货币供应量对居民消费价格指数变化的影响

货币供应量对居民消费价格指数变化的影响 汪献华 居民消费价格指数（下称CPI）是衡量通货膨胀水平的重要指标之一，其变化趋势既是中央银行制定货币政策的主要参数，也是商业机构进行债券等利率敏感性资产投资决策的重要依据，特别是在国内货币政策缺乏透明度的情况下，CPI在一定程度上成为债券市场走势的风向标。CPI反映了最终消费品的价格总体水平，而价格与货币供应量变化密不可分。本文从货币供应量变化的角度来探讨与CPI的未来变化趋势。 一、 目前CPI的基本情况 根据国家统计局公布的数据，1-4月份CPI较去年同期上涨2.6%，自2004年9月份以来呈现逐渐下降的趋势（见图1）。从对CPI增长的贡献率来看：食品价格成为拉动CPI下降的重要动力，以4月份为例，2005年4月份食品价格上涨3.1%，对CPI的贡献率为57.87%，较去年同期的食品价格上涨10.20%、对当月CPI贡献达到90.20%有明显下降，仅食品价格一项拉动CPI下降0.8%。居住价格虽然同比涨幅与去年同期相比变化不大，但是对CPI增长的贡献率在增大，服务品价格对CPI上涨也起了积极的推动作用。 从实体经济来看，由于国家对农业产业的扶植使粮食食品价格趋于稳定，避免了出现2004年的食品价格大幅上升推动CPI上升的现象。但是，从货币经济角度来看，CPI下降与去年4月份宏观调控以来货币供应量迅速下降有关，广义货币M2同比增速从调控前的19.10%（2004年3月份）在短短七个月内迅速下降到13.50%，货币供应量这种变化对CPI影响不容忽视。 图1：1999以来CPI变化情况 资料来源：国家统计局 二、货币供应量与CPI之间的传导机制 从传统的费雪交易方程式MV=PY可以看出，在货币流动速度变化不大的情况下（实际上货币流通速度是一个制度变量，短时间内变化不大），货币供应量速度变化与价格水平变化具有下列关系：dm/M=dp/P+dy/Y。其中dm/M、dp/P、dy/Y分别代表货币供应量、价格水平和产出的变化。从直观上来看，在社会商品生产一定的情况下，货币供应量增加会直接导致价格水平的上升。从传导机制来看，货币供应量增加从三方面对CPI产生直接或潜在影响：一是货币供应量增加可能会使实际利率降低，刺激投资需求，投资需求增大会使上游工业品价格指数上涨过快，从而导致下游的CPI面临上涨的压力，目前我国经济运行中这种现象较为明显；二是货币供应量增加会使居民通胀预期增强和财富效应显现，社会消费需求增大，直接对CPI上升产生直接推动力；三是本国货币供应量增加使本国货币有贬值趋势，从而刺激出口抑制进口，影响国内商品市场的供求关系，对国内商品市场的价格水平产生影响。 从CPI的构成来看，包括食品、烟酒及用品、衣服、家庭设备及维修服务、医疗保健及个人用品、交通和通信、娱乐教育文化用品及服务、居住等八类与居民生活消费密切相关的商品，货币供应量变化对不同商品的影响有所区别。因此，货币供应量的变化对CPI影响可能有一个时滞，即潜在购买力的货币转化为现实购买力的时间跨度，决定这个时滞的因素较为复杂，与整体社会经济发展水平、消费习惯、消费结构等因素密切相关，但从总体来看，影响货币供应量变化对居民消费价格水平变化的因素有两方面：一方面是消费者对通货膨胀的预期，如果消费者预期未来通货膨胀水平较高，居民会提前消费，那么货币供应量变化对价格水平变化影响时滞较短，反之则较长；另一方面是社会消费结构情况，如果整个社会处于消费结构升级阶段，货币供应量变化对价格变化影响则存在一个相对较长的时滞。 三、货币供应量与CPI的相关性分析 从我国的货币层次划分来看：狭义货币（M1）包括流通中现金（M0）和企业活期存款，广义货币（M2）除了包括狭义货币之外，还包括定期存款、储蓄存款和其他存款等准货币。从理论上说，M0、M1具有较强的交易动机，而M2具有较强的谨慎动机和财富储藏动机。然而，由于我国金融市场不发达，居民投资渠道较为单一，安全性高、流动性强和收益相对稳定的银行储蓄存款成为居民主要的投资渠道。根据我国对货币层次的划分，居民储蓄存款（包括活期储蓄存款和定期储蓄存款）划分在准货币中，成为广义货币重要的组成部分。根据人民银行的统计数据，2005年1季度末广义货币余额为26.7万亿，其中，M0为2.17万亿，人民币储蓄存款为12.93万亿，分别占广义货币的8.12%和48.43%。由此可见，在M0占比不高和国内支付系统体系不健全的情况下，占了广义货币近50%的居民储蓄存款由潜在购买力转化为现实购买力是成为直接推动CPI上涨的主要动力，因此，M2成为影响居民消费价格水平上升主要因素。 根据以上分析，我们认为M0、M1、M2与CPI的相关关系逐渐密切，其相关性应逐渐增强。通过对1991年以来M0、M1、M2增速与CPI的相关性进行分析得到，M0、M1、M2对CPI影响在逐渐增强，这也符合上述判断（见图2）。 图2：CPI与货币供应量变化相关性分析 资料来源：国家统计局 为了分析货币供应量变化与CPI之间的时滞，对M0、M1、M2与滞后各期的CPI相关性进行分析，从相关性来看，M0与滞后12期的CPI相关关系为0.31，是MO与各期CPI相关系数中最高的；M1与滞后10期CPI的相关系数为0.60，是M1与各期CPI相关系数中最高的；M2与滞后9期、10期、11期的CPI相关系数分别为0.76、0.80、0.82和0.81，达到相当显著的水平，M2对9-12个月的CPI影响较大。 从上面分析可以看出：M2与CPI变化影响最大，各层次货币对CPI影响的时滞达到10-12个月。上述时滞变化从近几年CPI变化情况可以看出：一是2002年全年居民消费物价处于负增长状态，这与前一年2001年M2平均增速只有13.25%有密切相关；另一个是2003年M2平均增速为20.01%同样可以解释2004年居民消费物价总水平居高不下，特别是2004年三季度居民消费价格持续三个月超过5%。这两个时期价格变化也一定程度上反映了货币供应量变化对CPI影响（包括CPI增长水平及二者之间存在的时滞）。 四、货币供应量变化对CPI的解释方程式 为了分析货币供应量变化对CPI的影响，我们选择CPI（因变量）与前12期的M0同比增速和前11期的M2同比增速两个自变量来解释CPI的变化，得到如下回归结果（见表１）。 表１：回归结果 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  C -7.917446 0.657817 -12.03594 0.0000 M0(-12) 8.923070 1.823584 4.893150 0.0000 M2(-11) 51.16320 3.908847 13.08908 0.0000 R-squared 0.762818     Mean dependent var 1.164063 Adjusted R-squared 0.755041     S.D. dependent var 1.756744 S.E. of regression 0.869471     Akaike info criterion 2.603877 Sum squared resid 46.11474     Schwarz criterion 2.705074 Log likelihood -80.32406     F-statistic 98.09301 Durbin-Watson stat 0.702725     Prob(F-statistic) 0.000000 CPI= -7.91+ 8.92*M0（-12）+51.16*M2（-11） 从回归结果来看，两个自变量对CPI的解释系数为0.76，包括显著性、自相关等参数检验较为理想，该模型能够较好地预测CPI的变化，而且CPI与M0（-12）、M2（-11）有较为明显的正相关关系。从CPI预测值与CPI实际值来看，该模型能够较好地预测了CPI的变化趋势（见图３）。 图３：2002年以来CPI预测值与实际值对比 资料来源：国家统计局 由于CPI在一定程度上受到政府管制，货币供应量变化很大程度上受到外汇储备等非内生经济变量的影响，因此，该模型的有效性受到一定影响。但是，在总体上，无论从经济角度还是统计学角度来看，该模型能够较好地预测未来CPI的变化趋势。 五、结论：未来一段时间CPI将在低位运行 2005年以来，货币供应量增速保持相对较低的水平，4月份M0、M1、M2增速仅9.0%、10%、14.10%。根据前述解析方程推算，未来一段时间CPI将保持在相对低的水平运行。 （作者单位：兴业银行资金营运中心）