货币供应.通货膨胀与大宗商品价格

货币供应、通货膨胀与大宗商品价格

2008年全球金融危机爆发以来，世界各主要经济体都实行了宽松的货币政策与积极的财政政策，为市场注入了大量的流动性。大量的流动性引发了人们对未来通货膨胀的预期，在通货膨胀预期下，2009年全球大宗商品价格出现了大幅反弹。从全球商品期货市场来看，纽约原油期货价格从最低的33美元反弹到75美元，涨幅达到了127%，而伦敦金属交易所的期铜价格涨幅更是达到了132%，农产品与化工产品期货价格也出现了不同程度的上涨。大宗商品价格的持续上涨，势必进一步引发人们对通货膨胀的担心，从而导致政府部门考虑是否需要收紧市场流动性。本文首先运用经济学原理探讨货币供应、通货膨胀与大宗商品价格之间的理论关系，然后分析当前我国货币供应、通

货膨胀与大宗商品价格的运行状况，最后利用我国近几年的历史数据，运用计量经济模型，对货币供应、通货膨胀与大宗商品价格之间的关系进行实证检验。

一、货币供应、通货膨胀与大宗商品价格的理论分析

通货膨胀主要表现为在一段时间内价格总水平的持续上涨。通货膨胀水平通常用居民消费价格指数(CPI)来计量。货币供应量是指全社会的货币存量，是全社会在某一时点承担流通手段和支付手段的货币总额。我国目前货币供应量指标划分为三个层次，即M0、M1、M2，其中：M0=流通中的现钞；M1=M0+企业单位活期存款+农村活期存款+机关团体存款；M2=M1+企业单位定期存款+自筹基建存款+个人储蓄存款。

现代货币理论认为，在市场经济中，通货膨胀与货币供给有直接的联系。当货币供应过多时，人们的名义收入会增加，市场的有效需求因之扩大，于是引起总需求的变动，而总需求的变动又会直接引起通货膨胀率的上升。从这个意义上说，通货膨胀是一种货币现象。因此，对于货币政策来说，只要能把货币供应量控制在合适的水平，就能够有效地抑制通货膨胀，并由此促进经济的稳定增长。基于这种认识，从上世纪70年代开始，一些发达国家逐渐将货币政策的中介目标从利率转向货币供应量。当然，影响通货膨胀的另一个重要因素是货币的流通速度，当货币的流通速度加快，货币作为流通工具的效率增强，在总供给不变的情况下，总需求增加，势必加大通货膨胀。 货币供给与商品价格之间的关系是货币经济学的核心问题，货币供给增长率对通货膨胀率的影响，大多数理论模型和实证研究都认为两者之间存在长期均衡关系，货币供给增长速度的提高最终将在通货膨胀率的变化上反映出来。古典二分法认为货币经济与实际经济没有必然联系，“货币只是一层面纱”。

在Fisher方程式Mv=Py中，若货币流通速度v稳定，那么货币供应量M的变化将立即和全部反映到价格P上，而对实际产出Y不会产生效应。在传统的凯恩斯主义模型中，纯粹货币扰动在短期和长期都对真实产量有重要影响。托宾在1965年首先将货币引入索洛模型以探讨货币与经济增长的关系，他认为，储蓄在货币资本与实物资本之间的分配是固定的，通货膨胀率的上升降低了持有货币的真实回报，引致人们将货币资本转化为生产资本，这种替代也就是“托宾效应”，即货币的扩张将导致实际产量的增长。而卢卡斯在1972年将理性预期引入经济周期的分析中，他认为，产生经济周期的原因在于信息的小完美，以及由此导致的生产者对相对价格变化和总价格变化的混淆。

在货币存量的变化被公众预期到的情形下，货币是中性的，只有未被预期到的货币存量变化才会有真实效应。 宏观经济理论的货币学派认为，货币是影响宏观经济的唯一因素。该学派认为，货币流通速度应当是相当稳定的，当货币数量发生变动时，只会对物价产生影响，而且，只有货币数量影响物价，通货膨胀是种货币现象。同时，货币主义也忽视了社会总供给对商品价格与通货膨胀可能的抑制作用。一段时间内商品价格总水平的持续上涨被定义为通货膨胀，大宗商品价格上涨势必引发通货膨胀，但通货膨胀爆发时，大宗商品又会成为人们防止货币贬值的一种投资工具。因此，货币供应、通货膨胀与大宗商品价格之间存在着各种内在的、复杂的传导机制。

二、我国货币供应、通货膨胀与大宗商品价格运行状况分析

１．我国货币供应运行状况分析

货币供应是国家宏观调控的重要工具，国家可以通过调整利率水平、存款准备金率以及公开市场业务等货币政策来调整市场的货币供应量。一般情况下，当宏观经济发展过热，国家会通过紧缩的货币政策来抑制经济的过快发展；在经济出现衰退的情况下，国家会选择适度宽松的货币政策刺激经济的发展。如下图所示，从2006年4月至2009年7月，我国进行了紧缩的货币政策与适度宽松货币政策的一个转换，而这个转折点正是在2008年10月全球金融危机爆发的时候。从2007年开始，随着我国股票市场与房地产市场的价格大幅上涨，大众商品价格也快速上涨，国内流动性泛滥，中国人民银行通过提高利率水平与存款者本金率收紧流动性，货币供应量M1的增速持续下降。直到2008年10月，全球金融危机爆发，我国股票市场也从6000点的高位下跌到1600多点，国家迅速转变了宏观调控政策，实行适度宽松的货币政策与积极的财政政策，货币供应量M2的增速持续上升。截至2009年7月，我国M1供应量为195877.42亿元，同比增速达到26.37%。当前，我国经济已经出现复苏企稳的迹象，但未来的不确定性仍然很多，政府仍将采取适度宽松的货币政策。

2006年4月—2009年7月我国货币供应量M1与同比增速走势

２．我们通货膨胀运行状况分析 2006年以来，在房地产与股票等资产价格大幅上涨的情况下，大宗商品与猪肉等食品价格也大幅上涨，PPI与CPI都出现了大幅上扬。由于大宗商品价格的持续上涨，企业生产成本大幅增加，如下图所示，2008年5月我国PPI涨幅超过CPI，但2008年全球金融危机爆发之后，资产价格与大宗商品价格都大幅下滑，PPI跌幅也超过了CPI的跌幅。2009年以来，在全球宽松货币政策的背景下，人们的通胀预期增强，资产价格与大宗商品价格大幅反弹，但由于2008年商品价格的基数处于高位，2009年以来我国PPI与CPI同比都处于负增长状态，但在2009年接下来的几个月，由于同比的价格基数下降，PPI与CPI将出现由负转正的翘尾现象。

2006年4月—2009年7月我国PPI与CPI走势

３．我国大宗商品价格运行状况分析

2006年以来，我国大宗商品价格出现了大起大落的过山车走势。下图显示的是文华财经行情系统里的文华商品亚洲指数，这个指数能够代表大宗商品的一个价格走势。2006年1月—2008年6月，大宗商品市场处于一个大牛市，文华商品指数从134最高上涨至208，涨幅达到了55%；从2008年6月开始，大宗商品市场出现了持续下跌，2008年11月文华商品指数最低下跌至114，跌幅达到了45%；2009年以来，大宗商品价格又出现了快速反弹，涨幅达到了35%。大宗商品价格的影响因素很多，其中货币供应量与通货膨胀预期是影响大宗商品价格的重要因素。 2006年1月—2009年8

月我国文华商品价格指数走势

三、货币供应、通货膨胀与大宗商品价格关系的实证研究

１．数据整理及描述性统计

用狭义货币供应量的同比增速（M1t）表示货币供应量的变化情况，用居民消费价格指数（CPIt）表示通货膨胀水平，用文华商品指数（Pt）表示大宗商品价格水平。本文选取2006年4月—2009年7月的数据作为研究样本，对货币供应、通货膨胀对大宗商品价格的影响进行分析，货币供应与通货膨胀指标的数据来源于和讯网，大宗商品价格的指标数据来源于文华财经行情系统，用月开盘价与收盘价表示大宗商品价格的一个平均水平，下面对三个序列的数据进行描述性统计。

三个变量的描述统计分析结果

从样本期间三个变量的描述统计结果来看，狭义货币供应量的同比增速最大值达到26.37%，最小值为6.7%，平均增速为17.01%；居民消费价格指数的均值为3.35%，中位数为2.9%，整体来看样本期间未出现较高水平的通货膨胀；文华商品指数显示样本期间最小值为113.9

，最大值为

199.32，指数振幅达到75%，表明大宗商品价格波动

幅度很大。

２．相关性分析

三个变量的相关性分析结果

在理论分析部分论述了货币供应变化、通货膨胀与大宗商品价格之间的相互关系与传导机制，下面对三个变量进行相关性分析。通过对狭义货币供应量的同比增速、CPI与文华商品指数的相关性分析结果可以看出，当期的CPI与文华商品指数具有很强的相关性，相关系数达到0.808，但是当期的货币供应增速与CPI及文华商品指数的相关性较低，这说明当期的货币供应增速对当期的通货膨胀与大宗商品价格影响较小。出现这种情况的原因可能是当期的增量货币供应所产生的效应需要一段时间才能在通货膨胀与大宗商品价格指标上表现出来。

3．协整检验

在对时间序列进行回归分析的时候，往往会由于序列的非平稳性导致伪回归，而先通过检验序列的平稳性，然后通过协整检验可以得到序列之间的长期均衡关系。本文应用ADF检验对各序列及其一阶差分序列进行平稳性检验，检验结果发现，各指标均为一阶差分平稳。从下表的检验结果可以判断，序列M1t、CPIt、Pt之间可能存在协整关系。

序列及其一阶差分序列的平稳性检验

注：ADF检验和PP检验都采用包含截距不包含趋势的方程形式。其中，“*”、“ **”表示1%和5%的显著性水平下拒绝原假设，全文下同；d(M1t)、d(CPIt)、d(Pt)分别为原序列的差分序列。

本文采用Engle-Granger检验方法检验文华商品指数Pt和货币供应增速M1t、居民消费价格指数CPIt可能存在的协整关系。经济时间序列一般都存在序列自相关，第t期的变量大小一般会依赖其滞后变量。因此，在建立长期均衡方程时，加入1至3期滞后变量建立回归模型并删除不显著的变量，最终得出如式（1）所示的长期均衡关系。

Pt=118.05+4.91CPIt+1.56M1t-1 (1)

（16.03）* （7.22）* （3.38

）

*

R2=0.739, AIC=-7.1877,D.W=1.746

注：括号内为t统计量，“*”表示1%下显著。

由（1）式计算误差项可得：

ECMt=Pt-(118.05+4.91CPIt+1.56M1t-1) (2)

对该误差项进行平稳性检验，检验结果如下表：

残差平稳性检验结果

上表说明误差项平稳，文华商品指数与通货膨胀、货币供应增速存在Ｉ（１，１）阶协整，文华商品指数与通货膨胀、货币供应增速之间存在长期均衡比例关系。（1）式表明，文华商品指数与通货膨胀、货币供应增速之间存在显著的正相关性，居民消费价格指数每上升1%，就会导致文华商品指数上涨4.91%，货币供应增速提高1%，则会导致下一期的文华商品指数上涨1.56%。

4．Granger因果检验

通货膨胀与房地产销售价格指数及股票价格指数的对数序列都是一阶单整序列，且它们之间存在协整关系。为了反映它们之间的强度和方向，运用Granger因果检验验证dInＣＰＩt、dInＨＰＩt、dInＧＰＩt之间是否存在因果关系。

Granger因果检验结果

由上表可知，在95%的置信水平下，M1t与Pt互为Granger原因，CPIt与M1t互为Granger原因，而CPIt与Pt之间不存在Granger因果关系。从Granger因果分析的结果可以看出，国家货币政策调整的一个重要功能是调整通货膨胀与物价水平，而物价水平与通货膨胀的大幅变动也是国家采取货币政策调控的一个重要原因。CPI的变化是大宗商品价格变动的直接反映，两者之间不存在Granger因果关系。

四、结论

本文从宏观经济理论入手分析了货币供应、通货膨胀与大宗商品价格之间存在的理论关系，然后结合当前货币供应、通货膨胀与大宗商品价格的运行形势进行统计描述分析，最后选择2006年4月至

2009

年7月的样本数据，利用单位根检验、协整分析、格兰杰因果检验等计量经济模型对各变量进行实证分析。实证结果表明，文华商品指

数与通货膨胀、货币供应增速之间存在长期均衡比例关系；文华商品指数与通货膨胀、货币供应增速之间存在显著的正相关性，当期居民消费价格指数与前一期的货币供应增速提高会导致当期文华商品指数上涨。格兰杰因果检验表明，国家货币政策的调整影响通货膨胀与物价水平，而物价水平与通货膨胀的大幅变动也是国家采取货币政策调控的一个重要原因；CPI的变化是大宗商品价格变动的直接反映，两者之间不存在Granger因果关系。在当前宽松货币政策保持不变的情况下，商品市场对通货膨胀的预期不减，预计大宗商品市场后市仍将以上涨趋势为主。