王智勇

一、引言

2017年12月20日，中央经济工作会议闭幕，会议在部署2018年经济工作时提出：积极的财政政策取向不变，稳健的货币政策要保持中性。在货币政策方面，2018年中央经济工作会议的表述一个突出的变化是从2017年的“调节好”货币闸门变成2018年的“管住”货币供给总闸门，2018年3月5日国务院政府工作报告进一步表述为“管好”货币供给总闸门。实际上，自20世纪90年代以来，稳定物价和经济增长逐步被确定为中国货币政策的最终目标，货币供应量也逐步被确立为中国货币政策的中介目标。具体而言，1994年至1997年，央行逐渐将货币供应量作为中介目标，减弱了对人民币信贷规模的控制，且不再将现金发行作为中介指标。1998年至今，央行以货币供应量为中介目标，并将人民币信贷规模作为经常性的监测指标(盛松成和谢洁玉，2016[1])。我国货币政策最终目标是“在保证物价稳定的基础上促进经济增长”，因此可以看出，稳定物价是第一位的。然而，货币供应量是否与物价有着长期稳定的相关关系，它们之间影响的内在机制是什么，以及以货币供应量作为货币政策中介目标是否有效一直是学者们争论的焦点。当前，社会普遍关注的是货币供应量过大，虽然目前没有形成通货膨胀，但对于通货膨胀的担心从未减少，如何克服公众对于通货膨胀的担心是一个值得研究的问题。因此，研究货币供应与价格水平的关系在当前仍然具有积极的现实意义。

根据货币外生理论，货币发行外生地由央行控制，在短期内产出不变的前提下，增加的货币必然会导致价格上升。然而，过去10多年，中国高速增长的M2与低通货膨胀之间的“背离”关系已经成为显而易见的事实，其违背了传统理论中对货币供应量和通货膨胀关系的认识，被称为“中国之谜”。“中国之谜”的存在引发了学界对于未来高通胀的担忧，继而引起学界对该问题的大量讨论(徐源浩等，2018[2])。货币供应量对物价的具体影响程度直接关系到货币政策的执行效果，因而研究清楚货币供应与价格水平之间的关系对当前现实问题具有重要的参考价值。

关于货币政策中介目标是否应采用货币供应量的问题始终有争议，还包括采用什么指标来度量货币供应量等问题。一些西方学者以美国为例，论证美国的货币流通速度的不稳定，比如创新和放松规制等(James和McConnell，1995[3])，使得货币供给量作为货币政策中介目标的可控性和可测性越来越差从而证明货币供给量不适合作为美联储货币政策中介目标(Estrella和Mishkin,1997[4]；McCllum,1997[5]；Smart,2002[6])。不过，也有一些西方学者认为，应该将货币需求函数的稳定性和货币政策的中介目标有效性分离(Gordon,1984[7]；Poole,1988[8])。在中国，货币供应作为中介目标是否可取同样存在争议。秦宛顺等(2002)[9]认为货币供给和以利率作为我国货币政策中介目标是无差异的，货币当局可以灵活地选择应用。夏斌和廖强(2001)[10]认为货币供应量增长率实现值与目标值相差较大，吴晶妹(2002)[11]认为尽管货币供给量与GDP存在相关性，但是可控性和可测性都较差，货币供应量已经不适合作为我国货币政策的中介目标。封思贤(2006)[12]认为，货币供应量作为货币政策中介目标的有效性正在不断降低,但还是具有一定的合理性和现实性。类似地，刘明志(2006)[13]认为，货币供应量增长率变化对通胀变化有着明显影响，因此现阶段继续使用货币供应量作为货币政策中介目标仍具有一定程度的合理性。针对中国货币流通速度的实证研究表明，中国的货币流通速度具有很好的可预测性。并且，中国近期广义货币的可预测性明显优于狭义货币(黄安仲和毛中根，2006[14])。实证结果也表明，货币供应量作为我国货币政策的中介目标在现阶段有一定优势(蔡彤娟等，2014[15])。基于迪维西亚货币总量框架对中美两国现金等价货币总量的数据分析，通过边限协整检验和自回归分布滞后协整估计的实证研究，黄宪和夏仕龙(2014)[16]认为，对中美两国而言，货币总量更适合作为中国的中介目标。综合来看，货币供给量是否适合作为货币政策中介目标实际上取决于货币流通速度是否可预测，以及当局对流通速度预测的准确程度。

本文试图通过分析固定资产投资、货币供应和物价变动这三者之间的关系，进而对物价变动的成因有深入的理解，试图解释“中国之谜”，为宏观经济政策提供决策参考。论文的安排如下：在提出问题之后，对货币供应与通货膨胀相关研究进行文献综述，梳理出研究的基本脉络，构建本文研究框架；接着分析固定资产投资、货币供应量和物价变动之间的内在逻辑关系；然后利用1996年1月至2017年10月期间的月度数据，采用M1作为货币供应量指标，分别从增长指数与规模两个维度，进行单位根检验、协整分析并构建误差纠正模型来验证和分析三者之间的定量关系，利用脉冲响应函数分析它们之间的动态调整机制；最后一部分是结论和政策建议。本文的研究表明，物价变动与固定资产投资的波动和货币供应量M1的变动都密切相关，且具有自我强化的机制。固定资产投资波动一方面适应于物价的变动，另一方面得到货币供应的密切配合，而货币供应的变动在很大程度上适应了固定资产投资的变动，因而货币供应的大规模增长也随着固定资产投资的扩张而流向实体经济，并未给消费市场带来很大的冲击，从而价格的变动相对较小。

二、文献综述

研究货币供应，首先要明确货币供应量的测量。对于货币供应量的衡量，可以用M0、M1、M2，甚至M3来表示。相比之下，M1和M2之争最为常见，而在发达国家中，M3作为货币供应量指标的趋势日益明显。基础货币是中央银行所控制的变量，尽管近年来外汇占款不断上升，基础货币控制的难度加大，但基础货币仍处于可控状态(刘明志，2006[13])。国际上通行的一个统计指标是M2，事实上，以M2来衡量货币供应量也是许多研究的一个基本设定。盛松成和吴培新(2008)[17]认为，我国的货币政策中介目标实际上是两个——信贷规模和货币供应量M2。其中，货币供应量M2是货币政策的重要指标，它对经济变量的解释(预测)能力远高于其他货币变量。不过，由于M2包括M1和准货币(准货币大部分是居民储蓄存款)，这表明M2是在M1的基础上，包含了更多与居民生活密切相关的货币量统计。根据现有的统计资料，广义货币M2的统计口径变动频繁。进一步的数据分析表明，1990年以后准货币占M2的比重都在50%以上，其中城乡居民储蓄存款比重的上升贡献最大，这与我国的体制和制度因素有密切关系(王曦和杨华阳，2007[18])，诸如社会保障体系不健全，教育、住房和医疗成本较高等，但这些体制因素是货币政策无法控制的，而且准货币比重的上升导致M2对物价影响不显著，甚至有负向影响。李春琦和王文龙(2007)[19]的研究表明，M2的内生性要比M1的内生性强,而且与经济增长的关系更加密切，但其背后的原因则是由于货币乘数具有较强的内生性,在一定程度上决定了我国货币供给的内生性。M1与短期通胀率的变动有很强的相关性，因此在短期应当将M1作为观测目标(张延群，2010[20])。基于这样的考虑，许多学者也都提出了应以M1作为货币政策的中介目标(丁文丽和刘学红，2002[21]；蒋瑛琨等，2005[22]；耿中元和惠晓峰，2009[23]；高伟等，2013[24])。从我国中央银行的实践来看，直到2007年，中央银行一直都以M1作为货币政策中介目标并加以监测。但自2007年以后，我国中央银行不再监测M1，而是公布M2，一定程度上表明M1不再作为货币政策的中介目标。然而，多年来以M2为货币政策中介目标的实践表明，“随着市场深化和金融创新发展，影响货币供给的因素愈加复杂，M2的可测性、可控性以及与实体经济的相关性都在下降。”[注]中国人民银行货币政策分析小组，《中国货币政策执行报告(二〇一八年第一季度)》，http://www.chinabond.com.cn/resource/1472/1488/1505/18472/22680/149325393/1526265037554566199531.pdf。有学者提出，根据中介目标可测性、相关性、可控性的三大要求，社会融资规模增量是优于新增人民币贷款的、合适的中介目标或监测指标，而社会融资规模存量是M2的有益补充(盛松成和谢洁玉，2016[1])，相比之下，社会融资规模存量对产出的影响更大，而M2对通胀的影响更大。

货币供应量增加是否会导致价格水平上升这一问题也始终处于争论之中。针对美国历年数据的分析，Boschen和Mills(1995)[25]认为货币供应量变动会传递给物价。Mccandless和Weber(1995)[26]基于110个国家30年的数据，发现物价变动与货币供给量变动存在非常强的正相关关系。Roffia和Zaghini(2007)[27]认为，货币增长与物价水平的关系只在一定情形下才具有稳定性。Estrella和Mishkin(1997)[4]的研究表明，货币的流通速度会随环境发生变化，因而货币增长与物价之间的关系会变得不再稳定。Binner等(2010)[28]的研究利用美国数据进一步证实货币增长与通货膨胀之间不存在相关性。Woodford(2007)[29]认为，通货膨胀与货币增长无关。Schinasi和Hargraves(1993)[30]认为，过多的流动性减弱了货币增长与通货膨胀之间的联系。在中国，观点同样不一致，许多研究者认为货币供应增加会导致价格水平上升(高茵，2010[31]；程建华等，2008[32]；周启清和孟玉龙，2018[33])。此外，这一问题也常常转化成货币供应是否为中性的问题。陆军和舒元(2002)[34]认为在中国长期内货币是中性的。这也就意味着货币供应最终都将转化成物价的变动，而对实际的变量并没有影响。但李春琦和王文龙(2007)[19]认为我国的货币供给是非中性的，对通货膨胀影响比较显著，因而货币供给量作为货币政策中介目标对稳定物价有积极作用。刘斌(2001)[35]认为政策冲击在短期会对实体部门产生影响，长期则无此影响。黄先开和邓述慧(2000)[36]认为货币供给的冲击对产出的影响均非中性。刘金全等(2004)[37]认为货币供给增长率与通货膨胀率之间不仅存在长期均衡关系，也存在短期误差修正机制。朱慧明和张珏(2005)[38]的研究表明不同层次货币供给量增长率与通货膨胀率之间都存在协整关系，M2的增长率对通货膨胀率的解释能力最强。

大部分有关货币供给增长与通货膨胀变化之间长期均衡关系的研究都采取了以VAR、向量误差纠正模型(VECM)和协整分析技术为主的计量经济学方法。Bruggeman等(2003)[39]采用协整分析发现欧洲地区货币增长与通货膨胀之间具有协整关系。赵留彦和王一鸣(2005a)[40]利用年度数据和误差纠正模型分析了1952—2001年的货币供应和物价数据之后认为，两者的关系相当稳健，货币供应是导致物价变动的一个关键性因素。王雪坤和邓述慧(1997)[41]对季度数据进行了实证研究，其结果表明货币供给与需求的情况不仅影响到短期价格的波动，而且对于三四年以后的价格依然有显著的影响。盛松成和张次兰(2010)[42]认为，货币数量理论在中国仍具有一定的适用性，M2和CPI之间存在长期稳定的正向关系，但M2的增加并不能引发CPI同比例的上涨。伍戈(2011)[43]采用“从一般到特殊”的建模方法，认为通货膨胀并不完全是“货币现象”。除货币供应外，还有其他更多重要变量共同决定通货膨胀的变化。杨建明(2003)[44]的研究表明，M2与通货膨胀、经济增长之间存在长期稳定关系，而M1则不存在这类关系。王国刚(2009)[45]认为中国物价变动的具体成因在各个时期是不一样的，通货膨胀与货币增长之间无法确立稳定的函数关系。周景彤和辛本胜(2011)[46]认为，金融资产规模扩大资金的囤积更多发生于虚拟经济部门而非在实体经济部门，因而货币供应增长未必会影响到实体部门的价格。

可以看到，尽管对价格变动的原因理解不同，但大多数的研究都认同货币政策与价格水平之间的密切关系，而货币政策采用什么样的中介目标，可能会造成不同的价格水平波动状况，长期来看货币供应量的增加将最终导致相同程度的物价水平上升。从中国的实际来看，过于宽松的货币政策可能最终会导致价格的上升，这也正是当前对于未来通货膨胀担心的原因所在。现有的文献较多地研究了货币供应量变动与价格变动的关系，多数的意见倾向于货币供应的增加会导致价格上升，无论是体现在长期还是短期。但很少有研究针对两者之间的内在机理，特别是对可能存在的互为因果关系以及动态调整机制进行研究，而进一步的研究有可能需要引入其他宏观经济变量。从货币供应量的测量指标来看，大多数的研究采用了M2，然而针对M2也有许多争议，因而采用合适的指标是研究货币供应量变动如何影响物价水平机理的关键。

三、货币供应、投资与价格波动

经验表明，货币政策中介目标的选择并没有统一的模式，不同国家、不同经济体制以及同一国家在不同历史时期和不同发展阶段，其选择中介目标的标准和原则都会有所差别(李春琦和王文龙，2007[19])。受市场和体制影响，目前我国货币政策传导使用货币供应量作为货币政策中介目标，基本不存在利率传导渠道(蔡彤娟等，2014[15])。我国目前处于货币政策调控转型过程中，尚未形成完整的市场利率体系和顺畅的利率传导途径，政策工具、操作目标、中介目标的选取与成熟市场经济国家有所差异(盛松成和谢洁玉，2016[1])。Bernanke和Mihov(1997)[47]的研究表明,很多国家中央银行实际依据的中介目标会有所不同,但在实践中却表现出相似的行为模式。尽管不少研究主张采用利率而不是货币供应量作为货币政策的中介目标，然而，中国的利率长期以来由中央银行管制，利率决定权在政府而非市场(赵英奎，2004[48])，利率在我国货币中的作用有限，且集中于短期(江春和刘春华，2006[49])，在这种情形下，直接利用利率作为货币政策中介目标为时过早(戴晓兵，2013[50])。因而，中央银行货币政策的松紧程度主要表现为货币供应量规模的变化。

中央银行对货币供应量的操作在一定程度上也可能会导致利率的变化从而有可能影响到投资的波动，但由于利率的市场化进程远未完成，在很长一段时期内利率是由中央银行决定，常常并不反映资本的真实价格，从利率的历史数据来看，其调整时机也并没有明显的规律可循。研究表明，从实际的效果来看，相对于数量的调整，价格(利率是资金的价格)调整对固定投资的影响是微小和不显著的(Chirinko，1993[51])，而中国的情形更是如此，利率变化对固定资产投资的影响很小，这主要与中国的固定资产投资的构成等因素有关，在国有企业占固定资产投资主导地位的情形下，利率的影响非常有限。在特定的情形下，提高利率甚至可能会产生反向效果，那就是在人民币升值预期很强的情况下，提高存款利率可能会导致热钱的涌入，而提高贷款利率会使银行的利润增加，从而助长其放贷的积极性，两种结果都将导致固定资产投资的更快增长[注]专家认为控制货币供应量才能控制固定资产投资，参见http://finance.sina.com.cn/forex/forexroll/20060728/1622825745.shtml。。从货币政策的角度来看，以货币供应量为中介目标比以利率为中介目标更能够达到调控目标，尤其是在对投资的控制上。以房地产投资为例，黄瑜(2010)[52]利用状态空间模型研究了货币政策对房地产市场需求和供给的影响，表明货币供应量对房地产供求的影响要高于利率政策。实证结果还表明，中长期贷款利率对东部和中部的房地产供给作用不显著，但对西部房地产供给具有显著抑制作用(韩国高，2015[53])。

在利率尚未实现市场化的情形下，货币供应量依然是重要的货币政策工具。在中国，从历次价格变动的情形来看，都可以找到货币供应量的影子。1992—1993年货币供应量飞速增加，尤其是1993年，广义货币增长率创下改革开放以来的最高水平47%，同时也是1949年以来的第二高水平，继而1994年CPI高达124.1。2007年M1增长速度比2006年明显加快，在随后的2008年也出现了较高的通胀率。2008年国际金融危机，中国政府为了抵御金融危机的冲击，实施了四万亿元投资项目，与此相配合，扩大全社会的基础货币和广义货币，这一次的货币供应扩张并没有直接体现于CPI的上升，但导致了全国房价水平的迅速上涨，很多大城市房价直接在2009年出现翻番，且在随后持续高涨，对实体经济的冲击巨大，许多能够从银行获得贷款的国有企业趁机大肆转战房地产市场，从而进一步提高了房地产价格，但房地产价格并未列入CPI中。房地产投资纳入到投资统计之中，所以货币供给的扩张实际上在很大程度上推动了投资的扩张。

然而，影响物价变动的因素显然不仅仅是货币供应。根据费雪方程式，MV=PQ，货币供给是为了适应货币需求，Q是指商品和劳务的数量，实际上就是总产出，因而货币需求与经济增长密切相关。而且，根据费雪方程式，可以得到，P=MV/Q，也就是说，价格与货币供给、货币流通速度和总产出密切相关。众所周知，改革开放40年来，中国经济增长主要依赖于三驾马车，即投资、对外贸易和消费，其中投资在中国经济增长中起到至关重要的作用。中国经济高速增长的背后是投资的高增长。2008年的金融危机之前，以固定资产投资为核心的投资增长率始终处于较高水平，驱动着经济的增长。投资也是政府在经济低迷时期刺激经济增长的最重要手段，1997年亚洲金融危机和2008年国际金融危机，中央政府都采取了扩大投资的方式来刺激经济增长。经由投资而引起的总产出增加在一定程度上可以起到平抑物价的作用，但其前提是货币供给和货币流通速度不变。然而，研究表明，在改革开放以来的历次经济周期中，几乎都是投资的迅猛增长推动经济的快速成长，与此同时，通货膨胀压力也日渐增大。由此可以推断，在投资不断扩大的过程中，货币供给实际上也在不断增加。究其原因，大多数投资都跨时期，因而需要信贷的支持。固定资产投资之所以能够持续不断地呈现高速增长的态势，与银行的支持密不可分。因此，货币供给适应货币需求的具体机制之一是适应投资需求的增长。银行贷款是固定资产投资的主要资金来源之一，若是银行不支持固定资产投资的扩张，那么后者势必会得到很大程度的抑制。从这个角度来看，在固定资产投资增长与银行的信贷扩张，进而也就是货币供给之间存在着密切的联系。

一方面，随着中国社会的不断变化，体现在结构上的一个表现是，农业部门的比重持续下降而非农产业将持续上升，这会使得货币流通速度继续保持下降态势。这意味着超出经济增长的货币供应不会全部体现到通胀上去，于是一部分货币供给便可能被用于增加投资(赵留彦和王一鸣，2005b[54])。可见，货币供应量的变化也通过影响投资来影响物价水平。另一方面，货币供应量长期作为中央银行货币政策的中介目标，货币供应量增长幅度体现了央行对实体经济变化趋势的判断，而实体经济主要是由投资推动，因此货币供应量对物价水平的影响几乎难以离开投资这一环节。故而在分析货币供应与物价水平变量的过程中，势必需要考虑到投资的变动。

研究表明，我国经济一直保持高增速，我国货币发行过程主要并不是来自于央行的主动调控，而是在投资拉动型和出口导向型模式之下被动发行的结果。过去中国经济的发展过程中以投资拉动型为主的经济增长方式，导致固定资产投资的增加总是伴随着货币供应量的增加(徐源浩等，2018[2])。自2009年起，中国为了应对金融危机而采取的四万亿扩张投资计划，虽然有效地避免了金融危机的冲击，使经济依然保持了高速增长，但投资扩张，特别是货币供应的扩张，为后续的物价上升埋下了隐患。而且，在金融危机以后，货币对经济产出和物价变动的影响存在明显的不可控性(杜丽群和黎文忠，2016[55])。

如前所述，绝大多数的固定资产投资都有一定的周期，许多大项目往往会持续数年，不可能一年之内完成。一些研究表明，我国固定资产投资的周期性很强(段军山等，2011[56])。而在整个投资周期内，很可能物价会变化，通常是物价上涨，这就使得原有的投资计划可能会超出预算，从而需要再追加投资，这在现实中比较普遍，故而这种投资的倒逼机制也会促使投资在物价变化的推动下形成自我膨胀的机制，投资本身呈现加速趋势。

近年来，随着金融创新的不断发展，虚拟经济日益引起人们的关注，以股票、债券和金融衍生品市场为代表的金融资产也越来越吸引投资者的目光。货币供应量的增加将更多地被吸引并流入虚拟经济部门，从而在一定程度上也能解释货币供应量增长率与通货膨胀率之间相背离的现象。然而，中国仍然处于由工业化时期向经济虚拟化时期转变的过程中，虚拟经济与实体经济的良性互动有待进一步改善(鲁晓琳和董志，2017[57])。此外，关于资产价格对通货膨胀的影响，国内外学者均已进行了大量的研究，但并未形成统一结论。Kaufmann和Valderrama(2010)[58]的研究表明，资产价格变动对通货膨胀的冲击可以忽略不计。股票价格与通货膨胀水平的关联性很弱，股票价格无法起到通货膨胀水平指示器的先导作用(刘金全和李书，2017[59])。由于股票市场参与宏观经济的程度仍较低，所以其还不足以对整体通货膨胀产生影响，房地产市场亦如此(李迅雷，2009[60])。

总体来看，价格水平的波动，一方面是由于货币供应量增加，另一方面是由于固定资产投资的扩张导致总需求扩大，短期内由于供给难以相应地跟进，难以迅速转化成总产出，从而会导致价格水平上升。而无论是总产出的增长还是货币供应的扩张，都与投资的扩张有着密切联系。而且，由于固定资产投资往往有较长的周期，价格水平的上升甚至还会形成对固定资产投资规模的倒逼机制。由于固定资产投资的变动离不开金融机构的信贷支持，发展经济所需要的投资扩张在货币供给支持的前提下逐渐形成，投资扩张引发货币供给增加，后者推动物价上涨，而物价也进一步倒逼投资规模的扩大，进而对投资扩张进一步形成膨胀效应，最终促成了投资的自我强化机制，推动了物价的上涨。在价格水平下降的时期，则加速投资规模的缩减。然而这个过程并未结束，随着投资效应的逐渐释放，投资转换形成总产出，如前所述，在总产出增长的情形下，物价水平会趋于稳定，甚至下降，从而缓冲了货币供应增加给物价带来的压力。故而从长期来看，投资未必会造成严重的物价波动，甚至可能会形成平抑物价波动的效果。

四、数据检验与分析

为了检验货币供应与价格变动之间的关系，特别是检验投资变动在其中所起的作用，笔者采用1996年1月到2017年10月期间的月度数据来加以分析。所有数据来源于中经网统计数据库，该库提供了最新的月度数据，但由于2017年11月数据缺失，因而我们截取到2017年10月。如前所述，货币供应量常用的两种测量指标分别是M1和M2，然而，针对M2的诸多研究已经表明，采用M2作为货币供应量的测量指标未必合适。而一些研究表明，货币供应量M1的波动对物价水平的影响十分明显，货币政策的价格效应显著(闰力等，2009[61])。因此，本文主要采用M1口径来测量货币供应量，并研究它如何影响价格水平，尤其是如何通过与投资的相互作用而影响价格水平的机制。研究货币供应量对价格水平的影响，我们既从货币供应量增长率的角度，也从货币供应量的绝对数量角度来加以研究，同样地，对固定资产投资，也是既采用增长率，也采用绝对量来加以分析。采用同比增长率的好处是可以自动消除季度因素的影响，而采用绝对量的好处是可以分析规模本身对价格的影响。

(一)货币供应增长率对价格波动的影响分析

首先，从指数的角度，也就是货币供应量的增长率，即增速的角度来看，可以看到，M1月度同比增速比M2波动幅度更大，特别是从2012年以来，这一特征更加明显(图1)。从这个角度来看，M1口径的货币供应量变化更值得我们研究。

图1 M1和M2同比增速变化比较

为了便于分析和比较，我们把各变量的上年同期基数设为100，因而，各变量增速就相应地变成100+增速。同时，为了尽可能地克服异方差问题，变量均取对数，从而得到图2。

图2 固定资产投资、货币供应增长指数和价格指数对比

图中，LCPI、LNINVSTGR和LNM1GR表示对数形式的CPI，固定资产投资同比增长指数和M1同比增长指数。简单地从图2中可以看到，投资的波动大于货币供应的波动，而价格的波动则最小。而且，在2012年之前，货币供应的波动与价格波动有较大的相似度。从2012年起，投资的波动趋于缩小，而货币供应的波动仍然较大。数据的平稳性检验是进行时间序列数据分析的基本前提。通常用单位根检验来确定数据的平稳性。本文采用ADF方法来进行单位根检验。对于LCPI、LNINVSTGR和LNM1GR这三个时间序列，依据AIC准则确定滞后阶数。

表1 时间序列的单位根检验

经过ADF检验可以看到，LCPI、LNINVSTGR和LNM1GR这三个时间序列都是一阶单整，即在一阶差分条件下是平稳的。利用VAR的单位圆也可以验证。这样在三者之间可能会存在协整关系。在此基础上，需要就三者之间进行因果关系的检验。

从图3可以看到，VAR模型中所有根模的倒数都小于1，换言之，它们都位于圆内，因而VAR模型是稳定的。

采用VAR进行Granger因果检验，根据表2结果可以判定，LNM1GR和LNINVSTGR都是导致LCPI的Granger原因，其他变量之间不构成Granger原因。

接着进行协整关系检验。可以用两种方法来进行协整关系检验，分别是迹检验和最大特征值检验，两种检验给出的结果通常来说具有一致性。

从表3和表4可以看到，迹检验和最大特征值检验，都表明在三个变量之间存在着协整关系，数量为一个到三个。在存在多个协整关系时，为得出最有解释力的经济模型，一般是选择与最大迹统计量和最大特征值统计量对应的协整关系。通过对照迹检验和最大特征值检验的结果，可以认定，三个变量之间存在一个协整关系。

图3 VAR模型根模倒数图

表2 Granger因果检验(1996M012017M10)

表3 协整的迹检验

表4 协整的最大特征值检验

根据表5给出的协整关系，我们设定ecm1=LCPI-0.168×LNINVSTGR-0.195×LNM1GR。经检验，ecm1为平稳序列。并且ecm1实际上是三个变量的长期均衡关系，从这个长期方程(长期时ecm1=0，从而有LCPI=0.168×LNINVSTGR+0.195×LNM1GR)可以看到，物价水平增长与固定资产投资增长和货币供应增长都呈正相关关系，后两者的波动都会扩大价格水平的波动。相比之下，货币供应增长更能带动物价水平的增长。

表5 标准化的协整关系

利用ecm1，结合主要变量的差分项及其滞后项，可以构建误差纠正模型(ECM)，再通过PCGIVE软件，采用从一般到特殊的建模顺序，逐步回归，得到表6的回归结果。

从回归结果可以看到，货币供应M1增长率的变动和固定资产投资增长率的波动都对价格波动产生了积极的推动作用。由于变量均为增长率的对数及其差分，不涉及具体的量或规模，因而系数可比较。从系数来看，这两者的作用最大，尤其是货币供应增长率波动对物价流动的影响更加突出。此外，滞后三期货币供应M1增长率的变动以及滞后一期和滞后二期固定资产投资增长率的波动也都对价格波动起到了促进作用，但它们的系数相对而言则小得多。而误差纠正项ECM1及滞后一期的ECM1则分别对价格波动起到了推动和抑制的作用，综合考虑两者的系数，那么ECM项对价格波动的调整趋于零，即基本上没有起到调整作用。

表6 固定资产投资、货币供应与物价协整回归结果(被解释变量DLCPI)

注：DLCPI_2表示滞后二期的DLCPI，其他变量依此类推。

从图4给出的拟合图和残差图来看，拟合效果良好，即误差纠正模型较好地把握了变量之间的短期相互作用机制。

图4 DLCPI的拟合及残差图

此外，还可以从脉冲响应函数的角度来对变量之间的相互影响机制加以分析。脉冲响应函数(IRF)描述了一个内生变量对误差冲击的反应，即当随机误差项发生变化时，或者说模型受到冲击时，对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。利用脉冲响应函数可以制作脉冲响应图，从而直观地看到变量在受到冲击之后的演变路径。

从脉冲反应图(图5)可以看到，固定资产投资对价格指数的影响体现在先是迅速提高了价格水平，随后使价格水平有所下降，接着逐渐使价格水平稳定在一个相对较高的水平。而货币供应M1对价格水平的影响则体现在先是较快地提高了价格水平，之后稳定，并逐渐使价格水平趋于上升，处于较高水平。在一定程度上可以认为，投资增长的加速会导致物价上升，而货币供应量M1增长率的提高则进一步推动了物价上升。因此，固定资产投资和货币供应量的过快增长都会导致物价水平的上升，最终有可能造成通货膨胀。货币供应量增长率变动对投资增长率变量的影响体现为短期有所下降而长期趋于稳定，固定资产投资增长率变动对于货币供应增长率的冲击影响体现为使其高于初始值并在长期趋于降低，但仍维持着高出初始值的位置。另一方面，价格变动对于固定资产投资增长率的冲击体现为短期使其增加而长期则稳定，价格变动对货币供应增长的影响则体现为短期使其增加，而长期则使其趋于下降。

(二)货币供应规模对价格波动的影响分析

按绝对量来测算，固定资产投资和货币供应量月度数据存在明显的季度波动，因此需要对其进行季度调整，以消除季度趋势。

我们采用常用的X12季节调整，使其消除季节性波动的影响。经过调整之后，季节性波动明显弱化，从曲线上看，体现的是相对明显的增长趋势(图6)。图中，LCPI，LNINVSTSA和LNM1SA分别表示对数形式的CPI，经过季度调整之后的固定资产投资规模和M1规模。

图5 物价变动、投资波动和货币供应变动脉冲分析

图6 货币供应量、投资规模和价格水平

同样地，采用ADF方法来进行单位根检验。对于LCPI、LNINVSTSA和LNM1SA这三个时间序列，依据AIC准则确定滞后阶数。经过ADF检验(见表7)，可以看到，LCPI、LNINVSTSA和LNM1SA这三个时间序列都是一阶单整，即在一阶差分条件下是平稳的。利用VAR的单位圆也可以验证。这样在三者之间可能会存在协整关系。

表7 时间序列的单位根检验

Granger因果检验(见表8)表明，固定资产投资波动和货币供应波动都是导致价格波动的Granger原因，货币供应波动和固定资产投资波动互为Granger原因，由此可见，货币供应在一定程度上适应了固定资产投资扩张的需要。

表8 Granger因果检验(1996M01-2017M10)

从表9和表10可以看到，迹检验和最大特征值检验，都表明在三个变量之间存在着协整关系，数量为一个到三个。在存在多个协整关系时，为得出最有解释力的经济模型，一般是选择与最大迹统计量和最大特征值统计量对应的协整关系。通过对照迹检验和最大特征值检验的结果，可以认定，三个变量之间存在一个协整关系。

表9 协整的迹检验

表10 协整的最大特征值检验

根据表11给出的协整关系，我们设定ECM=LCPI-0.048×LNINVSTSA+0.057×LNM1SA。经检验，ECM为平稳序列。并且ECM实际上是三个变量的长期均衡关系，从这个长期方程(长期时ECM=0，从而有LCPI=0.048×LNINVSTSA-0.057×LNM1SA)可以看到，固定资产投资的变动推动了价格的波动，而货币供应量的波动则抑制了价格波动。货币供应量的增加没有最终导致价格水平大幅增加，反而还对价格水平起到一定的抑制作用，说明我国货币供应过程更多是内生的而非外生(徐源浩等，2018[2])。

表11 标准化的协整关系

利用构建的ECM项，结合主要变量差分项及其滞后项，可以构建误差纠正模型(ECM)，并通过PCGIVE软件，采用从一般到特殊的建模顺序，逐步回归，得到表12的回归结果。

从回归结果可以看到，固定资产投资波动对价格水平的波动具有显著的促进作用，而货币供应波动则对价格水平的波动具有抑制作用。此外，滞后两期的固定资产投资波动则对价格波动有一定的抑制作用，而滞后两期的货币供应波动则对价格水平波动有一定的促进作用，但由于系数极小，它们对价格水平波动的影响也非常有限。误差纠正项ECM及滞后一期的ECM则分别对价格波动起到了推动和抑制的作用，但综合两者的系数来看，ECM项对短期物价水平波动的调节作用近乎为零。

表12 固定资产投资、货币供应与物价协整回归结果(被解释变量DLCPI)

注：ECM_1表示滞后一期的ECM，其他变量依此类推。

从图7给出的拟合图和残差图来看，拟合效果良好，即误差纠正模型较好地把握了各个关键变量之间的短期相互作用机制。

图7 DLCPI的拟合及残差图

同样地，可以采用脉冲响应函数来对三个变量之间的相互作用机制进行模拟。从脉冲图(图8)可以看到，固定资产投资规模的扩张迅速提升了价格水平，随后总的趋势却是缓慢降低价格水平。而货币供应量波动对价格水平的影响则体现于短期更加迅速地提高了价格水平，并且在长期使得价格水平稳定于较高水平。固定资产投资规模对于货币供应量的影响体现为短期使其迅速增加，随后有降低趋势，长期则使其稳定于高出初始水平的位置之上；货币供应量波动对于固定资产投资的影响体现为短期迅速降低固定资产投资，随后使其增加，长期则使其缓慢稳定于略高出初始水平的位置。由此也可以进一步实证，在货币供应量与固定资产投资之间存在着较为密切的关系，即货币供应量随着固定资产投资的扩张而增加，换言之，从短期来看，货币供应量的增加不仅直接提高了价格水平，而且还通过固定资产投资的扩张推动货币供应规模而进一步提高价格水平。

总体而言，以脉冲图来分析，无论是从指数还是从规模的角度，固定资产投资的增加对价格水平的影响都体现为促成价格的上升，而货币供应增加在短期内也会推动价格上升，但长期影响则要视其规模和增长率而定，从规模来看，适量增长的规模可以在一定程度上抵制价格水平的上升，但从增长率的角度来看，增长率的上升则会进一步推动价格水平上升。不过脉冲图的分析只是一种辅助分析，要准确地测量变量之间的关系，更多地需要依赖于模型分析结果，根据前述分析结果，可以看到，在货币供应、固定资产投资和价格水平之间存在密切关系，判断价格水平的变化趋势也有赖于货币供应、固定资产投资以及它们之间的关系。

五、结论与政策建议

货币供应与价格水平之间并非简单的因果关系，往往需要根据固定资产投资的变化而定，由于固定资产投资的跨时期特征，货币供应与价格水平变动之间的长期和短期效应并不相同。利用1996年1月到2017年10月期间的月度数据，采用协整与误差纠正模型和脉冲响应函数分析，本文从增长指数和绝对规模两个方面分析了货币供应、固定资产投资和价格水平变动之间的内在关系和影响机制。结果表明，短期来看，固定资产投资和货币供应都会推动价格的上升，并且，由于货币供应对固定资产投资的密切配合，会形成固定资产投资的自我膨胀机制，从而迅速提高价格水平；而从长期来看，固定资产投资对价格的影响会随着总产出的增长而日渐稳定，但货币供应的适度增长却有助于抑制价格水平，其原因在于货币供应随着投资扩张而增加，而投资扩张逐步形成的总产出增量能够有效地缓冲货币供应大幅度增长对物价水平的冲击。此外，货币供应增长指数和货币供应规模对物价水平的影响并不完全相同，增长过快会导致物价水平上升，而规模的适度扩大则能够在一定程度上降低价格水平。

图8 物价变动、投资波动和货币供应变动脉冲分析

从控制通货膨胀和稳定物价的角度来看，首先应当稳定货币供应的增长率从而稳定货币供应规模，而稳定货币供应增长需要以稳定固定资产投资增长为基本条件，故而应当着眼于控制固定资产投资的自我膨胀机制，应努力对固定资产投资实行严格监管，此外还应对经济增长依赖固定资产投资推进的发展模式加以改变。尽管我国资本市场的发展已取得历史性的突破，但无论过去还是未来相当长时间内，社会投资依然会主要来源于银行业机构的中长期信贷支持(徐宏庆，2015[62])。固定资产投资的安排应该从一开始就确定严格的预算安排，在制定预算的时候，应当把未来几年的物价变动及成本变动都充分考虑在内，从而避免投资的恶性膨胀，尤其是投资与物价之间形成的恶性循环机制应当彻底加以改变。此外，在我国经济已经进入新常态的形势下，应努力改变经济增长依赖于固定资产投资扩张的旧模式，转而寻求提高产品附加值和扩大消费市场来促进经济增长的新模式。

相比于规模，货币供应的增长率更应当引起重视，货币供应量过快的增长短期会带来价格水平的迅速上升，并且在长期也仍会促成价格水平的上涨。但货币供应规模的扩大则并不必然带来价格水平的上升，特别是在长期，一定程度上会促进价格水平的稳定。结合本文对于货币供应、投资和物价水平的动态分析，可以看到，由于投资的中介作用，货币供应流向了固定资产投资所在的实体经济部门，从而并不必然造成价格水平的上升。固定资产投资是造成中国货币供应量与通货膨胀背离的最重要原因，货币没有进入消费领域进而引发通货膨胀(徐源浩等，2018[2])。正是基于这样一种机制，中国货币供应规模虽然越来越大，远超出人们的预期，被公众俗称为“央妈”放水，但并没有造成通货膨胀。因而，“中国之谜”实际上是中国特定国情下的一种现象。

货币供应量M1作为货币政策的中介目标具有坚实的理论依据。本文的数据分析表明，M1的变动幅度明显大于M2，并且在M1、固定资产投资和物价变动之间存在着长期稳定而短期相互作用缩小变动幅度的关系，因而把M1作为货币政策中介目标可以较好地监测固定资产投资变动和物价变化，从而适时地制定相应的货币政策。利用三者之间的密切关系，特别是努力控制住货币供应与固定资产投资之间的相互适应机制，控制货币供应增长幅度，仍可以较好地控制物价水平。

需要指出的是，当前我国货币政策仍处于转型之中。中央银行根据宏观经济和金融市场发展形势，对于公开市场操作、常备借贷便利(SLF)、中期借贷便利(MLF)等多种货币政策工具的组合运用，也是货币政策调控转型的尝试。随着我国金融创新和利率市场化进程的加快，传统的以总量调控为特征的货币政策效果有可能会打折扣。我国货币政策的操作目标应由价格和数量兼顾朝向价格型目标过渡，实现通过调节基准利率来影响存贷款等其他利率，从而通过影响金融中介的信贷行为来间接调控投资、消费等宏观经济变量(汪川，2015[63])。不过，在完成转型之前，由于利率尚未完全市场化，以货币供应量为主的货币政策仍将继续发挥作用。而且，金融危机中美联储等主要央行量化宽松的操作也说明价格型调控并非万能，数量型调控不能放弃(王莹，2015[64])。