货币供给量范文

导语：如何才能写好一篇货币供给量，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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关键词：国债；货币效应；运行阶段

中图分类号：F812.5 文献标识码：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.09.27 文章编号：1672-3309（2013）09-58-03

政府实现经济稳定与增长的政策包括财政政策与货币政策。货币政策主要是通过改变货币供给量，来调节总需求，达到稳经济、促进增长的目的。下面从发行、流通、偿还三个阶段分析国债对货币供给量的影响。

一、国债发行对货币供给量的影响

国债是一国中央政府的债务。在国债的发行阶段，政府发行了国债券，得到了货币资金，表现为国债收入。这里，借方是单一的、唯一的即政府。国债的债权人是国债承购者，它们得到了国债券，付出了自己的货币资金，表现为国债承购款。除非政府发行国债时带有限制性条件，否则，承购国债的主体将非常广泛，包括社会上各类企业、个人，故贷方是多方面的。为了分析方便，将与国债有关的经济主体分为三部分：（1）中央银行；（2）商业银行；（3）其他主体均归类为非银行部门。

（一）中央银行承购国债

中央银行承购国债，对货币供给一般起扩张效应。在1993年“中华人民共和国预算法”生效之前，弥补财政赤字的办法主要有发行国债和向中央银行透支。财政向中央银行透支，换个角度来说就是中央银行购买国债。中央银行购买国债，在中央银行的账户上反映就是，中央银行负债（财政存款）和资产（政府债券）的等额增加，如果到此为止，应该说社会上还并未出现增加的货币。然而政府购买国债的目的是使用这笔资金，不可能把借到的货币窖藏起来，当政府运用这笔资金时，在商业银行的账户上，就会出现负债（社会存款）和资产（准备金）的同时增加，因为准备金的增加，银行就可以增加发放贷款，这样整个社会的货币量就会增大。

（二）商业银行承购国债

商业银行之所以要承购国债，是保持流动性的需要，当商业银行现金较多时，可能购买国债获取一定的利益收益，当需要现金时，再把国债卖掉换回流动性。商业银行购买国债有两种方式，一是收回已向社会发放的贷款，二是动用超额准备金。若选择减少贷款的办法，那么，收回贷款是货币供给量的直接缩减；当政府将借款运用后，社会上银行存款增加，又将增加货币供给量，综合收缩和扩张效应，用减少贷款的办法购买国债对货币供给量的影响是中性的。如果选择动用超额准备金的办法，则动用准备金时并未减少货币供给量，而政府债券的运用却又扩张货币，所以综合的效果是扩大了货币供给量。实际上，商业银行运用准备金是其贷款能力的释放，如果没有购买国债，这笔贷款能力迟早要形成货币供给的。如果商业银行承购国债时既未能相应减少其对社会的贷款，也没有超额准备金可供使用，则需依靠中央银行的再贷款解决。这种情况下，也会扩大社会货币供给量。如果国债发行的政策是向商业银行强制摊派，很可能会造成这种情况。

（三）非银行部门承购国债

这类国债承购者的范围很广，在我国，可以包括企事业单位、个人等。非银行部门承购国债时，在商业银行账户上体现为银行负债（银行存款）的减少，从而引起货币供给量的减少。当政府取得国债收入并运用时，这些货币又回到了社会，在商业银行的账户上体现为银行负债（银行存款）的增加，货币供给量增加了。结合以上两个过程，一般来说，非商业银行部门购买国债，不会改变货币供给量。

二、国债流通对货币供给量的影响

国债有流通和非流通之分，我国的可流通国债有记账式国债和无记名国债等，可在交易所场内市场交易，也可以在银行间债券市场等场外市场进行交易。对于不可流通国债，如凭证式国债等，也可以提前在柜台贴现，但要支付一定比例的手续费，如果到期兑换，则不需要支付任何代价。国债流通同样会对货币供给量产生影响，下面分别加以分析（图1）。

（一）国债在非银行部门之间的转让

如图1，如果非银行部门A将一笔国债卖给了非银行部门B，也就是非银行部门A将这笔国债代表的购买力转移到了非银行部门B，对整个社会来说，购买力没有变化。在商业银行的账户上，非银行部门A的社会存款减少，非银行部门B的社会存款等量增加，对整个社会来说，货币供给量没有任何变化。

（二）国债在商业银行之间的转让

考虑国债在同一类部门之间转让的另一种情况，假如它们都是商业银行。如果商业银行A的国债转让给商业银行B，那么，第一种情况是商业银行B的购债资金来自回收贷款。从商业银行B来看，此时有一个货币供给量的收缩效应，因为，在B的账户上其资产（贷款）和负债（社会存款）同时减少。从商业银行A来看，由于其卖出了国债，获得了资金，其账户上资产栏债券减少，准备金增加，其运用增加的准备金向社会发放贷款，社会上货币供给量又增加了，这种情况下，货币供给量没有什么变化。第二种情况，商业银行B用超额准备金或向中央银行再贷款来购买商业银行A的国债，商业银行B在购买国债时没有货币收缩效应，但商业银行A通过出售国债，获得资金，再进行放贷，则扩大了社会货币供给量。商业银行B用超额准备金向商业银行A购买国债，实质是商业银行A把商业银行B的超额准备金运用了出去，从而扩大了货币供给量。

（三）国债在商业银行和非银行部门之间的转让

以国债的转让方向为标准，可分为两种情况：（1）非银行部门购买商业银行持有的国债。非银行部门从商业银行获得国债，支出货币，表现为其在商业银行的存款减少，同时，商业银行资产方的政府债券等额减少，准备金增加，当把超额准备金转化为贷款时，存款数量又恢复到以前的水平。所以，商业银行向非银行部门转让国债的结果，是在减少其政府债券的同时，准备金相应增加或者是贷款增加，故实际是其资产项目的调换。（2）商业银行购买非银行部门持有的国债。第一，商业银行若选择减少贷款的办法，那么，收回贷款是货币供给量的直接缩减；非银行部门得到货币后，商业银行的社会存款增加，表现为扩张货币，因此，综合考虑缩减和扩张的效应，这种购买方式不会扩大货币供给量。第二，商业银行如果选择动用超额准备金的办法，则动用准备金时并未减少货币供给量，而政府债券的运用却又扩张货币，所以综合的效果是扩大了货币供给量。

（四）中央银行在公开市场上买卖国债

中央银行与商业银行和非银行部门之间交易国债，也称为中央银行的公开市场业务。（1）中央银行购买国债。如果向商业银行购买，在中央银行账户上，其资产（政府债券）和负债（商业银行存款）等额增加，商业银行在中央银行的存在增加意味着其准备金增加，如果商业银行用增加的准备金发放贷款，则商业银行账户中社会存款同时增加，货币供给量增加了。如果中央银行向非银行部门购买国债，在中央银行账户上，其资产（政府债券）增加，负债（商业银行存款）也相应增加，这笔业务在商业银行账户上表现为，商业银行的资产（准备金）和负债（社会存款）相应增加，而社会存款增加则直接表现为货币供给量的增加。（2）中央银行在公开市场上卖出国债，其过程与（1）恰好相反，因此，对货币供给量有收缩作用。

三、国债偿还对货币供给量的影响

国债的偿还一般有两种方式，一种是用财政收入（税收）偿债，还有一种是借新债还旧债。选择不同的偿还方式，对货币供给量的影响也不同。

（一）以税收偿还国债

政府在征税过程中，纳税人的货币单方向流向政府，减少了纳税人在商业银行部门的存款，商业银行账户中社会存款减少。同时，政府将收取的货币存入中央银行，政府的财政存款增加。这样，纳税人资金作为税款流向政府的影响，实际是社会存款货币变为中央银行的基础货币，故有一种收缩的效应。政府有了税款后，分别向三类国债持有者偿付。（1）偿还非银行部门所持有的国债，非银行部门在商业银行的存款就会增加，当然政府在中央银行的财政存款将减少。这一社会存款的扩张过程正好与上面征税的收缩过程相反，所以，总体来说这种偿债方式对货币供给量的影响是中性的。（2）偿还商业银行所持有的国债，在中央银行账户上，中央银行的负债方的财政存款减少，而商业银行存款增加。在商业银行账户上，商业银行的资产准备金相应增加，政府债券相应减少。如果商业银行将增加的准备金运用出去，则货币供给量就会增加，因为纳税人纳税时对货币供给量有缩减效应，综合纳税和银行发放贷款两个过程，对货币供给量的影响是中性的。（3）偿还中央银行持有的国债。结果将表现为中央银行账户财政存款和政府债券的等量减少，没有扩大货币供给量。如果考虑到前期政府征税对货币供给的收缩效应，这种还款方式对货币供给量有收缩影响。

（二）举借新债偿还旧债

政府发行债券对货币供给量的影响前面已经分析，不过在这里应该先不考虑前面曾述的政府支用发行国债收入的扩张效应，然后，政府将新债的收入向旧债的持有者偿还。实际上，如果政府向同一类主体举借新债和偿还旧债，如向非银行部门借债偿还非银行部门以前持有的国债，或者向商业银行发行国债偿还商业银行之前持有的国债，亦或向中央银行借入新债偿还中央银行所持有的旧债，就等于这些经济主体内部的国债自己调换一下，也相当于从一个主体整体看国债持有者的旧债券的期限又延长了，所以，对社会货币供给量没有影响。现在要考察的情况是：（1）政府从非银行部门取得发债收入，偿还商业银行或中央银行持有的旧债。非银行部门认购国债，表现为商业银行账户上社会存款的减少，货币供给量减少。如果该笔举债收入偿还了商业银行所持有的债券，则商业银行得到政府偿债款后，准备金又增加，一旦增加的准备金转变为社会贷款，货币供给量又增加了。所以，政府向非银行部门举借新债偿还商业银行部门所持有的旧债对货币供给量呈现中性影响。如果政府用借债收入偿还中央银行的持有的旧债，则无向社会投放贷款而扩张货币的过程，所以总体上是减少了货币供给量。（2）政府向商业银行举借新债，偿还非银行部门持有或中央银行持有的旧债。商业银行购买国债，直接表现为或者其贷款减少、收缩货币，或者其超额准备金减少。如果政府用举借国债所取得的收入偿还非银行部门持有的旧债，非银行部门在商业银行的存款将增加。总体上看，政府从商业银行购买国债偿还非银行部门，对货币供给的影响是中性或者是潜在的投放能力现实释放。如果政府偿还中央银行持有的旧债，则只有商业银行认购新债时的收缩货币效应或超额准备金减少效应。（3）政府向中央银行举借国债，偿还非银行部门或商业银行持有的旧债。在中央银行账户上，其资产方与负债方各加记等量金额，但社会货币供给量还未受影响。如果此时政府偿还非银行部门持有的国债，非银行部门在商业银行的存款就将增加，货币供给量扩大。如果此时政府偿还商业银行持有的国债，则商业银行的政府债券减少，准备金增加。增加的准备金又会转变为社会贷款的增加，从而扩张货币供给量。

参考文献：

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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”将会影响货币政策的操作目标――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”不受货币政策监管，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.货币政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政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政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政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政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政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，即作为货币政策中介目标的货币供应量的相关性降低。

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内容摘要:本文利用我国2000-2009年的月度数据,讨论了我国短期内货币供给量、外汇储备和人民币兑美元汇率的相互关系。结果表明,长期内外汇储备的增加并不是导致人民币兑美元汇率升值的理由,货币供给量与外汇储备不存在Granger因果关系。

关键词:货币供给 外汇储备 人民币汇率 协整检验 Granger因果检验

汇率对一国经济健康发展起着至关重要的作用,外汇市场的表现也越来越受到各国货币当局的关注,因为汇率不仅是一国货币政策的传导途径,同时也是一国发生货币危机的导火索。目前,我国自2005年7月21日人民币汇率制度改革以来,人民币汇率总体呈现上升走势,到2009年7月22日,四年来人民币对美元汇率已累积升值21%,但国际社会依然要求人民币汇率升值的呼声很高,处理不当可能会导致经济内外失衡,同时贸易摩擦加剧。

文献回顾

关于人民币汇率问题的研究,主要有以下两个方面。

第一个方面侧重研究汇率水平问题,即人民币均衡汇率水平,是人民币汇率水平被高估还是低估、低估多少的论证基础,也是支持升值和反对升值论的论证基础。Robert Mundell(2005)认为不管中国面临的贸易争端有多么激烈,中国都应该保持人民币汇率稳定,他甚至认为在未来20年内人民币盯住美元的政策都应保持不变。而日本金融学家、首相智囊黑田东彦(2005)则认为人民币应当缓慢升值。国内学者施建淮(2005)、范从来(2004)、张斌(2003)、林伯强(2002)、张晓朴(1999)等通过相关计量模型对人民币汇率的均衡水平进行了估算和探讨。值得注意的是光(2005)深入系统的研究了人民币汇率问题的宏观经济背景和汇率升值的成本收益问题,指出由于内外经济失衡和持续双顺差的持续可贸易品部门和劳动生产率等一系列原因造成升值压力,在对升值的成本收益作出分析的同时,并对升值方式和对策选择提出了一些建议。

另一个方面侧重研究汇率的形成机制问题,即在开放经济条件下,不同的汇率体制对宏观经济的内外平衡问题和经济的安全运行等问题的影响。一些国外学者在东南亚金融危机之后对国际汇率进行了考察,尤其是对危机国家汇率制度的改变考察后认为,各国的汇率制度有向两极发展的趋势,即要么实行货币局一类的固定汇率制,要么放弃盯住而改为浮动汇率制,持这一观点的主要代表人物有艾肯格林(1999)、费雪(2001)和爱德华兹(2001)等人。国内学者在论证人民币应该放弃僵滞型的盯住美元,实行有治理的浮动时,或多或少都受汇率制度“两极化”的影响。如王学武(2000)、丁建平(2002)等人都认为人民币汇率的改革应考虑这一国际汇率制度发展趋势。

但以上研究主要集中在人民币汇率水平和汇率形成机制上,其中更以汇率水平为甚。而短期内关于我国货币供应量、外汇储备是否对人民币兑美元汇率产生影响的分析较少,本文正是这一方面阐述的。

实证分析

本文主要分析货币政策中介目标货币供应量、外汇储备短期内与人民币兑美元汇率之间的相互关系,数据来源于中国人民银行统计数据库,数据选择期间为2000年1月到2009年12月,共计10年120个样本。采用的方法主要是Granger因果关系检验。在进行Granger 因果关系检验前,需要对数据进行时间序列平稳性检验和协整检验。本节有关计算都由计量经济软件Eviews5.0完成。

(一) 时间序列平稳性检验

时间序列平稳性检验的目的是排除时间序列回归相关变量之间的伪回归现象。此处采用的是ADF(Augmented Dickey - Fuller) 检验,实际上就是在零假设H0:ρ=0(Ri为一阶单整序列)下对下面的方程进行最小二乘回归。

下文用LnM2、LnM1、LnM0、LnFER、LnER分别表示M2、M1、M0、FER、ER的月增长幅度。用ΔLn M2、ΔLn M1、ΔLn M0、ΔLnFER、ΔLnER分别表示M2、M1、M0、FER、ER的一阶差分,即这些变量的月增减值。(foreign exchange reserves:外汇储备exchange rate:汇率)其中M2为广义货币量、M1为狭义货币量、M0为流通中的现金、FER为外汇储备、ER为人民币兑美元汇率。对Ln M2、Ln M1、Ln M0、LnFER、LnER以及各自的差分进行ADF 检验的结果见表1。

从表1 中的ADF 检验结果来看, M2、M1、M0、FER、ER在5 %的显著水平下都是不平稳的;对ER进行一阶差分或取对数后一阶差分,得到ΔlnER,对其余进行二阶差分或取对数后二阶差分,得到d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER),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1%的临界值,拒绝原假设,表明至少可以在99%的置信水平下拒绝原假设,差分序列d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)、ΔlnER均不存在单位根,为平稳时间序列。因此, M2、M1、M0、FER、ER这5 个序列具有相同的单整阶数,均为二阶单整I(2) 过程。

(二)协整检验

由于变量d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)、ΔlnER都通过了单位根检验,是单整变量,所以可以对这些变量再进行协整检验。在对变量Ln M2、Ln M1、Ln M0、LnFER、LnER做单位根检验时采用的差分方法,会使变量之间的长期关系的信息丢失,协整检验目的是判定两变量之间是否存在着长期的经济联系。如果两个变量通过了协整检验,我们就说其间存在着长期的经济联系。对单整变量进行协整检验的方法很多,有菲利普斯- 配荣(Philips - Perron)PP 方法的Zt 统计量和Zρ统计量、ADF 检验的t - 统计量,Johansen检验等。本文采用Johansen协整检验方法,检验结果见表2。

从表2 Johansen 协整检验的结果看, 变量d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)和d(ΔlnER)之间都以5%的显著水平存在着长期均衡关系,这意味着各变量之间存在着长期相互作用。

(三)Granger因果关系检验

短期内我国货币供应量、外汇储备是否与人民币兑美元汇率产生相互作用。此处采用Granger因果关系检验来判别变量之间的相互作用关系。其检验结果如表3所示。

Granger因果关系检验的结果表明:

1.在滞后期为2时,外汇储备自然对数二阶差分的变动不是引起人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动的概率是0.39366,随着滞后期为6和12时,这一概率分别上升为0.52702和0.67309,可见,外汇储备在短期内对人民币兑美元汇率具有一定的影响,长期来看这一影响在不断弱化,由此可知长期来看我国外汇储备的增加并不是导致人民币兑美元汇率升值的理由。与此相反,在滞后期为2时,人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动不是引起外汇储备自然对数二阶差分的变动的概率是0.102,短期内人民币兑美元汇率的变动对外汇储备具有显著影响,但长期来看这一影响同样也在不断弱化。

2.从货币供给量角度来看,在滞后期为6时,广义货币供给量自然对数二阶差分的变动不是引起人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动的的概率是0.34284,而人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动却是广义货币供给量自然对数二阶差分的变动的Granger成因;在滞后期为4时,狭义货币供给量与人民币兑美元汇率的Granger成因同广义货币供给量与人民币兑美元汇率的Granger成因正好相反;在滞后期为1时,流通中现金与人民币兑美元汇率互不为Granger因果关系。这些结论清楚的表明, 短期内狭义货币供给量引起人民币兑美元汇率的变动,人民币兑美元汇率又引起广义货币供给量的变动,流通中现金不受汇率影响。

3.同样,由表3可知,广义货币供给量与外汇储备互不存在Granger因果关系,广义货币供给量与狭义货币供给量互为Granger因果关系。

结论与对策分析

本文通过搜集短期内货币供给量、外汇储备和人民币兑美元汇率的相关数据,运用了经济计量学的有关方法对这些数据进行了平稳性检验、协整检验和有关变量之间的Granger 因果关系检验。各变量自然对数的二阶差分都是平稳的,说明一定时期范围内相互间存在着经济联系。对变量自然对数的二阶差分做Granger 因果关系检验,得出了以下结论:

(一)结论

短期内人民币兑美元汇率的估值对外汇储备具有显著影响,但长期来看外汇储备的增加并不是导致人民币兑美元汇率升值的理由,改革开放30多年来我国积累的巨额外汇储备更多来自于非汇率因素。

短期内,流通中现金与人民币兑美元汇率互不为Granger因果关系,但狭义货币供给量会引起人民币兑美元汇率的变动,人民币兑美元汇率又引起广义货币供给量的变动,随着我国汇率机制的完善,外汇市场作为我国货币政策传导渠道是有效的,但也必须认识到这种效率在长期是有限的。

货币供给量与外汇储备不存在Granger因果关系,我国的货币政策对外汇储备不会产生直接影响,致使我国货币政策在公开市场业务一定范围内是无效的,这也合理的解释了中国人民银行发行大量基础货币吸收外汇,结果却是给实体经济和虚拟经济注入了过多流动性的事实。

(二)对策

基于以上分析,本文提出以下对策:

在短期内,货币当局或政府机构可以通过货币供给量的调整来影响汇率,促进我国经济内外平衡和外汇市场的健康发展;但从长期来看,这些政策在一定范围内将会失效,其结果不仅会提高通货膨胀的预期水平,同时也使宏观调控陷入困境。因此,应适度控制广义货币供给量,使其保持在一个稳定的增长水平;人民币兑美元的实际汇率应该最终由两国的价格水平、经济增长率和利率的差异来决定,减少人为的干预。

参考文献:

1.赵志君,陈增敬.大国模型与人民币对美元汇率的评估.经济研究,2009(3)

2.王晋斌,李南.中国汇率传递效应的实证分析.经济研究,2009(4)

3.安辉,黄万阳.人民币汇率水平和波动对国际贸易的影响:基于中美和中日贸易的实证分析.金融研究,2009(10)

4.吕剑.人民币均衡汇率错位对进出口的影响:基于协整理论和二元选择模型的实证分析.当代经济科学,2007(2)

5.光.人民币汇率问题:升值及其成本-收益分析.经济研究,2005(5)

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关键词：货币供应量；协整分析；格兰杰因果检验

2006下半年以来，中国经济的运行出现了一系列新的现象，如经济超过预期的增长、资本市场的飞速发展、流动性过剩、CPI持续维持在高位。这些现象对我国以货币供应量为中介目标的货币政策的有效性提出了严峻的挑战。本文从中介目标选取的标准之一――与经济增长的相关性入手，研究现阶段货币供应量作为我国货币政策中介目标的有效性。

本文选取剔除物价影响的实际GDP作为货币政策最终目标之一经济增长的量化指标。

一、数据采集和介绍

本文中为名义GDP、CPI、M2，数据区间为1996年第一季度到2006年第四季度。关于实际GDP，本文通过名义GDP除以季度CPI定基比指数1再乘以100得到。为了消除数据中的异方差,本文对实际GDP和M2分别取对数,得到LGDP、LM2。结果见表1：

二、货币供应量作为中介目标的相关性检验

（一）单位根检验

进行时间序列分析，要求所用时间序列必须是平稳的，即没有随机趋势或确定性趋势。否则，利用最小二乘法进行估计将会产生“伪回归”现象。单位根检验是判断时间序列平稳性最常用的方法，方法主要有DF检验法和ADF检验法等。本文运用ADF检验法，分别对变量LGDP、LM2进行单位根检验，检验结果见表2。由表2可知，在5%的显著水平下，LGDP、LM2原序列ADF统计量均大于5%的临界值，表明LGDP、LM2的原序列均存在着单位根，这些序列都是非平稳的。而ΔLGDP、ΔLM2的ADF统计量小于1%的临界值，表明LGDP、LM2的差分序列不存在单位根，是平稳序列。

表2 单位根检验

变量ADF统计量检验形式（c，t，k）临界值结论

整合阶数

LGDP2.515395（c，t，3）-3.5403**非平稳

ΔLGDP-4.761820（c，t，1）-4.2349*平稳I(1)

LM2-3.147250（c，t，3）-4.1864**非平稳

ΔLM2-7.895714（c，t，1）-4.1923*平稳I(1)

1 检验类型中的c和t表示带有常数项和趋势项，k表示滞后阶数

2 *、**、***分别表示显著水平为1%、5%、10%的临界值。

（二）协整分析

协整理论从分析时间序列的非平稳性入手，探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系。如果涉及到的变量都是一阶差分平稳的，而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。协整检验有两种方法：一是EG两步法；二是Johansen检验。本文采用EG两步法来检验两个变量之间是否存在协整关系。

第一步：对变量进行协整回归，可得：

LGDP=2.06+0.67LM2

(3.106)(12.133)

R2=0.773，DW=2.09，F=147.204

第二步：对方程生成的残差u进行EG检验，即运用EG回归:

Δut=β1Δut+β2Δut-1

对方程生成的残差进行单位根检验，如果残差不存在单位根，则可以认为上述两个变量存在协整关系，残差U单位根检验。结果见表2.5。

表3 残差U的单位根检验

变量ADF统计量1%临界值AICD-W检验值（c，t，k）稳定性

残差U-4.315039-3.5930-0.4897771.908781（0，0，1）稳定

从表3可以看出LGDP与LM2之间存在协整关系，即LGDP与LM2之间存在长期稳定的关系。从上式可以进一步得出，LGDP和LM2之间呈正相关关系，即货币供给量对经济增长有促进作用，而且货币投放量每增加1%，会促进经济增长0.67%。

（三）格兰杰因果检验

格兰杰因果关系检验是检验经济变量间因果关系常用的一种计量经济学方法，其本质是用一种条件概率定义因果关系。对于变量LGDP与LM2之间的因果方向检验，即判断何者为因、何者为果，本文采用了格兰杰因果关系检验法，结果见表4。从表4可知，滞后期分别取1，2，3时，LGDP都不是LM2的格兰杰原因，而LM2是LGDP的格兰杰原因，即货币供给量的变化会引起产出发生变化，而产出的变化不会引起货币供给量的变化。

表4 Granger因果检验结果

滞后期原假设样本数量F统计量概率是否因果关系

1LM2不是LGDP的Granger原因

LGDP不是LM2的Granger原因4335.03886.1E-07是

0.179050.67446否

2LM2不是LGDP的Granger原因LGDP不是LM2的Granger原因

429.425590.00049是

0.089530.91456否

3LM2不是LGDP的Granger原因LGDP不是LM2的Granger原因415.883420.00239是

0.603510.61723否

（四）误差修正模型

协整关系只是反映了变量之间的长期均衡关系，误差修正模型(ECM)的使用就是为了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足。它既能反映不同的时间序列间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制，ECM模型可很好地消除虚假回归。

由协整关系式可得误差修正项：EC=LGDP-2.06-0.67LM2

为了研究货币供给量与经济增长之间的短期动态关系，以LGDP为被解释变量，以ECt-1（作为非均衡误差）、LM2及其各阶滞后为解释变量，利用OLS法进行估计，最后得到以下模型：

LGDP=-3.664LM2(-1)-0.061LM2(-2)+0.314LM2(-3)+3.666LM2(-4)-1.068ECt-1

（-1.627) （-0.035) （0.197) （2.147) （-6.199)

R2=0.538,DW=1.788,E=12.05,AIC=-0.557,SC=-0.344

从上式可以看出，滞后一期和滞后两期的货币供给增量和本期的经济增长呈负相关关系，而滞后三期和滞后四期的货币供给量增长与经济增长呈正相关关系。

三、小结

上述结论可以从货币政策传导的汇率渠道加以解释。货币供给量增加，物价上涨，实际汇率提高，即本币出现贬值，从而导致净出口增加，经济增长加快。但实际上货币供给量增加对经济增长的作用是一个动态调整的过程。在初始阶段，货币供给量增加导致本币贬值，但由于净出口价格的调整快于数量的调整，价格变化的效应强于数量变化的效应，净出口有所恶化进而导致经济增长速度下降，但随着时间的推移，数量变化的效应逐渐超过价格变化的效应，净出口逐步改善从而促进经济增长速度的提升。同时通过比较发现，我国近些年的货币政策效应存在四期（即一年）的时滞。前两期的货币供给量增加对当期的经济增长存在负面效应，而从滞后三期开始货币供给量增加对当期的经济增长起促进作用，但开始的时候货币政策效应并不明显，LM2(-3)每增长1%，LGDP仅增加0.314%，货币政策效应直到第四期才趋于明显，LM2(-4)每增长1%，可以带动LGDP增加3.666%。误差修正系数为-1.068，符合反向修正机制，这表明经济增长对于货币供给量的增加从非均衡向均衡状态调整的速度较快。

参考文献：

[1]魏巍.中国货币政策中介目标选择的实证分析.华东理工大学学报，2007(4).

[2]寇达奇.论货币政策中介目标的选择.现代商贸工业，2008(2).

[3]黄淑兰.金融创新背景下我国货币政策中介目标的选择.贵州工业大学报，2007(3).

[4]熊鹏.我国货币政策中介目标有效性减弱的原因分析.金融教学与研究，2007(5).

[5]吴培新.M2作为我国货币政策中介目标的实证检验.上海金融，2007(9).

篇5

内容摘要：货币供应量与经济增长之间的关系，是当前理论界密切关注的重大经济问题。本文根据1978-2008年31年的数据，基于VAR模型，通过协整分析、格兰杰因果性检验、脉冲响应函数分析了二者之间的动态关系，得出了货币在短期内非中性、货币政策存在时滞等重要结论。

关键词：经济增长 货币供应 VAR模型 脉冲响应

文献回顾

货币供应量与经济增长之间的关系一直是经济学界争论的热点。在理论研究上，主要有两种观点：货币中性与货币非中性。在我国货币供应量和经济增长的实证研究中，同样存在着争议。郭明星、刘金全、刘志刚（2005）对我国从1990-2004年间GDP的增长率和M1的增长率利用具有Markov区制转移的向量误差修正模型进行分析，得出了产出与货币供应量存在长期均衡关系的结论。邵国华（2008）通过对1991-2006年间GDP和货币供应量之间进行相关性分析和回归分析，得出了货币非中性的结论。黄忠民、高珂（2009）对1986-2007年间的数据进行格兰杰因果性分析，得出了在经济增长中，经济增长不是货币供应增加的原因的结论。但是，杨建明（2005）运用协整检验和误差修正模型对1986-2001间的货币供应量和经济增长速度之间的关系进行研究，得出了广义货币供应量不是GDP增长的Granger原因。张丹、余玲琴（2009）通过对我国货币供应量和经济增长时间序列进行单整性判断、格兰杰检验和协整检验，认为货币供应量和经济增长之间不具有稳定的协整关系。

综上所述，已有研究的结论差异较大，原因有两个方面：一是变量和模型选择上存在差异；二是数据选择和处理方式上存在差异。本文总结前人研究的经验，采用以下措施来避免这两个问题：一方面，本文运用基于VAR模型的脉冲响应函数，对货币供应量和我国经济增长之间的长期动态关系和相互作用的机制机理进行动态考察，并对货币供应量和经济增长在解释对方变动时的贡献度方面进行详细分析。在货币供应量的指标选择上，本文采用了M2。原因是：首先，M2是广义货币，构成了货币总量，货币总量又构成了总需求，总需求又与总产出对应。其次，M2相对于M1，变化比M1更稳定，流通速度较缓慢。最后，实证研究表明“货币供应量M2对经济具有主导作用”（吴培新，2007）。经济增长采用我国的国内生产总值（GDP）作为指标。另一方面，本文以1978-2008年31年的M2和GDP为基础数据。这段时间是我国实行改革开放政策，由计划经济向市场经济转变的时期，是货币供应量和经济发展均高速增长的时期。分析这段时期内货币供给量与经济增长之间的关系更符合我国国情。

基于VAR模型的实证分析

（一）模型解释与变量说明

1.VAR模型。VAR模型是基于数据的统计性质建立模型，VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后期值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。VAR（p）模型的数学表达式是：

yt=Φyt-1 +...+Φpyt-p+Hxt+εt（t=1，2，…T）

其中：yt为k维内生变量列向量，xt为d维外生变量列向量，p为滞后阶数，T是样本个数，k×k维矩阵Φ1…Φp和k×d维矩阵H是待估计的系数矩阵。εt是k维扰动列向量，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后期值相关且不与不等式右边的变量相关。无约束条件VAR模型等式的右边仅仅有内生变量的滞后期，不存在同期相关性问题，因此可用普通最小二乘法（OLS）或广义最小二乘法（GLS）得到一致且有效的估计量。

2.变量说明。模型中所使用的GDP和M2的数据均来自我国《中国金融统计年鉴》和《中国统计年鉴》相关年份。同时为了减少数据的波动性，本文对数据进行了对数化处理。货币供应量的增长率记做LNM2，经济增长率记做LNGDP。其一阶差分用d表示，二阶差分用d2表示。

（二）变量的平稳性检验

本文使用ADF检验来对上述时间序列进行单位根检验，检验结果如表1所示。从表1中可以看出，在5％的置信水平，两个变量在原水平下都是非平稳的，而在二阶差分后都是平稳的。说明这两个变量都是二阶单整序列，即都是I（2），满足协整分析的条件，可以进行协整分析来判断两变量之间是否存在长期稳定的均衡关系。

（三）变量的协整检验和因果关系检验

1.协整检验。常用的检验协整关系的方法有两个：一是E-G两步法，即基于回归残差的平稳性检验；二是Johansen协整检验。本文采用E-G两步法来检验lnGDP和lnM2之间的协整关系，检验结果如表2所示。由表2可知，LNGDP和LNM2之间具有长期稳定的协整关系。

2.Granger因果性检验。虽然LNM2与LNGDP之间存在协整关系，但是二者之间的因果关系并没有给出结论。本文将通过Granger因果性检验来检验二者之间的因果关系，见表3。

从表3可以看出，在10%的置信水平下，LNM2是LNGDP的Granger原因。LNGDP除第一期外也是LNM2的Granger原因，这说明LNGDP对货币供应量增长的促进作用有滞后效应。这表示经济增长和货币供应量之间存在着密切的关系，经济增长会促进货币供应量的增加，而货币供应量的增加也会促进经济的增长。

（四）脉冲响应分析

通过反复比较，结合AIC、SC准则和LR准则确定VAR模型的滞后期为2。采用最小二乘法对模型VAR（2）进行估计，并对模型进行稳定性检验；得到各特征方程的特征根均位于单位圆内，模型稳定，可以作为进一步分析的依据。本文对模型进行脉冲响应分析：图1和图2是基于VAR（2）模型采用正交化方法和Cholesky分解技术模拟的脉冲响应函数图。图中的横轴表示新息冲击作用的滞后期数（单位：年），纵轴表示因变量对解释变量的响应程度，实线为脉冲响应函数的计算值，两侧的虚线为脉冲响应函数值正负两倍的标准差的偏离带。在模型中将新息冲击作用的滞后期设定为10年。

从图1可以看出，LNM2对LNGDP一个标准差新息冲击的响应在整个分析期内呈现出由正到负的影响。LNM2对LNGDP的一个标准差新息的冲击有明显的反应，第一期响应值为0.015086，之后响应逐步增强，第三期达到最大值0.026123，之后迅速下降，第五期末响应值接近0。第九期之后响应稳定趋于-0.2。在整个响应期内，LNM2对LNGDP一个标准差新息冲击的响应累计值为0.017933。LNM2对其自身的一个标准差新息冲击的响应从第一期就有较强的反应，且在整个响应期内都呈现出正向的反应。第一期的响应值为0.033857，第六期达到最大值0.077665，第十期的响应值为0.631576。在整个响应期内，LNM2对自身一个标准差新息冲击的响应值累计为0.631576。因此，经济增长对货币供应量产生影响，经济增长会促进货币供应量短期内迅速增加，长期内有负的影响，会导致货币供应量的减少，经济增长对货币供应量的累计影响较小。货币供应量对自身的影响明显，增加本期的货币供应量会导致后期货币供应量的增加。

从图2可以看出，LNGDP对LNM2的一个标准差新息冲击的响应在整个分析期内都是正的反应。由于该模型设定LNGDP为第一变量，所以在第一期内，LNGDP对LNM2的一个标准差新息的响应为0。第二期反应明显，响应值为0.022447，第六期达到最大值0.070375，第十期的反应值为0.043185。在整个分析期内，累计的响应值为0.485078。LNGDP对自身一个标准差新息冲击的响应在第一期的反应极为强烈，响应值达到0.03617，第二期就达到了最大值0.049224，之后反应迅速下降。第六期末的反应接近0。第七期之后呈现负的反应。在整个分析期内，累计响应值为0.102723。可见，货币供应量对经济增长存在着较大的正的影响，本期经济发展状况对下期经济发展状况有很大影响，但对后期经济增长影响不大。

结论与建议

（一）货币非中性

本文通过Granger因果性检验、脉冲响应函数等实证研究发现，货币供应量与经济增长之间存在相互促进的关系，货币供应量对经济增长有着正的影响，合适的货币供应量能够促进经济的快速发展。货币非中性，货币供应量对经济的发展起重要作用。

（二）货币政策短期存在时滞

虽然货币供应量和经济增长之间呈动态性相关关系，但是货币政策作为调节经济的宏观调控手段在实践中存在时滞，货币政策在短期内效果不明显。货币供应量对经济增长的影响主要表现在中长期，从而可能导致货币政策在宏观调控中存在滞后。因此，尽管财政政策存在挤出效应的弊端，但短期内，我国还是应该采取货币政策与财政政策相结合的宏观调控手段，发挥二者的优点，弥补各自的不足。

（三）货币供应具有很强的内生性

脉冲相应分析表明经济增长对货币供应量的影响在短期内明显而稳定，长期来看，本期的货币供应量对后期的货币供应量影响很大。即货币供应具有很强的内生性。货币供应量的内生性加大了货币政策调整经济的难度，可能会使货币政策难以达到理想的效果。因此，在制定货币政策时，中央银行要参考多种指标手段，考虑各种会影响货币供应预期的因素，不能完全依靠货币供应量的大小，要提高货币政策的多样性和灵活性，从而促进经济的快速健康发展。

参考文献：

1.郭明星等.我国货币供给增长率同国内产出增长率之间的影响关系检验―来自MS-VECM模型的新证据[J].数量经济技术经济研究，2005（6）

2.邵国华.我国货币供给与经济增长的相关性实证分析[J].理论探讨，2008（6）

3.黄忠民，高珂.中国货币供给与经济增长关系的实证分析基于1986-2007[J].中国经贸，2009（16）

篇6

时隔3个月之后，央行再次下调存款准备金率0.5个百分点，这是自去年11月央行开启“降准”大幕之后的第三次下调存款准备金率。连续降准释放货币政策开始转向的信号，但对于实体需求的持续低迷，单靠数量型工具似乎难以应对，货币政策解决不了结构性问题。

当前，货币政策面临的情形与去年不同，如果说去年货币政策的矛盾在于供给端（有需求无供给），那么今年货币政策的矛盾则在于需求端（有供给无需求）。从央行刚刚公布的金融统计报告看，4月新增信贷数据最大的特点是中国经济需求低迷进一步凸显，不但新增贷款大幅回落，环比少增3282亿元，增幅创年内新低，当月人民币存款减少4656亿元，同比少增8080亿元,这反映出未来企业投资和居民消费信心都不足。外需依旧不振，内需开始乏力。

从外部需求状况来看，欧债危机持续恶化，以及发达国家去杠杆化，进一步拖累全球经济下行，导致外部总需求严重不足，中国外贸形势极为严峻。海关总署数据显示，前四个月我国进出口总值11671.8亿美元，比去年同期增长6%，其中进口同比增长5.1%，出口同比增长6.9%，进出口双双重返个位数增长，近期欧债持续动荡，人民币对欧元大幅升值的滞后影响，中国整体出口下滑的趋势很难改变。

从内部企业生产情况看，随着经济增速逐季放缓，产出缺口有所缩小，需求对物价的拉动减弱，但由于人民币升值、原材料、人工等成本上涨较快，我国产品出口价格优势削弱，特别是PPI环比继续回落，企业利润被进一步压缩，因此，对未来生产经营扩张的资金需求开始减少，而如果考虑到，考虑到金融信贷周期要先于经济周期，那么未来中国经济增速将延续进一步下滑的态势。因此，我们可以看到，自2011年下半年开始，企业中长期贷款增速和短期贷款增速呈现出明显的背离关系，中长期贷款增速持续下降，4月非金融企业及其他部门中长期贷款增仅增加1265亿元，新增信贷持续走低，中长期贷款的下降其背后凸显出内外部实体经济的需求萎缩。

未来流动性的大格局将不可避免的出现金融体系流动性和实体经济流动性的分化。对于实体经济流动性而言，更严重的问题在于社会融资增速的收缩将持续较长时间，货币乘数以及外汇占款的平台式下降也使M2增速继续下降。整体流动性供应增速还是在下降趋势，未来可能出现银行间流动性进入宽松状态，而实体经济流动性仍适度偏紧的分化局面。

篇7

关键词：短期国际资本流动;广义货币供应量;经济波动

Short-term International Capital， Broad Money Supply and Economic Growth

ZHOU Ting-zuo， ZHANG Yi-hao， LUN Xiao-bo

（School of Business， Nanjing University， Nanjing 210093， China）

Abstract:In this paper， a theoretical model concerning the influence of Short-term International Capital flow on the economic growth has been built. In addition， empirical research on the interrelationship of Short-term International Capital flow，broad money supply and economic growth has been conducted. The research shows the transmission mechanism through which Short-term International Capital flow has an effect on economic growth: within a short period， Short-term International Capital flow greatly affects the scale of broad money supply， which subsequently leads to a significant fluctuation in GDP. Furthermore， with the help of impulse response function and variance decomposition， the author analyzes the relationship between volatility of the scale of Short-term International Capital flow and the economic growth rate. The study reveals that the volatility in the scale of Short-term International Capital flow is the 中国整理granger reason for economic growth rate; About 20% of drastic fluctuations in the economic growth rate were due to abnormal volatility of the scale of Short-term International Capital flow.

Key words:short-term international capital; broad money supply; economic growth

1 引言

自2002年以来，随着境外短期国际资本的大规模持续涌入，我国国内相继发生了房地产市场泡沫、股市上涨、人民币升值、流动性过剩和通货膨胀。2007年美国次贷危机爆发并引发国际金融危机之后，全球金融机构的“去金融杠杠化”趋势强化，外部冲击下的国内经济形势剧烈演变，潜入的短期国际资本又出现逆转势头，与之伴随着的是国内货币政策困境、人民币汇率波动、股指大跌，以及经济增长放缓。因此，从当前中国的现实国情出发，分析短期国际资本对我国实体经济的影响及其传导渠道，科学而前瞻地研究短期国际资本流动和经济增长率波动的关系，无疑是理论界和实务部门面临的重要课题，同时也可为妥善应对当前的金融危机提供重要思路。

2 文献回顾

值得注意的是，国内外比较缺乏短期国际资本流动和实体经济关系的专门性研究成果。国外最新研究成果主要集中在以下两方面：（1）国际资本流动的影响因素及其多元化资产配置效应。如Edwards［1］，Papaioannou［2］等。（2）资本流入对东道国宏观经济变量所产生的影响。研究表明，资本过度流入会导致宏观经济过热，具体表现为：一是引起货币扩张，增大通货膨胀压力［3］；二是导致实际汇率升值，恶化贸易条件［4］；三是影响总需求［5］。

梳理并综合目前国内关于短期国际资本的研究文献，大致分为三类。第一类主要是研究短期国际资本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的计量方法为：短期国际资本规模=国际收支净误差与遗漏+私人非银行部门短期资本流入+以其它名义通过正常渠道流入的短期投机资本［6］。唐旭、梁猛认为，短期国际资本从贸易渠道流入的成本较大，短期国际资本主要是通过外资企业的利润留存、外国直接投资折旧和外资投资企业的外债等三个渠道流入中国［7］。

第二类文献主要分析影响短期国际资本流入我国的影响因素。代表性文献有：王世华、何帆发现，人民币升值预期是中国短期国际资本流动的决定因素，良好的宏观经济运行状况也会吸引短期国际资本流入［8］。张谊浩、裴平、方先明的研究结论认为大量短期国际资本流入中国大陆除出于“套利”动机外，还出于“套汇”和“套价”动机［9］。

第三类文献主要分析短期国际资本流入对我国资产价格的影响。刘莉亚研究结果表明：短期国际资本的大量流入显著推动住宅价格尤其是豪华住宅价格指数的上升［10］。张谊浩、沈晓华发现，人民币升值和上证综合指数上涨是短期国际资本流入中国的原因，但短期国际资本流入并不是上证综合指数上涨的原因［11］。

国内外研究成果对本文的实证分析具有重要启示与借鉴意义。但考虑到目前的文献尚缺乏针对短期国际资本流动与国内实体经济，特别是与经济增长率波动关系的专门成果，这与中国当前经济稳健运行的现实要求极不相符。为此，本文将从短期国际资本流动对实体经济影响机制，以及短期国际资本流动波动率变化对经济增长率的影响等方面展开研究。

3 理论模型

根据货币供给的乘数理论，假设在短期内广义货币供应量(M2)为外生变量，货币供应量主要由基础货币供应量(H)与货币乘数(λ)共同决定。假设，短期国际资本对广义货币供应量影响的滞后期及广义货币供应量对产出影响的滞后期分别为a、b。在t期，广义货币供应量表达式如下

由（13）式可知：当短期国际资本流动SCFt-a-b>0，若t+1-a-b期短期国际资本流动波动率高于t-a-b期短期国际资本流动波动率，经济增长率会上升；反之，则经济增长率会下降。值得注意的是，本模型推导过程中隐含着短期国际资本对实体经济的影响机制，即短期国际资本主要通过直接影响广义货币供应量来影响产出变化。。

4 样本选择及其描述

结合近年来国内经济的实际状况，并考虑到数据的可获性，本文选择2000年第一季度到2008年第四季度的短期国际资本流动、广义货币供应量和实际国民生产总值的季度数据进行实证研究。本文所涉及的数据均来源于WIND资讯系统。

4.1 实际国内生产总值（GDP）与广义货币供应量（M2）

本文运用价格指数对国内生产总值进行处理得到不变价格国内生产总值的季度数据。由于不变价格国内生产总值季度数据是一组具有较强季节特征的时间序列数据，这里对其进行季度调整，调整后的数据作为2000~2008年每季度的实际国内生产总值。同时，考虑到我国目前利率市场化程度低，参照第二部分理论模型的推导结论，本文选取广义货币供应量M2作为短期国际资本对GDP进行传导的中间变量。

4.2 短期国际资本流动（SCF）

本文参考并改进张谊浩、沈晓华［11］计量短期国际资本流入规模的方法估算短期国际资本流动规模。具体测算公式如下：

短期国际资本流动=外汇储备增量-FDI-正常的贸易顺差

在计算正常的贸易顺差时，本文改用加权移动平均法。在确定权重时，首先算出2000~2004年各季度贸易顺差的估计值，贸易顺差估计值的确定方法为：当期季度贸易顺差的估计值=当期季度前四个季度贸易顺差估计值的移动平均值，例如2000年第一季度贸易顺差估计值为1999年四个季度贸易顺差的均值，2000年第二季度贸易顺差的估计值为2000年第一季度贸易顺差估计值和1999年第二季度到第四季度贸易顺差的均值。然后将各季度实际的贸易顺差除以对应时期的贸易顺差的估计值，将这些比率的均值确定为权重。经计算，权重为1.16。基于2000~2004年我国贸易顺差的变化比较平滑，2004年以后我国的贸易顺差出现较大的波动，本文认为2000~2004年统计的贸易顺差额为正常贸易顺差，2004年以后，统计的贸易顺差中含有大量的短期国际资本。此外，考虑到在人民币升值时，以美元计量的贸易顺差会有所扩大，为消除人民币升值对所估算的正常贸易顺差额的影响，本文采用汇率修正，以人民币计价各季度贸易顺差金额。

4.3 经济增长率（GDP_R）和短期国际资本流动波动率（SCF_R）

本文中各季度经济增长率（GDP_R）的计算公式是：本期经济增长率=（季度调整后本期实际国民生产总值/季度调整后上期实际国民生产总值-1）×100。各季度短期国际资本流动波动率（SCF_R）的计算公式是：本期短期国际资本流动波动率=A×本期短期国际资本流动/上期短期国际资本流动（当本期和上一期短期国际资本流动都大于零，或者本期短期国际资本流动小于零且上一期短期国际资本流动大于零时，则A=1；当本期和上一期短期国际资本流动都小于零，或者本期短期国际资本流动大于零且上一期短期国际资本流动小于零时，A=-1）。经上述方法计算出的我国经济增长率和短期国际资本流动波动率走势参见图1。

5 实证检验

表1给出所有相关变量的单位根检验结果。由表1可知，对于变量GDP、SCF和M2的水平值序列，ADF检验不能拒绝存在单位根的原假设，这说明三个变量的时间序列都是非平稳的；同时，对于这三个变量的一阶差分序列，ADF检验都在1%的显著性水平下拒绝单位根存在的原假设。根据以上检验结果，可认为这三个变量都是单整变量。同时，对于变量GDP_R和SCF_R的水平值序列，ADF检验在1%的显著水平上拒绝存在单位根的假设，该结果说明这两个序列是平稳的。 5.1 短期国际资本流动影响实体经济的传导机制

由单位根检验可知，DGDP、DSCF和DM2三变量均为平稳序列（见表1），可以进行格兰杰因果关系检验。根据SC和AIC准则确定滞后期为2，检验结果见表2。

从表2可以看出，短期国际资本流动的变化量（DSCF）是广义货币供应量变化量（DM2）的Granger原因，但是广义货币供应量变化量（DM2）不是短期国际资本流动的变化量（DSCF）的Granger原因；广义货币供应量变化量（DM2）与实际国民生产总值变化量（DGDP）互为Granger因果关系；短期国际资本流动的变化量（DSCF）和实际国民生产总值变化量（DGDP）之间不存在显著的Granger因果关系。可以证明：短期国际资本流动不会对国民生产总值产生直接效应，但会通过影响广义货币供应量，进而对国民生产总值产生间接效应。该实证结论部分可以佐证前文理论模型中短期国际资本对实体经济的影响机制。

5.2 短期国际资本流动波动率与经济增长率

5.2.1 Granger因果关系检验

在确定短期国际资本净流动波动率（SCF_R）和经济增长率（GDP_R）这两个序列平稳的基础上（参见表1），本文运用2000年第二季度到2008年第四季度的数据，对两个变量的Granger因果关系进行检验，检验结果见表3。从表3的检验结果可知，短期国际资本流动波动率是经济增长率的Granger原因，但是经济增长率不是短期国际资本流动波动率的Granger原因。

5.2.2 脉冲响应和方差分解

为分析经济增长率对短期国际资本流动波动突发性变化的反应，本文利用VAR（2）模型给出经济增长率和短期国际资本流动波动率的脉冲响应图形和方差分解图形，分别见图2和图3。

经济增长率和短期国际资本流动波动率的交叉响应函数表明（见图2），短期国际资本流动波动率的非预期变化将迅速对经济增长率产生正向影响，随着时间的推移逐渐减弱，直至消失。但是，经济增长率发生变动对短期国际资本流动波动率影响不显著。

图3结果显示，造成经济增长率发生剧烈波动有20%左右是由短期国际资本流动波动率异动引起；同时，经济增长率发生剧烈波动对短期国际资本流动影响不大。

6 结论

本文构建起短期国际资本流动对实体经济影响的理论模型，并运用相关统计数据进行实证研究。研究结果表明，短期国际资本流动影响实体经济的渠道是：在短期内，短期国际资本流动显著引起广义货币供应量的变化，广义货币供应量的变化又会显著导致国内生产总值的波动。同时结合短期国际资本流动波动率与经济增长率的样本数据，实证检验发现短期国际资本流动的变动将引起经济增长率发生波动，脉冲响应函数的结果进一步证实了上述结论。通过方差分解，本文还发现造成经济增长率发生剧烈波动中有约20%是由于短期国际资本流动波动率发生异动所致。

参 考 文 献：

［1］Edwards S. Capital controls， capital flow contractions， and macroeconomic vulnerability［R］. NBER Working Paper， 2007.

［2］Papaioannou E. What drives international financial flows? Politics， institutions and other determinants［J］. Journal of Development Economics， 2009， 88(2): 269-281.

［3］Filer L H. Large capital inflows to korea: the traditional developing economy story［J］. Journal of Asian Economics， 2004， (15): 99-110.

［4］Athukorala P C， Rajapatirana S. Capital flows and the real exchange rate: a comparative study of asia and latin america［R］. The World Economy， 2003， 26(4): 613-637.

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［6］尹宇明，陶海波.热钱规模及影响［J］.财经科学，2005，(6):131-137.

［7］唐旭，梁猛.中国贸易顺差中是否有热钱， 有多少［J］.金融研究，2007，(9):1-19.

［8］王世华，何帆.中国的短期国际资本流动［J］.世界经济，2007，(7):12-19.

［9］张谊浩，裴平，方先明.中国的短期国际资本流入及其动机——基于利率、汇率和价格三重套利模型的实证研究［J］.国际金融研究，2007，(9):41-52.

篇8

关键词：时间序列；ARIMA模型；货币供应量M1

一、引言

货币供应量，即货币存量，是一国在某一时点流通手段和支付手段的总和。一般讲，货币供应量可以作为货币政策的监测，控制指标。货币政策本质上是通过货币总量控制以影响社会总供求的政策。这种政策的有效性，决定于合理的经济结构、健全的经济行为、有效的经济社会管理、灵活的市场机制。货币供应量作为中央银行调控经济的传统中介目标，从理论上其有不可替代的作用，同时在实践上其作用也十分显着，所以对货币供应量的分析与预测是非常有意义的工作。

二、实证

本文采用中国人民银行网站调查统计司的我国货币供应量2007年-2010年的月度数据。

（一）平稳性检验

使用Eviews软件对我国货币供应量进行分析，首先绘制序列M1的折线图可以看出，序列M1存在明显的时间趋势，这说明政府在这期间动用了许多积极的货币政策，我国的货币供应量大致呈增长的态势。

下面对序列M1进行单位根检验，根据M1的单位根检验结果显示，t统计量的值2.07远大于检验水平-3.58（1%的临界值）、-2.93（5%的临界值）、-2.60（10%的临界值），因此拒绝原假设，既可以认为序列M1是非平稳的。另外，从序列M1的相关图可以看出，序列M1的自相关函数呈指数衰减，但衰减速度非常缓慢，因此也可以认为序列M1是非平稳的。

（二）模型识别

为了消除序列M1的趋势并同时减小序列M1的波动，对序列M1进行一阶差分。根据序列M1的一阶差分相关图可以看出，序列M1一阶差分后的自相关函数没有与原序列M1那样呈指数缓慢衰减，而是快速衰减，从而表明序列M1的趋势基本得到消除。对序列M1建立ARIMA（p，d，q）模型，由于序列M1经过一阶差分后，序列的趋势被消除，因此d=1，而序列M1的自相关函数和偏自相关函数都是一开始就衰减为0，因此p=1，q=1。综合上述分析，考虑建立ARIMA（1，1，1），ARIMA（1，1，0），ARIMA（0，1，1）

（三）模型估计

为了选取适合的模型，我们对上述ARIMA模型进行检验，检验结果显示ARIMA（1，1，1）拟合优度最好，且根据ARIMA（1，1，1）的AIC（19.2010）和SC（19.32029）最小，所以选择ARIMA（1，1，1）较为合适。

由表一可以得出ARIMA（1，1，1）模型AR过程和MA过程都分别有一个实数根，这两个根的模都小于1，从而表明ARIMA模型是平稳的也是可逆的。

该模型的展开式为：（1-0.9516B）（1-B）M1=4610.103+（1-0.9658B）εt

（四）模型检验

下面对模型的残差序列进行检验，若残差序列不是白噪声，意味着残差序列还存在有用的信息没被读取，需要进一步改进，本文中直接对残差序列进行操作，得到其相应的自相关图看出，残差序列的样本自相关函数和偏自相关函数都在95%的置信区域以内，从滞后1阶到15阶的自相关函数的概率P值全都显着大于0.05，因此不能拒绝原假设，即可认为模型ARIMA（1，1，1）估计的残差序列不存在自相关，检验通过。

（五）模型预测

下面利用所估计的模型ARIMA（1，1，1）对2010年10月，11月，12月的货币供应量M1进行预测。

由表二可以看出，2010年10月-12月我国货币供应量M1的预测值与实际值的差距较小，说明ARIMA模型对我国货币供应量的拟合度较好。

三、结束语

篇9

关键词：货币供给量；商品房销售面积；商品房竣工面积

中图分类号：F124 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）01-00-01

对消费者而言，货币供给量的持续增加代表经济的持续繁荣，带来收入增加与需求能力提高，需求直接带来价格的提升，对于房地产开发商，货币供给量的增加直接带来投资的增加，市场繁荣时，投资增加开发收益，价格持续提升。为了进一步研究货币供给量对房地产供求关系的影响，本文将运用eviews6.0软件将对相关变量做进一步的实证分析。具体的实证过程如下：

一、变量选取及数据说明

本文重点分析货币供给量与房地产供求关系的影响，故在变量选取上选取了4个重要指标：

货币供给量（M1）：相比广义货币供给量M2来看，狭义货币供给量与房地产波动特征更为明显，其具体包括流通中的现金和企业等单位在银行的活期存款。

商品房销售面积（ha）：用于衡量我国商品房的销售量，也直接代表市场需求量。

商品房竣工面积（hs）：用于衡量房地产新增供应量的指标

人均可支配收入（y）：收入水平衡量居民的支付能力，也直接对房地产市场产生关联作用。

本文选取了2002年1季度至2010年4季度的数据进行分析，货币供给量数据来源于中国人民银行网站，其余三个指标来自我国统计局官方网站。同时对商品房销售面积和人均可支配收入进行了季节调整，运用X11方法，为了消除异方差影响，对各个变量取了对数处理。

二、数据平稳性检验

本节选取ADF单位根检验数据的平稳性，具体检验情况如下表：

表2-1 各数据单位根检验

从以上检验情况可以看出，以上4个变量数据在显著值5%水平下是不平稳的，但一阶差分都是平稳的，各个变量可能存在协整关系，可以进一步做协整检验。

三、协整检验

表2-2货币供给量、商品房销售面积、商品房竣工面积、人均可支配收入的协整关系检验结果

通过表2-2可以看出，4个变量之间存在一个协整方程，长期协整关系可表示为：

Lnm1=10.839 lnshA-10.6039 Lnhs+0.552369 lny

从以上关系式可以看出，货币供给量与商品房销售面积是正相关的长期均衡关系，货币供给量每上升1%，会导致商品房销售面积增长10%，这也是为什么国家多次运用利率等手段对房地市场调控不显著的原因，主要还是货币供给量一直保持稳定的增长，从而资金流向房地产市场，造成了市场的持续繁荣，需求持续上升，成交规模不断扩大。

四、实证分析主要结论

货币供给量对房地产市场需求和供给均带来长期的正相关的影响，在金融政策调控房地产市场中，银行信贷仍是我国货币供给的主要途径，而我国房地产行业依赖房地产信贷融资的局面未根本改变，故信贷的扩张对房地产的市场影响作用十分显著，而市场格局长期供不应求的情况下，供应的增长也直接带来了需求的充分释放。故在金融政策调控的运用上更多的应该采取直接的信贷控制政策，控制资金流向，保证市场的健康发展。

参考文献：

[1]杨兆廷，庞如超.从紧货币政策对房地产行业投资的影响分析[J].上海金融学院学报，2009（1）：49-54.

[2]魏博文.我国房地产价格与货币流动性的实证分析[J].中国房地产金融，2009（1）：38-41.

篇10

[关键词]非货币性资产交换；不等价交换；公允价值；补价

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.25.069

1 换入资产基于换入资产的公允价值计量

1.1 不等价交换的认定

换入资产基于换出资产的公允价值计量的情况下：换入资产的入账成本=换出资产的公允价值+增值税销项税（-增值税进项税）+支付的补价（-收到的补价）。CPA教材中指出，补价是交换双方资产不含税公允价值之差；但是笔者认为这种定义有待商榷，可以通过下面的案例进行分析。

例1：M公司以一批库存商品交换N公司的房产，库存商品的成本为80万元，已提减值准备2万元，公允价值100万元，增值税率为17%，消费税率为5%。房产原价为300万元，已提折旧180万元，已提减值准备60万元，公允价值为90万元，营业税率为5%。经双方协议，由N公司支付银行存款20万元。双方均保持资产的原始使用状态。该交易具有商业实质。

分析：按照CPA教材中的规定，本例中补价=100-90=10万元，而N公司支付20万元银行存款，即N公司支付的补价中有10万元损失，属于不等价交换。但是考虑到M公司换出资产库存商品时，应缴纳增值税17万元，即M公司换出资产总价值为117万元，N公司换出资产总价值为90万元；基于等价交换的原则，N公司应给付M公司27万元的补价。显然，M公司收到的补价20万元不足以弥补换出资产与换入资产的差价，实现亏损7万元，属于不等价交换。其原因可能是为了处置积压存货而进行的压价，或者是出于对货币资金流动性的偏好。

1.2 交换损益的确认

换人资产基于换出资产的公允价值计量的情况下：《企业会计准则第7号――非货币性资产交换》规定，公允价值与换出资产账面价值的差额计入当期损益。进一步理解为，交换损益=换出资产的公允价值一换出资产的账面价值一相关税费（价内税）；可以通过上述案例进一步分析。

分析：M公司换出资产的公允价值为100万元，账面价值为80-2=78万元，消费税为100×5%=5万元，所以M公司确认的交换损益=100-78-5=17万元；换入资产的入账成本=换出资产公允价值+增值说销项税一收到的补价=100+17-20=97万元。相关会计分录为：

借：固定资产97万元银行存款20万元

贷：主营业务收入100万元应交税费――应交增值税（销项税）17万元

借：主营业务成本78万元存货跌价准备2万元

贷：库存商品 80万元 借：营业税金及附加5万元

贷：应交税费――应交消费税5万元

从账务处理中可以计算交换损益=100-78-5=17万元，与根据准则计算的结果相一致。但是从前述分析中可知，本案例中非货币性资产交换属于不等价交换，是由于M公司收到的20万元补价不能弥补交换资产的总价值之差，补价中的亏损为7万元。考虑到这种情况下会计准则的理论性规定与实际账务处理能够保持一致，交换收益仍确认为17万元。如果将补价中的亏损7万元确认为当期损益，则会计账务处理无法进行，即没有相应适当的账户可以进行记录。笔者认为这可以理解为M公司利用资产交换实现了对于货币资金流动性的偏好，并利用这部分流动资金进行生产经营或短期资金周转，因此会计中不确认补价中的损失。同理，N公司按照会计准则规定计算换人资产的人账成本与交换损益，交换损益中也不包括补价中的收益。

2 换入资产基于换入资产的公允价值计量

2.1 不等价交换的认定

换入资产基于换入资产的公允价值计量的情况下：换人资产的人账成本=换人资产的公允价值；可以通过下面的案例进行分析。

例2：X公司以其不准备持有至到期的国库券换入Y公司的一栋房屋已被出租。X公司持有的国库券是作为交易性金融资产，Y公司的房屋作为企业的固定资产进行管理。国库券的账面价值为55万元，公允价值为50万元；房屋的原值为80万元，在交换日的累计折旧为45万元，公允价值为45万元。经协商，Y公司向X公司支付银行存款10万元。假设整个交易过程中没有发生相关税费。

分析：由于Y公司换入的交易性金融资产的公允价值更加可靠，所以Y公司换人资产的人账成本=换人资产的公允价值=50万元，Y公司换出资产的公允价值为45万元，Y公司应支付补价5万元；但是经双方协商后，其支付了10万元银行存款，违背了等价交换的原则，即在支付的补价中实现5万元亏损。

2.2 交换损益的确认

换人资产基于换入资产的公允价值计量的情况下：会计准则对于这种情况下的交换损益并没有明确规定，可以通过上述案例进一步分析。

分析：Y公司换入X公司的交易性金融资产，由于换入资产的公允价值更加可靠，因此，换入资产成本=换入资产的公允价值=50万元；换出资产的账面价值=80-45=35万元，公允价值=45万元，处置固定资产实现收益=45-35=10万元。此外，由前述分析可知，Y公司应付补价=5万元，但是实际支付10万元，补价中所含亏损为5万元。笔者认为可以进行如下会计账务处理：

借：固定资产清理35万元

累计折旧

45万元

贷：固定资产 80万元

借：交易性金融资产50万元营业外支出5万元

贷：固定资产清理35万元 营业外收入10万元 银行存款10万元

笔者认为在不等价交换的情况下，如果换入资产基于换人资产的公允价值计量，则交换损益应该包含两部分内容：一部分是处置换出资产所实现的损益；当换出资产为存货时，按公允价值确认收入，同时结转相应的成本；当换出资产为固定资产、无形资产时，换出资产公允价值与账面价值的差额确认为交换损益，计人营业外收入或营业外支出；当换出资产为长期股权投资、可供出售金融资产时，公允价值与账面价值的差额确认为交换损益，计人投资收益。另一部分是补价中所含的损益，表现为实际支付补价与应付补价的差额，笔者认为其实质是企业进行非货币性资产交换取得的利得或损失，可计入营业外收入或营业外支出。据此分析，本例中Y公司实现的交换损益=10-5=5万元，并且与账务处理的结果相一致。

3 结论