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内容摘要：虚拟经济的存在和发展改变了货币供给量变动与物价水平的关系。本文通过对货币供应量、商品期货交易额、商品期货价格指数之间的数量关系进行相关分析、协整检验、格兰杰因果关系检验等计量分析，肯定了虚拟经济具有货币分流作用；同时认为，期货市场资金量增加对物价水平的影响具有不确定性。
关键词：虚拟经济，货币供给量，物价水平，计量分析
期货市场与货币供应量关系的研究现状
进入新世纪以来，我国国际收支一直是双顺差，持续国际收支顺差导致了货币供应量的持续、高速上涨；为应对金融危机，全球主要经济体都实行了宽松的货币政策，货币供应量增加，流动性过剩也成为一个世界性的基本背景。这种状况引发了人们对通货膨胀、物价上涨的担忧。而现实生活中，通货膨胀也已露出些许苗头。
现代市场经济条件下，虚拟经济和实体经济一样，都是国民经济的重要组成部分。虚拟经济领域越来越多地滞留了大量的货币资金根据收益率大小，这些货币在股票、债券、房地产、外汇以及石油等大宗商品期货市场之间转移。由于虚拟经济和实体经济使用同一货币，货币进入或退出虚拟经济领域会引起整个经济体内货币数量的重新分配，虚拟经济的存在和发展改变了货币供应量变动与物价水平的关系。
关于虚拟经济对物价的作用的观点基本分为两种：一种观点认为，虚拟经济具有分流作用，可以吸收过剩的流动性，从而抑制实体经济部门的物价上涨。比如，由于美国虚拟经济发达，资产品种丰富，数量巨大，因此滞留在虚拟经济领域的流动性比例相当大，有利于美国物价（CPI和PPI）稳定。1997年亚洲金融危机后一年内有大约18000亿美元流入美国，但美国的CPI和PPI都不涨，只是股市暴涨，债市交易活跃，新发债券增加。另一种观点认为，虚拟经济领域投机盛行，资产价格上涨推动了实体经济部门物价上涨。比如，我国2009年以来宽松的货币政策导致信贷资金从各个渠道流到股市、房地产市场，从而拉动资产价格的快速上升，也带动了其他价格的上升。
事实上，虚拟经济的不同组成部分对流动性过剩有不同的反应，影响物价的机制也各有特点。鉴于学界对期货市场与货币供应量的关系研究较少，而学界、业界又多有人指斥大宗商品期货的投机炒作推高了物价，因此，本文尝试从期货市场角度出发，就有关问题做点分析。
虚拟经济对物价影响的研究思路
我国自1996年开始选择货币供应量作为货币政策的中间目标。按照货币需求理论，货币供应量的多少对价格的高低具有基础性作用，全社会的货币会以各种方式分配于实体经济与虚拟经济之中；按照价格决定理论，物价主要由供求关系决定，但金融因素在发挥越来越大的影响力。本研究从上述两个方面揭示虚拟经济对物价的影响。研究的理论假设是：在货币供应量既定的条件下，虚拟经济发挥两种作用：一是分流作用，可以吸收一部分流动性，减少实体经济中的货币数量，抑制物价的波动；二是随着虚拟经济领域货币数量的增加，会导致资产价格上升，进而推动物价水平的上涨。
本文以我国期货市场作为研究的具体对象，将问题转化为：流入期货市场的资金量是否与货币供应量变化方向相一致，从而确定期货市场是否具有分流作用；期货市场资金量的增加如何影响期货价格，是否推高了期货价格，进而推高了一般物价水平。
笔者采用全国商品期货交易总额代表期货市场资金量，采用中期研究院编制的中期商品综合指数代表我国商品期货的总体价格水平，采用中国人民银行公布的广义货币M2代表同期的货币供应量，进行有关变量的相关分析、协整检验以及格兰杰因果关系检验，从而为进一步的分析提供依据。
计量检验
本文运用统计软件Eviews 5.0进行各种计量检验。
（一）数据说明
鉴于数据的可得性，本文采用货币供应量（M2）、全国期货交易总额（AV）、中期商品综合指数（PI）的月度数据，样本期为2000年1月至2010年7月（其中缺少2001年9月与2001年11月数据），共得有效数据125组。货币供应量数据M2来源于中国人民银行网站（http://www.pbc.gov.cn/）；全国期货交易额数据AV来源于中国期货业协会网站（http://www.cfachina.org）；中期商品综合指数PI来源于中期研究院。
（二）相关分析
计算出PI、AV和M2的相关系数矩阵，如表1所示。
表1显示，期货交易总额AV和货币供应量M2高度正相关，相关系数为0.855；商品期货价格指数PI与期货交易总额AV弱相关，相关系数只有0.336；商品期货价格指数PI和货币供应量M2中度正相关，相关系数为0.648。
（三）协整关系检验
1.数据平稳性检验。在对变量做协整关系检验之前，需要检验变量序列的平稳性。在保证残差项不相关的前提下，采用SIC准则作为确定最佳时滞的标准；通过观察变量时序图，选择是否包括常数，或包括常数和线性趋势，或二者都不包括。检验结果整理如表2所示。
从表2可以看到，货币供应量M2、期货交易额AV、期货价格指数PI都存在单位根，均是非平稳时间序列；而它们的一阶差分都在5%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，也即说明货币供应量M2、期货交易额AV、期货价格指数PI序列均是一阶平稳过程（即I（1）过程）。
2.协整检验。数据平稳性分析表明，货币供应量M2、期货交易额AV、期货价格指数PI均是一阶单整时间序列，符合进行协整分析的条件，下面用恩格尔-格兰杰两步法做相应变量组的协整检验。
第一步：估计方程，整理估计式如下：
AV=-74824.58+
PI=1288.915+0.001727AV （2）
PI=902.808+
第二步：计算残差，保存残差序列Et；按ADF法做Et的平稳性分析，结果整理如表3所示。
对于5%的置信水平，Et（AVM2）和Et（PIM2）的ADF值均小于于临界值，表明残差序列是平稳的，AV和M2之间、PI和M2之间的协整关系均成立。
对于5%的置信水平，Et（PIAV）ADF值大于临界值，表明残差序列是非平稳的，PI和AV之间协整关系不成立。协整估计式（2）是一个“伪回归”方程。
（四）格兰杰因果关系检验
协整检验证明，AV和M2之间、PI和M2之间的协整关系均成立，我们可以进一步从预测的意义上检验一下
各组变量之间的格兰杰因果关系。检验时，针对不同的滞后长度分别进行试验，以确信因果关系检验中的随机误差项不存在序列相关。检验结果分别整理如表4所示。
表4显示，M2和PI之间并不存在格兰杰引导关系；存在从M2到AV的单向引导关系，这与前面的协整方程式（1）中M2的系数为正值结论一致；但并不存在从AV到M2的引导关系。
结论与启示
根据前面的计量检验结果，本文做出如下分析：
期货市场交易总额AV与货币供应量M2的相关系数高达0.855，说明二者高度线性正相关，变动方向一致；AV和M2的协整关系说明二者有恒定的长期均衡关系，协整检验方程式中M2的系数0.384为正值，也说明AV的增减与M2的增减相一致；关于AV与M2的格兰杰因果关系检验表明，M2是AV的格兰杰原因，从M2的变化可以预测AV的变化。以上几项实证结果都支持一个共同的结论，即随着货币供应量的增加，流入期货市场的资金量也会相应增加；期货市场确实具有货币分流作用。
期货价格指数PI与期货市场交易总额AV的相关系数仅为0.336，说明二者线性相关程度不明显；PI和AV的协整关系不成立，说明二者之间没有恒定的均衡关系。实证结果表明，期货市场交易量增加对期货价格的影响不确定。不能说流入期货市场的资金增加了，期货价格就一定会上涨。投机资金的规模扩大导致期货价格上涨的分析可能是沿用了股票市场和商品现货市场的分析方法，没有考虑到期货市场的特殊性，在理论上无法给出令人信服的推理。进一步地推论期货价格推高了实体经济的物价水平，是没可靠依据的。
期货价格指数PI与货币供应量M2的相关系数为0.648，二者中度正相关，变动方向一致；PI和M2的协整关系说明二者有恒定的长期均衡关系，协整检验方程式中M2的系数0.001496为正值，也说明AV的增减与M2的增减相一致。实证结果似乎显示，期货价格指数因为货币供应量的增加而上涨，这与期货市场资金量增加对期货价格的影响不确定的结论似乎相矛盾。
其实不然。两变量相关有一种可能：二者高度相关，但并无内在的因果关系，而是另有隐含因素致使两个变量的变化方向一致，比如收入的增加会导致某两种商品消费量的同时增加；此时，“数据导向”的协整检验可能也不否定二者之间存在均衡关系。期货价格指数PI与货币供应量M2之间的关系可能就属于这种情形。文章认为期货市场交易量增加对期货价格的影响不确定，而且PI和M2的格兰杰因果检验也显示，二者之间并不存在任何引导关系。货币需求理论表明，现货价格会因为货币供给量的增加而上涨；许多研究也表明，期货价格和现货价格存在长期均衡关系；这可能才是PI和M2变动相关的真正机理。
随着国民经济的增长，我国虚拟经济规模逐渐扩大是不争的事实，虚拟经济的发展对企业经营和居民经济生活的影响也越来越明显。由于虚拟经济的存在，由货币供应量到物价水平之间的作用机制更加复杂。货币管理部门应该及时调整思路，不能固守只考虑货币数量与实体经济关系的传统理念。学界也应更加深入具体地研究虚拟经济对货币政策执行效果的影响，为货币管理部门决策提供理论参考。
参考文献：
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3.王智强.中国财政政策和货币政策效率研究—基于随机前沿模型的实证分析[J].经济学动态，2010（8）
4.管清友.石油的逻辑—国际油价波动机制与中国能源安全[M].清华大学出版社，2010
作者简介：
张红星（1969-），男，河南武陟人，经济学硕士，郑州市社科院经济所助理研究员；研究方向：宏观经济运行与调控。
来源：《商业时代》2011年第10期
责任编辑：奇奇