唐海滨:货币供应传达对CPI的滞后性研究

作者:唐海滨  时间:2012-05-09   浏览次数:0

  货币学派认为价格的持续上升主要原因在于货币供应增长,而货币传导的过程本身具有一定时滞,研究此时滞的长短不管对于货币政策的制定者还是市场中的投资者都有举足轻重的作用。本文将利用时间序列的计量方法对此进行深入分析,数据截取2000年1月至2009年2月的月度数据,发现国内M2对CPI的影响滞后3-4个月。比之前国内相关研究6-12个月的滞后期有所缩短。

  一、问题的提出

  对于货币政策传导机制的分析,在西方主要分为货币观点和信贷观点。货币观点即在传统货币理论框架下,利用IS-LM模型分析货币传导过程,但这种分析很难对货币政策的放大效应、时效性及支出效应的构成等方面做出全面解释。信贷观点强调银行的资产和负债一样会对货币政策的传导产生影响,更适用于现实中不完全的金融市场,因为厂商、银行的融资结构就会影响货币政策和经济行为。

  货币传导的时滞主要分为三阶段,内在时滞、中间时滞和外部时滞。前两者着眼于央行的货币政策执行过程,而外部时滞是指从货币政策中介指标变动导致社会信用活动发生变化,到该变化对社会经济活动产生最大实际影响的时间距离。外部时滞是货币政策效应时滞中最受注意部分。外部时滞是一个由社会经济结构与产业结构、企业行为等多重因素综合决定的复杂变量,其稳定性不强,它的长短取决于货币传导机制,市场的构造和经济控制与管理的程度,以及整个经济和金融系统的运行及其效率本身等。外部时滞有一定的客观性,受控性较差。由此,外部时滞的长短对于货币政策的制定者或是市场中的投资者而言,都具有举足轻重的意义。

  进一步的,货币传导的机制主要可以体现在两个方面,一方面通过资本市场对金融资产价格产生影响,另一方面是通过商业银行信贷系统对实体经济中的企业行为产生影响,进而作用到产品价格、居民收入等指标。目前CPI的核算中并不包括金融资产的价格,可认为广义货币供给量的增加对CPI的时滞主要受制于宏观经济格局和银行体系效率的影响。

  根据梁彤缨、陈兰林、陈修德(2008)年的研究显示,广义货币供给对居民消费价格指数的影响之后大约6个月。王大树通过相关分析得出货币政策对价格的影响通常在半年左右。牛筱颖通过对1994年至2004年的季度数据实证分析得出货币供应对物价的影响有一年左右的时滞。易纲和王召(2002)研究发现货币数量与通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格,而且在一定程度上取决于股市。国外这方面的研究普遍得出滞后期为12至15个月,而我国的多为6-12个月。

  二、我国现状

  在经历了2005-2007年这段宏观经济高速增长期后,我国通胀压力在2008年上半年到达顶峰,中央银行于2007年先后6次提高基准利率,紧缩银根。而2008年受国际金融危机影响,“从紧”的货币政策转变为“适度宽松”,配合以3次利率下调,市场中的流动性于2008年第四季度开始攀升,从2009年2月的宏观数据可以看出,这一势头并未减弱,仅09年前两个月新增贷款便达到2.62万亿人民币。而在流动性好转的同时,CPI同比增幅却于09年2月首次转为负值,市场中降息呼声又起。我们截取2000年后CPI与M2的月度数据做图一:

  图一:2000年1月至2009年1月M2与CPI环比增长率

   

  从图中不难看出,M2与CPI的变化并非同步,而是具有一定的时滞,这符合一般的经济逻辑,且直观的看,时滞期为一个季度左右。

  三、建立模型

  (1)数据来源及预处理

  本文选取2000年1月至2009年2月的居民消费价格指数(CPI)及广义货币供给量(M2)进行分析,数据全部来自Wind资讯数据库。为避免虚假回归的问题,先对两列数据取自然对数,并利用Eview5.1进行ADF检验其平稳性。结果如表一。虽然LNCPI和LNM2本身并非平稳,但其一阶差分序列均通过了ADF检验,可认为是一阶单整。

  表一:ADF检验结果

  

  注:ADF检验中选取带有趋势项和截距的方程,D(LNCPI1)和D(LNM21)分别表示LNCPI和LNM2的一阶差分。

  以下将对两数列进行协整检验,验证二者是否存在稳定的长期关系。建立协整回归方程:

  求出其残差项序列,利用ADF检验其平稳性。ADF值为-9.848,对应P值为零,所以可认为其为平稳序列,也就是说LNCPI与LNM2之间存在稳定的长期关系。但同时我们注意到,检验残差序列的自相关问题时,建立如下方程:

  其中的t统计量为-2.01,P值为0.04,则在显著性水平5%时,其显著异于零。残差的自相关性说明最初建立的长期均衡关系并不是拟合优度最好的,以下将进一步改进。

  (2)建立分布滞后模型

  基于前面对残差序列自相关的检验,我们考虑采用PDL模型对M2对CPI的滞后影响进行分析。滞后阶数设定为6阶,输出结果如下表二。

  表二:分布滞后模型参数估计

   

  此时再对分布滞后模型的残差序列进行ADF检验,其ADF值为-9.657,对应P值为零,说明此关系在长期是稳定的。进而对其自相关性进行检验,建立6阶滞后的回归方程如下:

  此时的至的t检验均不能判定其显著的异于零,由此可认为残差项的自相关性已消除。由表二我们可以清楚的看到,M2对CPI的影响随着时间的变化先变大后减弱,其中滞后3至4个月的影响显著的大于零。图二展示了分布滞后模型的拟合优度。

  图二:分布滞后模型的拟合优度

   

  注:蓝色为残差,红色为真实值,绿色为估计值。

  (3)原因分析

  从以上结果不难发现,本文研究发现的国内的广义货币供给量对CPI的影响滞后期要短于大多数前人得出的6-12个月滞后,更要短于国外对此估计的12-15个月的滞后期。其中主要原因分析如下。

  宏观经济格局对滞后期影响的首先表现在于虚拟经济的比重迅速增加,以衡量金融深度的指标M2/GDP为例,2005年至2008年逐年攀升,从2.72上升至5.62,增长了一倍多。由此引致货币流通大幅增速,信贷投放力度和广度均增加。

  从通货膨胀的类型来看,05年至07年我国国内的通货膨胀压力主要是输入型的被动通货膨胀,其根源在于出口导向型的经济增长模式为我国积累了大量外汇,截至2008年底,我国外汇储备高达1.95万亿美元,由此导致的基础货币投放量可见一斑。

  再从信贷部门的角度看,货币传导的信贷渠道阻滞是指由于信息不对称而导致的企业内部融资成本大于外部融资成本,进而致使企业,特别是中小型企业在经济萧条时的投资受到流动性约束的影响。而在我国,利率还未市场化的情况下,商业银行和政策性银行贷款投放的审核很大程度上受到国家政策指导的影响,2000年来为配合积极的财政政策政策,有倾斜对贷款发放尤为突出。以2009年为例,加大政府投资的口号刚刚唱响,银行系统内1-2月份新增贷款即达到2.62万亿,这一数字几乎相当于2007年全年的贷款数量。我们认为,这也是M2对CPI影响滞后缩短的最重要原因。

  四、结论与展望

  根据分布滞后模型我们可以看出广义货币供给量对居民消费价格指数的影响滞后约3-4个月,较前人研究滞后期缩短的原因主要在于金融体系深化、输入型通胀以及特定时期的信贷组织模式,其中影响较大是后者。

  2009年2月广义货币供应量(M2)同比增长20.48%,比上月末高1.69个百分点。狭义货币供应量(M1)同比增长10.87%,增幅比上月末高4.19个百分点;M1和M2之间的剪刀差进一步缩小,说明货币供应进一步进入实体经济。

  如果按我们预测的滞后期为3-4个月,那么09年前两月M2的猛增将在5-6月份体现在CPI上。然而由图三不难发现,08年的7月之前CPI同比增长一直高居6%以上,且09年受国际金融危机影响,原材料、农产品价格均有下降,新涨价因素弱化。因而即便滞后影响将发生在5-6月份,但CPI同比值的拐点可能发生在6-7月份,且有可能并不明显。而之后的走势,将主要依赖于3月份之后的货币供应量。

   

  值得注意的是,由于信息不对称和货币传导的时滞,货币政策的实施效果往往由于公众与货币当局的重复博弈而更为减弱。笔者认为,货币政策的真正作用在于向市场明确的传导当局对当前宏观经济形势的判断与预期,这样的明确的态度上的信息将极大程度上引领公众自发的调整个人行为,以顺应市场的周期变化。更直接的说,在CPI持续负值而M2持续高位的时候,把握货币向实体经济的传导、M2到CPI时滞的长短,对央行而言任务更艰巨,货币政策的有效性和前瞻性受到严峻的考验;对资本市场而言,则是解读宏观经济变化和市场走势的重要指标。

  参考文献

  董刚,我国货币政策时滞效应实证分析,《统计教育》,2008年第8期

  何问陶、邓可斌,中国国家银行信贷、价格指数与城镇居民收入:一个实证分析,《暨南大学学报(人文科学与社会科学版)》,2004年第6期

  夏德仁、张洪武、程智军,货币政策传导的“信贷渠道”述评,《金融研究》,2003年第5期

  卞志村,我国货币政策外部时滞的经验分析,《数量经济技术经济研究》,2004年第3期

  王大树,对货币时滞的测算与分析,《经济研究》,1995年第3期

  梁彤缨、陈兰林、陈修德,广义货币供给量对居民消费价格指数的滞后效应分析,《中国物价》,2008年第9期

  白钦先、李安勇,试论西方货币政策传导机制理论,《国际金融研究》,2003年第6期

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