学文网货币供给篇1
关键词：流动性过剩；货币供给；货币缺口
中***分类号：F832．1 文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2009)03-0070-06
一、引 言
历史经验表明，一些国家或地区在经济快速发展、增长模式转变与金融体制变革阶段，都曾出现流动性过剩。一方面，流动性过剩带来充足的资金供给，刺激需求，扩张投资，拉动经济快速增长，同时也带来资产价格暴涨，证券市场过度繁荣与投机盛行等负面结果，增加潜在通货膨胀压力，加速经济泡沫积聚，并最终威胁宏观经济安全；另一方面，在金融体系结构转变与资本市场全面开放过程中，流动性过剩与货币危机如影随形，本国货币汇率波动带来的投机冲击、国际收支失衡与国际贸易恶化接踵而至，泡沫经济崩溃造成经济的“间歇性休克”与持续衰退更是挥之不去。当前中国货币运行的基本特征可以归结为流动性过剩[1]。央行连续加息、发行特别国债，***调高印花税、降低利息所得税等组合***策，表明***府正采取措施解决流动性过剩带来的冲击。
目前，国内外对“流动性”的讨论存在诸多分歧，可以综合归纳为三个方面：一是对流动性层次的不同界定及其测量。二是不同交易成本对资产选择的影响。三是由此进一步讨论对中央银行货币调控力度的冲击与抵消，以至于对一国产出的影响。一般来说，从流动性可测量、可统计的角度看，有三个层次的界定：一是将流动性界定在银行体系内，我国中央银行曾以此为角度进行描述，是指超额存款准备金。二是将与实体经济增长密切相关的货币供应量视同于流动性。三是将经济社会中一切在一定条件下具有变现能力和支付能力的金融资产视为流动性。
从微观角度探讨金融系统流动性问题，关注的是金融机构存贷差、银行间市场利率和存款性金融机构在中央银行的法定存款准备金率和超额存款准备金率等指标，并分析其给商业银行盈利状况造成的影响。从宏观经济角度出发分析实际货币存量高、现实的货币供给与实体经济关系等指标，关注的是流动性带来的货币***策困境、潜在通货膨胀和泡沫经济问题。曾康霖认为流动性过剩是金融资产在市场中的交易状态，必须从市场主体的行为和资产负债结构变动去考察，流动性过剩反映市场主体的短期行为和功利主义[2]。任碧云通过实证分析得出，存贷差和外汇占款以及M2与M1差额的不断拉大等都不是流动性过剩的直接成因，而是由于货币***策没有及时对经济发展出现的变化做出反应造成的[3]。路磊认为银行体系的流动性过剩是影响当前货币***策的冲击因素，在承认高储蓄率和国际收支失衡的前提下，通过综合性的货币***策可以治理流动性过剩问题[4]。综上，流动性过剩的定义不同，流动性过剩原因分析与治理对策也不尽相同。各类定义描述的仅是流动性过剩部分特征，不能涵盖所有，且某些指标与衡量方法也并不适合我国当前的经济背景与制度基础。
当前，我国正处于转轨时期，在金融体制变革和经济周期等诸多因素作用下，货币供应量过快增长，导致需求不断上升，通货膨胀压力增加，没有完全被实体经济所吸纳的过剩资金滞留在资本市场，并通过各种传导路径对宏观经济运行产生短期冲击和深远影响。
本文认为，流动性过剩不是经济***策失误的结果，它是经济增长带来的财富效应与资本积累形成的必然现象。从宏观调控角度看，以资产价格上升、经济活动货币充沛为典型现象的流动性过剩是实际货币总量对预期均衡水平的偏离，流动性过剩度量可以从货币供给角度进行分析。
二、流动性过剩的均衡分析框架综述
古典经济学家经过长时期的积累，在探讨货币数量、价格及产出的均衡关系时，逐渐发展起来货币理论（Fisher 1911，Marshall 1923，Pigou 1917）。1911年，Irving Fisher首先以清晰交易方程式，表达了货币数量理论：
M•V=Y•P(1)
其中，M是货币存量，V是货币的流通速度，Y是经济实际产出，P是价格水平。现代货币数量理论认为，货币需求应与通货膨胀和产出增长保持一致，因此，通过公式（1）的变形，可以用来计算货币供给，即通过对(1)求一阶导数有：
可以得出Δm的表达式：
根据方程(2)，货币供给Δm的增长率等于产出增长率Δy加上价格的增长率Δp，即通货膨胀率再减去Δv货币流通速度的变化率。
大部分货币数量的分析模型都采取对数模型Darrat(1986)，即采取固定的弹性形式定义货币供给函数，即：
其中，Y是某种规模的变量，R是机会成本变量，E是误差项。如果我们用对数形式重写上式，用小写字母代表对数就可以得到简单的线性模型，令β0=lnk，M表示货币需求，Y为GDP，R为利率，P为价格水平，那么一定时期内货币供给与价格、产出基本关系如下：
m为货币存量的对数，p是价格水平的对数，y是实际GDP的对数，i是无风险利率，ε是随机误差项。
Hallman，Porter and Small[5]对流动性度量方法进行了较早讨论，他们将流动性过剩定义为“价格缺口(The Price Gap)”。Hallman首先假定市场中存在两个均衡价格：一个长期均衡价格，一个短期均衡价格，表达式如下：
其中，pt表示长期均衡价格，p*t表示短期均衡价格，二者的差称为“价格缺口”。
p*t-pt=(vtrendt-vt)+(yt-ypotentialt)(5)
方程(5)表明，如果实际的价格低于(高于)长期均衡价格，未来的价格将会具有向上(向下)的预期。根据该式，价格缺口可以分解为两个部分：一是(vtrendt-vt)“流动性缺口(liquidity gap)”，二是(yt-ypotentialt)“产出缺口(output gap)”。
进一步假设，在现有货币总量mt不变的条件下，如果市场出清，此时的均衡价格如下：
“价格缺口”才等于零。但这三个条件同时成立可能性几乎为零，那么就意味着长期价格与价格之间永远存在一个“价格缺口”。
基于Hallman等人的成果，Gerlach[6]对“价格缺口”进行了重新定义，提出了“货币缺口(real money gap)”的概念，他认为当前已有的货币存量如果低于现行的价格水平，货币供给就会出现缺口。假定货币供给存在长期和短期两个货币缺口，表达式如下：
短期货币缺口与长期货币缺口的差即是真实的“货币缺口”。与“价格缺口”相比，其实是表示了同一概念，只是参数不同且符号相反，即：
那么，在给定的价格水平pt不变的条件下，如果市场出清，现有的货币需求mt和均衡货币需求m*t的差(m
方程(9)同方程(7)不谋而合，“货币缺口”为零的存在条件也是苛刻的，即(yt-ypotentialt),(it-i*t),εt三者同时为零，货币缺口才会消失。Gerlach认为“货币缺口”的变化可以度量流动性过剩，前期的货币扩张必然带来价格上涨与增加潜在通货膨胀，这也是衡量货币***策的依据。
三、流动性过剩的度量模型
流动性过剩的度量会遇到诸多复杂因素，这些因素既包括规范方面的，也包括实证方面的，目前仍没有一个广为接受的方法来测度流动性过剩。根据对流动性过剩的不同理解，选择不同的分析路径与实证方法得出的结论也会大相径庭。依据本文的观点，流动性过剩既然是实际货币总量对预期均衡水平的偏离，那么流动性过剩的度量可以从传统的均衡模型进行分析，探讨货币供给与产出、价格以及通货膨胀的相关关系，进而测量流动性过剩并探讨货币***策等相关问题。本文对货币需求进行估计基于均衡假设，也就是说假定货币需求与货币供给相等，而对货币供求互动的原因与机制不进行详细的分析。为了分析的简便而参照了国际通行对货币需求函数的研究，即货币供求相等的均衡假设，因此在本文中货币需求量、货币供应量与货币总量在数值方面是相等的。
基于经典均衡理论，在稳定发展的经济体中，一国的产出、价格与利率基本相对稳定，因此可以设定一个基于产出、价格和利率的货币供给参考值――均衡货币供给Mequilibrium，通过比较实际货币供给量Mreal与参考值的关系，进而分析流动性问题。具体设计如下：
1．均衡货币供给
根据均衡方程，市场存在一个均衡的货币供给量Mequilibrium，它由产出、价格和货币流通速度决定。如果实际产出、价格和流通速度一定，则货币供给也会稳定。将其转换为对数形式如下：
lnMequilibrium+lnV=lnY+lnP(10)
方程(10)的经济涵义与方程(2)一致，即均衡货币供给的增长率等于产出的增长加上价格的增长再减去货币流通速度。用小写字母代替上式，均衡的货币供给可以表示为：
mE=y+p-v(11)
2．实际货币供给
均衡货币供给是一个经测算的货币供给，但现实市场中的确存在一个实际的货币供应量，衡量指标为M1和M2,狭义货币M1是研究交易性货币需求的主要变量，广义货币M2定义更加广泛，能满足研究微观经济主体预防性和资产性货币需求的需要。本文将其定义为实际货币供给mreal。
3．参考货币供给
通过对方程(3)求一阶导数得公式(12)：
(m-p)′=(β0+βyy+γi+ε)′Δm=Δp+βyΔy(12)
方程(12)表明，在稳定的经济环境下，货币需求应与价格、产出相一致。这里将公式(12)中价格Δp以稳定的通货膨胀πenvisaged代替，产出Δy以潜在产出Δypotentialt代替，可以得到货币供给的参考值，本文将其定义为潜在货币供给Δmpotentialt，即：
Δmreferencet=πenvisaged+βyΔypotentialt(13)
4．流动性度量指标――实际货币缺口与名义货币缺口
实际货币供给与均衡货币供给的差，表明了现行的货币供给与均衡货币供给的差距，当实际货币供给超过均衡货币供给的时候，就会出现流动性过剩的现象，反之就会出现流动性不足，本文将二者的差定义为实际货币缺口mgap，即：
mgap=mr-me(14)
其中，mR，mE分别为实际货币供给和均衡货币供给，mGap为实际货币缺口。
利用方程(13)可以计算出潜在的货币供给，同样可通过比较实际货币供给mr与潜在货币供给mpotential的差距，来衡量流动性过剩，此处将实际货币供给与潜在货币供给的差定义为名义货币缺口mnominal gop，即：
mnominal gap=mr-mpotential(15)
综上，无论是实际货币缺口或是名义货币缺口都表明实际货币供给与均衡货币供给或潜在货币供给的差距，当货币缺口持续扩大，证明存在超额的货币供给量。因此，货币缺口反映出货币总量与预期均衡水平的偏离，是衡量流动性及货币扩张与货币***策效果的依据。
四、模型检验与实证分析
1．数据来源与处理
按照货币经济理论，影响货币需求的变量一般包括价格水平、规模变量和机会成本等变量。本文选择GDP为规模变量，先用GDP平减指数将名义GDP调整为实际GDP，再取其对数形式，令产出y=log(GDP/P)；货币总量的选择依据中国人民银行1994年10月公布的货币量统计标准，选择广义货币M2为货币总量变量，令mr=log(mt/)，mt为货币总量，为价格平减指数；选择居民消费价格指数CPI为通货膨胀的变量，令p=log(CPI)；根据货币流通速度定义，令vy=log(GDP/M2)为年度货币流通速度，令vs=log(M2/M1)普遍认为M2与M1的背离程度衡量了金融活动中“松货币，紧信贷”的现象。为季度货币流通速度。
本文研究的样本期间为1991年第一季度至2007年第二季度，变量采用的各项指标为年度数据和季度数据，且变量序列均采用X－11方法进行季节调整。GDP及其平减指数、居民消费物价指数来源于《中国统计年鉴》和中国国家统计局网站，狭义货币M1和广义货币M2数据来源于《中国金融统计年鉴》和中国人民银行网站。
2．实证检验
根据方程(11)和方程(14)及本文定义，得到me为均衡货币供给序列，mr为实际货币供给序列和mgap实际货币缺口序列。根据生产函数、HP滤波及状态空间方法得到潜在产出的增长率为8．5%[7]。理论上讲，在经济达到均衡状态时，通胀率的理想值应为零，但由于存在工资的向下刚性，因此通胀率不可能达到零，确定通胀率的理想值为2．1%，根据方程(13)和方程(15)我们可以得到mreference潜在货币供给序列和mnominal名义货币缺口。
首先，通过单位根检验和Johansen协整检验，检验各序列平稳性，判断其单整阶数；其次，通过Granger因果检验，判断实际货币供给、均衡货币供给与实际货币缺口关系。篇幅所限，季度数据的检验结果省略。
本文利用Eviews5．0软件对各变量的水平值和一阶差分进行ADF检验，结果见表1所示。
检验结果显示，上述变量均为平稳序列，且均为一阶单整过程I(1)。对于由上述变量构成的模型，经一阶差分后构成平稳时间序列。
由于上述变量均为一阶单整过程I(1)，为避免“伪回归”问题，本文用Johanson协整检验对实际货币供给与实际货币缺口、均衡货币供给与实际货币缺口进行了协整分析，检验结果见表2。
结果显示，上述变量之间存在明显的协整关系，说明实际货币供给对货币缺口、实际货币供给和名义货币缺口之间存在长期稳定的均衡关系。
为进一步验证货币供给与货币缺口之间的稳定关系，本文基于VEC误差修正模型对实际货币供给、均衡货币供给和实际货币缺口进行了Granger因果关系检验，结果见表3。
结果表明，实际货币供给与实际货币缺口之间存在Granger因果关系，实际货币缺口与均衡货币供给也存在Granger因果关系，而实际货币供给和均衡货币供给之间不存在Granger因果关系。这表明，货币供给并没有参照均衡货币供给进行，货币供给过量造成了货币缺口，形成了流动性过剩。
3．结果分析
从年度数据分析，实际货币供给量始终与均衡货币供给、潜在货币供给存在一个货币缺口。实际货币缺口在1991―1997年表现特别明显，这与当时我国的经济高增长率、高通货膨胀率与高货币投放等经济状况相一致，较宽松的货币***策和信贷***策造成了当时过剩流动性泛滥，最直接的指标就是通货膨胀率最高达24%。为控制通货膨胀，央行在1995―1997年连续采取了组合***策，紧缩银根、控制投资等，我国经济在1997年成功实现了“软着陆”。平滑曲线***1显示出了实际货币缺口的变化，在1993年的时候达到了最高，随后持续下滑。原因是货币***策具有时滞性，货币供给与扩张并不能及时反映在经济领域。
1995―1997年间我国的实际货币供给与均衡货币供给相接近，货币缺口接近0。这充分表明央行货币***策调整之后，经济实现了稳步增长，货币供给与现实需求基本平衡，流动性过剩问题消失。1997年以后，由于多种因素，货币***策又逐渐放松，实际货币供给始终超过均衡货币供给，特别是2003年达到了最大。随着经济增长的稳定，2003年至今的实际货币供给始终与均衡货币供给保持较小的差距，这也符合2004年以来较为紧缩的货币***策，货币缺口逐步降低。通过比较实际货币缺口与名义货币缺口，发现虽然二者在数值上存在一定差距，这是因为潜在的货币增长与均衡的货币增长有一定差距，但其变化趋势与方向基本一致，这也可以说明从潜在货币需求和货币缺口角度分析流动性过剩同样具有说服力。从数据分析来看，由于我国GDP的增长季节性因素较为明显，货币供给及相关***策又相对稳定，因此从每个季度分析来看，实际货币缺口始终存在，且波动较大。由于货币***策与货币供给的时滞性问题，2003年以来积累的流动性过剩正逐步释放，通过各种方式对宏观经济产生冲击。
五、结论与建议
本文基于货币需求理论对流动性过剩展开讨论，基于均衡分析给出货币缺口模型，通过对我国货币供给与货币缺口的实证研究得出以下基本结论：
第一，流动性过剩是实际货币总量对预期均衡水平的偏离，由于货币需求理论认为货币供给和产出、价格与货币流通速度存在稳定的均衡关系，因此可以通过度量实际货币供给与均衡货币供给讨论和度量流动性过剩。实证结果表明，我国货币缺口与实际货币供给、货币缺口与均衡货币供给存在长期稳定均衡关系。第二，将货币缺口作为衡量流动性过剩的度量指标，符合我国中央银行以货币数量为中介目标的货币***策。我国经济领域中的货币缺口仅在个别时期接近零，大部分时期是实际货币供给超过均衡货币供给。由于货币供给和货币***策存在时滞性，货币缺口波动较大，长期积累的过剩流动性正以各种方式进行释放并对宏观经济产生影响。第三，虽然当前我国货币缺口没有持续扩大，但流动性过剩已经在消费领域有所表现，投资过热、产能过剩和虚拟经济的过度繁荣正预示着过剩流动性的冲击正在加剧，央行必须以控制流动性过剩为***策基调，保证经济稳定健康发展。
流动性过剩在宏观经济运行中已经表现出由潜在的通货膨胀逐渐转变为全面通货膨胀状态。当前，要制定适当的货币***策，通过调整金融与信贷***策，引导资金合理配置，及时疏导使资金流向资本不足的产业与部门，缓解资本市场的压力。同时完善资本市场制度，建立多种投资渠道，吸引过剩流动性转化为投资与消费，纠正经济发展模式，继续维持央行的对冲操作，维护稳定的宏观环境，为最终解决流动性过剩问题赢得时间。
第一，确定合理的经济增长目标。任何经济增长波动带来货币供给***策的滞后都会影响货币币值稳定。因此，长期来看，制定合理的增长目标与保持经济稳定可持续的发展是控制流动性的基本思路。第二，制定适当的货币***策目标。货币***策目标是设定稳定的物价水平作为调控指标，根据我国的通货膨胀指标构成分析，目前CPI统计指标存在偏差，住房权重较低，并未反映实际的市场价格波动，相反食品权重较高，这些又放大了食品价格受季节影响的作用。因此，合理地计算与设定CPI将是货币***策控制目标合理性的关键。一般认为2．8％―3．2％的CPI是可以接受的。第三，运用有效的货币***策操作工具。央行运用利率与存款准备金率为主要调控手段已经收到一定的效果。但该类手段存在严重的滞后性，而且危害也很大，一方面降低了银行的竞争力与盈利能力，另一方面又不利于央行通过商业银行进行金融调控，而一旦外资流入缓慢，人民币升值压力减少，降低存款准备金带来的二次流动冲击不可小视。
综上所述，我国当前的流动性问题复杂而且多变，任何单一的理论与***策都不能完全地解析与解决流动性过剩的表象与根源。要采用多种***策，从治理流动性过剩冲击与解决流动性产生根源两方面入手，标本兼治地解决流动性过剩难题。结合宏观***策与发挥市场机制的双重作用共同治理流动性过剩矛盾，保证经济稳定健康发展。
参考文献：
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Empirical compare analysis on the money supply and money gap
DU Xiao-yu, LI Xiao-zhou, JIN Yan
(School of Business， Jilin University， Changchun 130012， China)
Abstract:
Through comparing the relationship between real money supply and equilibrium of money supply, this paper focuses on measuring the phenomenon of Excess Liquidity in China, and concludes that Excess Liquidity can be defined as the deviation of real money aggregated from expected equilibrium level． Our empirical conclusions indicate that there have long-term and steady relationships among the real money supply, equilibrium of money supply and money gap in China． The money gap is close to zero in certain time, and the real money supply excesses the equilibrium of money supply in most times． The Excess Liquidity is the inevitable phenomenon resulting from the wealth effect and the capital accumulation with the economic development rather than the result of misplay of economic policy． At present, Excess Liquidity is releasing by various means and influences the macro-economics． It accords with the money policy of central bank of China which takes the quantity of money as the goal of agency to view the money gap as the measure of Excess Liquidity． The best way to solve the problem of Excess Liquidity is to optimize the resource allocation, increase the ways of investing and develop the capital markets．
货币供给篇2
分析货币供给问题,有三种观点:一是,货币内生性,即货币供给是经济内生的,其供给数量由经济运行情况决定的;二是,货币外生性,即货币供给不依据经济运行状况,而由一国货币发行当局决定发行数量;三是,货币混合论,即货币供给不完全由经济内生,也不完全由货币发行当局决定,而是两者的综合。对货币供给研究,国际上比较著名的学说是货币学派的“单一货币规则”,主要是由著名经济学家弗里德曼提出的,该理论核心是货币供给增长率等于经济增长率加上通货膨胀率。国内有一些学者对货币供给也给出了不同答案,但都缺乏实证验证;但也有一些实证研究,利用VEC模型和VAR模型进行分析研究,但都不太系统,如冯玉明、袁红春、俞自由在《中国货币供给内生性或外生性问题的实证》一文中指出我国货币具有较强的内生性,但其在分析方法上比较简单;李晓华、侯传波、陈学彬在《我国货币内生性问题的实证研究》一文中利用VAR模型对货币供给进行分析,但其在选择变量方面只是用财***预算支出,出口额和居民消费价格指数三变量来分析广义货币M2,并且在分析时也过于简单。因此,本文通过建立向量自回归模型(VAR模型)来实证分析我国货币供给问题,在选择模型变量方面和深入分析方面也有很大的突破。
2基于VAR模型的实证分析
经济学中,影响一国货币供给有很多因素,如一国经济增长率,居民消费价格指数,工业品出厂价格指数,一国货币汇率体制,货币供给预期,国际金融市场对本国货币供给的影响,严重自然灾害或者是重大突发性事件如地震等等因素。如果把影响一国货币供给的因素作为解释变量,把一国货币供给作为被解释变量,就可以建立一个关于我国货币供给的函数。以广义货币增长率M2表示我国货币供给,GDP,CPI,PPI,HUILV表示影响我国货币供给的经济增长率,居民消费价格指数,工业品出厂价格指数和我国汇率变动率等各种因素,则我国货币供给函数可以表示为:M2=f(GDP,CPI,PPI,HUILV⋯),具体分析如下。
2.1数据平稳性检验
广义货币M2供给增长率,GDP增长率,居民消费价格指数CPI,汇率变动率和工业品出厂价格指数PPI,在1990-1998年数据线性趋势起伏不定,数据明显不平稳,须进行单位根检验,检验结果表明广义货币M2供给增长率,GDP增长率,居民消费价格指数CPI,汇率变动率和工业品出厂价格指数PPI在5%的显著水平下都是不平稳的;对其进行一阶差分,得到ΔM2,ΔGDP,ΔCPI,ΔHUILV,ΔPPI再对其进行单位根ADF检验,其ADF检验统计量均小于显著性水平5%的临界值,拒绝原假设,表明至少可以在95%的置信水平下拒绝原假设,差分序列ΔM2,ΔGDP,ΔCPI,ΔHUILV,ΔPPI均不存在单位根,为平稳时间序列。因此,广义货币M2供给增长率,GDP增长率,居民消费价格指数CPI,汇率变动率和工业品出厂价格指数PPI这5个序列具有相同的单整阶数,均为一阶单整I(1)过程。
2.2变量格兰杰因果关系(Granger)检验和协整性(Johan2sen)
检验对M2,GDP,CPI,PPI,HUILV五变量进行格兰杰因果关系检验,广义货币M2增长率和我国GDP增长率在10%的显著水平下,两者存在双向格兰杰因果关系;广义货币M2增长率和居民消费价格指数CPI在10%的显著水平下,存在单向格兰杰因果关系;广义货币M2增长率和工业品出厂价格指数PPI在10%的显著水平下,也存在单向格兰杰因果关系;广义货币M2增长率和我国汇率变动率HUILV在10%的显著水平下,同样存在单向格兰杰因果关系。再对M2,GDP,CPI,PPI,HUILV五变量进行协整性(Johans2en)检验,检验结果表明五变量之间存在协整关系,即存在长期稳定的均衡关系。
2.3模型滞后阶数选择分析
经过分析模型选择滞后阶数3最好,因为在滞后阶数3时,施瓦兹AIC值最小并且此时赤池SC值也最小,但考虑到要建立的模型,由于样本期限较短,并且样本数据均为年度数据,为了保持数据本身合理的自由度,使建立的模型具有较强的解释能力,并且为了消除误差项的自相关,因此选择最大滞后阶数为2。
2.4VAR模型估计结果
由于向量自回归模型要求系统中的变量具有平稳性,因此把M2,GDP,CPI,PPI,HUILV这五个变量的一阶差分形式带入模型,并利用计量统计软件,得出如下VAR模型估计结果,具体整理如下:
M2=0.5843M2(-1)+0.8903M2(-2)+0.0183GDP(-1)-2.2103GDP(-2)+0.1583CPI(-1)-1.4493CPI(-2)+0.1803PPI(-1)+0.9113PPI(-2)-0.2793HUILV(-1)+0.0953HUILV(-2)+12.130
R2=0.90F=16.03
由于,本文主要是对广义货币供给M2进行实证分析,在此主要讨论M2的VAR模型表达式,而对于GDP,CPI,PPI,HUILV的VAR模型表达式不作深入讨论。在M2的VAR模型中,调整的可决系数为0.90,说明模型拟合得还是比较好的,但与真实值相比,拟合效
果还没有达到十分完美的程度。
2.5VAR模型系统稳定性检验与脉冲响应函数分析
通常,对于VAR模型单个参数估计值的经济解释是很困难的,如欲对一个VAR模型进行分析并得出结论,可以运用系统的脉冲响应函数和方差分解。其中,脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应,即在误差项上加一个标准差大小的新息(innovation)冲击对VAR模型中内生变量当期值和未来值产生影响。一般地,非稳定的VAR模型不能进行脉冲响应函数分析。为此,需要对该VAR模型进行平稳性检验,经过分析得该VAR模型是稳定的,因此可以对模型进行脉冲响应分析。在此,只对广义货币M2进行脉冲响应分析。M2分别受到自身,GDP,CPI,PPI,HUILV,一个标准差的随机新息冲击的响应情况,如下分析:来自自身的冲击,总体响应都是显著的,都为正。这说明,对自身标准差的随机新息冲击的响应较强,并且具有一定的持续性;来自GDP的冲击,我国经济增长对广义货币供给M2冲击还是比较显著的,经济增长会引起我国货币快速增长;来自CPI的冲击,总体上还是比较显著的,表明居民物价水平升高,导致货币需求增加,从而会引发货币供给增加;来自PPI的冲击,总体上还是比较显著的,表明工业品出厂价格提高,需要更多的货币进行交易,进而也会引发货币供给增加;来自HUILV的冲击,总体上不显著,表明我国汇率变动对货币供给增加不敏感。
2.6预测方差分解分析
在建立的VAR模型中,每一个内生变量都有一个***的方差分解序列,通过利用方差分解技术可以发现随机新息的比较重要性信息。GDP,CPI,PPI,HUILV的预测方差分解表明,对广义货币供给增长率一个标准差大小的随机新息冲击,其标准差从第2年开始分别被GDP,CPI,PPI,HUILV所感应,各自占比分别为0.35%,0.74%,8.59%,1.96%。经过分析发现第7年到第15年,M2的方差分解被GDP,CPI,PPI,HUILV感应的值一直比较稳定,M2的方差分解被M2本身感应的值一直比较大,说明我国广义货币供给M2本身增长受其自身系统扰动比较大,其次我国广义货币供给M2增长也受我国经济增长率,通货膨胀率影响也比较大。
3基于VAR模型分析的我国广义货币供给M2主要结论
本文对时间序列变量M2,GDP,CPI,PPI,HUILV进行格兰杰因果关系检验,协整检验,并构造VAR模型,运用脉冲响应函数和方差分解技术进行分析,得出以下主要结论:
(1)广义货币M2增长率和我国GDP增长率在10%的显著水平下,两者存在双向格兰杰因果关系,即表现出存在显著的,长期稳定的均衡关系。一方面,我国经济增长快,要求货币供给增加;另一方面,我国货币供给适度地增加时,也会刺激我国经济增长。但通过脉冲冲击和方差分解分析,可知我国经济增长情况并不是我国货币供给增加的全部原因,还有其他因素,也即说明了我国货币供给并不是完全内生的。
(2)尽管广义货币供给M2与居民消费价格指数CPI,工业品出厂价格指数PPI存在单向的格兰杰因果关系,但通过脉冲冲击和方差分解可知,居民消费价格指数CPI和工业品出厂价格指数PPI也对我国广义货币供给M2增加产生了一定的影响,虽说这不是长期的,但这也对我国短期货币供给有一定的指导意义,即在分析短期货币供给时,一要考虑当前的通货膨胀情况,二要考虑到未来的通货膨胀预期。
(3)广义货币M2增长率和我国汇率变动率HUILV在10%的显著水平下,存在着单向格兰杰因果关系,即货币供给变动是引起汇率变动的格兰杰因果。我国目前人民币还在稳步升值,但升值幅度一定要考虑到我国国内的实际经济运行情况和货币供给情况。还可以通过脉冲冲击和方差分解可以证明,我国货币供给变动对汇率波动不敏感。
(4)要充分重视我国目前货币供给变动受其自身影响比较大。在建立的VAR模型方程式中,可知M2与其滞后一期的值,滞后二期的值关系都比较显著;并且在脉冲冲击和方差分解分析中,货币供给自身受自身影响已达到将近一半的程度。
参考文献
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[6]王双正.基于VAR模型的通货膨胀与经济增长关系研究[J].经济理论与经济管理,2009,(1).
货币供给篇3
关键词:乔顿模型 电子货币 货币供给 货币***策 影响
一、电子货币对传统货币的挑战与困惑
电子货币是以电子数据的形式代替传统现金,是现代经济社会现金和活期存款的替代物,代替现金或者活期存款充当着交易媒介,但其本质特征并没有完全脱离现金和活期存款。电子货币方便、快捷,加速了资金的流通,提高了货币流通速度,减少了货币流通费用。电子货币为其发行者带来了巨大收益,为交易双方提供了方便和快捷,也对中央银行的职能和作用、传统货币***策工具以及电子货币支付的安全性等带来了深刻的影响。电子货币对传统意义上的货币产生了比较明显的替代效应,并且出现了取代传统货币的趋势。电子货币对传统货币的替代并不只是形式上的替代。它不仅使货币供给结构发生了改变,还使货币层次之间的转化变得容易,各货币层次之间的界限变得模糊,难以界定。这对根据金融资产的流动性来划分货币层次的标准带来极大的挑战。
另外,电子货币的产生使狭义货币量和广义货币量难以统计,难以清晰划分货币层次,这势必给中央银行实施货币***策带来诸多困难。例如:各种信用卡、借记卡以及活期存款的通存通兑,从形式上是居民个人的储蓄存款,从货币供应层次上应该归属于广义货币范畴,但其流动性可以同流通中的现金相比拟。电子货币的变现成本非常低,当人们需要交易性货币时,可以利用电子货币迅速变现的特点,在各种金融工具之间迅速实现转换。于是,原有的货币供应量的统计指标失去了意义,无法使用原有标准来衡量货币供应量的实际变化,也就无法准确分析货币供应量对实体经济的影响,使得中央银行的货币***策无所适从。这对金融市场的分析和货币***策的制定非常不利。
二、电子货币对货币供给的影响
根据现代货币供给理论,货币供给等于基础货币与货币乘数之积,基础货币是中央银行直接控制,由流通于银行体系之外的现金通货和商业银行的存款准备金构成。银行体系的各种存款正是通过银行准备金的多倍扩张创造出来的。若设: M表示货币供给;B表示基础货币;m表示货币乘数;C表示通货;D表示活期存款;R表示商业银行的存款准备金。那么:M = C + D;B= C + R。
货币乘数:m = M /B= ( C + D) / ( C + R)=(C/D+1)/(C/D+R/D)
传统货币供给模型为:M = B·m
20世纪60年代末,美国经济学家乔顿对这个模型做了进一步的发展,推导出比较复杂的货币乘数模型。在乔顿的分析中,货币只包括两项:公众手中持有的通货和私人活期存款,即狭义的货币定义M1 。乔顿货币乘数为:
m = ( 1 + K) / [K + rd + rt·t + e]
其中:k =C /D,k表示通货比例,C表示公众期望持有的通货;rd 代表活期存款的法定准备金比率;t= T /D ,T表示商业银行所吸收的定期存款,t表示定期存款比率即定期存款同活期存款之比;rt代表定期存款的法定准备金比率;e= E /D,其中E表示商业银行持有的超额准备金,e表示超额准备金比率。可以得出乔顿货币供给模型为:
M= B·m =B·( 1 + K) / [K + rd + rt·t + e]
根据乔顿的货币乘数模型, 货币乘数 m是行为参数k、rd 、rt 、t和 e的递减函数,即 m与 R、e、t 、k均呈负相关的关系。现在分析基于乔顿货币供给模型考虑电子货币因素后对货币供给的影响。
(一)电子货币对基础货币的影响
1.电子货币对通货的影响
根据乔顿货币供给模型,中央银行垄断着货币发行权,基础货币完全由中央银行控制,从这个角度,货币供给是个内生变量。随着网络技术的发展和信息技术的使用,产生了电子货币。电子货币作为一种数字符号,可以满足人们对交易和投资的货币需求。电子货币的使用使得流通中通货数量减少,而当今几乎所有的电子货币都是由商业银行、其他金融机构或者大企业发行的,电子货币的流通加剧了货币的竞争发行。电子货币替代了流通中的通货,致使中央银行发行的通货仅是整个货币供给的一部分,从而打破了中央银行垄断货币发行权的地位。一定程度上,电子货币的发行脱离了中央银行的控制,使货币供给的内生性变强。从货币需求的角度考虑,电子货币的产生,减少了流通费用,降低了人们对现金和活期存款的需求,也就是说,电子货币的使用减少了人们对流通的通货的需求。 2.电子货币对法定存款准备金的影响
根据乔顿货币供给模型,法定存款准备金由活期存款准备金rd·D 和定期存款准备金rt·t·D组成。活期存款准备金率和定期存款准备金率由中央银行决定,属于外生变量。随着网络经济的兴起、电子货币的快速发展,中央银行货币发行的垄断权被打破。对于电子货币是否要提取一定比例的法定储备,争议很大。从全球看,大多数国家对于电子货币的余额还没有储备的要求。电子货币部分地替代了流通中的通货和商业银行的活期存款,这使得商业银行的法定存款准备金减少。
3.电子货币对超额准备金的影响
超额准备金是商业银行持有的全部存款准备金中减去法定准备金的部分,是商业银行为了避免流动性不足带来的损失而没有放贷出去的资金。超额准备金可以是商业银行的库存现金,也可以是商业银行在中央银行的存款。超额准备金持有的数量取决于成本和收益的对比关系。根据乔顿货币供给模型可以知道,超额存款准备金率e受商业银行的经营决策行为影响,而市场利率, 融资的难易程度、融资成本的高低以及社会公众对资产组合偏好等,会在很大程度上影响商业银行的经营决策行为,进而影响商业银行的超额准备金数量。网络技术的使用降低了商业银行转换资产的成本,商业银行可以利用电子货币的流动性比较强的特点,满足特殊情况下出现的流动性不足问题。电子货币的使用和发展使社会公众的现金使用量减少,通货比率k降低,商业银行就会减少其所持有的超额准备金,那么超额存款准备金率e就会减少。根据乔顿货币供给模型可知,电子货币的产生使e呈现降低的趋势,e的减少必然会使商业银行贷款的规模减小, 从而减少其利息收入。
(二)电子货币对货币乘数的影响
随着电子货币广泛应用,其对乔顿货币乘数模型各个因素产生了不同程度的影响。根据乔顿货币供给模型知道,货币乘数m是一个函数,它会随着通货比率k、法定存款储备金率rd 和 rt、超额准备金率e的变动而发生改变。本文只考虑,电子货币产生和使用后,假定一个因素发生变动所产生的相应变动。假设在其他变量保持不变的情况下,电子货币的产生和使用会出现法定储备金减少的趋势。法定存款准备金的减少会导致货币乘数增大,从而使货币供给量成倍增加。同理可知,电子货币产生和使用后,降低了人们对现金和活期存款的需求,也就是说会减少人们对流通中通货的需求。因此,通货比率将会呈现下降趋势,在其他因素保持不变的情况下,将会导致货币乘数增大,从而使货币供给量成倍增加。同理,在其他因素保持不变的情况下,电子货币对超额准备金的影响,使得超额准备金率呈现下降趋势,也会使货币乘数增大,使货币供给量成倍增大。
三、对电子货币发展的思考
基于以上分析可知,电子货币的产生对货币层次的划分、对基础货币、货币乘数都产生了比较大的影响。因而,对于电子货币的流通,中央银行应该引起足够的重视。首先,为了应对电子货币对货币层次划分的影响,可以借鉴德国的做法把电子货币也纳入货币总量的统计中,从而可以更加准确衡量货币供应量的变化对实体经济的影响。其次,为了保障支付系统的安全和可靠性,应该对电子货币的发行主体资格进行限定。这样既可以保证支付系统的可靠,又可以保障消费者的权益。发行主体如果为银行,应该选择那些具有健全的财务体制,信誉比较高的银行;发行主体如果为企业,应当选择那些资金实力雄厚和财务制度健全的大型企业。第三,为了应对电子货币对法定准备金的影响,中央银行应该强制要求电子货币的发行者按照所发行的电子货币提取一定比例的存款准备金。中央银行还应该积极探讨将电子货币余额纳入存款保险体系种,维护电子货币使用者的信心。最后,为了应对电子货币加快了货币的流通速度,各国应该加强国际间货币***策的协调和沟通。中央银行在测定电子货币量和制定货币***策时,必须与有关国家进行相关***策的调整,以免通过电子货币实现对货币***策的回避,出现资金外逃,产生金融动荡。应该制定一系列的规章制度,对电子货币的跨国界流通进行规范,如电子货币流动管理和报告制度、电子货币产品与系统资料及交换方式、相互影响说明等。
参考文献:
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货币供给篇4
关键词：货币供给；经济增长；相关性
一、前言
自从改革开放，随着市场经济体制改革不断深化，为完成经济平稳、快速增长目标，***府必须要通过财***货币***策对宏观经济的发展调控。市场经济存在着特殊的发展规律，在社会经济发展过程中一些经济波动时有出现。货币供给在经济增重具有非常重要的作用，长期以来，货币供给和经济增长之间的理论以及实证方面研究作为经济学界所关注的热点，国内外的专家学者对其进行了大量的研究，取得了很大的进展。本文主要阐述了货币供给与经济增长的内涵，并对国内外货币供给与经济增长之间的的关系的研究情况进行了综述，最后提出怎样控制货币供给实现我国经济的健康持续发展，以期为理论界与实业界提供借鉴。
二、货币供给与经济增长的内涵
1.货币供给的内涵
货币供给就是一定时期内某一国家的货币供给主体向经济系统中投入货币、创造货币、扩张或者收缩货币的整个过程。
中国货币供给的内涵主要分动态与静态两个方面。所谓动态的货币供给就是一定时期某国银行系统向经济中投入、创造、扩张或者收缩货币的整个过程。而静态的货币供给是说在一定时点上处于流通中的货币存量，即平时说的货币供给量。
2.经济增长的内涵
一般来说，经济增长就是在一个较长的时间内，某一国家人均产出或者人均收入水平的不断增加。经济增长率的大小是对国家或者地区在一定时期内经济总量的增长速度的体现，也是对国家或者地区总体经济实力增长速度进行衡量的标志。
三、货币供给和经济增长的相关性
对货币供给和经济增长关系的研究，学术界主要有推动论、中性论和抑制论3种观点。曾令华发现我国名义经济增长率和货币供应量增长率存在显著的线性关系，且实际经济增长率亦随货币供给的增加而增加。说明货币供应量是推动经济增长的主动力。姚远发现货币供应对经济增长的影响存在滞后性，长期内货币非中性，而经济增长并不对货币供应有影响。在经济增长中货币供应量的改变会对经济增长产生影响，而经济增长的变化却并非货币供应量变化的原因。米咏梅、王宪勇研究发现我国经济波动的根源是总供给的冲击，总供给冲击产能对出波动的90%进行解释。
增加货币供给会提高均衡时的资本存量，推动经济增长，但就长期而言，货币供给增长率对经济增长率具有有限的影响，经济增长的最终动力是制度变迁和技术进步等非货币条件。杨柳和李力利用Calvo模型研究发现我国通货膨胀是需求拉动型的，货币非我国经济波动的根源。潘李剑研究货币供给与经济波动，短期看来，广义货币供应量与货币流通速度的变化会明显造成国内生产总值的波动，然而长期来说二者不会影响经济波动。傅伟力持有货币中性论，认为货币供给量不能对GDP的变动进行很好的解释。同时，还有研究认为中国实际货币供给量和实际经济增长具有长期稳定的均衡关系；中国实际经济增长率为实际货币供给增长率的格兰杰原因，而实际货币增长率并非实际经济增长率的格兰杰原因。
综上所述，货币供给对经济增长的作用目前尚无定论，有待于进一步的深入研究。中国经济增长是诸多因素共同作用的结果，从短期来看，货币供给是其中最主要的一个原因。在今后发展中加快金融体制改革，货币***策应重视稳定物价，突出货币***策的主体地位，中国货币供给必须与经济增长的速度相适应，从而推动中国利用货币***策对宏观经济进行有效地调控与管理。
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货币供给篇5
【关键词】内生性 货币供给 基础货币 货币乘数
一、货币供给内生性的理论概述
（一）货币供给相关理论
货币供给是一个国家在一定时期内向经济中投入或收回货币的行为。货币供给量是指一个国家在某一时点上为确保社会经济的正常运转而维持的货币存量，它是中央银行和商业银行资产负债表中一定时点的负债总额。
基础货币、货币乘数和货币流通速度是共同决定货币供给量的三大因素。现代经济金融条件下，货币供给机制由商业银行创造存款货币和中央银行发放基础货币、对货币供给进行宏观调控这两个层次构成。基础货币是商业银行存于中央银行的存款准备金再加上流通于银行体系之外的通币的总和，它在性质上直接表现为中央银行的负债。中央银行通过信用活动来投放基础货币，基础货币供应量的变动则由中央银行资产和负债的变动引起，基础货币的投放主要通过以下几个渠道进行：再贴现和再贷款，购买***府债券及对财***贷款，购买黄金、外汇。商业银行是二级银行制度下货币供给体系中的重要环节，也是货币体系正常运行的重要载体，通常情况下，商业银行是通过提供活期存款服务、发放贷款等方式来创造货币的。货币乘数是货币供给量相对于基础货币的倍数，即，其中为货币供给总量，是指基础货币，就是货币乘数。货币乘数由活期存款法定准备金比率、定期存款法定准备金比率、定期存款比率、超额准备金比和通货比率共同决定。货币流通速度的变化无常是不争的事实，它完全取决于支付制度与交易习惯，中央银行无法进行控制，因而不存在内生性与外生性的争论。
（二）内生性货币供给理论的起源和发展
凯恩斯在1936年出版的《就业、利息与货币通论》 -书中首次将货币纳入宏观经济分析的框架，认为货币是外生性的，并把这一观点作为经济分析的一个基本前提假设。弗里德曼和米什金等经济学家也认为中央银行对基础货币的可控性很强，同时对决定货币乘数的因素具有强大的影响力和控制力。因此他们提出，货币供给是可以被中央银行控制的外生变量。
然而随着经济学的发展和金融理论的创新，越来越多的人意识到外生性的货币供给理论并不是毋庸置疑的。格利和肖在《金融理论中的货币》-书中第一次提出内生货币的概念，从债权角度以私人部门的标准来区分内生货币与外生货币。耶鲁学派的代表人物托宾认为，货币供给主要取决于公众的货币需求，货币需求又由公众的资产偏好决定。因此，货币供给是由包括银行与非银行金融机构在内的整个金融体系以及社会经济各部门的活动共同决定的。随着银行与其他金融机构之间的区别不再明显，货币与其他金融资产之间的差异日渐淡化，货币越来越多地依赖于社会经济活动的内部变动，难以由货币当局直接控制，从而表现出内生性。以戴维森和温特劳布等为代表的后凯恩斯主义经济学家对凯恩斯主义经济学做出了新的解释和发展，他们以货币供给的内生性作为主要命题之一，在货币经济学领域做出了突出贡献。
目前，我国中央银行对货币供给的控制力依旧比较强大，中央银行承担着不可推卸的货币调控责任。但随着我国社会经济的不断发展和市场化程度的逐渐提高，货币供给的内生性特征在不断增强，导致中央银行对货币供给的控制力不断减弱。
二、基础货币的内生性分析
（一）再贴现及再贷款的内生性
中央银行对商业银行的资产业务是中央银行进行基础货币投放的最主要的渠道，主要途径是再贴现和再贷款。再贴现和再贷款通过增加商业银行在中央银行的存款准备金，增加了商业银行的负债，而商业银行负债的增加使基础货币等额增加。相反，如果中央银行减少对商业银行的再贴现或者再贷款，那么基础货币也就会相应缩减。
当商业银行要求央行增加再贴现和再贷款时，中央银行为了维持经济运行的稳定，只能按照商业银行的要求增加再贴现和再贷款，由此形成商业银行对中央银行的“倒逼机制”。在这种情况下，我国货币供给开始表现出内生性的特征。其次，由于我国的社会经济结构还处于不断完善的阶段，社会信用机制还在不断健全，票据贴现市场还没有发育成熟，导致我国再贷款和再贴现业务的发展非常缓慢，使得基础货币没能充分发挥宏观调控作用。这使再贴现及再贷款呈现出内生性的特征。
（二）购买***府债券及对财***贷款的内生性
中央银行无论是直接购买***府债券，还是对财***进行贷款，或者是通过公开市场操作使持有的***府债券增加，都扩大了对财***的资产项目，使财***金库里的存款增加。当支用财***金库里的存款时，财***金库在中央银行的存款减少，因此商业银行的存款准备金也就相应增加。这也就是说，中央银行通过对财***的资产业务，使商业银行的存款准备金得到增加，从而使基础货币也相应增加。
在西方发达国家，公开市场操作是中央银行进行宏观调控的重要***策工具。但是在我国，这一***策工具的宏观调控作用并不能被有效的发挥出来，原因有以下几点：第一，1年以下的短期***府债券的数量非常少，适合中央银行进行公开市场操作的债券资产不多，严重制约了中央银行对这一***策工具的有效利用。第二，由于央行自身所持有的债券也十分有限，使得基础货币难以像金融理论指出的那样通过逆回购业务来收回，导致基础货币的调控作用受到限制。最后，国债被国有银行视为优质资产，虽然这些国有银行持有大量国债，但出于盈利性目的的考虑，他们不愿将这些国债出售给中央银行，这就使得公开市场交易受到限制，从而进一步强化了货币供给的内生性。
（三）购买黄金、外汇的内生性
通过收购黄金和外汇，中央银行可以增加外汇储备，形成自身的资产。如果中央银行向居民或企业直接收购黄金和外汇，则一方面会使通货投放增加，另一方面会增加居民或企业在商业银行的存款，从而增加商业银行在中央银行的存款准备金。如果中央银行直接向商业银行收购黄金和外汇，则会直接使商业银行的准备金存款增加。不管是中央银行向居民或企业直接收购黄金和外汇，还是中央银行直接向商业银行收购黄金和外汇，都会引起基础货币的增加；相反，如果中央银行出售黄金和外汇，则会引起基础货币的减少。
外汇占款是通过下面的传导机制来影响货币供应量的：当外汇占款减少时，中央银行会相应地减少基础货币的投放，从而使货币供应量减少。近年来，随着我国社会经济的快速发展，大量的外资不断流入我国的金融市场，使得汇率的影响逐渐加大。为了维持一个相对稳定的汇率，满足金融市场对货币的需求，中央银行不得不购入大量的外汇，在这种背景下，中央银行必须发放更多的基础货币使得基础货币供给的内生性特征得到强化。综上所述，中国基础货币的供给具有一定的内生性。由此可见，在一定程度上，中央银行可以控制基础货币，但随着经济发展和金融创新进程的不断推进，互联网金融使电子货币、金融衍生产品和虚拟资产等新型金融资产的种类和数量不断增加，中央银行将逐渐难以控制货币供应量。
三、货币乘数的内生性分析
货币乘数是中央银行决定货币供给的三大因素之一。
狭义货币供给的货币乘数可以表示为活期存款与现金的和除以商业银行准备金与现金的和。通过进一步分解，狭义货币供给的货币乘数还可以表示为，其中，和分别表示活期存款和定期存款的法定准备金比率，表示定期存款对活期存款的比率。广义货币供给，其中T为定期存款。由此可知，通货比率、商业银行的超额准备金比率、活期存款和定期存款的法定准备金比率、定期存款比率等变量共同决定货币乘数。其中，公众行为决定通货比率和定期存款对活期存款的比率，商业银行决定超额准备金比率，而中央银行只决定活期存款和定期存款的法定准备金比率。这说明，狭义的货币乘数和广义的货币乘数都不能由中央银行完全决定，货币乘数具有一定的内生性特征。
根据《中国统计年鉴》提供的资料，可以看出我国的狭义货币乘数和广义货币乘数都是不停波动的。在我国，法定存款准备金是针对商业银行的各种存款的，并非单就活期存款而言。影响现金比率的因素主要包括利率水平、财富水平、收入和信用状况、支票和信用卡的使用程度以及地下经济状况等。我国定期存款对活期存款比率的波动具有一定的规律性，整体趋势较为平稳，受利率变动的影响较弱，它的波动主要是由经济周期和经济发展水平决定的。而超额准备金率的高低完全取决于商业银行对于资金的风险收益及成本的权衡。由此可以看出，我国的货币乘数是由多种因素共同决定的，中央银行无法直接控制，也就是说，我国的货币乘数具有内生性的特征。
四、货币流通速度的内生性分析
货币流通速度是指单位货币用来购买经济中最终产品和劳务总量的平均次数。美国经济学家艾尔文-费雪提出著名的现金交易方程式，对货币流通速度做出了说明。现金交易方程式的含义是：流通中货币数量和货币流通速度的乘积等于价格水平和总产出水平的乘积。费雪认为，在短期内，货币流通速度变化很小，因此可以看作是外生性的。在古典货币数量论的基础上，剑桥学派的经济学家庇古根据马歇尔的观点，提出了现金余额数量说和剑桥方程式，分析了人们对货币需求的动机，认为现金余额的变化是影响货币流通速度的主要因素。剑桥方程式指出：货币量等于货币量占国民收入的比率、最终产品和劳务价格水平和实际国民收入三者的乘积。此外，凯恩斯提出流动偏好理论，将公众持有货币的动机划分为交易性货币需求、投机性货币需求和预防性货币需求三种，认为货币流通速度随着利率的变动而波动。
近年来，我国货币流通速度的总体趋势是下降的，它与经济增长率有着密切的联系，表现出明显的顺周期性，虽然年度变化很大，但有逐年稳定的趋势。
五、货币供给内生性的***策启示
随着经济发展和金融创新，我国金融资产的数量和种类不断增加，互联网金融的迅速发展使虚拟资产和电子货币在金融市场中发挥越来越重要的作用，开放的经济环境也使货币的自由兑换成为可能。所有的这一切，都强化了货币供给的内生性特征，使传统的货币调控***策面临挑战。通过前文的分析，对此得出以下***策启示：
第一，实施与我国经济发展要求相适宜的货币***策手段，提供与经济增长速度相协调的货币供给。相比于直接货币***策，间接货币***策是以市场为基础运行的，更能促进资源配置的优化和效率提高，更适合我国的市场经济发展要求。间接货币***策工具包括利率、贴现率、存款准备金率和公开市场业务操作等。另外，央行在调控货币供给时，应使货币供给的增长保持与经济增长速度的相互协调，除了要在数量上满足经济增长的需求，更要在结构上满足经济良性发展的要求。
第二，培育良性的货币供给内生机制。目前，中国缺乏维持金融秩序和货币供给的有效机制，因此，金融市场的稳定必须借助于中央银行的外部调控。但是从长远发展的角度来看，货币供给的内在稳定机制对金融体系的完整和金融市场的稳定至关重要。所以，积极建设良性的货币供给内生机制意义重大。
第三，加快推动利率市场化进程，充分发挥本外币公开市场操作的作用。随着金融市场的创新和互联网金融的发展，货币的外延日益扩大，各种虚拟资产和电子货币相继出现，货币供给的内生性越来越明显。在这种背景下，中央银行应积极利用利率的中介作用，当务之急就是加快推动利率市场化进程，建立利率的市场形成机制。此外，要大力发展银行间债券市场，放宽目标汇率波动幅度，充分发挥本外币公开市场操作的作用。
货币供给篇6
关键词：影子银行；货币供应量；研究综述
中***分类号：F822.0 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2017）015-0-02
一、“影子银行”及货币供应量概述
“影子银行”概述：
“影子银行”这个概念第一次提出的人是美国太平洋投资管理公司执的董事麦卡利，在“影子银行”这个名词问世后，世人大范围地采纳了它。在欧美地区的一些发达国家，“影子银行”的定义是指通过私募基金、信托产品、证券公司集合理财等证券化和担保融资技巧进行融资的中介机构，其运行机制是超越普通的银行信贷关系，在证券市场上获取信贷资金，最终通过较高的杠杆率从中获利。这种信贷关系看上去像传统银行但仅是行使传统银行的功能，“影子银行”这个称呼就诞生了。但我国的金融创新程度比较低，“影子银行”起源较晚，所以我国的“影子银行”还没有欧美发达国家那么完备的体系和系统。所以国内对“影子银行”有研究的的学者认为传统银行体系以外的信用中介机构或信用中介业务即是“影子银行”，其涵盖很广，包括投资银行、对冲基金、货币市场基金、债券、保险公司、结构性投资工具等非银行金融机构或业务。
二、“影子银行”影响货币供应量的原因及机制
“影子银行”将从以下两个方面影响货币供应量：（1）“影子银行”的信用创造功能将对货币供应量造成影响；（2）“影子银行”将会影响货币***策的操作目标――基础货币，从而影响货币供应量。
1.信用创造功能对货币供应量的影响
影子银行同传统的商业银行一样拥有创造信用的能力。其为资金的需求者和资金的攻击者搭建桥梁，成为重要的金融中介。类似于商业银行，影子银行的运作中也具有了银行信用创造中的银行存款机构、储户和借款人的功能。“影子银行”的信用创造可以分为直接信用创造和间接信用创造，直接的信用创造是指产生和流动于影子银行体系内部的资金流动，形成的广义流通货币。在我国金融中介机构管理较为严格，“影子银行”体系尚不完善，所以并不能够形成像传统银行那样可进行直接信用创造的融资模式。在国内，“影子银行”对货币供给量造成影响的多是间接信用创造。“影子银行”的间接信用创造是指影子银行和商业银行在进行经济活动交易时，提高了整体的信贷水平，从而影响了市场上流动的货币量供应量。信用创造主要从两方面增大了货币供给量。第一种是依附于传统的商业银行的信用创造，实质是扩大了传统商业银行的信用创造能力；第二种是加货币的流动性，如互联网金融、民间借贷。在第一种情况下相当于“影子银行”发放理财产品等，将所得资金通过中介机构投资给借款人，但因为“影子银行”不受货币***策监管，所以这个过程不需要缴纳法定存款准备金，其相比于传统银行的借贷业务而言，增加了“影子银行”的可贷资金，这一笔法定存款准备金相当于流通到了市场上，所以好比增加了市场的货币流量，增大了货币供给量。第二种情况下，相当于U大了市场的融资量，比如担保公司对借款人进行担保，那么借款人可以筹得更多的资金，这就间接增大了市场的融资规模从而增大了市场的货币流量。同时，“影子银行”在扩大了市场融资量后，相当于加快了货币流通速度，这也同间接增加了市场上的货币，加大了货币供应量。
2.货币***策操作目标对货币供应量的影响
货币供应量成为我国宏观货币***策的重要调控手段之后，基础货币也就成了我国央行最优的、最主要的操作目标。基础货币包括商业银行及其它存款机构存入央行的存款准备金（包括法定准备金和超额准备金）与社会公众所持有的现金。不言而喻，“影子银行”对基础货币造成的影响也会在货币供应量上体现。 “影子银行”流放到市场的大量金融理财产品、衍生产品，使收益高于传统借贷及投资活动，这使得公众持有的货币的机会成本加大，从而人们更愿意将货币进行投资而不是持有。而正是因为公众持有货币的偏好减弱，减少了持有库存现金的需要，因此中央银行提取存款准备金的难度随之增加。通过货币供应量=基础货币×货币乘数这一等式，我们可以得知：当传统银行存入央行的存款准备金减少和公众持有的货币减少，基础货币大大降低，那么将以货币乘数数值的倍数使货币供应量减少。从另一个方面来看，流入“影子银行”的大部分资金都来自于公众的银行存款，当各类“影子银行”机构不断得发行流通性强，收益高的理财产品，公众将会把银行存款转向投入到理财产品中。这样一来，各商业银行手中的存款大大减少，直接缩小了央行收取的存款准备金的份额。央行可以控制的准备金减少，使得基础货币数量受限，货币供应量随之减少。
三、“影子银行”的影响所带来的后果
“影子银行”的信用创造功能以及其对基础货币的影响给货币供应量造成了很大的冲击，其后果就是严重降低了货币供应量这个货币***策中介目标的有效性，其中货币供应量的有效性可分为货币供应量的可测性，可控性和相关性。
1.“影子银行”影响货币供应量可测性
货币供应量的可测性指央行能高效精确地提取货币的各项资料从而进行定性定量的分析。但“影子银行”的快速发展使得现有的广义货币己经不能完全反应全部的信用创造，社会整体的货币供应量大于广义货币供应量，使货币供应量准确度下降。这是因为我国“影子银行”体系的各个组成部分在各方面的影响各有不同，也就是说，“影子银行”的发展，总会使一部分规模相当大的活动无法被纳入监测。所以，“影子银行”使传统货币供应量的评判标准已难以精确测量我国市场上流通的真实货币流量。另外，“影子银行”推出的大量理财工具等金融衍生物和金融创新工具，其流通性很强，可在短时间内转化为现实购买力，所以它们也能算是一种广义货币。社会公众将货币投资于“影子银行”的偏好增大，使得我国货币供应量种类趋于复杂化，这无疑增大了央行对货币供应量数据的收集及分析，准确性也会随着降低。总的来说，“影子银行”所产生的这些流通货币在央行所制定的原始统计标准之外，所以才会导致实际货币供应量大于央行的统计数据，从而降低货币供应量的可测性。
2.“影子银行”影响货币供应量可控性
货币供应量的可控性是指央行能根据市场环境的需要迅速有效地调整货币供应量从而达到央行想实现的效果。前文分析到，如果将存款投入“影子银行”将会比将存款存入商业银行获取更多收益，所以公众持有货币的偏好大大减少，这直接导致了商业银行吸纳存款，从而也促进了“影子银行”的资金融通，再加上没有存款准备金率和其他金融监管约束，使“影子银行”比商业银行有更高的信用创造功能，从而放大了货币乘数，这也使得货币供应量的可控性大大降低。众所周知的是，货币供应量大致由基础货币和货币乘数来反映，要想很好地控制货币供应量，那么央行必然要有力地控制好货币的乘数效应。货币乘数大致由商业银行存款准备金率以及商业银行存款与公众持有的通货的比率共同决定。而至少从法定存款准备金这一方面来说，“影子银行”减少了央行的法定存款准备金，那么必定将会影响货币的乘数效应，所以对于货币供应量的可控性也将造成影响。
3.“影子银行”影响货币供应量相关性
货币供应量的相关性指央行制定的货币***策中介目标即货币供应量与最终目标之间在指标上有密切稳定的联系，央行能根据中介指标来判断终极目标的变化情况，通过调整货币供应量来达到预期目标。不难发现，近几年“影子银行”的规模正逐渐扩大，越来越多的企业通过“影子银行”来筹集资金或进行投资，市场上货币的流转速度越来越快，由于“影子银行”大部分都在央行监管之外，央行已经很难用传统货币***策对资金流转速度进行调控，所以想通过调整货币供应量这个中介目标来调控货币***策最终目标变得比较勉强。在“影子银行”V泛的影响下，央行想通过调整货币供给来控制市场上流通的资金已经不再具有以前那样的可靠性，即作为货币***策中介目标的货币供应量的相关性降低。
四、结语
随着“影子银行”的蓬勃发展，其对货币供应量的影响越来越大。经过归纳前人文献及自己的见解，得出影响货币供应量的方面主要有两个个：1.“影子银行”的信用创造功能；2.“影子银行”影响基础货币从而影响货币供应量。第一个方面，“影子银行”通过扩大传统商业银行的信用创造功能以及增强货币流动性来增大货币供应量；第二个方面，由于人们对于持有货币的偏好降低，使得央行计提存款准备金难度加大，基础货币降低，从而减少了货币供应量。由于这两方面的影响，其对乘数效应有了放大作用，让整个市场的资金运转速度加快，再加上“影子银行”常游走于货币***策监管之外，所以“影子银行”最终将降低货币供应量的有效性。
参考文献：
[1]李存，杨大光.影子银行对我国货币***策的影响与对策[J].经济纵横，2016（7）：88-92.
[2]闫美玉.我国影子银行对货币供应量的影响分析[D].东北财经大学，2015.
[3]李开.影子银行对我国货币供应量影响的实证研究[D].河南大学，2014.
货币供给篇7
一、引言
货币供应量是指在某一时点上一国流通中的货币量，目前各国对货币供应量的层次划分不尽相同。在我国现行的统计口径中，一般把货币供应量划分为三个层次：M0、M1、M2。其中，M0代表流通中的现金；M0加上单位活期存款称为M1，代表着狭义货币供应量。而M1加上准货币（即单位定期存款、居民储蓄存款、单位其他存款和证券公司客户保证金）作为M2，代表着广义货币供应量。
关于货币供给与经济增长之间的关系，借鉴西方经济学的理论研究成果，目前国内理论界的观点主要有三种，分别是：第一种观点认为，无论是处于经济周期的短期还是长期，货币供应量与经济增长之间都存在着紧密的相关关系；第二种观点认为，短期内货币供应量的变化会对实际经济产出和物价产生影响。而在长期内货币供应量不影响产出，只影响物价水平；第三种观点认为，在经济的短期和长期中，货币供应量与经济增长都没有直接联系，货币供应量的变化对经济的推动作用主要是通过投资需求来实现。
二、我国货币供给与经济增长关系实证分析
（一）我国近22年的GDP和货币供应量情况简介。根据历年的相关统计数据，1985年我国GDP（按当年价格计算）为9，016.00亿元，M0为987.83亿元、M1为2，977.80亿元、M2为4，921.42亿元。到了2006年，GDP上升为210，870.00亿元，M0为27，072.62亿元、M1为126，028.05亿元、M2为345，577.91亿元。可见，从1985～2006年，GDP和货币供应量均呈现逐年递增的长期趋势，说明我国国民经济正向持续、稳定、健康的方向发展，对各层次的货币需求量不断增大。
1986年国家实施第七个五年计划，两年后，国家开始对宏观经济进行全面的整顿治理，经济经历了一段时间的低谷运行，至1990年达到谷底后开始恢复增长。1994年以前，“现金发行计划”和“贷款限额管理”是中国人民银行控制货币供应量和全社会信用总量的主要工具，同年9月，我国首次向社会公布M0、M1、M2指标。从1996年开始，中央银行正式将货币供应量M1和M2确定为货币***策的中介目标。按可比价格计算，整个“八五期间”的GDP指数相对来说都是在高位运行，相应地，广义货币供应量M2的增幅也相对较大。
1997年亚洲金融危机爆发，我国坚持人民币不贬值，经济增速开始下降。1998年国内经济面临着通货紧缩的威胁，为了拉动经济，扩大内需，国家实行了扩张性的货币***策，去除信贷规模，货币供应量开始大幅上升。“九五”期间，由于受国际、国内各种因素的影响，经济增速减缓，但是总量上仍然有所增加。
2001年我国成功申办2008年奥运会以及加入WTO。以后一段时间，GDP总量和货币供应量增幅逐年加大，尤其是从2003年开始，货币当局决定把证券公司客户保证金计入M2，M2的增幅因此大大提高，按可比价格计算的GDP指数也较高。2006年由于持续的“双顺差”和外汇储备规模大幅增加以及人民币汇率加速升值的影响，为了对冲巨额的外汇占款，央行加快了基础货币的投放力度，货币供应量在高位运行，货币供给的增幅大大高于GDP的增幅。
总体来看，我国的货币供应量基本上反映了国家的宏观经济***策方向和国民经济的发展态势。
（二）我国货币供给与经济增长关系实证分析
1、样本数据选取与说明。为了反映我国货币供应量与经济增长之间的计量关系，本文选取1985～2006年共22年的GDP和货币供应量时间序列数据作为样本数据。在变量的设定中，以GDP作为因变量，代表实际产出水平，反映经济的增长情况；分别以M0、M1、M2作为解释变量。
2、统计分析与实证结果。利用SPSS11.5统计软件对22年的GDP和货币供应量数据进行线性回归和偏相关分析。以GDP作为因变量，分别以M0、M1和M2作为解释变量，利用Enter方法建立线性回归模型，最终得到的线性模型为：
GDP=5991.227+1.037M2-2.577M1+6.169M0
回归结果显示，该模型的显著性水平值分别是：常数项为0.006，M2为0.000，M1为0.003，M0为0.000，各系数和常数项均具有统计学意义。方差分析结果表明，当回归方程包含不同的自变量时，其显著性概率的值（Sig.值）小于0.001，所以拒绝总体回归系数为0的原假设，该方程通过显著性检验，回归方程应该包括这3个解释变量。通过观察各个残差统计量，没有发现影响点，没有观测量被怀疑为奇异值，R2=0.997，修正的R2=0.996，表明因变量的变异中有99.6%的部分是由解释变量引起的。DW=1.864，说明此模型不存在序列相关性，相邻两点的残差为正相关，该建立的回归方程较好。
回归方程的共线性诊断指标显示：容忍度分别为（常数项除外）0.001、0.001、0.014，其数值都很小；而其倒数方差膨胀因子（VIF）分别为（常数项除外）969.633、1251.017、69.166，数值都相当大。说明三个自变量M2、M1、M0之间存在着较强的共线性，即三者之间有很强的相关关系，这一点从它们各自的定义和层次划分上可以看得很清楚。
残差正态概率和GDP与其标准化残差散点***显示，所有的观测变量都随机地落在围绕垂直的正2和负2的范围内，说明该回归方程应该满足线性与方差齐次性的假设，并且拟合效果较好。
三、基本结论
本文通过对我国22年的统计数据进行线性回归，得出结论：我国货币供给与经济增长之间的线性关系成立，货币供给对经济增长发挥着重要作用，但是两者之间的相关性不是很强，这表明我国货币存量与GDP之间的相关性正在逐渐消失。
货币供给篇8
基于2001年1月至2015年8月的月度数据，运用模型实证分析了货币供给剪刀差、实体经济和虚拟经济之间的动态关系。结果表明，货币供给剪刀差的扩大在短期促进了实体经济和虚拟经济的增长，长期则不利于实体经济的增长，却有利于虚拟经济的增长，从进而加剧“脱实向虚”。进一步分析发现，只有在金融结构优化和适时提高无风险利率即加快利率市场化的条件下，货币***策调整和虚拟经济发展才能更好的促进实体经济增长。
［关键词］
货币供给剪刀差；虚拟经济；实体经济；优化金融资源配置
货币***策对发展实体经济、虚拟经济和虚拟经济与实体经济之间的关系变化具有重要的引导作用，货币***策的灵活调整与其他措施的协同跟进可以进一步优化金融资源配置，提高虚拟经济服务实体经济的水平，从而促进实体经济增长。金融危机中美国所暴露的虚拟经济过度膨胀所引致的系统性风险扩散和对实体经济的冲击与中国货币***策在新常态下逐渐暴露出的金融资源扭曲配置所引致的经济发展失衡和“脱实向虚”问题反映了货币***策、虚拟经济和实体经济之间的动态互动关系。本文将引入货币供给剪刀差和虚拟经济规模变动来分析货币供给剪刀差、虚拟经济和实体经济之间关系，并在此基础上加入若干控制变量，进一步分析货币***策变化、虚拟经济规模变动等对实体经济的影响，从而为优化金融资源配置，促进实体经济增长提供具体路径选择。
一、实证分析
用VAR模型检验变量之间关系，以Granger因果关系检验、脉冲响应函数分析货币***策变动、虚拟经济和实体经济之间的关系。
（一）VAR模型的建立和检验1．变量时间段选择：2001年1月～2015年8月。2．变量选择和处理实体经济增速：用全国规模以上工业企业增加值增速代表实体经济增速。虚拟经济相对规模：主要包括证券和房地产交易等形成的交易规模。货币供给剪刀差：主要是指广义货币供给和狭义货币供给之差，二者之差形成的剪刀差可能扩大，也可能随着货币***策变化而缩小，甚至出现负数，诸多学者会用此变量来表示货币***策变动；M2′为广义货币供给增速，M1′为狭义货币供给增速，M1＝流通中现金＋企业活期存款；M2＝M1＋准货币（定期存款＋居民储蓄存款＋其他存款）。货币供给剪刀差＝M2′－M1′，用货币供给增速之差来表示货币***策变化对实体经济的影响。3．模型平稳性和单位根检验：数据的平稳性关系到VAR模型和Granger因果关系检验的可靠程度，因此建立VAR模型之前对变量进行平稳性检验。变量ADF检验t值均符合条件，变量一阶差分后是平稳的，因此可以建立VAR模型。滞后期一般选择6个月，为减少自由度损失和参数估计质量问题，滞后期5个判断标准（LR，FPE，AIC，SC和HQ）均指示滞后期为2即建立VAR（2）最合适。后进行单位根检验，可知VAR模型符合稳定性要求，结果见表1。结果表明：XN与M存在双向Granger因果关系，即货币剪刀差扩大可能助推虚拟经济扩张，虚拟经济扩张可能诱使货币当局实施更宽松货币***策，增加M2供给从而加大货币剪刀差；XN和IN之间不存在双向Granger因果关系，实体经济和虚拟经济之间发展失衡和虚拟经济偏离实体经济，虚拟经济对实体经济促进作用不显著；M与IN存在单项Granger因果关系，剪刀差扩大是实体经济增长的原因，经济增长不是货币供给剪刀差的Granger因果关系，表明货币供给增加会对经济增长起促进作用，***府意识到原有货币供给变化对经济增速的影响有限，转而采取更加灵活的货币***策，提高货币***策的有效性。脉冲响应分析：Granger因果关系仅说明变量之间是否有助于相互解释。为进一步验证变量之间关系，做脉冲响应分析，以判断变量在受到意外冲击时一个变量对其余变量的变动方向和反应程度。货币剪刀差扩大增加市场总的货币供给，缓解实体经济流动性紧张，短期内促进实体经济增长；长期内，剪刀差扩大的负面效应逐渐增加，在经历一定波动后，负面效果逐渐加大；虚拟经济服务实体经济增长一段时间后，随着实体经济增速放缓和虚拟经济内部投机成分和资产价格的增加，虚拟经济发展逐渐偏离实体经济发展，“脱实向虚”加速，实体经济发展受到更大抑制；剪刀差的扩大对虚拟经济的影响开始由正面向负面转变。***府可能意识到货币***策中存在缺陷，于是对货币***策做局部调整，从而优化货币***策作用方向和路径，减弱原有货币***策对虚拟经济过度助推的效果。
（二）进一步讨论分析货币供给剪刀差、实体经济和虚拟经济之间存在密切的动态变化关系，考虑三变量关系及影响经济增长的其他因素，在此加入若干其他变量来进一步实证分析货币***策变化和虚拟经济发展规模对实体经济的影响：首先，选择相关变量并建立基准模型；其次，通过主成分分析法确定主要影响因素。向量中部分自变量的特殊处理：贸易开放度和***府规模中的月度GDP以年度GDP除以12来代替，贸易开放度、***府规模和金融结构借鉴（彭俞超2015）；无风险收益率为以两市债券为基准，将月度数据转化为年化收益率，无风险利率是市场金融资源配置的基准价格；股票市场波动率以流通市值加权市场月换手率为代表，股市波动率借鉴王元雄，张春强和何捷（2015）；ROE数据有缺省，缺省数据以相邻数据之间的均值来填补，尽量减少误差。变量的主成分分析：对所选变量进行主成分分析来判断主要的变量指标，通过相关系数举矩阵进行主成分分析，一般取累计贡献率达到85％～95％的特征值所对应的主成分变量，在此折中取90％，经分析知前六个变量累计贡献达到89．41％十分接近90％；通过协方差矩阵进行主成分分析，前6个成分特征值累计占总方差比重达到98．10％；通过***1碎石***发现，在第6个所选变量之后趋势渐缓，其影响力大幅减小，因此选择前六个变量为主成分因子做进一步分析（考虑到篇幅在此省略系数矩阵和协方差矩阵分析结果）。模型3和模型4在基准模型基础上再分别控制无风险利率和金融结构与货币剪刀差和虚拟经济相对规交互项的条件下，货币供给剪刀差、虚拟经济相对规模及交互项对实体经济的系数基本不显著，可能是由于单一的提高无风险利率或优化金融结构可能导致“脱实向虚”或货币***策失灵，虚拟经济服务实体经济的正效应被其他负面效应对冲，从而系数不再显著。模型5中，在分别控制M和XN与无风险利率和金融结构（包括双交互项和三变量交互项）的条件下，M和XN在10％和5％置信区间内变得显著，且M和XN系数均为正；交互项基本上都显著，双交互项系数为负，三变量交互项系数为正，且分别在1％和5％的置信区间内显著。该结果表明在提高无风险利率和优化金融结构同时进行的条件下，货币***策调整和虚拟经济的适度发展可以进一步优化金融资源配置，从而更好的促进实体经济得增长。货币供给剪刀差和虚拟经济规模的扩大表明定期化存款和虚拟经济膨胀形成稳定的资金池，长期稳定的资金供给的显著增加推动了长期投资的增加，从而降低债务杠杆和期限错配风险，也就是说提高无风险利率水平和优化金融结构缓解了之前货币***策和虚拟经济引致的资金价格错配金融资源的扭曲程度，无风险利率的上升可以推动金融资源配置效率，金融结构的优化（增加直接融资比重，降低间接融资比重）可以进一步推动虚拟经济服务实体经济的水平，证实了金融市场化改革可以更好的促进金融服务实体经济的水平。
二、结论和***策建议
货币供给篇9
关键词：供给侧改革 经济增长 货币***策 宏观调控
改革开放三十多年来，我国经济保持了快速增长，人均收入水平也逐年提高，由1978年的154.97美元上升至2014年的7594.88美元。自2012年以来，我国经济增速出现了趋势性下滑，预计未来仍面临着一定下滑压力（见***1）。
随着我国经济进入新常态，经济结构调整和供给侧改革成为新形势下我国宏观调控的重要任务。在此背景下，我国货币***策也需要适应供给侧改革的要求，从供给侧实现宏观调控方式的创新，为经济结构调整和转型升级营造适宜的金融环境。
适时调整货币***策最终目标
货币***策的最终目标一般为物价稳定、经济增长、充分就业和国际收支平衡。在不同的经济体制和不同的经济发展阶段，货币***策的目标会存在差别。我国在发展社会主义市场经济的过程中，货币***策的最终目标也随着经济体制、金融体制改革以及经济金融形势的变化而相应调整并逐步完善。1984年，中国人民银行开始专门行使中央银行职能。1995年，《中国人民银行法》对于货币***策框架做出规定，货币***策目标为“保持货币币值的稳定，并以此促进经济增长”，并对货币***策工具进行了具体规定。我国2003年修订的《中国人民银行法》保留了上述货币***策目标的相关规定。
在“十三五”及以后，由于我国经济潜在增速下行，高速经济增长不宜作为货币***策追求的主要目标，有必要按照“十三五”规划的要求，将货币***策的经济增速目标定位于中高速，同时增强物价稳定和国际收支平衡目标的重要性。尤其是在当前物价波动加大以及外部经济环境更趋复杂的大环境下，货币***策需以防通缩为重点，协调汇率***策以增强货币***策的***性，防范系统性金融风险。
从经济增长的国际经验来看，就1960年以来的追赶经济体而言，只有少数国家和地区迈过了高收入经济门槛，完成了追赶任务。其中，日本、韩国和中国台湾最具代表性。具体而言，这三个经济体的规模大致相当。从人口规模来看，中国台湾为2300万人、韩国5000万人，日本为1.3亿人。从人均GDP水平来看，2014年中国台湾人均GDP为2.26万美元，韩国和日本分别为2.79万和3.61万美元。并且这三个经济体均在战后实现经济起飞，在20世纪70―90年代实现了经济换挡。这三个经济体大约在人均GDP达1万美元左右时经济增速开始出现下降，由之前的8%以上降至5%～6%的增长区间；而当人均GDP达到2万美元时，经济增速降至3%～4%的增长区间（见***2至***4），逐渐与美国、欧洲发达经济体的经济增速靠拢。
日本、韩国以及中国台湾地区的经验为未来我国全面建设小康社会提供了参考，在货币***策方面也具有一定参考意义。在全面建设小康社会的目标下，未来我国潜在经济增速的下行首先意味着货币***策的经济增长目标要相应下调，货币***策不能再以高速经济增长为目标，需要适应中低速经济增长，同时增强物价稳定、充分就业以及内外经济平衡等目标的权重，重视货币***策在维持宏观经济稳定以及保障民生等方面的作用。
建立完整的货币***策调控体系
供给侧的货币***策不仅需要明确货币***策目标，还需要建立货币***策调控体系，这包括建立货币***策的操作目标、中介目标以及建立明确的货币***策规则。
（一）在货币***策的中介目标方面，调降货币供应量增速目标的重要性
近年来，我国利率市场化、人民币汇率形成机制改革等金融改革不断推进，金融市场快速发展，金融资产日益多元化，也增大了货币供应量作为货币***策中介目标运用的难度。在我国利率市场化改革已基本完成、金融市场日益完善、社会融资结构多元化的背景下，货币供应量目标与最终目标的相关程度会有所减弱，建议将汇率、利率、国际收支状况以及资本市场变化等指标纳入货币***策中介目标范畴。
（二）在操作目标方面，逐步确立价格型操作目标
一国中央银行的货币***策操作目标一般有两类，一类是价格型操作目标，如货币市场利率；另一类是数量型操作目标，如超额准备金、基础货币等。从西方发达国家的货币***策来看，一般多采用价格型操作目标，比如美联储选择联邦基金利率，欧洲央行选择主导再融资利率，英格兰银行选择14天期限的国债回购利率。
在西方国家货币***策转型的过程中，其对操作目标的确定几经反复，历经近三十年才最终走向成熟。以美国为例，其货币***策操作目标经历了从联邦基金利率到货币供应量、再到贴现窗口、最终回到联邦基金利率的一个曲折过程。美联储确定货币***策操作目标的过程如此曲折，其背后的逻辑在于：战后的利率管制刺激了金融创新，使得利率管制趋于无效，货币***策不得不转向更为市场化的手段；另一方面，数量型的操作目标往往导致利率较大幅度波动，随着金融市场国际化程度的加深，会对其国内金融安全以及经济稳定造成负面影响。在此情况下，联邦基金利率的价格调控最终成为美联储执行货币***策的主要途径（见表1）。
长期以来，我国货币***策操作目标兼顾了数量型和价格型指标，以数量型指标为主，价格型指标的调控作用不断增强。目前，我国金融市场已初步形成了以Shibor为代表的短期基准利率以及中长期国债收益率曲线，为金融机构合理定价提供了参考，但我国的基准利率体系仍需完善。从未来的发展趋势来看，我国货币***策的操作目标可由价格型指标和数量型指标兼顾转为更多向价格型指标过渡。需要继续夯实Shibor的交易基础，推动国债一级、二级市场的发展，完善基准利率体系，实现通过调节基准利率来影响存贷款利率等其他利率，进而通过影响金融中介的信贷行为来间接调控宏观经济。
（三）形成完整的货币***策框架
从货币经济学角度来看，货币***策转型理论的主要内容都紧紧围绕着一个主题，即建立货币***策框架。货币***策框架不仅包括货币***策目标，还包括实现该目标的一系列制度安排，即货币***策运用的规则以及调控模式等。在2008年金融危机之前，欧美国家的货币***策已经形成比较明显的框架（见表2），主要体现在以下方面：一是货币***策调控目标从之前追求增长、就业、物价和国际收支平衡的多目标逐渐转向价格稳定的单一目标，即使对于仍追求多目标的美联储而言，稳定物价也是其货币***策的首要任务；二是从货币***策内容和中介目标来看，20世纪80年代之后各国纷纷放弃货币数量的中介目标，转向对通货膨胀、货币信贷增速等更多宏观经济变量的监测；同时，欧美国家普遍使用短期市场利率作为货币***策的操作目标，通过短期利率引导货币市场利率围绕中央银行宣布的基准利率运行，从而影响长期利率、汇率以及货币信贷增速等中介指标，最终实现调控经济主体的生产支出活动；三是欧美国家的货币当局都建立了较为完善的货币***策沟通机制，以定期货币***策报告、公布货币***策委员会会议记录和投票情况，以及通过国会听证等途径就货币***策执行情况与公众进行充分的***策沟通（Bofinger， 2001；Bain and Howells， 2009）。
从货币***策转型结果来看，英国的货币***策经历了由凯恩斯主义的相机抉择最终转型为通货膨胀目标制。虽然在某种意义上，通货膨胀目标制仍有相机抉择的成分，但其强调了货币***策的执行规则，并保证了货币***策执行机构的***性。美联储虽然缺乏明确的货币***策框架，但在实际操作中也参考了泰勒规则，在规则性和透明度方面均得到明显改善。此外，欧美央行还定期公布货币***策报告以便及时同公众进行***策沟通，增加货币***策透明度，对于货币***策执行结果的偏离也引入了问责机制。
货币***策框架是中央银行进行金融宏观调控的制度基础，其选择和演变在很大程度上取决于经济发展阶段的要求，必须与实体经济的需求相适应，才能更好地发挥作用。从我国的情况来看，当前阶段形成完善的货币***策框架的重点在于进一步确立货币***策规则。建议未来我国货币***策在实施中逐渐增强货币***策的规则性，同时继续增加与公众的***策沟通渠道，注重引导***策预期，进一步增强货币***策透明度。
完善货币***策工具
长期以来，我国货币***策主要通过调节存款准备金和开展公开市场业务等方式来调节金融机构的流动性，从而实现信贷和货币规模的调控，是典型的需求侧调控***策。笔者认为，未来货币***策可以通过结构性改革优化的方式来更多地突出其供给侧职能。
（一）供给侧的货币***策需突出市场机制的作用
未来供给侧货币***策的调控手段需重点发挥利率的价格杠杆作用：一方面，通过影响资金使用成本来实现货币***策调控；另一方面，充分协调利率与汇率，实现宏观经济的内外部均衡。
具体而言，利率调控手段主要有两种模式：一是单一利率调控模式，通过改变金融体系的流动性来影响利率，如美联储调控联邦基金利率实现货币***策目标；二是多利率调控模式，即通过多种利率工具实现货币***策目标。就后者而言，中央银行往往可通过调节利率的上下限就可以达到稳定市场利率的预期目标，而不需要再频繁地使用公开市场操作来调节市场流动性，这不仅简化了中央银行的利率操作过程，而且降低了操作成本。更重要的是，与单一调控模式相比，多利率调控模式无需依赖高度成熟的国债市场。
就各国货币***策工具而言，公开市场操作、贴现窗口（或融资便利）和存款准备金率是货币***策的三大工具，但在***策实践中，各国央行所使用的货币***策工具往往各有侧重。比如美联储将公开市场操作作为其主要的货币***策工具，并通过贴现窗口操作向各银行提供不同期限的流动性支持。欧洲央行主要通过公开市场操作和经常性融资便利（standing facilities）实施货币***策，其中经常性融资便利主要用来调节同业市场的隔夜流动性。同时欧洲央行还以回购再融资方式实施公开市场操作，近年来以主导再融资操作（MRO）和长期再融资操作（LTRO）为主。美联储和欧洲央行都极少对存款准备金率进行调整（见表3）。
（二）供给侧的货币***策需创新货币***策工具以达到预调微调的效果
近年来，人民银行在创新货币***策工具方面已进行了积极探索，货币***策工具越来越多，并取得了较好效果，货币***策对于市场流动性的预调微调以及短期利率引导的功能不断加强。
2013年1月，中国人民银行宣布启用公开市场短期流动性调节工具（SLO）作为公开市场常规操作的必要补充，在银行体系流动性出现临时性波动时相机使用；同时创设常备借贷便利（SLF）对金融机构提供流动性支持。从两者的执行情况来看，2013年以来，常备借贷便利在货币***策工具中的作用不断提升，通过其实现的货币净投放规模一度超越同期公开市场业务实现的货币投放规模。在运行中，常备借贷便利以抵押方式发放，合格抵押品包括高信用评级的债券类资产及优质信贷资产等，其利率水平则根据货币***策调控、引导市场利率的需要等综合确定，因此更有利于结构性货币***策的实施。
建议未来可根据我国经济金融形势的变化，创新出更多方便、灵活的货币***策工具，合理调节流动性，更好地引导公众预期，实现预调微调的效果，进一步提高金融运行效率和服务实体经济的能力。
作者单位：中国社会科学院财经战略研究院
参考文献
[1]：《中国货币***策工具研究》，中国金融出版社，2009。
[2]***：《逐步推进利率市场化改革》，载《中国金融家》，2012（1）。
[3]Bain Keith， Peter Howells， Monetary Economics： Policy and its Theoretical Basis. Macmillan Publishers， 2009.
货币供给篇10
关键词：货币供给量,通货膨胀率,单位根检验,协整分析,误差修正模型
1引言
通货膨胀是衡量一国宏观经济运行是否稳定和健康的重要指标。货币学派的代表人物弗里德曼认为通货膨胀无论何时何地都是一种货币现象[1]，指出货币在长期是中性的，其扩张率将全部转化为通货膨胀率，也就是说货币供给增长是通货膨胀波动的主要根源。
国外对有关经验数据的研究结果表明，价格变动与货币供应密切相关。弗里德曼曾把每10年作为一个数据点来考察美国1867年～1960年间货币供给(以M2度量)与通货膨胀(以GDP减缩因子度量)的关系，发现高的货币供给导致高的通货膨胀，但用同样的方法去观察二者的短期关系时却没发现有规律性关系的存在[2]。McCandless和Weber考察了110个国家，得出这样的结论：通货膨胀率和货币供给量的变化具有非常强的相关性，相关系数在0.92～0.96之间，几乎接近于1，并且长期来看，货币供给量的增加将最终导致相同程度的通货膨胀率的上升[3]。他们的结论一致，即货币供给量的变化最终体现在物价的变化上。
各国的国情不同，其经济运行也存在差异。王少平以1978年～1994年为样本，运用Granger检验进行实证研究，验证了中国通货膨胀形成的基本原因是货币的过量发行[4]。李***采用不同的理论模型对货币供给与通货膨胀的长期和短期关系进行分析，其结论是二者的长期关系与短期关系不一致，短期内较高的货币供给不一定会造成短期内较高的通货膨胀，但长期来看过多的货币迟早会通过未来的通货膨胀来体现[2]。刘金全以1982年1月～2004年3月期间M0和M1月度同比增长率的数据为基础进行分析，发现货币供给增长率和通货膨胀之间不存在显著的协整关系[5]。张文刚以1981年1月～2002年6月期间通货膨胀率与M1的月度同比增长率进行实证分析，发现二者之间不仅存在长期均衡关系，也存在短期误差修正机制，不过两者之间的影响关系依赖总供给与总需求之间的相互制约[6]。刘霖、靳云汇利用1978年～2003年的数据进行分析，没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据，认为在经济的货币化进程中，货币供应增长率的提高并不一定导致通货膨胀，货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低，大量的货币增量被经济消耗了[7]。
由此可见，不同研究的结果并不一致，出现这种现象的主要原因在于样本区间选择的不同以及建模的方法存在差异。改革开放以后，我国经济环境发生显著变化，中央银行调控货币***策的手段、能力日渐成熟。货币***策在20世纪80年代和90年代显著不同，据此货币供给量的增长对通货膨胀率的影响也可能存在变化。因此如果在建立模型时不区分特定的时间阶段，很有可能使结论受到干扰。使用传统的经济计量方法研究时存在着动态的稳定性假设，而实际上经济时间序列通常是非平稳的，直接运用变量的水平值研究经济现象间的均衡关系容易导致伪回归。近年发展起来的处理平稳数据的时间序列分析方法——协整(co-integrated)和误差修正模型(errorcorrectionmodel,ECM)，恰好弥补了这一稳定假设的不足。协整分析可用于检验经济时间序列变量水平数据是否存在长期均衡关系，误差修正模型则可建立它们变化的短期动态模型，研究其短期变动规律。
基于上述考虑，本文拟运用协整理论和误差修正模型来考察我国不同层次的货币供应量增长与通货膨胀率的长期均衡关系和短期动态关系。
2变量和数据
2.1变量选取
有关货币供应量的统计口径，央行1994年10月27日明确了Mi(i=0，1，2，3)的统计范围。M0=流通中的现金(货币供应量统计机构之外的现金发行)；M1=M0+企业存款(扣除单位定期存款和自筹基建存款)+机关团体存款和农村存款+信用卡类存款；M2=M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款(单位定期存款和自筹基建存款)+外币存款+信托类存款；M3=M2+金融债券+商业票据+大额可转让定期存单[8]。对于货币供应量的度量指标，现有文献在选取M0还是M2上存有争论。Chow推荐使用M0，因为在中国消费者不能使用支票，M0同商品零售价格的统计口径也较为一致[9]；也有研究者认为M2相对于M0更具有外生性，同时M2考虑到国家的信贷规模扩张情况，故M2更能满足货币数量论的要求[10]。为了全面考察货币供应量增长与通货膨胀率的关系，避免因货币度量指标误选而导致的结果不稳定，本文将分别使用M0、M1、M2来进行实证分析。
测算通货膨胀最常用的价格指数有居民消费价格指数(CPI)、商品零售价格指数(RPI)、批发物价指数(WPI)和GDP价格平减指数。居民消费价格指数和商品零售价格指数最主要的区别是前者的调查内容涵盖了居民日常消费品和服务项目，可以全面反映多种市场因素变动对居民实际生活费用支出的影响程度，并且它也是国际上测算价格水平和通货膨胀最常用的指标[11]。我国按照国际通行的理论和方法编制和CPI已有多年历史，数据质量可靠，为此本文选用CPI作为衡量通货膨胀的指标。
2.2数据来源
由于我国金融体制改革的原因，1993年前后我国货币供应量的统计口径发生了变化，1993年之前是国家银行与农村信用社的统计口径，1993年之后为央行1994年所明确的口径，这就造成了前后数据不具有可比性。在1994年以前，中央银行货币***策主要采用直接调控手段，货币***策的类型表现为扩张和紧缩***策的循环交替，而在1994年以后中央银行开始逐渐采用间接的调控手段，因此本文将1994年第一季度～2004年第四季度作为样本区间。M0、M1、M2和CPI的数据均来源于《中国人民银行统计季报》[12]。
2.3数据处理
假设M[，t]是货币供给量，Q[，t]是产品数量，P[，t]是产品价格，则货币流通速度的倒数K[，t]可以表示为K[，t]=(M[，t]/Q[，t]P[，t])。如果实际产出序列和货币序列都是非平稳的，并且它们之间存在协整关系，那么货币流通速度将是一个均值重复过程。由于在一般情况下货币流通速度序列并不是均值重复过程[6]，因此可以判断出实际产出和货币序列在水平值上不存在协整关系。从而，需要讨论它们的差分序列(对应增长率序列)中可能存在的协整关系，此时需要判断的是货币供给增长率与通货膨胀率之间的长期均衡关系。用G来表示对应变量的同比增长率序列，GM0、GM1、GM2分别表示本季度M0、M1、M2与上年同季度之比。用GP来表示通货膨胀率序列，则GP=(CPI-100/100)。由于货币供给量增长率为同比增长率，与编制CPI的对比期类似，所以这里没有采用定基比的通货膨胀序列。
***1、***2和***3给出了样本期内通货膨胀率与M0、M1、M2的季度同比增长率的变化路径。
附***
***1通货膨胀率与M0增长率
Figure1TheRelationshipbetweenInflationRateandM0GrowthRate
附***
***2通货膨胀率与M1增长率
Figure2TheRelationshipbetweenInflationRateandM1GrowthRate
附***
***3通货膨胀率与M2增长率
Figure3TheRelationshipbetweenInflationRateandM2GrowthRate
比较***1～***3中通货膨胀率与货币供给增长率路径之间的联系可以看出，在大部分阶段它们具有类似的波动模式，通货膨胀率与货币供给增长率离散幅度存在差异，货币作用到价格水平上需要一定的时滞。
3实证分析
3.1单位根检验
在建立关于货币供给量增长率和通货膨胀率的长期均衡方程之前需要先对各序列进行单位根检验，以判断各序列的平稳性。检验序列平稳性的方法比较多，但最为常用的是AugmentedDickey-Fuller(ADF)和Phillips-Person(PP)单位根检验法。PP检验原理类似于ADF检验，不过PP检验法对残差的异方差性和自相关性不敏感[13]。
对GM0、GM1、GM2和GP的序列进行数据生成过程研究可以得知，应采用没有趋势成分和常数项的单位根检验方法。利用Eviews4.0软件分别对各变量水平值和一阶差分序列进行平稳性检验，其中检验过程中滞后阶数的确定采用赤池信息准则(AIC)，可得表1的检验结果。
表1各序列的单位根检验结果
Table1UnitRootTestonEachSeries变量ADF检验值临界值PP检验值临界值
GM0-1.025348-1.6208[***]-1.915827-1.9486[**]
GM1-0.619661-1.6208[***]-0.753221-1.6198[***]
GM2-2.138849-2.6227[*]-0.988499-1.6198[***]
GP-3.500881-3.6067[*]-2.231399-2.6830[*]
GM0-4.408319-2.6196[*]-8.972842-2.6182[*]
GM1-3.656011-2.6243[*]-6.337483-2.6182[*]
GM2-3.357905-2.6227[*]-5.799792-2.6182[*]
GP-3.237557-2.6196[*]-3.335052-2.6182[*]
注：为差分算子；*为1％显著性水平下的Mackinnon临界值；**为5％显著性水平下的Mackinnon临界值；***为10％显著性水平下的Mackinnon临界值。
资料来源：Eviews4.0输出结果，作者整理。
表1的检验结果表明，用ADF单位根检验方法，GM0和GM1在10％的显著性水平无法拒绝单位根过程，GM2和GP在1％的显著性水平无法拒绝单位根过程；用PP单位根检验方法，GM0在5％的显著性水平下无法拒绝单位根过程，GM1和GM2在10％的显著性水平下无法拒绝单位根过程，GP在1％的显著性水平下无法拒绝单位根过程，但这些变量的一阶差分序列都是平稳的，并且都是在1％的显著性水平下拒绝单位根过程。综合来看，这些变量都是一阶差分序列。
3.2协整分析
如果涉及到的变量都是一阶差分平稳的，且这些变量的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系，它反映了所研究变量之间存在的一种长期稳定的均衡关系。普遍使用的两变量协整检验的方法是Engle和Granger提出的两阶段回归分析法[14]。
首先用最小二乘法估计长期货币供给量的增长率与通货膨胀率的方程，得到回归结果为
GP=-0.085+1.008GM0
(-3.454)(5.950)
R[2]=0.744D.W.=1.381F=35.401(1)
GP=-0.118+0.9427GM1
(-2.920)(4.319)
R[2]=0.791D.W.=1.271F=18.657(2)
GP=-0.170+1.079GM2
(-9.564)(13.064)
R[2]=0.803D.W.=1.438F=170.675(3)
对这三个回归方程的残差进行ADF和PP单位根检验，u[，0]、u[，1]和u[，2]分别表示方程(1)、(2)和(3)的残差，结果见表2。
表2残差序列的单位根检验
Table2TestforCo-integrationbetweenEachTwoVariables变量ADF检验值临界值PP检验值临界值结论
u[，0]-1.784516-1.6199[***]-2.044011-1.9486[**]平稳
u[，1]-2.153864-1.9495[**]-2.895260-2.6168[*]平稳
u[，2]-5.075846-2.6211[*]-3.784644-2.6168[*]平稳
注：*为1％显著性水平下的Mackinnon临界值；**为5％显著性水平下的Mackinnon临界值；***为10％显著性水平下的Mackinnon临界值。
资料来源：Eviews4.0输出结果，作者整理。
从表2可以看出，如果用ADF单位根方法检验，u[，0]、u[，1]和u[，2]分别在10％、5％和1％的显著性水平下是平稳的；而用PP单位根检验方法，则u[，0]的残差在5％的显著性水平是平稳的，u[，1]和u[，2]在1％的显著性水平下是平稳的。因此三个序列都不存在单位根，这说明在所考察的样本期内，三个层次货币供给量的增长率与通货膨胀率之间存在协整关系。根据各个方程的协整系数可以判断，M2与通货膨胀率间的协整关系最强，其次是M0，而M1与通货膨胀率的协整系数相对要小一些。
3.3误差修正模型
通过对变量进行协整分析可以发现变量之间的长期均衡关系，但无法得知这些变量偏离它们共同的随机趋势时的调整速度，误差修正模型可以解决这个问题。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的形式[14]，因此在协整检验的基础上进一步建立误差修正模型，研究货币供给量增长率与通货膨胀率之间关系的短期动态调整与长期特征。误差修正模型的一般表示形式为
附***
λμ[，t-1]+v[，t](4)
其中，μ[，t-1]=[，t-1]-δ[，0]-δ[，1]X[，t-1]，ι、p是最优滞后项，t是时间，v[，t]是误差扰动项。该模型的经济含义是：Y[，t]在t时刻的增量决定于在t-1时刻该变量与被解释变量长期均衡关系的误差。若这一误差是正的，Y[，t]在t时刻就应该做出负的修正，即表现为一个负的反馈过程，Y[，t]在不断的修正过程中发展。误差修正项的大小表明了从非均衡向长期均衡状态调整的速度，该模型突出了长期均衡关系对短期的影响。
运用Eviews4.0软件，在协整的基础上，根据Hendry从一般到特殊的动态建模原则[15]，选择季度数据，从滞后八期开始删除不显著的变量，最终得到的误差修正模型为
GP[，t]=-0.005+0.093GM0[，t]-0.119GM0[，t-2]+
(-2.877)(2.080)(-2.962)
0.391GP[，t-1]-0.134u[，t-1]
(3.889)(-4.865)(5)
R[2]=0.929D.W.=2.127F=19.241
GP[，t]=-0.003+0.104GM1[，t]+0.102GM1[，t-2]+
(-1.550)(1.935)(1.907)
0.352GP[，t-1]-0.076u[，t-1]
(2.656)(-2.252)(6)
R[2]=0.859D.W.=1.913F=17.527
GP[，t]=-0.002+0.242GM2[，t]+0.102GM2[，t-2]+
(-1.625)(2.367)(2.095)
0.352GP[，t-1]-0.076u[，t-1]
(3.490)(-2.157)(7)
R[2]=0.903D.W.=1.936F=26.472
由(5)式～(7)式可知，在所考察的样本期内货币供给量增长率与通货膨胀率的误差修正模型的误差修正项系数均小于零，符合反向修正原则，即上一期通货膨胀率高于均衡值时，本期通货膨胀率涨幅便会下降；反之上一期通货膨胀率低于均衡值，本期通货膨胀率涨幅便会上升。
3.4Granger因果关系检验
由协整检验结果可知，货币供给量的增长率与通货膨胀率之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何尚需要进一步验证。采用Granger和Sims的因果关系检验法来进行分析。
用Granger和Sims的因果关系检验法分析货币供给量的增长率与通货膨胀率之间因果关系的步骤如下[16]。首先检验“GM(货币供给量增长率)不是引起GP(通货膨胀率)变化的原因”的原假设，对下面两个回归模型进行估计。
无限制条件模型
附***
有限制条件模型
附***
这里m是最优滞后阶数，即选择滞后阶数m使模型中的误差项μ[，t]为白噪声。然后根据(8)式、(9)式的残差平方和来计算F统计量，检验(8)式中系数β[，1]，β[，2]，…，β[，m]是否同时显著不为零。若果真如此，就拒绝“GM不是引起GP变化的原因”的原假设，也就是说货币供给量增长率是通货膨胀率变化的原因。
然后，检验“GP不是引起GM变化的原因”的原假设，作同样的回归估计，但是要交换GP和GM的位置，检验GP的滞后项是否显著不为零。要得到GM是引起GP变化原因的结论，就必须拒绝原假设“GM不是引起GP变化的原因”，同时接受原假设“GP不是引起GM变化的原因”。
对上述模型进行估计，并计算F统计量，可以得到表3的结果。
表3Granger影响关系检验结果
Table3CausalityTestResults原假设F统计量概率结论
GP不是引起GM0变化的Granger原因0.753100.52821接受
GM0不是引起GP变化的Granger原因2.765650.05679拒绝
GP不是引起GM1变化的Granger原因0.780340.51316接受
GM1不是引起GP变化的Granger原因3.533650.02489拒绝
GP不是引起GM2变化的Granger原因0.495600.68776接受
GM2不是引起GP变化的Granger原因3.568450.02399拒绝
资料来源：Eviews4.0输出结果，作者整理。
以上的检验表明，在检验的样本期内，无论使用哪一种货币供给量指标，我国的通货膨胀率都是由于货币供给量增长所致，因而我国的通货膨胀仍然是货币现象。同时样本期内我国各层次货币供给量的过快增长不能归因于高位通货膨胀拉动，这说明我国货币供给的外生性(即货币供给)很大程度上只是一种***府行为而非经济手段。
4结论
本文以我国1994年第一季度～2004年第四季度的统计数据为基础，采用单位根检验、协整分析、误差修正模型和Granger因果关系考察不同层次货币供给量增长率与通货膨胀率之间的关系，可以得到以下的结论。
(1)从长期来看，各层次的货币供给量增长率都与通胀率之间存在正相关协整关系，它们之间存在显著的相关性，货币供给变化所产生的影响最终在价格水平上体现出来。由(1)式、(2)式和(3)式可以看出，三个层次货币供给量增长率对于通货膨胀率的乘数分别为1.008、0.9427和1.079，这三个值与1都比较接近，由此可以看出货币变量长期中性的特征仍然明显。
(2)误差修正模型的估计结果显示了货币供应量与通货膨胀率之间的短期动态关系，外部因素的冲击影响使二者之间产生了显著的短期波动，但从长期来看，二者仍可以长期保持稳定关系，价格具有向均衡关系回复的机制。三个层次货币供给量增长率的误差修正系数分别为-0.134、-0.076和-0.150，它们的绝对值不大，这表明短期波动对长期均衡趋势偏离的程度不高，它们的波动幅度不大。值得注意的是，上一期的通货膨胀率的增长与本期的通货膨胀率的增长存在着正相关性，表明某一时期的通货膨胀率会影响下一期的通货膨胀率。通货膨胀率是比较稳定的，一旦形成就将持续一段时期[5]，因此货币这个名义因素对价格水平的影响是一个较长的过程。