货币供应范文

导语：如何才能写好一篇货币供应，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。

篇1

关键词：货币供应量；基础货币；货币乘数；途径

1999年以来，中央政府实施了积极的财政政策，对保持宏观经济稳定增长起到了重要作用，但总需求相对不足的状况仍未得到有效解决，这表明在财政政策积极的同时，有必要让货币政策扮演更加重要的角色，充分发挥货币政策对经济增长的作用。就货币政策而言，一个重要指标就是货币供应量，因此，最近一段时间，有关专家学者呼吁2000年要扩大货币供应量，使货币供应量增长保持较高水平，从而为经济增长提供保障。那么，扩大货币供应量的途径在哪里？应采取哪些措施呢？

一、货币供应量的决定因素及分析

在现代货币银行制度下，货币供应量取决于基础货币和货币乘数之积，因此，只有对基础货币和货币乘数进行详细的研究，才能准确把握货币供应量的趋势。

1．基础货币的决定因素及实证分析

货币银行理论表明，基础货币由流通中的现金与商业银行的准备金之和构成，它是创造货币供应量的基础。由于我国的特殊国情，央行的基础货币还包括非金融部门的存款，因此本文对基础货币的定义是：基础货币＝发行货币＋对金融机构负债＋非金融机构存款（以下所用数据除非特别说明，均来自于中国人民银行统计季报）。

根据历史数据，我国的基础货币总体上呈上升趋势。1990年之前基础货币增长比较缓慢，基本上是平稳的爬升阶段；1993年之后，基础货币增长较快，特别是在1993－1994年间，基础货币的增幅明显较高，1995－1996年虽有所波动，但仍保持较高水平；1997年，基础货币增速放缓（当然这与统计口径发生变化有一定关系，但增速下降趋势则是明显的），1998－1999年，在法定准备金率下调以及法定准备金帐户和备付金帐户合并之后，基础货币增速下降的趋势更加明显。从基础货币的构成看，基础货币增速下降主要是受对金融机构负债增速下降所致，1999年，非金融机构存款出现负增长，也对基础货币的增长产生了一定的影响。

从中央银行的资产负债表来看，基础货币是中央银行的主要负债，因此为了达到调控基础货币的目的，中央银行可以通过调整资产方的各个项目来实现。历史数据表明，1993年以前，我国银行总资产中中央银行国外资产所占比重较低，因而这期间基础货币的变化主要由中央银行国内资产的运用所决定。1993－1994年是我国经济周期发生转折的阶段，酝酿和出台了一系列的改革措施，1994年初又进行了一系列税制和外汇管理体制的改革，尤其是人民币汇率的并轨和实行结售汇体制的改革，大大促进了出口的增长，形成了国际收支中经常性项目的大量顺差，从而使中央银行国外资产所占比重增大。1995－1997年，为维护人民币汇率的相对稳定，使得中央银行国外资产所占比重进一步增大，1997年末达到42．1％。1998年，由于受亚洲金融危机的影响，我国出口形势严峻，外贸顺差有所减少，因而国外资产所占比重上升趋势减缓，年末为43．7％。可以说，近几年来，中央银行的资产结构中国内外资产几乎均等，因而国外资产的多少、增长快慢就对基础货币有非常重要的影响。从增长速度看，1993年以来，中央银行国外净资产的增速呈明显下滑态势，1994－1998年其增速分别为：187．3％、49．8％、43．4％、38．3％和2．5％。1999年1－9月份，国外净资产增长10．4％，这也是1999年3季度以来货币供应量增幅回升的一个重要因素。

从国内资产看，1994年以前国内资产一直占中央银行总资产的80％以上，可以说那时从资产角度看影响基础货币的主要因素就是国内资产的变化情况。1994年后，由于国外净资产的增加，中央银行国内资产所占比重呈下降态势，到1998年末，国内资产占中央银行总资产的56．6％。在国内资产中，主要是对存款货币银行的债权，如在1993年，对存款货币银行债权占中央银行总资产的70．3％，之后逐步下降，到1998年末为41．8％；其它还有对政府的债权，这一数值在1994年以前占总资产的比重较高，1994年占总资产的9．1％，之后由于银行法规定政府不得向银行透支，因而对政府债权一直稳定在1582亿元，所占比重不断下降。对非货币金融机构的债权，1997年以前占总资产的比重较小，1997年之后，由于政策性银行等的发展，因而对非货币金融机构的债权增加较多，所占比重大幅上升，1998年末达到9．5％。从增长速度看，国内资产自1996年后增速迅猛下降主要是受对存款货币银行债权增速下降所致，1997年下降1．11％，1998年下降9．1％，而1999年1－9月却增长10．25％，相应地带动国内资产增长10．24％。同样，对非金融部门债权自1995年后一直为负增长，对国内资产的增长也产生了一定影响。与之相反，对非货币金融机构债权增长在1997年达到高点，当年增长1660．7％，之后尽管增速下降，但仍是国内资产各项中增速最快的，1998年增长42．97％，1999年1－9月增长16．9％，对国内资产进而对基础货币的增长产生了一定的正影响。

2．货币乘数的影响因素及分析

根据前述基础货币的定义，1993－1997年我国M2的货币乘数变化不太规则，有升有降，M1的货币乘数则基本呈微降态势。但自从1998年春季央行大幅下调准备金率后，我国的货币乘数则基本上呈上升趋势，即M1的货币乘数由1998年6月份的1．104上升到1999年9月的1．426，M2的货币乘数由1998年6月份的3．094上升到1999年9月的3．915。

根据我国的情况，狭义货币乘数可表述为：（现金漏损率＋活期存款比率）／（法定准备金率＋备付金率＋现金漏损率＋非金融部门存款比率）；广义货币乘数的分母与狭义货币乘数一致，分子则为1＋现金漏损率。根据这两个公式，我们对1993年以来我国的货币乘数进行了测算，结果表明，其（即与货币供应量和基础货币实际值计算的结果）误差很小（平均误差为3％，且很稳定），趋势也是一致的。因此，分析货币乘数，有必要对以上几个行为参数作出判断。

（1）法定准备金率

从理论上讲，法定存款准备金率的调整，即使是微小的变化，都会对货币流通产生强烈影响，在众所周知的中央银行货币政策“三大法宝”中，它的效果是最为猛烈的。因此，各国一般都不常用这个货币政策工具，即使要调整，也是微调，因为金融机构资金规模巨大，更为重要的是货币乘数的作用，它几倍于存款创造贷款。尽管目前我国的法定准备金率已由原来的13％降至6％，但是一方面与国外相比仍较高，另一方面由于网络化、全球化进程的加快，各国更为重视的是资本充足率这一指标，而对准备金率的要求有所放低，因此，作为刺激内需的货币政策操作工具——法定准备金率，仍有下调的空间。

（2）备付金率

近年来，随着我国超额准备金率的不断下降，货币乘数逐步放大，即超额准备金率与货币乘数呈反比例关系。备付金率的高低直接影响货币乘数的大小，但备付金率并不能完全由中央银行所控制，它取决于商业银行的行为，中央银行只能间接地影响它。商业银行持有备付金是有机会成本的，而备付金率的高低取决于市场利率与商业银行从中央银行借款的利率之差，二者差额越大，备付金率越低。1998年以来，随着二者差距的增大和利率水平的逐步降低，备付金率已出现下降趋势，存款货币银行的备付金率（以法定准备金率为8％考虑）由1998年3月的7．53％下降到1999年9月的5．83％这里所指的备付金率为在人行存款加上库存现金与对非金融部门负债之比。2000年，随着经济形势的好转，各经济主体的投资、消费意愿会有所增强，因而备付金率有进一步降低的可能。

（3）现金漏损率

现金漏损率于80年代和90年代初期在我国一直比较高，不过随着货币市场的不断健全，金融交易工具的逐渐增多，我国的现金漏损率近年来有所降低，1998年3月－1999年9月，大约在11．5％左右。现金漏损率的高低与现金需求量的大小有关，而影响现金需求量的因素很复杂。我国的现金漏损率是由政府、企业和居民的行为共同决定的。由于金融资产收益率的变动会影响持有现金的机会成本，以及银行存款利率的变化会影响个人储蓄的变化，这就使现金漏损率的变化比较复杂。2000年，由于目前名义利率水平比较低，居民储蓄存款特别是定期存款增势减缓，加上征收利息税的影响，因而居民持现动机相对有所增强，估计现金漏损率下降空间有限。在其它情况不变的情况下，现金漏损率与货币乘数负相关，因此若现金漏损率下降不大，则将影响金融机构派生存款的能力，对货币乘数产生一定影响。

（4）非金融部门存款比率

1993年以来，我国非金融部门存款一直比较稳定，并呈缓慢下降趋势，这一点在19*年表现得更为明显，到19*年9月末，我国的非金融部门存款比率为3．58％，较之上年下降了一个百分点。随着政策性金融业务的进一步规范，这一比率将呈平稳态势，变化不会太大。

（5）活期存款比率

活期存款比率反映了货币供应量层次的结构变化，这个比率在决定狭义货币乘数时有用。由于受持有活期存款的机会成本的影响，因此这一比率与利率的关系比较密切，同时由于这里所指的活期存款主要是指企业活期存款，因而经济活跃程度如何以及企业对未来经济的预期怎样，对活期存款也有着比较大的影响。1996－1998年，我国的活期存款比率基本维持在30％左右，进入1999年后，一、二、三季度这一比率分别为27．5％，27．8％和28．8％，呈缓慢上升趋势。随着利率水平的下降和储蓄存款实名制的实施，在金融交易工具增加不多、信用情况改善不大的情况下，估计这一比例将逐步上升。

二、扩大货币供应量的对策

从货币供应量的定义中可以看出，扩大货币供给量的途径不外乎两条：一是增加基础货币，二是提高货币乘数。

从增加基础货币方面看，主要有三项：

（1）从货币当局资产方着手，加大国内资产的运用，即加大再贷款、再贴现规模，特别是对那些急需资金的中小金融机构，这样可以从资产方影响基础货币的增加。

（2）扩大货币发行。在基础货币中，货币发行占到了近50％，因此加大货币发行是扩张基础货币，进而增加货币供应量（M1、M2）的有效途径。目前我国的经济过剩，绝非是经济高度发达条件下的过剩，远未达到东西多得用不了的程度。实际上，我们的建设资金缺口极大，潜在消费与投资需求空间还很大，完全可以用发钞票的办法配合扩张性财政政策来解决经济发展中的问题。同时，为扩大货币发行，还可以核销部分国有商业银行的坏帐，帮助金融机构化解金融风险；尽快成立中小企业贷款担保基金，消除金融机构对中小企业放款的后顾之忧，从而扩大贷款规模，使资金配置更加优化、有效。

（3）加大公开市场操作力度。央行购入债券，吐出基础货币，这其中一个条件就是债券市场规模不断扩大，从而使公开市场操作有一个好的着力点。

从提高货币乘数方面看，主要有四项：

（1）通过降低甚至取消存款准备金率的办法，迫使金融机构更积极放款，加速降低备付金率水平，从而提高货币乘数。

（2）改变认购资金冻结数日的做法，消除新股认购对基础货币和银行准备金管理的不利影响。理论上讲，新股认购资金的验资既不需要资金的异地划拨，也不需要冻结数日，只要验资的某一时点上新股认购帐户中有真实资金就可以了。因此，应改进集中验资的方式，让所有证券结算银行或分行都在当地人民银行营业部开户，利用人民银行营业部联网系统实行证券认购资金的当地验资，资金信息集中到交易所进行认购。同时，为了不影响金融系统的基础货币量和准备金状况，冻结认购资金的时间应尽可能短，甚至可以缩短到几乎一个时点上。全国统一验资结束以后，认购资金重复认购的可能性已经不存在，因此，资金可在验资结束后立即解冻。中了新股以后的资金交割可另行制定交割日。这样，银行准备金管理的压力将大大减轻，超额准备金率下降，货币乘数扩大，基础货币也不会受到影响。

（3）改进金融系统的服务，增加有益于流通和交易的金融工具，从而充分发挥金融系统的中介功能，这样可以加快货币流通速度，减少货币沉淀；也有助于降低现金漏损率，从而提高货币乘数，增加货币供给量。

（4）在必要的时候，可以续下猛药，调低法定准备金率，从而有效提高货币乘数。

不可否认，无论是降低存款准备金率，还是运用再贷款、再贴现、公开市场操作等，在市场化国家都被视为“猛药”，其结果都会导致商业银行授信能力的增强，然而这只是为扩大货币供应量提供了必要条件。现在的问题是金融机构并不缺资金，金融机构存贷差逐步扩大就是一个佐证。因此如果金融机构仍然借贷、慎贷，那么扩大货币供应量的初衷就不可能成为现实。为此，在采取货币政策手段外，尚需在体制改革上迈出更大步伐，具讲说：

（1）完善金融机构自主经营的环境。目前，我国的金融机构，特别是国有商业银行，经营环境决定其还没有完全实现自主经营，还存在各级政府对商业银行的干预。因而使商业银行不能充分发挥其中介功能，同时也使商业银行产生了一定的依赖心理，缺乏创新和追求效益的动力。

篇2

就在这次会议上，央行确定了2005年狭义货币供应量M1和广义货币供应量M2增长的预期目标――15％；同时，央行将全部金融机构新增人民币贷款的预期目标设定为2.5万亿元。由于汇率和利率不在讨论之列，这两项反映货币控制松紧程度的重要指标，自然而然成为人们关注和争论的焦点。

这到底是货币进一步紧缩的信号，还是2004年年末货币政策的延续？尽管2004年的货币供应控制很紧，但进入四季度以后，已经显示出放松的态势。对上述问题的不同回答，直接引出了对2005年中国宏观经济走势的不同预测。

其实，三周之前，在央行召开的一次专家会议上，就已出现不同意见的争论。一位不愿透露姓名的与会专家向《财经》透露，他当时竭力建议货币供应增长速度应保持在15％的水平。另一派针锋相对的意见则认为，这样货币控制过紧，如拟定17％的货币供应增速，似更为合理。

央行南宁会议的正式决定之后，引起了很大的反响。乐观者认为，货币控制延续了2004年底相对宽松的态势，保持了政策的稳定性；悲观者则认为，货币控制过紧，将会导致中国经济加速下滑；更有人引证说，前几天国际铜、铝等期货价格大幅下跌，即是市场对这一信号的负面反应。

乐观派更倾向与去年年底的数据相较。中国国际金融公司首席经济学家哈继铭认为，如果仅仅因为设定的增速低于2004年设定的增速，就断言2005年货币控制过紧，显然没有道理。高盛中国首席经济学家梁红、德意志银行大中华区首席经济学家马骏持相似看法：尽管2004年央行最初把M2的目标增速设定为17%，但5月后货币政策就发生了重大变化，8月至11月之间M2的平均增长速度只有13.8%。据央行的初步估计，2004年年末M2的增速为14.5％。因而2005年15%的货币增速，表明货币政策在适度放宽。

马骏认为，2.5万亿元的新增人民币贷款目标同样支持这个结论。马骏和哈继铭的计算得出类似的结论――这相当于13.8％的增长速度，高于2004年8月至11月平均13.6％的增长速度。这意味着央行希望银行体系的流动性有所提高。

悲观者的计算方法则不一样。光大金融研究所首席经济学家高善文即认为货币控制偏紧。2004年的货币控制过紧，远远超出正常范围，2005年仍然延续这个态势。许多人估计，2005年的GDP增速将在8.5％左右，而GDP 的缩减指数不太可能低于5％，两项加总在13％－14％之间。高善文认为，2005年货币流通速度至少有3-4个百分点的放慢，才能回归长期趋势。2004年实际的货币流通速度则明显高于长期趋势，这本身是货币紧缩的反映和后果。两者加总，他计算出来的中性货币供给增速为17％。

“如果明显低于这个水平，则意味着流通速度与长期趋势的背离继续扩大，紧缩力度在加码，市场的影子利率还会往上走。”高说，“因为经济增长和物价增长对货币需求在增长，但供给却没有上去。”

据称，由于货币供应紧张，真正对经济活动有意义的利率水平在大幅提高。高善文估计，市场加权的贷款利率全年增幅不低于120个基点，甚至大于联储加息的力度，黑市利率增幅恐怕更大。他认为，如果货币供应被准确地限制在15％的增长水平，则2006年的经济不能太乐观，增长速度可能在8％以下；考虑到前几年大量形成的生产能力，一旦经济显著放慢，再次出现通货紧缩并非没有可能。

在他看来，市场对此有负面反应也就不足为奇了。前几天铜、铝等远期价格以及香港股市的下跌，固然是美国加息预期以及美元走强背景下的结果，但担心中国货币过度紧缩也是原因之一。

北京大学中国经济研究中心教授宋国青也怀疑铜、铝价格的下跌与此有某种关联。但他认为，即使央行真能稳定15％的货币供应增长率，在当前的情况也无不可。“现在真实利率比较低，货币流通速度就会快一些，货币供应不至于太紧张。”他补充说，“如果利率提高，15％的增速就显得偏紧。但近期内不会加息。”

更重要的是，宋国青认为，央行的这一设定并不是很硬性的，需要“看一步走一步”；而且，总的宏观调控情况是由国务院把握，其效果并非央行一家所决定，其他宏观调控的手段（如控制项目）最后都会在货币供应量上表现出来。

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关键词:贷款基准利率;Shibor;基础货币被动投放

Abstract:Money supply is the intermediate objective of China's monetary policy. One of the essential variables that influence money supply is interest rate. Generally speaking,the interest rate is negatively related to a country's money supply, however,this relationship needs to be reexamined in China where the monetary base is passively released to the economy. Consider that China is in the transition period of the interest rate marketization,when the regulated interest rate coexists with the benchmark interest rate Shibor which is now developing,it is necessary to use Shibor as the intermediate variable to analyze the influence of the change of regulated interest rate on the money supply.

Key Words:benchmark interest rate of loans,shibor,passive release of monetary base

中图分类号:F822.0 文献标识码:A文章编号:1674-2265(2009)11-0021-04

一、问题的提出

伴随着我国持续的国际收支双顺差,外汇占款在我国基础货币中所占比率不断上升。从2003年的48.1%到2009年7月的74.03%――基础货币被动投放的格局在短期内难以改变,并由此造成流动性的被动增加。在这一大背景下,我国经济却有着两种截然不同的经历。从2007年开始到2008年9月美国次贷危机演变为影响全球的金融危机之时,抑制经济由偏快走向过热、控制流动性过剩和通货膨胀一直是国内宏观调控的主旋律。中国人民银行通过多次发行央行票据,频繁上调准备金率(从2006年7月到2008年3月,央行连续16次上调法定存款准备金率)和金融机构存贷款基准利率(2007年上调了6次)来表现调控经济的方向和决心。然而,这一形势在2008年9月发生了转折――虽然基础货币大量被动投放的局面没有缓解――但我国突然面临着经济紧缩的危险,流动性过剩和通货膨胀的压力仿佛瞬间消失了,央行的利率政策也随之急速逆转,从2008年9月16日到12月23日短短三个月的时间内五次下调金融机构存贷款基准利率。在国内经济冰火两重天的境遇中,央行都逆势而又频繁地调整了存贷款基准利率,以图维持经济的健康发展。可以看到,我国的通货膨胀率在经济逆转前得到了一定的控制;从金融危机爆发至今,国内经济也开始回暖,整个经济的发展轨迹没有大起大落。在这一过程中,对利率调控的有效性存有争论。对于2007年央行连续上调利率的货币政策,有学者不以为然,认为我国逐步开始显现的“金融脱媒”以及作为经济主体的企业对利率的不敏感性导致利率政策调控无效,与此相反的观点则指出我国应加强利率机制在货币调控中的作用,因为这顺应了全球趋势和中国货币调控机制的改革方向。利率调控在我国货币政策中的作用已成为一个争鸣的焦点,因研究视角不同,得出的结论也不同。其中从基础货币大量被动投放这一宏观经济背景出发,已有研究通过定性分析指出基础货币被动投放导致利率调节功效缺失。本文从定量分析出发,利用2007年1月至2009年7月(我国利率调控频繁期)的月度数据,通过考察利率与货币供应量之间的关系以对这一问题作出再次审视。数据来源为中国人民银行网站和上海银行间拆借利率网站。

目前,我国的存款利率上限和贷款利率下限仍处于管制之中,央行的利率政策主要是对金融机构的存贷款基准利率进行调整。与此同时,我国继续推进利率市场化改革,积极培育真正的市场基准利率,于2007年1月4日推出上海银行间拆放利率Shibor,其将来的作用类似于美国联邦基金利率或伦敦银行同业拆借利率Libor。要在这一过渡时期分析我国利率与货币供应量的关系,就应分为两部分:一是考察目前的管制利率与市场利率的联动性;二是运用时间序列的计量经济方法分析市场利率与货币供应量之间是否存在格兰杰因果关系。

二、管制利率与Shibor的联动性

从银行主体性的角度考虑,此处的管制利率选择金融机构的贷款基准利率。Shibor目前有隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月及1年八个品种。基于匹配性,此处贷款基准利率选择六个月以内(含六个月)和六个月至一年(含一年),Shibor选择6个月和1年两种,用EViews5.0得到的图形如图1-2(考虑到节假日因素,Shibor曲线出现个别断点)。

从图1-2可以十分清晰地看出,无论是6个月的Shibor还是1年的Shibor都与相应期限的贷款基准利率有着几乎一致的变化步调,这说明央行对于基准利率的人为调整可以准确地控制较长期的市场利率水平。由于Shibor的期限大部分是短期,同时短期利率水平能够更及时地反映出市场资金的供求状况,所以有必要对代表Shibor不同期限的利率水平走向作出比较。这里选取隔夜、1周、1个月和6个月的Shibor数据。图3-4显示,Shibor的期限结构渐趋明显。2007、2008年的短期Shibor波动幅度明显,但从波动轴心看,6个月以下的Shibor水平与6个月的Shibor有明显的相关性;2009年的Shibor持续在低位运行。用均值得到的结果更清晰地显示出这一点。由此可以得出,目前央行对管制基准利率的调整不仅可以准确地影响以Shibor为代表的相应期限的市场利率,同时还借助利率期限结构影响整个市场利率水平。

三、Shibor与货币供应量关系的实证分析

货币供应量是一国经济冷暖的重要指示器。中央银行通过直接增减基础货币和间接调整货币乘数来控制货币供应量的大小。如果一国的货币供应量超过了实体经济的需求,就会出现流动性过剩,对经济发展产生不利影响;同时,当一国需要大力发展实体经济时,也需要货币供应量有相应的增加,这两种情况正是2007年以来至今我国经济的写照。中央银行对利率的调整可以通过影响货币乘数影响货币供给,同时货币供给的大小也影响着利率的高低。一般来讲,在货币需求没有明显变化的情况下,利率水平与货币供给成反比关系。但是这样的关系是以央行主动投放基础货币为假定前提的,而我国央行对利率的调控――无论是2007年的经济膨胀还是2008年的经济紧缩――大背景都是被动投放基础货币。在这种情况下,利率水平与货币供给能否相互解释就需要用我国的实际经济数据予以考察。

上文已经指出我国央行对贷款利率的调整可以影响以Shibor为代表的市场利率的同步变化。下面就以交易最活跃的1周和6个月Shibor为例,以M1表示货币供应量,运用时间序列的计量经济方法分析我国利率与货币供应量的关系。数据为2007年1月至2009年7月的月度数据,其中Shibor为各月末的20日均值。为消除异方差的影响,Shibor与M1采用自然对数的形式。

(一)时间序列的趋势判断

恰当地描述有趋势的行为的统计模型是把时间序列写成是独立同分布序列, ,。

的回归结果如下,M1以亿元为单位。

的回归结果如下,

以 %为单位。

的回归结果如下,

以%为单位。

、 和都有统计显著的时间趋势,所以在单位根检验中需要加进时间趋势。

(二)单位根检验

对相关变量进行协整分析之前先要对变量平稳性作检验。单位根检验是判断时间序列平稳性最常用的方法,单位根检验方法主要有DF检验法、ADF检验法和PP检验法,这里使用扩展的迪基―富勒(ADF)检验。取一阶滞后的ADF检验的基本方程为:

,式中虚拟假设是

对立假设是 。 、 和

的ADF检验结果为:

即使在10%的显著性水平上也不能拒绝原假设,所以、和 均存在单位根。对 、和取一阶差分再作ADF检验。由于已取差分,不再加入时间趋势,检验结果为:

由上表看出,和 的一阶差分序列为平稳时间序列,即和 遵循I(1)过程。但是,在取一阶差分后仍为非平稳序列。事实上,在对 进行二阶差分后,即在1%的置信水平上为平稳序列。如下表所示:

因为序列 和序列的单整阶数不同,所以找不到 使 为

过程,即无法解释 的变化。而和 是两个 过程,这意味着可能存在使 为过程,需对和进行协整检验。

(三)协整检验

时间序列和 均存在单位根并且同为 过程,此时可进行协整检验,考察两者是否存在长期均衡关系,也为下一步的格兰杰因果检验形式的选择作准备。协整检验有两种,一种是对回归残差的平稳性进行检验的恩格尔―格兰杰两步法,另一种是对回归系数进行整体检验的Johansen协整检验。此处采用恩格尔―格兰杰两步法。

和存在时间趋势,协整检验的回归方程为 ,对残差 作ADF检验,如果 存在单位根,则和

不存在协整关系。

取为 , 为 ,作上述回归,得到估计的回归方程为

,对由此得到的残差序列作ADF检验,取一阶滞后,即对和回归,结果如下:

存在单位根,所以 和不存在协整关系,两者无长期均衡关系。

(四)格兰杰因果检验

由于不平稳时间序列和 之间不存在长期稳定的协整关系,对它们之间的因果关系检验就需要先将变量差分平稳化处理后再用格兰杰因果关系检验法。 和序列均为 ,对

和 进行检验。

一阶滞后的检验结果如上。

二阶滞后的检验结果如上。

可以看出,不论是检验是否是

的葛兰杰原因,还是检验 是否是

的格兰杰原因,p值都在可接受的水平之上,所以都接受了彼此不是葛兰杰原因的假设,即和不存在因果关系,1周Shibor的变化不导致M1的变化,M1的变化也不导致1周Shibor的变化。

四、结论与启示

在首先考察了作为央行利率调控对象的贷款基准利率与正在逐步培育的市场基准利率Shibor之间的关系后发现,央行对管制利率的改动不仅对市场有信号作用,而且确实影响着整个市场利率水平。但是对市场利率与货币供应量的实证分析表明,两者之间不存在长期均衡关系,也不能作为彼此的格兰杰原因。也就是说,贷款基准利率的变动虽然能影响市场利率走向,但并不能带来货币供应量的变化,央行的利率调控政策对经济形势的走向缺乏逆势的作用力。

这说明,主动投放基础货币情况下利率对货币供应量的反向影响并不适用于被动投放基础货币的情形。在我国,基础货币的被动投放比例越来越高,这就意味着央行通过利率调控经济的能力逐渐减弱。

最后需指出的是,由于作为文中重要指标的市场利率Shibor于2007年1月4日才推出,样本数相对较少,在基础货币被动投放的局面仍将持续的情况下,应对Shibor与货币供应量的关系跟踪观察以对我国利率调控的效果作出准确评价。

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提要：实证研究表明：在长期，国内生产总值与货币供应量之间存在均衡的协整关系，且二者之间存在因果关系；在短期，货币供应量对国内生产总值的影响性质与长期基本相同，但M2对国内生产总值的影响是反向的，即M2增长，国内生产总值反而会下降。因此，国家在制定货币供应政策时要以推动GDP的增长为目的，在制定利率政策时要考虑均衡的利率，同时还要综合运用财政政策，增强货币政策的灵活性和可持续性。

在现代市场经济中，货币供应量与经济的增长有着密切联系。分析货币供应量的变动与经济增长之间的关系，对于制定正确的宏观经济调控政策具有重要的意义。

一、数据来源和统计方法

（一）数据说明。本文主要是检验我国实行的货币政策对经济增长的影响。因此，在货币政策方面，选用了不同层次的货币供给量M0、M1、M2作为研究对象；在反映国家经济增长方面，国内生产总值可根据核算价格标准的不同，分为名义GDP和实际GDP。因为货币供应量的变动会引起价格水平的变动，进而影响名义GDP的变动。因此，本文选用了名义国内生产总值作为研究对象。其中，各层次货币供应量的统计口径如下：

M0：流通中现钞；

M1：M0+活期存款；

M2：M1+定期存款+储蓄存款+其他存款。

本文数据均来自2009年统计年鉴，样本区间为1990～2008年，数据处理使用Eviews5.1软件。

由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，所以对名义GDP和3种货币供应量进行自然对数变换，分别用lnGDP、lnM表示自然对数的名义国内生产总值、货币供应额。

（二）统计方法。本文运用协整检验和Granger因果检验的方法对我国国内生产总值与不同层次货币供应量的关系进行分析。具体分为以下四个步骤：

1、单位根检验。经济的时间序列大多是非平稳的，采用非平稳的时间序列来研究变量之间的相互关系，很可能会出现谬误回归，得出错误的结论。为了避免谬误回归的出现，在对时间序列进行分析时，首先要进行序列的平稳性检验。单位根检验是平稳性检验常用的方法，包括DF检验和ADF检验。为消除误差项自相关的影响，一般采用ADF检验。

2、协整检验。一些时间序列，虽然自身是非平稳的，但是它们的某种线形组合却是平稳的，这个线形组合反映了变量之间长期稳定的关系，称为协整关系。具有协整关系的时间序列是不会产生谬误回归的。通常对双变量进行协整检验时，一般采用Engel和Granger的二阶段分析法。

3、误差修正模型。根据Granger定理，有协整关系的变量之间一定存在误差修正模型，它反映了变量之间的短期动态影响关系。我们通过差分把非平稳序列变换为平稳序列时，不仅经济变量关系的长期信息会丧失，还会导致回归模型序列具有相关性，使回归分析失效。而误差修正模型则可以克服这些问题，不仅能够保留变量关系的长期动态信息，而且还能够保证回归分析的有效性。

4、Granger因果检验。Granger曾指出，若变量之间存在协整关系，则这些变量之间至少存在一个方向上的Granger因果关系，Granger因果关系是描述两变量相互作用影响的一种统计关系，它是基于双变量VAR来实现的。

二、检验结果与分析

（一）ADF检验结果。表1是对我国国内的生产总值与不同层次的货币供应量进行ADF检验的结果。（表1）从中可以看出，原序列lnGDP的ADF检验统计量是-0.622529，大于显著性水平为10%的临界值-2.660551，表明原序列是非平稳的，但经过一阶差分后的ADF统计量是-2.7129，小于临界值-2.673459，是平稳的，即非平稳序列lnGDP经过一阶差分平稳，是一阶单整序列。同理，lnM0、lnM1、lnM2的水平序列均没有通过数据平稳的假设，是不平稳的，而一阶差分序列通过了假设，是平稳的，因此这些经济变量的时间序列都是一阶单整的，可以进行变量间的协整检验。

（二）协整检验结果。本文采用Engle-Granger两步检验法检验lnGDP与lnM是否协整。首先用最小二乘法对lnGDP与lnM进行协整回归，然后再对协整回归得到的残差进行单位根检验，若残差序列平稳，则说明存在协整关系，否则不存在。检验结果见表2。（表2）可知，由于序列e0、e1、e2的检验统计量值均小于临界值，可以认为估计残差序列e为平稳序列，这表明lnGDP与lnM0、lnM1、lnM2存在长期稳定的均衡关系，即协整关系。

lnGDP＝1.298366＋1.072621lnM0（1）

（5.2646）（40.85478）

lnGDP＝2.42845＋0.837883lnM1（2）

（11.66）（42.9697）

lnGDP＝2.37＋0.7757lnM2（3）

（14.6576）（55.7063）

方程（1）～（3）为两变量间的协整方程，即变量间长期均衡关系。协整检验结果表明，货币供给量与国内生产总值之间存在协整关系，货币供给量与国内生产总值正相关，扩张的货币政策能够推动国内生产总值的增加，促进经济的增长。紧缩的货币政策能减缓经济的增长，货币供给量对国内生产总值有重要影响。

（三）误差修正模型。根据定理，若干单整变量只要存在协整关系，就可以建立误差修正模型，采用Eviews5.1软件可以得到：

lnGDP＝0.075＋0.557lnM0＋0.6277et-1

lnGDP＝0.055＋0.5514lnM1-0.2754et-1

lnGDP＝-0.0298＋0.96lnM2-0.1575et-1

协整方程描述了变量间的长期关系，误差修正模型描述了变量间的短期关系。误差修正模型可以确定变量间的相互调整速度和短期互动影响力。

从模型中可以看出，如果M0变化1%，会引起国内生产总值变化57.7%，误差修正系数为0.6277。如果M1变化1%，会引起国内生产总值变化55.14%，误差修正系数为-0.2754，符合反向调整机制，当期短期波动与长期均衡的偏离有27.54%会在下期得以调整。如果M2变化1%，会引起国内生产总值变化96%，误差修正系数为-0.1575，符合反向调整机制，当期短期波动与长期均衡的偏离有15.75%会在下期得以调整。因此，我国货币供给量的变化对经济的增长有明显的促进作用。

（四）Granger检验。对经济变量两两进行Granger检验，结果如表3、表4、表5所示。(表3、表4、表5)

通过因果检验可以看出，lnM0、lnM1、lnM2均为引致lnGDP变化的Granger原因，而lnGDP是引致lnM2变化的Granger原因。因此，在Granger意义上，货币供应量与经济增长之间存在因果关系，相互影响，形成一个复杂的循环。即一方面货币供应量的变化会引起经济增长的变化；另一方面经济增长的变化也会引起货币供应量的变化，这表明货币政策和经济增长之间存在一定的互动关系。

三、政策建议

从以上的实证分析可以得出以下结论：从长期看，货币供给量是推动经济增长的主要因素。由于货币政策能够通过货币供给量来影响国内生产总值，因此可以通过实施适宜的货币政策对经济增长进行宏观调控。由于在长期中货币供给量对经济的增长具有正向影响，紧缩性的货币政策可以抑制经济的过快增长，而稳定的货币供应量可以避免消费和投资的过快增长，可以有效稳定市场经济，防止通货膨胀的发生。

主要参考文献：

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[2]汪红驹.中国货币政策有效性研究[M].北京：中国人民大学出版社，2003.

[3]武剑.货币政策与经济增长-中国货币政策发展取向研究[M].上海：上海人民出版社，2000.

[4]胡永刚.当代西方经济周期理论[M].上海：上海财经大学出版社，2002.

篇5

一、引言

货币因素对股票市场有较大的影响得到普遍的认同,但货币政策如何影响股票市场没有定论。大部分研究都侧重于分析资本市场怎样将货币政策的信息传导到实物经济,忽略货币政策如何传导到资本市场。如一些学者分析货币资本市场传导效应对托宾q效应、企业的资产负债表效应、家庭的财富效应、家庭的流动性效应的分析,都有M增加而P增加的机制,都将此过程视为理所当然,没有作具体分析。

本文在前人研究的基础上,对货币供应量对股票市场影响的具体途径进行分析,主要分为直接效应和间接效应。

二、直接传导效应

货币供应变化直接导致股票价格变化,早有研究。实证方面,Sprinkel通过比较股票价格和货币供应增长率的图形,提出股票价格是过去货币供应变化量的直接函数。Homa和Jaffee则通过建立货币供应量与股票价格的回归方程,来说明货币供给对股票价格具有直接影响。

货币供应对股票价格的直接影响主要反映在对股票的需求上:第一条途径,货币供应增加,居民手中的现金增加,流动性过剩,资本市场成为现金流向地,股票需求增加。股股热钱流入,一步步推高股价。特别是股票等有价证券日益成为财富贮藏的重要手段时,效果更为明显。具体的传导机制为M居民手中现金超过意愿持有金额股票等有价证券需求增加p。第二条途径考虑到人们预期的作用。经济理论的普及,人们对于货币供应量变化与未来通货膨胀的关系有一定了解,货币供应增加,人们预期通货膨胀将起,为财富保值增值,股市最少可以抵御通胀[1],股票需求增加。M预期通货膨胀为财富保值增值股票需求增加p。

三、间接效应

(一)利率机制

利率机制下,货币供应通过影响利率水平,进而影响股票价格,整体分为两个阶段。首先是货币供应对利率的影响。利率决定理论包括古典供求关系决定理论、可贷资金理论与流动性偏好理论。古典理论将利率变化取决于投资流量和储蓄流量的均衡。可贷资金理论从流量角度融合货币因素和实际因素。可贷资金需求分为购买实物资产的投资者的实际资金需求,它随着利率的上升而下降以及家庭和企业对货币需求量的增加,即为了增加其实际货币持有量而借款或少存款。供给也来自于两方面:家庭、企业当期愿意储蓄的部分(实质部分)和政府、银行体系决定的当期实际货币供给量的增加部分(货币因素)。这两方面因素变化,都将导致利率变化。凯恩斯流动性偏好理论将需求交易、谨慎性、投机性需求且为内生变量,货币供给为外生变量,货币供求因素共同影响利率。货币供给增加对利率产生的效应有四种:流动性效应、收入效应、价格水平效应和通货膨胀预期效应。流动性效应指出货币供给增加将使利率下降,而其他三种效应都使利率上升。流动性效作用比较直接,短期表现明显,后三者在更长的期限内慢慢显现。利率变动对股票价格的影响表现之一为财富积累效应。利率下降,储蓄生息较少,且未必能抵御通货膨胀的侵蚀,机会成本较大。出于资产保值增值需要,人们更乐于将资金投入相对收益较高的股市,股票需求增加,股价上升。其二是利率变化的政策信号效应。根据有效市场理论,市场反应各种信息。利率作为影响宏观经济的重要变量,市场会消化这一信息做出调整。同时,投资者会调整对经济的未来预期,从而调整自己的资产组合,引起股价波动。综上所述,利率机制对股票价格的影响受很多因素的影响,最终效果难以定量。当货币需求相对稳定时,Mr(短期)安全资产收益率资金流入股市P。第一个环节,利率长期趋于上升,且货币需求不断变化,利率传导机制最终结果难以定论,甚至可能得出相反结论。以上流程图建立在比较理想的前提假设下的传导机制。

(二)通货膨胀机制

通货膨胀理论有很多,对于引起推动通货膨胀的因素看法不一,但货币供应是通货膨胀的重要影响因素之一没有争议。通货膨胀是纸币时代的产物,特别是信用货币创造体制下,表现更为明显。

通货膨胀从几个方面对股票价格产生影响。首先,货币大量发行,多于经济生产需要,会导致货币贬值,物价上涨,股票作为金融资产的一种,其名义价格会趋升。MпP。

其次,通货膨胀会影响企业的成本和收益,影响企业的基本面状况。基本面是影响股价的重要因素,因而导致股票价格变动。Mп企业收入、企业成本企业利润?P?.具体企业利润变化考察因各企业情况不同而不同。从整体上说,Mп企业利润名义量P。

再次,通货膨胀下,现金持有成本高,存款利息不一定能覆盖通货膨胀影响,如彼得林奇等所说,股票投资才是最佳的选择。替代效用:Mп实际利率(甚至<0)股票替代存款股票需求P。

第四,预期作用。当货币供应量增加导致通货膨胀,人们预期通货膨胀水平会继续升高,投资者持有股份可得的未来股利的购买力下降,股票实际价值降低,相当于被征“通货膨胀税”。要求更高的收益。根据股利折现模型模型,在股利不变的情况下,期望收益提高,会导致股价下降。发放股利的能力取决于公司的盈利水平,通货膨胀又会对公司的盈利水平产生影响,也会对股价产生冲击。

(三)价值传导机制

根据货币银行学理论,增加货币供应量其中一个非常重要的原因是满足生产力发展的需要。货币真正所代表的是对实体财富的支配权,生产力水平不断提高,生产技术不断创新,新产品新工艺的层出不穷。这些新创造的物品都需要额外增加的货币维持其交易流通,从而促进经济的进一步发展,否则会导致越来越严重的通货紧缩。金本位时代,制约经济发展的最关键的原因,货币供应不足。从这一层面上说,货币供应量增加,促进国民经济的发展,从筹资者的角度,有利于企业发展,增加利润,提高企业的投资价值,推动股价上涨;从投资者一方,经济发展水平提高,人民拥有的财富增加,投资组合中的股票需求量增加,也会使股价发生波动。另外,从股票估值模型中,几个决定性因素如股利水平、股利增长率、无风险利率、风险溢价都与货币供应量相关。货币供应的变化会导致股价变动。以GDP反映国民经济发展状况,代表整个企业主体的价值增值,从这个社会来看,MGDPP。这两个环节由多个主体的共同作用,省略中间环节。

四、总结

货币供应量从四个途径影响股票价格,直接效应比较直观易懂,由于中国仍将货币供应量最为货币政策调控工具,其影响力仍然较大。其他效应牵涉主体较多,互相作用,可能会抵消部分货币的传导效应。无法度量各自的变化程度,因此只能简化一些条件,找出一般的规律。

货币供应会影响股票价格,但对股票价格的影响程度除前文分析因素外,还受到客观环境等方面的限制。如资本市场发展程度。只有当资本市场发展较成熟,股权在资产组合中占有较大的比重,因而投资者对货币因素敏感性增加,对股价影响更大。金融市场的一体化程度,当债务市场与股票市场、货币市场与资本市场在某种程度上一体化时,资金能在不同的市场间迅速流动,货币的传导就更为迅速。

篇6

【关键词】货币供给 物价水平 协整检验 格兰杰因果检验

一、研究背景

2008年金融危机以来，受到世界经济疲软影响，各国经济增长开始放缓，我国为了保增长采取了积极的财政政策和适度宽松的货币政策。2008年12月国务院出台了4万亿的经济刺激计划，这个经济刺激计划是用一种扩张性的财政政策和扩张性的货币政策来支持一批投资项目，增加了信贷投放量和货币供应量。但是经济理论和国际的历史结论警示我们，扩张性的财政政策和货币政策实行以后一般会带来负作用，事后会引发物价的上升，可能会引发某种资产泡沫。截至2012年末我国M2余额为97.41万亿元，而2008年末M2为47.52万亿元，增长了105.01%，年均增长率达26.25%；2012年年末我国M1余额为30.86万亿元，2008年年末余额为16.62万亿元，增长了85.7%，年均增长率达21.42%。货币供应量短时间大幅增加的同时也增加了人们对通货膨胀的担忧。从我国CPI同比增长率来看，2008—2012年分别为5.9%、-0.7%、3.3%、5.6%和2.6%，由于我国受到金融危机经济疲弱的影响2009年CPI为负值，但是接下来几年又出现迅速的回升。从1990—2012年年均GDP增长率为10.11%，CPI年均增长率为4.69%，而M1、 M2的年均增长率分别为19.1%和20.98%，货币供应增长率应等于GDP增长率与CPI增长率的和，显然这一时间段的M1、M2增长率均已超出GDP增长率与CPI增长率之和。

本文试图通过实证分析来研究货币供应量M1、M2究竟对我国CPI是否有影响，以便对我国未来货币政策的制定有更深入的理解和评价，对我国未来政策的制定有积极的意义，由于经济变量之间的相互影响往往有一定的滞后期，因此本文选取了1990—2012年的数据，在足够长的时间段中来研究以便得出更加合理的结论。

二、实证分析

（一）变量和数据处理

1.变量。货币供应量指标选取M1、M2，M1被称为狭义货币，是现实购买力，M2被称为广义货币。 CPI是一个总量指标，它所反映的是经过加权平均后的总体价格水平，其变化幅度综合反映了各类居民消费品和居民服务项目价格总水平的变化情况，文中M1、M2数值为年末余额，CPI指数是年末指数。

2.数据处理。本文选取1990—2012年的23个M1、M2以及CPI的数值，并对它们进行了处理，分别取对数为lnm1、lnm2以及lncpi。

（二）时间序列平稳性检验（ADF单根检验）

时间序列单位根检验就是对时间序列平稳性的检验，非平稳时间序列如果存在单位根，则可以通过差分法来消除单位根，以得到平稳序列。经济生活中变量的时间序列观测值大多不是由平稳过程产生，使得变量具有非平稳性，因此需要利用ADF （ Augment Dickey- Fuller） 检验方法，检验lncpi、lnm1、lnm2结果如下。

原假设是含有单位根，在二阶差分检验中，统计量达到了小于显著水平为5%临界值的水平，能够有效地拒绝原假设，是平稳序列。因此，lncpi、lnm1、lnm2二阶差分序列平稳，三个变量都是二阶单整的。

（三）协整检验

协整体现了一组变量之间存在的长期均衡关系，非平稳变量的线性组合可能是平稳的，从而可以通过检验非平稳变量间的协整性来避免谬误回归和单位根。由上述单整检验可知，lncpi、lnm1与lnm2的二阶差分序列都是平稳序列，三个变量的原序列都是二阶单整序列，单整的阶相同，满足协整的前提，因此分别对lncpi与lnm1、lncpi与lnm2做协整检验。

表中，None的含义是这一组变量之间没有任何协整关系，At most 1的含义是这一组变量之多有一个协整关系。根据协整检验的结果分析，由于P=0.00000.05，因此不能拒绝原假设，最多有一个协整关系。可以得出结论，lncpi与lnm1之间有且只有一个协整关系。

同理可以分析，lm变量之间存在一个协整关系，存在一个长期均衡关系。

（四）格兰杰因果检验

Granger于1988年指出如果两个变量存在协整关系，那么至少存在一个方向的格兰杰成因，因此需要对lncpi与lnm1、lncpi与lnm2进行格兰杰因果检验，滞后阶数为2。

对于假设lnm1不是lncpi的原因，通过检验拒绝原假设，货币供应量m2是cpi的原因；对于假设lncpi不是lnm2的原因，通过检验接受假设。因此货币供应量m2和物价cpi存在着唯一的单向的因果关系。

对于假设lnm2不是lncpi的原因，通过检验拒绝原假设，货币供应量m1是cpi的原因；对于假设lncpi不是lnm1的原因，通过检验接受原假设。因此货币供应量m1和物价cpi存在着唯一的单向的因果关系，说明货币供应量M2的过去的信息有助于预测CPI。

（五）向量误差修正模型（VECM）

为了进一步考察变量之间的动态均衡关系，需要建立误差修正模型，如下构建货币供应量M1、M2与消费价格指数CPI之间的向量误差修正模型（VECM）。

根据约束向量自回归（VAR）模型和AIC准则确定修正模型最优滞后阶数为1，lncpi与lnm1模型估计的结果如下方程：

由误差修正模型可以看出，被解释变量居民消费价格指数的波动有两部门引起，一部分是M1供应量和居民消费价格指数的各差分项对被解释变量居民消费价格指数的短期波动直接影响，而另一部分是长期均衡关系的调整。方程中的误差修正系数为负值，表明当期短期动动偏离长期均衡水平时，误差修正项的作用起到反向调整，即减小了偏离程度，系统变化越来越稳定。物价指数增长率的1期滞后和M1增长率的1期滞后都对当期物价增长有正向影响，表明物价的前期增长和M1 的前期增长都对物价的增长有促进作用。

根据约束向量自回归（VAR）模型和AIC准则确定修正模型最优滞后阶数为1，lncpi与lnm2模型估计的结果如下方程：

同理可以分析，CPI增长率的1期滞后和M2增长率的1期滞后都对当期物价增长有正向影响，表明物价的前期增长和M2 的前期增长都对物价的增长有促进作用。

三、结论与政策建议

（一）结论

通过实证分析和实际经验来说，M1、M2对CPI存在着长期的影响。从M1角度来看，M1是现实购买力，在纸币流通条件下， 物价水平受流通中的货币供应量多少所支配，M1与物价之间存在着长期均衡关系，当期的M1会对下一期的CPI有着直接的影响。如果M1供应量过多会导致物价的上涨，而M1供应量不足，又会造成流动性不足、经济萎缩，这就要求货币当局应高度重视货币供应量M1，通过对M1的监测、操纵来控制物价。

从广义货币供应量M2来看，M2与CPI存在长期的均衡关系，潜在购买力M2可以转化为M1，转化速度以及多少都会影响物价水平，央行应该提高货币政策的有效性，将物价控制在一个合理的范围内。

M1、M2对CPI均有影响，而且有一年左右的滞后期，即货币供应量越大，通胀压力越大，一个明显的例子，2008年金融危机后政府推出了大规模的信贷扩张计划，2009 年的信贷投放量几乎是2008年的两倍，直接导致了2010 年10 月份以来CPI的不断攀升。近年来我国物价水平连续处于高位运行，货币政策的目标之一就是稳定物价，央行应该对此负责，调节货币供应量M1、M2有效控制物价。

（二）建议

我国的货币政策工具主要包括：公开市场业务、存款准备金率、利率和央行贷款。我国以货币供应量为中介目标的货币传导路线：货币政策工具基础货币货币供应量价格水平。货币政策自身有其缺陷，并有一定的时滞性，在运用货币政策时应注意：

1.应加强货币政策与其他政策的联动。货币政策外部时滞的局限性需要财政政策的积极配合，才能充分发挥作用。因此，应合理、有效地搭配使用货币政策与财政政策。

2.完善我国汇率制度。近年来人民币不断升值，国际投机资本的流入增加了外汇占款，导致央行被动释放基础货币，从而货币供应量也相应增加。只有不断完善我国汇率制度，汇率稳定才能有利于增强央行执行货币政策的独立性。

3.提高居民对货币政策的敏感性。尽管稳定的储蓄资金能保证银行体系的正常经营和支付，但居民储蓄的大量增长也对货币政策的传导产生负面效应：一是降低了储蓄的利率弹性；二是储蓄高增长在一定程度上制约了最终消费的实现；三是资金过分集中于银行系统使得居民储蓄的相对固化，无疑使货币政策在居民这一经济主体的行为中无法得到灵敏反应。完善我国就业、医疗卫生、养老等在内的社会保障体系，解除居民的后顾之忧，同时还要拓宽居民投资渠道，促进居民金融资产多元化，改变居民金融资产过度集中在银行储蓄的局面，增强居民收支活动的利率弹性。

参考文献

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[2]文武汉.论货币供应量与物价水平的关系[J].南方经济，1987（02）.

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[5]宋建江，胡国.我国货币供应量与通货膨胀关系的实证分析[J].上海金融，2010（10）.

篇7

关键词:货币供应量;外汇储备

中图分类号:F83

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)21-0185-01

1 变量引入及研究原因阐述

由于受美国次贷危机的影响,各国经济都受到了不同程度的牵连,作为货币当局的中国央行如何应对这一挑战,要求央行具有很高的金融操作和应对能力,回顾近年来我国金融市场上资金流动性过剩的问题,所以很有必要对货币供应量进行深入的研究。

本文的研究目标是试图建立一个比较完整的影响货币政策工具有效性的模型,通过对影响我国货币供给量的各项央行货币工具的有效性进行研究,揭示出我国央行诸多货币政策工具中各工具作用的效率大小,从而为各种中央银行货币政策工具的合理运用提供决策参考。

数据来源;本文中所选取的数据均来自中国人民银行官方网站(pbc.省略),且选取的是2007年1月到2009年3月的数据,这段时间正好是金融危机发生及蔓延的时期。共27个观测值。

变量描述:本文以广义的货币供应量M2为被解释变量,用HBGY表示;以我国中央银行货币政策的各种操作变量为解释变量,包括外汇储备、汇率、国债成交金额、拆借市场七天拆借交易量、货币当局发行的债券、政府存款和金融机构贷款额七个变量,分别用WHCB、HL、GZCJE、CJ、ZQ、ZFCK和DK表示。

2 模型构建及结果分析

从对原始数据进行OLS后的结果中可以看到,其判定系数R-squared很高达到了0.998514可以看出该模型中存在明显的伪回归现象,所以模型中的数据存在非平稳的问题,我们再对这8个变量进行平稳性检验后得出HBGY是二阶差分平稳的。故应该用这8个变量的二阶差分平稳I(2)来估计模型。同时考虑到经济变量之间的多重共线性问题,所以剔除那些t值不显著和可能引起多重共线性问题的变量后,对模型进行精简,最后选取了3个自变量,仍然使用原数据进行回归分析,得到的结果如下:

DHBGY=83.39446146+5.368769503*DWHCB-0.4579679933*DZQ+1.078329855*DDK

(0.13) (2.7) (-2.2) (6.9)

R2=0.76 SSE=2.05E+08

从上面可以看出剔除那些不显著的变量能够很好的降低多重共线性的问题,我们再对该新模型进行t、F检验,所有变量的t检验、F检验均通过。下面对该模型进行自相关性检验:该模型的D-W统计值为2.510182,通过查表知其dl和du值为1.123和1.654,故该模型不存在自相关的问题,最后对该模型进行检验,取分界点为2008:01,得到结果:F-statistic=1.886942.F-statistic值很明显小于临界值3.47,所以不拒绝H0,通过了检验。

通过以上回归分析可以发现:首先,在短期内决定我国货币量投放的主要因素是金融机构的信贷规模,在其他变量保持不变的情况下,当金融机构的信贷规模每增加一个百分点,货币供应量M2就会增加1.0783个百分点。可见,影响程度是很大的。其次,货币当局发行的债券数量对货币供应量呈负相关,这也是公开市场操作的原理,中央银行通过用增发债券的方法来实行紧缩的货币政策,即通过减少流通中的货币来平稳过热的经济。这种影响也是显著的,为0.4580的比率.值得注意的是,外汇储备是引起M2波动的一个非常重要的原因,它对M2存在显著的正面影响,在其他变量保持不变的情况下,外汇储备每增加一个百分点,会导致货币供应量5.3688个百分点的扩张,这种影响是相当大的,我们知道一国的外汇储备是通过用本国货币来购买的,也就相当于要同时向市场上投放大量的本国货币,这也是造成当前我国流动性过剩问题的一个重要原因。

3 政策及建议

当今金融危机的爆发,对一国经济的冲突逐渐通过国外的因素传导到国内,而外汇储备作为和外币直接相关的因素就产生了更加大的影响,改革开放以来,我国随着经济的不断发展形成了庞大的外汇储备额,目前居世界首位,虽然保有适当的外汇储备额是一国进行经济调节,实现该国货币汇率稳定的重要手段,但外汇储备规模的急剧扩大也会对国家经济的发展造成很大的负面影响。

要保持经济的平稳运行,对外汇储备进行合理的管理是不容忽视的重要手段,为了对外汇储备额进行有效的管制,本文建议如下:

(1)根据国际经济发展的实际需要适时调整国家外汇储备的结构,减持美元,增持欧元,增加石油储备,适量持有与我国经贸关系迅速发展的国家的金融资产。

篇8

于此同时，收集美国的数据做同样的实证检验。希望通过对他们的分析得出他们的情况与我国是否相同，他们各自又有什么特点。进一步了解其他类型的市场的货币供应量（M2）和房价之间的相关性和其优劣势。

关键词：货币供应量；M2；房地产价格；房价指数

Abstract: this article，with the financial in the progress of urbanization plays the key role as the Angle of view, puts forward the money supply (M2) change is more likely to lead to real estate prices reason for changes, and also through the CPI data changes and house price index changes of comparison, through collecting the data, the empirical test. Hope can through the data confirms M2 and the relationship between the house price index, and the influence of the specific mechanism, the flow of money to the real estate market has a more prioritize the knowledge and understanding of the. On this basis, inspected the monetary policy of the real estate price effect.

At the same time, the collection of the United States to do the same empirical data. Hope that through to their analysis of the situation in China and they are same, both of them have again what characteristics. The further understanding of other types of market of money supply, M2) and the correlation between home prices and its disadvantages.

Keywords: money supply; M2; Real estate prices; House price index

中图分类号：F82 文献标识码：A 文章编号：

1. 前言

进入新世纪以来，我国广义货币量M2呈现快速增长态势，金融市场流动性呈现持续宽松状态。从2000年到2010年，我国M2年均增长率为17.66，高于GDP增长率和通货膨胀率之和。金融相关率（M2/GDP）快速增加，从2000年1.48上升到2010年的1.82，已经接近甚至超过发达国家水平。而今中国的M2已超过美国、日本等过成为世界第一M2国家。与此同时，自2000年以来，我国房地产价格持续攀升，例如全国房屋价格指数2000-2010年平均值分别为101.1、102.2、103.7、104.8、109.6、107.6、105.5、107.6、106.5、106.28、106.4，远远高于同期居民消费价格指数。这些经验事实是否意味着广义货币供应量M2和房地产价格、CPI之间存在相关性？如果存在，那么M2的快速增加是房地产快速上涨的原因吗？这一影响的机制是什么？相应的措施，如中央银行通过存款准备金制度和公开市场业务对M2进行调节，避免因M2导致房地产等资产价格上升，就有效果了吗？该怎样评价货币政策对房地产价格的影响？

我国M2与房地产价格关系的机制分析

2.1 相关数据及其关系

主要是通过对中国2000-2010年的M2和2000-2010年房价指数变动的对比以及2000-2010年CPI和房价指数变动的对比研究。

货币供应量采用广义货币（M2），广义货币（M2）=M1+储蓄存款（包括活期和定期储蓄存款）+政府债券。

房价指数是指房屋销售价格指数。房屋销售价格指数是反映一定时期房屋销售价格变动程度和趋势的相对数，它是通过百分数的形式来反映房价在不同时期的涨跌幅度。包括商品房、公有房屋和私有房屋各大类房屋的销售价格的变动情况。

消费者价格指数（Consumer Price Index），英文缩写为CPI，是反映与居民生活有关的商品以及劳务价格统计出来的物价变动指标，通常作为观察通货膨胀水平的重要指标。

M2通过为市场提供充足的流动性影响房地产价格。M2的增加使得房地产商从银行获得贷款可能性增加，潜在购房者流动性约束下降，从而对房地产需求和新建筑的投资决策有相当大的影响，最终导致房地产价格的变化。个人住房按揭贷款刺激了需求，拉升房地产价格；而房地产开发贷款刺激的供给，降低房地产价格。但由于房地产具有建设周期长，自然寿命和经济寿命长以及土地供给有限等特点，这决定了房地产短期供给是无弹性的，房地产价格的变动主要受需求变动的影响。因此，M2变动通过需求面对房地产价格的影响大于通过供给面对房地产价格的影响。在我国，上述机制更加凸现。1988年住房制度改革以来，我国经济发展进程的一个突出特征是：住房货币化程度的不断深化、城市化进程的不断加快、旧城改造的不断推进。但由于目前居民收入水平还不高，这些需求只是潜在需求，而金融是把潜在需求转为有效需求的关键。M2的快速增加，住房需求者将更容易获得银行住房按揭贷款，从而将潜在需求转化为有效需求。城市化进程还将在我国经济发展中维持很长一段时间。因此，在很长一段时间里，M2更可能是房地产价格变动的原因，而不是相反。

2.2 数据图表对比

将近年来我国货币供应量与房地产价格指数随时间的变动图表来加以分析，可以得到图1。从图1可以看出M2的增加浮动一般会影响房价指数的浮动，虽然反应时间和周期有所快慢。最明显的是在2007年开始后面的时间，房价指数对经济发生变化有着迅速而明显的反应，而M2的增加对调整房地产行业经济的低谷也有很明显的恢复作用。而在2007年前的变化很多因为其他政策或者大事件而使他们之间看起来没有很明显的互相影响关系。

图1 中国200-2010年M2增长同比和房价指数的趋势图及其移动趋势线

将房地产价格指数与消费者价格指数CPI的相关数据用图表可以表示为图2。从中可以看出，房地产价格与CPI之间的变化关系。

图2、2000年1月-2010年12月M2和房价指数趋势图

CPI和房价指数的趋势线方向和幅度是很一致的。说明两者之间是有一定的关联的。房价指数的敏感度更加高，他的变化也在某种程度上预示着CPI的变化。CPI是主要的经济指标，而房价指数作为房地产业的经济指标，两者之间的关联性也表现着他们所体现的经济领域相互之间的关系。

2.3 我国M2和房地产价格关系的机制分析

2.3.1M2与房地产价格之间存在相关性

通过分析可以看出M2和房价指数之间的波动相关性，主要分为2007年之前、2007年之后：在2007年前，房价指数的波动主要受房产政策的扶持来推动房地产行业的发展，房价指数的上升显示着经济的上升发展，不久后也会M2也会增加；而M2的增加后会让房价指数再次出现高峰；2007年后，两者波动就比较一致，2007年后由于次贷危机的爆发，房价指数很敏感地随着M2的大幅度波动而几乎很一致的波动，当经济恢复到正常水平线后由于国家开始出台了一系列严控房价调整市场结构的政策，所以房价指数和M2呈反方向变动。

在M2和房价指数相互影响中有一下几个方面：

（1）房价指数的增长会通过经济预期使M2增加

房地产行业的快速发展也会带动相关行业经济发展，会使得对整体经济的预期会增加，从而增加M2。可以在图2中看到： 2005年、2007年、2008年、2010年的房价指数最高点后M2也相继出现了最高点。同时也说明当前的M2对预期的M2的弹性很大,间接反应中国的货币政策效果有一定的滞后效应,央行对上期货币政策的依赖度较大。因此,中央银行可以不“盯住”房地产价格,但货币政策应灵活地去促进经济稳定较快的增长,不宜过多依赖以前的货币政策,相机抉择是很重要的；

M2增加对房地产供给者的影响

货币(M2)扩张,利率降低,房地产的融资成本降低,因此房地产需求量增加,房地产价格( Pr )上升。如果房地产的价格远远高于建筑成本的话,那么房地产投资额度(H)就会大幅增加,总供给( Y)上升；

房地产信贷将居民住房潜在要求转变为有效需求M2的快速增长为我国信贷市场提供了宽松的流动性环境，通过银行信贷，将居民对住房的潜在需求转变为有效需求，推动了房地产价格的上涨。当前我国银行体系持有巨额的超额存款。在利润最大化的目标驱使下和降低不良贷款的重压下，我国商业银行必须为这些超额存款寻找收益较高、风险较小的投资渠道，而房地产信贷正满足这一要求。因此，商业银行有很强的激励向房地产市场发放贷款。在此背景下也增长了那部分投资性卖房。可以在图2中看到2003年前后接近3年的时间里M2的大幅度增加，使得2004年房价指数再次出现恢复到趋势线后出现的最高点，2009年在次贷危机中M2对房地产价格的影响就更加明显了；

（4）股票市场低迷使M2快速流向房地产市场

由于股票市场价格呈下跌趋势，产品市场通货紧缩，M2的快速增长更多的流向了房地产市场，从而进一步加剧了房地产价格的上涨。这可以通过考察货币流动速度，即名义GDP与M2的比值进一步说明。就长期而言，我国货币流动速度呈不断下降的趋势，这就意味着M2与名义GDP的比值不断上升；

（5）海外资金涌入也导致房地产价格上涨

大量海外资金涌入我国房地产市场，也是房地产价格上涨的重要原因。从2004年房地产业新设立外商投资行业就不断的增加，合同外资金额的增长，各项增长指标均超过全国利用外资平均增长幅度，使得房地产业连续三年成为全国第二大外商投资行业。按照资本逐利的本性推断，海外资本已经极大地渗入了我国房地产市场，并对中国经济特别是房地产经济造成了较为深刻的潜在影响。在2007年的经济危机前期突然从中国撤走的热钱中相信也有相当一部分是投资在房地产行业中的。3. 美国M2与房地产价格关系的机制分析

3.1 美国M2与房地产价格关系

美国的房价指数――标普Case-Shiller房价指数（S&P/Case-Shiller Home Prices Indices）。标普Case-Shiller房价指数（S&P/Case-Shiller Home Prices Indices，后面简称标普指数）是由标准普尔的房价指数，是衡量美国住房价格变化情况的指针，以重复销售定价技术（repeat sales pricing）为基础。

图3 美国1998-2008年M2和标普房价指数的趋势图

图片显示美国M2增长几乎呈直线增长，坡度没有我国的那么陡峭，也就是说他们的M2增产率很稳定。

从1988年初标普房价指数几乎一直随着M2的增长而增长，尤其是2004年到2006年上半年大幅度上升，大幅度超出趋势线。2006年6月开始呈下降趋势，但2007年9月后大幅下跌，直到2008年9月跌到和2004年差不多的水平。这是因为爆发2007-2008年全球金融危机，又称金融海啸、信用危机及华尔街海啸等，是一场在2007年2月7日为转折点，2007年8月9日开始浮现的金融危机。自次级房屋贷款爆发后，投资者开始对按揭证的价值失去信心，引发流动性危机。即使多国中央银行对次向金融市场注入巨额资金，也无法阻止这场金融危机的爆发。直到2008年，这场金融危机的爆发。直到2008年，这场金融危机开始失控，并导致多间相当大型的金融机构倒闭或被政府接管。

在标普房价指数开始以大幅度增长偏离趋势线的这段时间反而M2增量是相对减少的。说明这段时间国家的经济发展速度，GDP增长率是有所减少的，而身为房价标杆的标普房价指数却大幅度增加，也是因为引起次贷危机的根源――信贷危机，美国房地产次级贷款证化后造成的次贷危机演变为金融危机。过渡信贷扩张最终导致了金融泡沫，泡沫破灭后标普房价指数大幅度下跌。

但两条线总的趋势是呈同方向变动，M2的增长率要高于房价指数的增长率。

图4 美国1998-2008年CPI和标普房价指数里面主要的综合指数CSXF增产率的趋势图

图4显示CPI在2000年后的一年多时间里是高出总体趋势线很多的，这是由于2000年美国股市泡沫扑灭后CPI高涨，但是综合指数先下跌，后以恢复增长率趋势线增长率，平稳增长；CPI在2001年6、7月份逐渐下跌，于2002年到达低谷，到2003年两者都恢复到趋势线的恢复期阶段，房价增长率和CPI变动幅度趋向吻合；美国房地产价格调整周期较长，历史上从顶点到低谷一般需要三至五年。而美国房地产价格2006年见顶，未来几年房地产将处于熊市。所以2004-2006年综合指数增长率一直处于趋势线以下。此外，美国“婴儿潮”一代即将步入退休年龄，许多老人退休后出售房子搬入养老院，人口结构因素导致本轮房价下调周期可能比以往更长。

在2006年之前的5年里，由于美国住房市场持续繁荣，加上前几年美国利率水平较低，美国的次级抵押贷款市场迅速发展。随着美国住房市场的降温尤其是短期利率的提高，次贷还款利率也大幅上升，购房者的还贷负担大为加重。同时，住房市场的持续降温也使购房者出售住房或者通过抵押住房再融资变得困难。这种局面直接导致大批次贷的借款人不能按期偿还贷款，进而引发“次贷危机”。2007年出现了CPI大幅度下跌，这是以次贷危机爆发，标普房价指数大幅度下跌，综合指数增长率在趋势线水平几乎无增长。但是CPI在经历了两个回跳后上升到正常增长水平，虽然综合指数增长率一再提高，但是标普房价指数却依然一蹶不振。这是因为次贷危机爆发后，CPI因为其他领域的逐渐稳定回暖而上升，而房地产业的次贷危机后短期内还没能恢复正常水平。

美国的标普指数与M2之间的相互影响程度不大一样：美国标普指数的变动对其M2的影响很小，特别是它对现金M0的影响几乎可以忽略不计；美国M2的变动对标普指数的影响很大。这意味着，若不考虑其他条件，当美国为了防止衰退、刺激经济增长时首先考虑的政策措施，应该是增加M0和M2的供给，此时效果最直接的方式就是大幅增加居民的收入，拉动消费和生产，使得房价健康增长。4. 结论分析

4.1 国内分析

从金融在城市化进程中所起的关键作用的视角出发，本文提出M2变动更可能是房地产价格变动的原因，而不是相反。概括全文分析，主要得到两点结论：M2与房地产价格之间存在稳定的均衡关系。

M2快速增加驱动房地产价格上涨的途径主要有三条：一是M2的快速增加为我国信贷市场提供了宽松的流动性环境，通过银行信贷，将居民对住房的潜在需求转变为有效需求，推动了房地产价格的上涨；二是由于股票市场价格呈下跌趋势，产品市场通货紧缩，M2的快速增加更多的流向了房地产市场，从而进一步加剧了房地产价格的上涨；三是大量海外资金涌入了我国房地产市场，也是房地产价格上涨的重要原因。货币政策对抑制房地产价格过快上涨起了关键作用。

相反，房价指数的增长会通过经济预期使M2增加。

4.2 美国分析

M2对房地产价格的影响主要表现在由于M2的增加，导致流通中的货币量增加，从而导致货币贬值，从而房地产价格上升。在一定的范围内，随着M2的增加，有利于刺激房地产市场的发展，房地产企业可获得更多资金易于导致房地产市场繁荣。由于房地产市场的巨大带动作用将有利于经济形势向正方向发展，必然导致CPI的增长。

但如果M2过多，首先是直接导致通货膨胀。同时，房价过渡上涨造成经济主体的预防性动机增加过大，使储蓄增长幅度过大（这对应着消费大幅度减少），就有可能对产生、通货形成负面的影响，引发通货紧缩；分之，如果房价上涨刺激消费增长（减少储蓄），或者虽然使储蓄增长，但增长幅度低于投资的增长幅度，则可能对产生起正向作用，进而对物价水平产生向上的压力。

通过以上有关历年来美国房地产价格指数的数据和M2的研究，探讨房地产价格与货币之间的关系，研究发现美国房地产价格与通货膨胀之间存呈现高度相关的关系。

4.3启示与建议

根据以上分析，可以得出以下为几点启示：

（1）金融（尤其是房地产贷款）是驱动房地产业高速发展的发动机。2006年5月末我国房地产贷款余额占银行信贷总额的比重达到16%，而美国在2003年这一比重达到49.34%，远远低于美国的水平。与此同时，中国坐在经历城市化进程，住房货币化、旧城改造以及新城镇居民的不断产生，将对房地产形成非常巨大的需求。在这一进程中，金融起着至关重要的作用，从金融结构上看，就是房地产信贷在银行全部信贷中所占比重将快速上升。但是在这种转变中又要防止投资性购房会不会造成房地产泡沫的产生等一系列问题，也是对我国市场经济结构转型的一个考验。

（2）M2增速的变化可以用来预测未来大约一年以后房地产价格的变动趋势。根据上面的分析，M2增速的变动先于房地产价格的变动，时滞一年左右；格兰杰因果检验、脉冲响应函数和方差分解检验表明M2的变动是房地产价格变动的原因，且M2的扰动是房地产价格波动的主要来源，甚至超过其自身。因此，M2增速的变化可以作为央行货币政策操作的一个重要参考指标，但实质问题要求货币政策必须注意把握时机。

合理搭配使用货币政策操作工具。央行货币政策操作工具主要包括公开市场业务、利率政策（包括调整存款利率、金融机构存款准备金率等）以及机构性政策（如信贷政策）。这些政策工具在不同的时期产生的效果是不同的。如果使用得当能促进市场经济增长，结构更加合理化。在拥有中国特色社会主义特点的同时也是一个健康而高效的经济体制。

5. 总 结

在对我国、美国的M2和房价指数以及相关数据进行了对比后，发现他们之间存在着相关性。房价指数的敏感度像是货币经济变化的敏感器一样，正常发展时会提前显现，呈现同方向变化；但当经济变动出现了不符合规律或措施时，会显现出房价和M2反方向的变动。对于相关的调控政策是否较快的反应也是衡量经济结构的一方面，同时好的快速而有效的反应也会使得市场更好地调控和发展。

参考文献

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[9]王重润. 房价决定的比较静态均衡分析[A].工业技术经济. 2008(2)

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【关键词】CPI 货币供应量 回归

一、通货膨胀与货币供应量的界定

（一）通货膨胀及其度量

通货膨胀是指一般物价水平在一定时期内持续普遍的上涨，度量通货膨胀的指标主要有居民消费价格指数（CPI）、批发物价指数（WPI）、生产者价格指数（PPI）、GDP折算指数。本文将选择居民消费价格指数（CPI）作为通货膨胀的度量指标，居民消费价格指数（CPI）是综合反映一定时期内居民消费品的价格的变动趋势和程度的价格指数。

（二）货币供应量及其度量

1.国际货币基金组织对货币供应量的度量。国际货币基金组织采用三个口径对货币的供应量进行度量，这三个口径分别是通货、货币、准货币；“通货”指流通货币，包括纸币、铸币等有形实体货币和信用货币；“货币”包括存款货币银行之外的通货以及私人部门的活期存款；“准货币”等于储蓄存款、定期存款以及外币存款之和。

2.中国对货币供应量的度量。中国对货币供应量的度量也分为三个口径，这三个口径分别为M0、M1以及M2。M0指流通中的现金；M1等于流通中的现金与活期存款的和；M2等于流通中的现金、活期存款、定期存款、储蓄存款、其他存款以及证券公司的客户保证金。

二、通货膨胀与货币供应量的关系

传统的货币数量学派认为货币供应量与通货膨胀率成正相关，美国经济学家费雪提出了费雪方程式：MV=PT或P=MV/T（P为物价水平、M为货币供应量、V为货币的流通速度、T为各类商品的交易数量），费雪方程式表明物价水平P与货币供应量同方向变化。现代货币主义的代表人物佛利德曼在1992年通过实证检验得出货币供应量与CPI没有因果关系的结论。

麦克德雷斯和韦伯在1995年使用30个国家的相关数据进行实证分析得出货币供应量与通货膨胀率之间存在显著的正相关的关系；姚远在2007年运用方差分解和协整的计量方法得出货币供应量对通货膨胀存在滞后效应；伍志文在2002年通过实证分析发现我国的货币供应量与CPI存在负相关性。

三、通货膨胀与货币供应量关系的实证分析

本文选择CPI作为通货膨胀的度量指标，分别选用M1和M2作为货币供应量的度量指标，选择1997年1月至2010年10月的月度CPI、M1及M2的同比增长率进行实证分析。以下为实证结果：

从表1可以得到CPI对M1的回归方程为：CPI=0.1279 M1-2.5484；从表2可以得到CPI对M2的回归方程为：CPI=-0.2519 M2+4.1305；从表3可以发现CPI与M1的相关系数大于0，与M2的相关系数小于0。

四、结论

从以上分析我们发现货币供应量M1与消费物价指数（CPI）成负相关的关系（相关系数小于零），货币供应量M2与消费物价指数（CPI））成正相关的关系（相关系数大于零），但是消费物价指数（CPI）无论是与M1和M2的相关性都不太显著（相关系数的绝对值较小）

参考文献

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一、货币数量实证的理论支持

当代货币数量论是吸收了从早期货币数量学说到魏克赛尔的累积过程理论，再到凯恩斯的货币利息理论，并根据当代市场经济运行所面临的实际问题，为解决当代货币经济的实际问题而提出的一个简单、有效的货币经济理论。它已经从解决当代资本主义经济的实际问题中找到了自己的实证支持，它是一个比较成熟的经济理论。它们的主要观点如下：

首先，现代货币数量论认为影响经济活动的决定性因素是货币。因此，为了保证经济的稳定增长，就必须保持货币供应量的稳定增长。同时，认为货币供应量的一个外生变量，而货币需求函数是极其稳定的，因此货币当局可以根据货币需求函数担当起稳定货币供应增长率的职责。

其次，认为由私人经济行为决定的资源配置与货币收入的短期变化无关，因而无须对私人经济行为进行详尽分析就可以做出高度准确的总体经济分析。

再次，提出关于传递机制的货币主义模式，认为货币是通过相对价格机制、名义国民收入和其他名义宏观经济变量对经济发展发生直接影响。

最后，他们相信市场经济具有内在的自动稳定性。

简单说来，承认“货币供应的变化是货币收入变化的主要因素”是现代货币数量论的主要核心观点。今天，越来越多的人认识到，货币在增进各国的经济繁荣方面确实是重要的。要取得价格稳定、充分就业、经济的平衡增长及其他必不可少的经济目标，我们的货币和银行金融机制就绝对有必要在取得这些目标时保持同步运行。

承认外生的可控制的货币供应量和货币需求函数的相对稳定性，强调价格效应的货币传导机制，以稳定的货币增长率为政策指标，坚持稳定物价的政策目标，强调货币政策在国家宏观经济政策中的主导地位是货币数量论在实际当中的主要政策主张。正如弗里德曼所认为的“中心的问题，不是去建立一套高度敏感的、能不断消除由其他因素所导致的不稳定的工具，而是宁可去防止货币安排本身成为一个不稳定的根源”。

二、货币与经济关系计量分析

基于以上的理论分析，控制货币存量的增长率，使其按照一个或几个关键的经济变量的变化而同步连续地变化，货币当局就能提供一个可为经济稳定发展的货币背景。对此，本文从国内生产总值增长率（名义国民收入增长率）和通货膨胀率（物价上涨率）与货币存量增长率之间关系进行计量分析。

下面，我们选择1978～2001年间的广义货币M2供应量增长率和通货膨胀率、GDP增长率（年度数据）作为我们实证的数据区间，根据货币数量论的相关理论，对我国的货币供应政策的稳定性进行计量考察。

（一）GDP增长率、通货膨胀率与M2供应量增长率相关性分析。根据我们所获得的数据，应用统计计量分析软件Eviews，得到了M2供应量增长率与GDP增长率、通货膨胀率之间的相关系数。（表1）

从表1我们可以看出，正如现代货币数量论和许多实证所验证的那样，我国的货币供应量与GDP增长率、通货膨胀率具有较强的相关性。货币的长期周期性变动与相应的货币收入（或国民收入）和价格水平变动之间的关系是比较密切的和稳定的。另外，根据它们之间的点线图（图1），我们可以看出，M2增长率与GDP增长率、M2增长率与通货膨胀率之间的变化具有大致相似的同增同减的长期趋势，即它们具有长期的一致性。当然，它们之间的因果关系、它们相互之间的变动是否是即期还不明显，我们将在下文给出分析。但是，有一点可以肯定的是，当经济波动较大时一定伴随着货币供应量的较大的波动。

（二）M2供应量增长率、GDP增长率、通货膨胀率三者之间的因果关系分析。运用Granger因果关系检验，我们可得如表2的检验结果。（表2）

从表2可以看出，对于通货膨胀不是货币供应量Granger原因的原假设，拒绝它而犯第一类错误的概率是0.77933，表明通货膨胀不是M2增长率Granger原因的概率较大，不能拒绝原假设。而第一个检验的相伴概率只有0.00741，表明我们至少可以在95%的置信水平下，认为M2增长率是通货膨胀的Granger成因。同理，对于GDP增长率与M2增长率之间的Granger因果关系也可以得出类似的结论，即认为M2增长率是GDP增长率的Granger成因。

（三）M2供应量增长率、GDP增长率、通货膨胀率回归分析。由上面的相关分析和因果关系分析，我们可以很有理由地运用货币供应量的两因素模型对三者进行回归分析。由此，我们得到如下回归方程：

GDP＝0.04821+0.2020×M2

（2.369）（2.430）

R2=0.2116 F=5.904 （1）

P=-0.04994+0.45099×M2

（-1.0791）（2.3853）

R2=0.2055 F=5.6897 （2）

上述两个方程下方括号内的数值是95%的t检验统计量值，从中我们可以看出回归系数都通过了检验，并且整个方程的F检验也是显著的。这也从另一方面说明了货币供应量的增长对于经济的发展和波动具有显著地影响。另外，我们也可以得到如下方程：

M2=0.1359+0.8281×GDP＋0.3564×P

（3.3283）（1.9571）（1.9078）

R2=0.328 F=5.1259（3）

它的回归系数也通过了90%的t检验，方程也是显著的。这说明，虽然GDP增长率和通货膨胀率不是M2的Granger的成因，但是我们仍然可以利用这两个宏观经济指标对货币供应政策进行指导，即可以预测以多大的增长率来供应货币。

三、基本结论和政策建议

综合现代货币数量理论和我们上面的计量分析，我们可以得出以下结论：改革开放以来，我国货币供应量的增长对经济的影响是显著的。同时，货币总量的变动是一个相对独立的过程，而经济变动受到货币变动影响的关系相对来说是很稳定的。因此，当货币存量的增长率存在明显波动时，必然伴随着经济增长的波动。

1978年以来，我国的货币政策在实际运作过程中基本上遵循着现代货币数量论的政策主张。然而，由于经济的大幅度增长，投资的狂热和相对无序，货币当局无法摸清经济运行的规律而又对经济形势过于乐观，导致了货币供应不连续、不平稳、无规律地变动。这种货币供应的变动在一定程度上造成我国经济在八十年代中后期和九十年代中期物价持续上涨和经济波动。如在1990～1996年间，我国的货币供应总量增长率平均都在25%以上，由此直接导致了在九十年代中期我国的泡沫经济和平均10%以上的通货膨胀率，给经济发展造成了很大的不确定性和危害。同样的原因也造成了1988年和1989年高通货膨胀（分别为18.5%和17.8%）和民众对经济前景的恐慌。

同时，由于对经济发展的长期趋势缺乏考虑，货币政策造成经济波动的突发性反过来使得货币当局在制定和执行货币政策时的被动性，从而进一步造成了经济的不稳定。如1997年以来，我们虽然制止了高通货膨胀，却又陷入了持续的通货紧缩（1998、1999、2000年的物价上涨率分别为－2.6%、－3%、－1.5%），在某种程度上这不能说不是在治理通货膨胀时由货币政策的突发性造成的。

对以上分析结论，以及我国当前的实际经济背景，我们提出以下政策主张：

（一）根据经济的长期预期增长率来指导货币供应政策。由于长期的真实经济增长率是由实际的劳动力增长率、生产技术的发展速度等非货币因素决定的。因此，为了使货币政策的制定和执行不至于对长期经济发展冲击，引起经济的不稳定，我们就必须使货币总量的增长率紧跟真实经济的长期预期增长率，进行连续、平稳的供应货币。稳定的货币供应还会使一般公众建立起对货币政策的信任，使货币当局的政策在执行时更为有效和及时。