)致我國通貨膨脹數(shù)據(jù)不準(zhǔn)確的重要因素。第5章我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹關(guān)系的實證研究5.1數(shù)據(jù)選擇數(shù)據(jù)選擇。本文選取1991—2020年M2增長率和CPI變化率序列作為原始數(shù)據(jù)，M2增長率（用X表示）衡量貨幣供應(yīng)量的增長率，而CPI變動率（用Y表示）選擇來衡量通貨膨脹。M2增長率是解釋變量，被解釋變量是CPI變化率。使用Eviews9.0軟件分析和研究貨幣供應(yīng)與通貨膨脹之間的關(guān)系。（二）圖形分析。在構(gòu)建模型之前，為M2增長率和CPI變化率序列創(chuàng)建折線圖。由圖5—1可以看出，M2增長率和CPI變化率基本相同，而且初步判斷兩者都不是平穩(wěn)序列。但兩者之間貌似有一種穩(wěn)定的線性相關(guān)關(guān)系，可以推斷出CPI變化率隨著M2增長率變化而變化。圖5—1M2增長率與CPI變化率折線圖5.2模型構(gòu)建與分析5.2.1單整與協(xié)整單整的概念在單位根測試過程中，如果測試結(jié)果中拒絕了序列非平穩(wěn)的零假設(shè)，則意味著序列{Xt}非常平穩(wěn)，沒有單位根。此時，序列{Xt}是零階的單個完整序列，縮寫為Xt?I（0）。如果不能在顯著性水平上拒絕原假設(shè)，則表明序列{Xt}是非平穩(wěn)序列，并且具有單位根。此時，通過適當(dāng)階數(shù)的差分以除去單位根并獲得穩(wěn)定性。如果在一階差分之后零假設(shè)序列仍然存在，則意味著原始序列具有單位根。此時，原始序列是1階的單個整數(shù)序列，縮寫為Xt?I（1）。如果原始序列需要至少d階差才能達(dá)到平穩(wěn)，則意味著原始序列具有d個單位根。此時，原始序列是d階的單個完整序列，縮寫為Xt?I（d）。協(xié)整的概念在現(xiàn)實生活中我們觀察到，某些序列本身的變化不是平穩(wěn)的，但是序列之間存在非常緊密的長期平衡。例如，中國農(nóng)村居民家庭人均收入對數(shù)序列和生活消費支出對數(shù)序列都具有顯著的線性遞增趨勢，所以都是非平穩(wěn)的。但是它們之間卻有著非常穩(wěn)定的線性相關(guān)關(guān)系。當(dāng)收入增多時，生活消費支出也增多，它們的變化速度幾乎一致。這種穩(wěn)定的協(xié)變關(guān)系使我們懷疑它們之間存在一種內(nèi)在的平穩(wěn)機(jī)制，這使它們自身的變化變得不穩(wěn)定，但是它們之間具有長期平衡的發(fā)展關(guān)系。為了有效地測量序列的長期均衡關(guān)系，Engle和Granger在1987年提出了協(xié)整概念。假定響應(yīng)變量序列為{Yt}、自變量序列為{X1}，...，{Xk}，構(gòu)造回歸模型如果回歸殘差序列{?t}平穩(wěn)，稱響應(yīng)變量序列{Yt}與自變量{X1}，...，{Xk}之間具有協(xié)整關(guān)系。5.2.2變量的平穩(wěn)性檢驗繪制1991—2020年M2增長率的時序圖，如圖5—1所示：圖5—21991—2020年M2增長率如圖5—2，圖形具有整體下降的趨勢，所以該序列不是平穩(wěn)序列。繪制1991—2020年CPI變化率的時序圖，如圖5—3所示：圖5—31991—2020年CPI變化率由圖5—3可以看出序列基本趨于平穩(wěn)，嚴(yán)謹(jǐn)起見，對1991—2020年CPI變化率序列（X序列）和1991—2020年M2增長率（Y序列）進(jìn)行ADF檢驗，如表5—1所示：表5—1序列的ADF檢驗結(jié)果序列t統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值X-1.4571-3.6793-2.6229Y-3.4413-3.6998-2.6274由表5—1可知，X序列單位根檢驗的t檢驗統(tǒng)計值為-1.4571，MacKinnon臨界值在1%和5%顯著性水平下分別為-3.6793、-2.9678，t統(tǒng)計量-1.4571大于相應(yīng)臨界值-3.6793和-2.9678，所以不拒絕H0，表明1991—2020年M2增長率序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列；在1%顯著性水平下Y序列單位根檢驗的t檢驗統(tǒng)計值為-3.4413，MacKinnon臨界值分別為-3.6998，t統(tǒng)計量-3.4413大于臨界值-3.6998，所以不拒絕H0，表明1991—2020年CPI變化率序列存在單位根，序列是非平穩(wěn)的。所以，在1%顯著性水平下，序列X和Y都是非平穩(wěn)序列。對序列X和Y進(jìn)行一階差分后再進(jìn)行ADF檢驗，如表5—2所示：表5—2一階差分后的X和Y序列的ADF檢驗結(jié)果序列t統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值D(X)-4.8385-3.6892-2.9719D(Y)-6.5561-3.6999-2.9762由表5—2可知，，D(X)序列單位根檢驗的t檢驗統(tǒng)計值為-4.8385，MacKinnon臨界值在1%和5%顯著性水平下分別為-3.6892、-2.9719，t統(tǒng)計量-4.8385小于相應(yīng)臨界值-3.6892和-2.9719，所以拒絕H0，表明1991—2020年M2增長率一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即1991—2020年M2增長率序列是一階單整的，寫為X~I（1）。D(Y)序列和D(X)序列一樣，即1991—2020年CPI變化率序列是一階單整的，表示為Y~I（1）。所以，X序列（1991—2020年M2增長率序列）和Y序列（1991—2020年CPI變化率序列）均為一階單整序列，可以作協(xié)整分析。5.2.3協(xié)整分析序列X和Y是非平穩(wěn)序列，無法通過參數(shù)估計的最小二乘估計來估計，但是由于它們都是一階單整序列，因此可以進(jìn)行協(xié)整分析。這里，EG兩步方法用于協(xié)整檢驗，以分析增長率M2（X）和CPI的變化率（Y）之間是否存在協(xié)整關(guān)系。第一步，作兩個變量之間的回歸，得到的估計回歸模型為：Y=-0.0144+0.0825X+ett=（2.4952）（3.0258）R2=0.6542n=30表5—3Y對截距項和X的回歸結(jié)果變量系數(shù)t統(tǒng)計量C-0.01442.4952X0.08253.0258第二步，對上述回歸的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，即ADF檢驗，如表5—4所示：表5—4殘差序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果變量t統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值et-4.5219-2.6501-1.9534根據(jù)公式和協(xié)整檢驗臨界值表可得，在5%的顯著性水平下，EG兩步法檢驗臨界值為-3.3377-5.967/30-8.98/302=-3.5465，而表5—4中t統(tǒng)計量為-4.5219，小于-3.5465，所以拒絕H0，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明Y和X之間存在協(xié)整關(guān)系，即兩者之間有長期均衡關(guān)系。綜上，可以得到回歸模型：Y=-0.0144+0.0825X(-0.8772)(0.9832)該模型的擬合效果良好，系統(tǒng)通過t檢驗，表明貨幣供應(yīng)量的變化與通貨膨脹的變化之間確實存在正相關(guān)。即M2每增加1％，CPI平均就會變化0.0825％。5.2.4誤差修正模型誤差修正模型，也稱為ECM模型，由Hendry和Anderson于1977年提出。它是協(xié)整模型的附加模型。協(xié)整模型用于度量變量之間的長期均衡關(guān)系，而短期波動率關(guān)系則由ECM模型進(jìn)行解釋。Dy，作為被解釋變量，dx和ECMt-1，作為解釋變量，估計回歸式，結(jié)果如表5—5所示：表5—5誤差修正模型估計結(jié)果變量系數(shù)t統(tǒng)計量C-0.0003-0.0472D(X)-0.0045-2.2065ECMt-1-0.7126-3.6118在5%的顯著性水平下，臨界值F0.05（1,28）=4.20，ECM模型F統(tǒng)計量為7.1765，即F>F0.05（1,28），所以回歸方程顯著。變量D(X)，ECMt-1t統(tǒng)計量的絕對值分別為2.2065,3.6118，臨界值t0.025（28）=2.048，小于相應(yīng)ECMt-1t統(tǒng)計量的絕對值，所以變量D(X)，ECMt-1對被解釋變量的影響都是顯著的。由表5—5可得，ECM模型為：▽Yt=-0.0003-0.0045▽Xt-0.7126ECMt-1誤差修正系數(shù)為-0.7126，表明誤差修正機(jī)制是負(fù)反饋機(jī)制，即當(dāng)上一期的真實CPI變化率比估計CPI變化率小時，信息反饋回來，會使得下一期CPI變化率適當(dāng)增加，以拉回M2增長率和CPI變化率兩者之間的長期均衡關(guān)系中。第6章結(jié)論和建議6.1實證結(jié)果的分析通過以上實證分析，可以得出結(jié)論，兩個變量之間存在正相關(guān)，即M2增長率對CPI的變化率具有顯著的正影響。從長期來看,M2增長率與CPI變化率存在正的長期均衡關(guān)系,相關(guān)系數(shù)為0.0825。在短期內(nèi)，增長率M2與CPI的變化率呈正相關(guān)，而當(dāng)期的CPI變化率對下一期的CPI變化率也有正的影響，誤差修正模型的誤差修正系數(shù)為-0.7126，說明短期波動對長期均衡趨勢偏離程度比較高，兩者間波動幅度較大，要想控制好通貨膨脹，需要重視并且管理好M2這個在貨幣政策中起重要作用的參數(shù)。6.2建議明確M2作為通貨膨脹調(diào)控的重要地位。在當(dāng)前有關(guān)貨幣的文獻(xiàn)中，大多數(shù)研究人員已經(jīng)確認(rèn)了貨幣供應(yīng)在貨幣政策中的中介和重要作用。此外，利率與經(jīng)濟(jì)狀況之間的相互作用不強(qiáng)，因為我國的利率機(jī)制并