长期供货合同十篇

长期供货合同篇1

乙方： 签订地点：张家口宣化县

经 （以下简称甲方）与 （以下简称乙方）友好协商，依照国家有关法律，本着“平等、互利”的原则，就甲方长期向乙方购买五金工具、零件和机械产品等事宜达成以下协议共同遵守。

一、业务关系

1、本协议生效后，乙方按照甲方提供的清单为甲方供应产品。

2、乙方向甲方提供的产品应符合国家标准要求。产品无国家标准的，经双方协商确定。

3、质保期内实行质量“三包”。

4、包装要求：产品包装以保护货物完整、不受损伤，包装物不回收。

5、本协议生效后，甲方按需提供采购清单，乙方按清单供货，所有经济责任均执行本协议规定，不再每次重新签订协议。

6、乙方送货至甲方指定地点后，甲方应在10日内进行验收，验收后出具验收单。

7、本协议有效期 1 年，从20xx年9 月 1 日至20xx年9月1日止。

二、供货价格

产品供货价格由双方根据市场行情协商确定。

三、付款方式

甲乙双方协商后，确定付款方式为：现金、汇款或银行承兑等方式。

四、付款时间

1、甲方小批量购货实行赊账式购买，乙方凭发货单（甲方确认及签字）和甲方验收单记账。

2、乙方每月底为甲方所购货物开具增值税专用发票，甲方次月为乙方进行一次货款结算。

3、结算货款时，甲方按双方约定预留 %的质量保证金。保证金在质保期满，无责任赔偿的情况下无息全额返还乙方。

五、产品运输

乙方负责运送产品至甲方指定地点，运输费用由乙方承担。

六、违约责任

1、乙方错发产品，迟发产品，提供的产品质量不符合国家标准（或约定的标准），或者经验收发现质量问题。甲方有权要求退货，并由乙方承担违约责任和由于质量问题所发生的损失及费用。

2、甲方提供的产品型号规格不准确，导致乙方发错产品的，由甲方承担所有的退货费用及因此引起的损失。

七、争议解决

在履行本协议及具体购货合同过程中，如发生争议，则双方协商解决;协商不成时，按合同法规定向人民法院提起诉讼解决。

八、协议生效及其它

1、本协议经双方授权代表签字盖章后立即生效。最新长期供货协议书范本最新长期供货协议书范本。

2、本协议条款的任何变更、修改或增减，须经双方协商后授权代表签署书面文件，作为本协议的组成部分并具有同等法律效力。

3、本协议中任何未尽适宜，双方将以友好方式解决。

4、本协议一式肆份，甲方执叁份乙方执一份，每份具有同等法律效力。

甲方：（盖章） 乙方：（盖章）

代表人： 代表人：

长期供货合同篇2

经济合同的标题，应明确标出合同的性质。如购销合同、预购合同、供应合同等。

(二)签约双方名称

在正文之前写明签订合同的双方当事人的名称(要使用全称)，然后用括号分称甲方、乙方或买方、卖方。

(三)正文(分析例文1、2、3)

这是合同的主体。正文开始，先写订立合同的目的或根据。然后再逐条写明双方协议定妥的条款。这部分要注意条款完备、齐全，表述要准确、具体。其主要条款为：

1.标的 标的是经济合同中确定当事人权利和义务共同指向的对象。标的可以是商品货物，也可以是劳务或工程项目，而借款合同的标的是货币。商品货物的标的包括商品的名称、规格、型号或代号、版号、商标等。

2.数量 经济合同的数量指的是标的数量。数量要使用通用标准计量单位。在写明计量方法和计量单位的同时，还要写明交货数量的机动的正负尾差和合理磅差。

3.质量 质量是合同标的产品或劳务的优劣程度。质量有两个方面的要求，一方面是指产品的外观形态，如造型、结构、色泽、味觉等;另一方面是指产品的内在成分、物理和机械性能、生物的特征等。合同标的质量的技术要求标准，力求详细、具体、明确。一般情况下，有国家或部颁标准的，按国家或部颁标准签约;没有国家标准或部颁标准的，由双方协议定一个标准;有的质量一下定不了的，可以拿样品，交货时凭样品交货，这些在合同中都要写清楚。样品，必须在订立合同时由双方封存，以作为今后验收的依据。

4.价款或酬金 价金是取得合同标的一方，向对方所支付的代价。价金以货币数量表示，是经济合同双方等价交换的经济关系的标志。

5.期限 经济合同履行的期限，即合同议定的履行时间，是负有义务的双方按议定的时间履行合同的条款。它是确定合同是否按时履行或迟延履行的标准。

6.地点 指履行合同的具体地点。这是分清双方责任的依据之一。书写这一条款时，必须写明交(提)货、付款、验收或劳务的具体地点，要注意表述确切。

7.履行方式 指采用什么方法来实现合同所规定的当事人双方的义务。如运输合同中的运输方式，购销合同中的提货方式，借贷合同中的还贷方式等。

8.结算 经济合同用货币履行义务时，除法律另有规定外，必须用人民币计算并通过银行转帐结算。允许预付货款的商品，订立合同时，必须要注意写清开户银行、账号以及结算日期、结算方式。要注明是先付款后交货，还是先交货后付款。

9.违约责任 经济合同中规定这一条，是对不履行合同规定义务的一方的制裁措施。它是督促当事人自觉履行合同的一种手段，是实现合同的一种担保形式。合同中的违约责任是通过违约金反映的。违约金的数量，可依据法律规定，也可以由当事人双方依法商定，并要在合同中具体写明。

除上述主要条款外，产品的包装方法、要求，产品的验收方法，签约的时间、地点等也要在合同中写明。合同签订地是发生纠纷后确定管辖法院、仲裁机构的重要依据。

(四)结尾

结尾共有四项内容：一是注明合同附件;二是注明合同的有效期限;三是注明合同一式几份，交由谁保管;四是由订立合同的当事人签名盖章并写上签订的年月日。

【涂料供货协议书范本一】

订立合同双方：

购货单位：_________，以下简称甲方;

供货单位：_________，以下简称乙方。

经甲乙双方充分协商，特订立本合同，以便共同遵守。

第一条 产品的名称、品种、规格和质量

1.产品的名称、品种、规格：_________。(应注明产品的牌号或商标)

2.产品的技术标准(包括质量要求)，按下列第( )项执行：

(1)按国家标准执行;

(2)按部颁标准执行;

(3)由甲乙双方商定技术要求执行。

(在合同中必须写明执行的标准代号、编号和标准名称。对成套产品，合同中要明确规定附件的质量要求;对某些必须安装运转后才能发现内在质量缺陷的产品，除主管部门另有规定外，合同中应具体规定提出质量异议的条件和时间;实行抽 检验质量的产品，合同中应注明采用的抽样标准或抽验方法和比例;在商定技术条件后需要封存样品的，应当由当事人双方共同封存，分别保管，作检验的依据。)

第二条 产品的数量和计量单位、计量方法

1.产品的数量：_______。

2.计量单位、计量方法：______。

(国家或主管部门有计量方法规定的，按国家或主管部门的规定执行;国家或主管部门无规定的，由甲乙双方商定。对机电设备，必要时应当在合同明确规定随主机的辅机、附件、配套的产品、易损耗备品、配件和安装修理工具等。对成套供应的产品，应当明确成套供应的范围，并提出成套供应清单。)

3.产品交货数量的正负尾差、合理磅差和在途自然减(增)量规定及计算方法：________。

第三条 产品的包装标准和包装物的供应与回收_______。

(产品的包装，国家或业务主管部门有技术规定的，按技术规定执行;国家与业务主管部门无技术规定的，由甲乙双方商定。产品的包装物，除国家规定由甲方供应的以外，应由乙方负责供应。

第四条 产品的交货单位、交货方法、运输方式、到货地点(包括专用线、码头)

1.产品的交货单位：________。

2.交货方法，按下列第( )项执行：

(1)乙方送货;

(2)乙方代运(乙方代办运输，应充分考虑甲方的要求，商定合理的运输路线和运输工具);

(3)甲方自提自运。

3.运输方式：_______。

4.到货地点和接货单位(或接货人)________。

(甲方如要求变更到货地点或接货人，应在合同规定的交货期限(月份或季度)前40天通知乙方，以便乙方编月度要车(船)计划;必须由甲方派人押送的，应在合同明确规定;甲乙双方对产品的运输和装卸，应按有关规定与运输部门办理交换手续，作出记录，双方签字，明确甲、乙方和运输部门的责任。)

第五条 产品的交(提)货期限

(规定送货或代运的产品的交货日期，以甲方发运产品时承运部门签发的戳记日期为准，当事人另有约定者，从约定;合同规定甲方自提产品的交货日期，以乙方按合同规定通知的提货日期为准。乙方的提货通知中，应给予甲方必要的途中时间，实际交货或提货日期早于或迟于合同规定的日期，应视为提前或逾期交货或提货。)

第六条 产品的价格与货款的结算

1.产品的价格，按下列第( )项执行：

(1)按甲乙双方的商定价格;

(2)按照订立合同时履行地的市场价格;

(3)按照国家定价履行。

(执行国家定价的，在合同规定的交货或提货期内，遇国家调整价格时，按交货时的价格执行。逾期交货的，遇价格上涨时，按原价执行;遇价格下降时，按新价执行。逾期提货或逾期付款的，遇价格上涨时，按新价格执行;遇价格下降时，按原价执行。由于逾期付款而发生调整价格的差价，由甲乙双方另行结算，不在原托收结算金额中冲抵。执行浮动价和协商定价的，按合同规定的价格执行。)

2.产品货款的结算：产品的货款、实际支付的运杂费和其它费用的结算，按照中国人民银行结算办法的规定办理。

(用托收承付方式结算的，合同中应注明验单付款或验货付款。验货付款的承付期限一般为10天，从运输部门向收货单位发出提货通知的次日起算。凡当事人在合同中约定缩短或延长验货期限的，应当在托收凭证上写明，银行从其规定。)

第七条 验收方法________。

(合同应明确规定：1.验收时间;2.验收手段;3.验收标准;4.由谁负责验收和试验;5.在验收中发生纠纷后，由哪一级主管产品质量监督检查机构执行仲裁等等)。

第八条 对产品提出异议的时间和办法

1.甲方在验收中，如果发现产品的品种、型号、规格、花色和质量不合规定，应一面妥为保管，一面在30天内向乙方提出书面异议;在托收承付期内，甲方有权拒付不符合合同规定部分的货款。甲方怠于通知或者自标的物收到之日起过两年内未通知乙方的，视为产品合乎规定。

2.甲方因使用、保管、保养不善等造成产品质量下降的，不得提出异议。

3.乙方在接到需方书面异议后，应在10天内(另有规定或当事人另行商定期限者除外)负责处理，否则，即视为默认甲方提出的异议和处理意见。

(甲方提出的书面异议中，应说明合同号、运单号、车或船号、发货和到货日期;说明不符合规定的产品名称、型号、规格、花色、标志、牌号、批号、合格证或质量保证书号、数量、包装、检验方法、检验情况和检验证明;提出不符合规定的产品的处理意见，以及当事人双方商定的必须说明的事项。)

第九条 乙方的违约责任

1.乙方不能交货的，应向甲方偿付不能交货部分货款的___%的违约金。

2.乙方所交产品品种、型号、规格、花色、质量不符合规定的，如果甲方同意利用，应当按质论价;如果甲方不能利用的，应根据产品的具体情况，由乙方负责包换或包修，并承担修理、调换或退货而支付的实际费用。

3.乙方因产品包装不符合合同规定，必须返修或重新包装的，乙方应负责返修或重新包装，并承担支付的费用。甲方不要求返修或重新包装而要求赔偿损失的，乙方应当偿付甲方该不合格包装物低于合格包装物的价值部分。因包装不符合规定造成货物损坏或灭失的，乙方应当负责赔偿。

4.乙方逾期交货的，应比照中国人民银行有关延期付款的规定，按逾期交货部分货款计算，向甲方偿付逾期交货的违约金，并承担甲方因此所受的损失费用。

5.乙方提前交货的产品、多交的产品的品种、型号、规格、花色、质量不符合规定的产品，甲方在代保管期内实际支付的保管、保养等费用以及非因甲方保管不善而发生的损失，应当由乙方承担。

6.产品错发到货地点或接货人的，乙方除应负责运交合同规定的到货地点或接货人外，还应承担甲方因此多支付的一切实际费用和逾期交货的违约金。

7.乙方提前交货的，甲方接货后，仍可按合同规定的交货时间付款;合同规定自提的，甲方可拒绝提货。乙方逾期交货的，乙方应在发货前与甲方协商，甲方仍需要的，乙方应照数补交，并负逾期交货责任;甲方不再需要的，应当在接到乙方通知后15天内通知乙方，办理解除合同手续。逾期不答复的，视为同意发货。

第十条 甲方的违约责任

1.甲方中途退货，应向乙方偿付退货部分货款___%的违约金。

(违约金视为违约的损失赔偿，但约定的违约金过分高于或者低于造成的损失的，当事人可以请求人民法院或者仲裁机构予以适当减少或者增加)

2.甲方未按合同规定的时间和要求提供应交的技术资料或包装物的，除交货日期得顺延外，应比照中国人民银行有关延期付款的规定，按顺延交货部分货款计算，向乙方偿付顺延交货的违约金;如果不能提供的，按中途退货处理。

3.甲方自提产品未按供方通知的日期或合同规定的日期提货的，应比照中国人民银行有关延期付款的规定，按逾期提货部分货款总值计算，向乙方偿付逾期提货的违约金，并承担乙方实际支付的代为保管、保养的费用。

4.甲方逾期付款的，应按中国人民银行有关延期付款的规定向乙方偿付逾期付款的违约金。

5.甲方违反合同规定拒绝接货的，应当承担由此造成的损失和运输部门的罚款。

6.甲方如错填到货地点或接货人，或对乙方提出错误异议，应承担乙方因此所受的损失。

第十一条 不可抗力

甲乙双方的任何一方由于不可抗力的原因不能履行合同时，应及时向对方通报不能履行或不能完全履行的理由，以减轻可能给对方造成的损失，在取得有关机构证明以后，允许延期履行、部分履行或者不履行合同，并根据情况可部分或全部免予承担违约责任。

第十二条 其它_______。

按本合同规定应该偿付的违约金、赔偿金、保管保养费和各种经济损失的，应当在明确责任后10天内，按银行规定的结算办法付清，否则按逾期付款处理。但任何一方不得自行扣发货物或扣付货款来充抵。

本合同如发生纠纷，当事人双方应当及时协商解决，协商不成时，任何一方均可请业务主管机关调解或者向仲裁委员会申请仲裁，也可以直接向人民法院起诉。

本合同自____年__月__日起生效，合同执行期内，甲乙双方均不得随意变更或解除合同。合同如有未尽事宜，须经双方共同协商，作出补充规定，补充规定与合同具有同等效力。本合同正本一式二份，甲乙双方各执一份;合同副本一式__份，分送甲乙双方的主管部门、银行(如经公证或签证，应送公证或签证机关)……等单位各留存一份。

购货单位(甲方)：____(公章) 供货单位(乙方)：___(公章)

法定代表人：_______(公章) 法定代表人：______(盖章)

地址：__________ 地址：_________

开户银行：________ 开户银行：_______

帐号：__________ 帐号：_________

电话：__________ 电话：_________

____年__月__日订

【涂料供货协议书范本二】

供方：

需方：

为了明确甲乙双方的权利和义务，经双方协商同意签订本合同，条款如下：

一、产品名称、型号、数量、金额

产品名称

型号

数量(吨)

单价(元)

金额(元)

拉毛漆

据实

外墙弹灰漆

据实

外墙弹白漆

据实

底漆(黑)

据实

底漆(白)

据实

外墙柔性腻子

据实

备注：以上价格不含税金及材料检测费。以上材料除拉毛仿砖漆外其余材料剩余后均按原价退货。

二、付款方式：供方按需方质量要求提供样品，货到经验收合格付款50%，工程竣工验收合格后付总货款的95%，质量保证金5%两年质保期满后一次性付清。

三、供货方式：按照双方约定的质量、数量、时间将货物送至需方指定仓库，运费由供方负担。

四、质量要求和提出质量异议的时间：供方保证所提供的涂料在正常条件下五年不脱落，无严重褪色现象，需方在收到货后如对产品质量有异议，有权在15日内退货。

五、施工要求：

1、 需方在施工时应按照正确的施工要求进行施工，墙体要平整、坚硬，墙面要整洁、干燥、无油污和其他残留附着物，含水率应在10%以下。

2、 不能在雨天、雾天和雪天施工。

3、 产品储存施工时温度应在5-35度。

六、违约责任：

1、 供方因产品质量问题给需方造成的经济损失由供方负责赔偿并需方对供方进行合同总价1%-5%的罚款。

2、 需方应按照约定的时间付款，如未按约定付款供方有权停止供货。

3、 需方要严格按照施工的条件和施工要求施工，否则造成的损失供方不承担任何责任。

七、其他条款：本合同如出现争议，甲乙双方协商解决或由需方当地人民法院起诉。

供方： 需方：

法定代表人或委托人： 法定代表人或委托人：

电话： 电话：

【延伸阅读:购销合同的印花税计税额是否含税】

【问题】

《广州市地方税务局关于印发〈广州市地方税务局印花税核定征收管理办法〉的通知》(穗地税函[20xx]374号)规定，工业(商业)企业的购销合同核定应缴纳印花税金额=(销售收入+采购金额)×核定率×适用税率。上述条款中的销售收入和采购金额是否为含税额?

【解答】

关于购销合同印花税计税依据的确认问题。《湖北省地方税务局关于明确财产行为税若干具体政策问题的通知》(鄂地税发[20xx]176号)规定，根据《中华人民共和国印花税暂行条例》的规定，购销合同的计税依据为合同上载明的“购销金额”。而在实际经济活动中，购销合同中的“购销金额”有的包括增值税税金，有的不包括。对这一问题分两种情况处理：

(一)按合同金额计征印花税的情形：

1.如果购销合同中只有不含税金额，以不含税金额作为印花税的计税依据;

2.如果购销合同中既有不含税金额又有增值税金额，且分别记载的，以不含税金额作为印花税的计税依据;

3.如果购销合同所载金额中包含增值税金额，但未分别记载的，以合同所载金额(即含税金额)作为印花税的计税依据。

(二)核定征收印花税的情形：

直接以纳税人账载购销金额作为印花税的计税依据，而不论其是否包含增值税税金。

《上海市税务局关于实施新的〈增值税暂行条例〉后购销合同、加工承揽合同征印花价问题的通知》(沪税地[1993]103号)第一条规定，对购销合同的贴花，均以合同记载的销售额(购入额)不包括记载的增值税额的金额计税贴花。

长期供货合同篇3

这种传统的方法是在接受了生产准备成本或订货成本存在合理性的前提下，发生了企业成本最低的条件，即变动订货成本与变动储存成本、生产准备成本与变动储存成本相等。竭力寻求一个理想的经济存货量的数学模型，结果导致存货控制理论越来越复杂。在完善的市场经济条件下，存货对企业来说就形成一种资源的闲置和浪费。于是世界各国的企业家们都在竭力寻求一种更科学的、资金使用效率更高的进货方式，这对企业提高经济效益具有重大的现实意义。西方发达国家已经取得了很多先进的经验，值得我们学习和借鉴。本文把这种方法的管理思想总结介绍给大家，以供大家参考。

适时制，也称为“零存货”，是指以仓库存储形式的某种物品的储存数量为零，即不保持存货。简单地说，就是及时供应存货，限制存货的积压。既要求企业持有尽可能低水平的存货，以工业企业为例，只在需要的时间购进需要的材料；又不允许企业因原材料供应中断的原因影响到生产正常进行。这就给企业的采购部门提出了很高的要求：一是材料供应的及时性，即必须能够在生产部门有原材料需求时，将所需原材料迅速、准时地采购并运至企业，否则就会引起停工待料现象的发生；二是采购的原材料在质量上必须有保证。比如，虽然采购部门及时将材料运抵企业，但材料在质量或规格上不符合要求，同样不能投入生产。由此原因造成企业延误生产时间的后果是恶劣的。实行适时制企业的产成品存货很少，在销售合同到期时，企业不能按时交货，即使一切顺利，也要经过较长一段时间，不能保证供货的及时性。企业对供货商情况不了解，不可能保证订购材料的质量。为了解决这一问题，适时制为企业和供货商之间建立了一种全新的“利益伙伴”关系。建立这种关系的原则为：

1、在原材料采购上，只与有限数量的，比较了解的供应商发展长期合作关系。当企业提出原材料需求时，采购部门就不必为寻找和选择供货商浪费时间，可以直接与长期合作的指定供货商联系，缩短材料订货时间，同时也节约了订货成本。由于经过选择和长期合作，企业对指定供货商供应的材料、供货商信誉、供货商的服务等都很了解，订购的原材料质量就有了相当的保证，不会因为材料质量问题影响生产。由于货源稳定、质量还有保证，采购部门还可以根据具体情况适当减少对购进原材料进行检验时的抽样样本量，甚至取消检验，降低检验成本。由于企业与供货商之间的合作关系，还可以要求供货商多批次、小批量供应材料，进一步降低企业原材料存货水平。

2、在选择供货商时既要考虑其供货的价格，同时也应考虑其服务质量和材料质量。在选择供货商问题上，价格因素当然起到十分重要的作用，材料进价低，可以有效地降低企业产品成本。但是，供货商服务的质量和所供应原材料的质量，企业也应同样予以重视，这是适时制本身的特点所决定的。

3、建立生产员工直接向经批准的供货商订购生产所需原材料的流程。由于材料的供货商业已指定且数量很少，适时制的采购系统可以要求供货商经常能够一次运送小批量的产品，可能是每周一次、每一天一次、甚至一天几次。这就要求与供货商紧密协作。企业可以与供货商签订长期合作合同，不再在每次订购后与供货商结算材料成本，而在合同中签订采用定期结算方式的条款。当企业生产部门需要某种类型的原材料时，就可以经过企业授权直接与对应的供货商联系，供货商将材料直接运送企业，定期持当期累积的原始凭证与企业结算。这样省去了中间环节采购部门，节约了订货时间，降低了订货成本，增强了原材料供应的及时性。

4、将供货商的供货直接送至生产场所。在传统方式下，企业订购的原材料批量较大，在检验之后，必须入原材料库存放，无形中增加了储存成本和管理成本。在适时制下，只有在生产需要时才订购材料，材料到位后直接投入生产，所以可以要求供货商直接将材料运抵生产车间堆放。这样做的好处有：缩短了从订购到投入生产的时间，增强了供货的及时性；生产工人直接从车间取得材料，缩短了搬运距离，节约了人工搬运成本。

5、为达到缩减原材料存货的理想效果，企业和供货商都需要付出很多努力。制造企业和供货商必须建立相互信任和信心，供需双方必须要有团队精神。制造企业在选择供货商问题上应慎重、全盘考虑，侧重的因素主要包括供货的价格、质量和及时性。供货商确定以后，应和供货商签订长期合同，直接与固定供货商联系原材料的购进。生产员工也必须参与决策。原材料的供货商必须明确一点：供货商的经济利益是与购货商的经济利益密切相关的，供需双方紧密的长期合作关系对双方都是有利的。适时制的目的也并不是要把存货的仓储成本转嫁给供货商。买方提供给卖方的生产计划信息同样可使供货商减少存货，并最终使成本最小化。这样，供货商就能够保持经常性的小批量生产，而不是间歇性的大批量生产。

长期供货合同篇4

〔关键词〕货币冲击；VEC模型；利率期限结构；预期通胀

中图分类号：F821.1 文献标识码：A 文章编号：1008-4096(2011)06-0048-06

货币政策对于产出刺激作用的持续性和对通货膨胀的影响是评价货币政策有效性的主要因素，也是学术界关注的焦点之一。特别是在全球经济形势日益复杂多变的情况下，合理货币政策的选择和制定是当前的热点、难点问题。本文通过对2008年末这一轮宽松货币政策效果的科学评估，在当前我国大的经济背景下，分析我国货币政策的传导机制，以及货币政策效果的有效性和持续性，为应对当前全球及国内复杂的经济形势下制定科学、有效的货币政策提供实证依据。

本文以中国国债的利率期限结构曲线作为研究对象，通过考察货币冲击对利率期限结构曲线的影响，分析短期利率变化对产出刺激的短期和长期效果，并通过长期利率和预期通胀之前的关系研究货币冲击对于通胀的持续影响。

一、文献综述

国内外学者在这一领域内做了大量的研究，其中较为有代表性的有Estrella和Hardouvelis选取1955―1988年的美国季度数据作为分析对象，运用线性回归模型进行研究。实证结果表明，期限利差对未来4年内的实际经济变量具有较强的解释能力，对未来1年半内的经济增长率具有较强的边际解释能力［1］。Estrella和Mishkin选取1973―1995年的季度数据作为分析对象，同时考察了美国、德国、英国、意大利和法国等5国的利率期限结构与货币政策工具变量、通货膨胀率和实际经济活动之间的关系。他们发现，利率期限结构对未来1―2年的经济增长率具有较强的预测能力［2］。Fama提出可用利率期限结构来分析未来通货膨胀的大小，发现长期利率同通胀率之间存在非常显著的正相关性［2］。Goodfriend指出，国债的长期收益率是估计未来通胀率的有效指标 ，美联储也已应用该指标作为衡量公众的长期通胀预期［3］。Mishkin采用到期期限从1个月到12个月的美国国库券价格的月度数据，分析利率期限结构包含的有关未来通货膨胀的信息［5］。实证结果表明，利率期限结构不能对未来6周内的通货膨胀率水平及其变化进行预测。当期限延长到9个月和12个月时，利率期限结构的斜率主要反映了未来通货膨胀率的变化。

就中国利率期限结构与宏观经济变量之间的相关性问题，现有的研究成果相对较少，只是在近期才有部分学者开始关注这一问题。刘金全等采用结构VAR模型考察了宏观经济冲击通过利率期限结构的变化影响，发现货币冲击、供给冲击和价格冲击都对短期利率产生了持续显著的影响，而对长期利率则没有显著作用效果；宏观经济冲击只对收益曲线的截距参数具有显著影响，而对收益曲线的斜率参数和曲率参数的影响微弱［4］。石柱鲜等基于VAR-ATSM模型对中国利率期限结构与经济增长、通货膨胀和利率的相互关系进行分析，结果发现，在不同期限利差中，较长期利率利差对经济增长率和通货膨胀率的短期预测能力较弱，而中长期预测能力较强；经济增长、通货膨胀和短期利率冲击对不同期限利率在短、中期内产生正向影响［5］。

与其他研究学者不同，考虑到收益率曲线及其他经济变量的非平稳性，在本文中，作者采用了VEC模型以避免时间序列的非平稳性对于结论的影响。同时，作者借助利率期限结构曲线，重点考察货币冲击如何通过市场利率影响实体经济，以及市场利率如何形成预期通胀这一货币政策的传导过程，以说明从货币供应到利率改变，直至产出变化和通胀形成的这一具体过程。最后，同以往研究者结论不同，本文研究发现，货币冲击对于短期和长期利率影响明显，但是作用时间不同，说明了货币政策对于产出刺激的即时性及对通胀影响的长期性，并定量分析了货币冲击对于产出和通胀作用的强度和时限，为理解我国当前货币政策传导过程提供了具体的量化分析指标。

二、样本数据采集和模型估计方法

由于本文采用利率期限结构曲线作为研究的基本对象，因此，期限结构曲线质量的优劣将很大程度上影响实证结果的分析质量和结论的可靠性。为此，在本文中，选取2002年1月―2008年12月间在上海证券交易所交易的国债价格，利用在国外研究中通行的Fama-Bliss方法作为剥离利率期限结构曲线的手段，估计债券交易价格中隐含的国债收益率曲线。该方法具有如下显著特点：（1）该方法具有较强的样本外预测能力。（2）该方法具有结构简洁且经济含义明确的特点。（3）该方法估计简单，结果稳健，且精度高。基于该方法的优势，各国学者在研究利率期限结构问题时，均用该方法估计的利率期限结构曲线作为研究同债券市场利率相关问题的基本数据。在美国的GRSP数据库中，用该方法估计的利率期限结构曲线作为研究使用的标准数据，供学者下载。由于研究问题的重点和篇幅所限，本文并未对该方法展开介绍，具体估计过程请参考作者之前发表的文章［6］。

三、模型与实证分析

在本部分中，我们将利用估计出的利率期限结构曲线的数据，考察货币冲击对利率期限结构和预期通胀影响的持续性、利率变化对产出变化的短期及长期影响，最后分析利率、货币冲击、产出和预期通胀之间的互动关系。我们将建立包含短期、中期和长期利率以及产出、预期通胀和货币供应量的向量误差修正模型VEC。由于VEC模型一方面可以分析变量之间相互作用的短期效果，同时也能分析变量之间相互作用的长期效应，故能够较好满足本文的研究目标。

1.模型的建立及估计

其中，所有回归方程的误差修正项均不为零，且所有误差修正项系数均显著为负，这说明，从长期来看，各变量之间不仅存在着一般均衡关系，且都有向一般均衡调整的趋势，且调整的速度由误差修正项的系数决定。回归方程残差是平稳序列，说明变量之间存在协整关系，并且，回归方程的F统计量均显著，说明模型的设定是基本合理的，能够反映出各个变量之间的动态相互作用关系。下面我们将就公式（1）中向量误差修正模型估计的结果及各宏观变量对货币供应冲击的脉冲响应函数来分析货币冲击对利率和预期通胀、预期通胀对利率以及利率对产出的动态影响。

2.货币供应量对于不同期限利率的冲击

我们将利用上述估计的VEC模型，通过脉冲响应函数来分析货币冲击对于不同期限利率增量变化的短期及长期影响，进而说明当前我国货币政策对于市场利率的影响的强度及时效性。

图1―图3分别画出了短期、中期和长期利率基于VEC模型下对货币供应冲击的脉冲响应函数。通过观察我们可以发现，货币供应冲击在短期内（1―3个月）能够降低短期和中期利率，但是，对长期利率的影响甚微，并且这种效果随着利率期限的延长而下降。此外，随着时间的推移，货币供应冲击对利率的影响为正，即利率水平结束下降后有显著的上升趋势，并且这种趋势随着时间的推移而增强。对于中、长期利率而言，利率增量所受到货币供应冲击的影响在货币供应量发生改变后的6个月左右达到高峰，此后对利率增量影响逐渐减弱。该分析结果表明，货币供应量增加对降低利率的影响有限，且影响期限较短，货币供应量的增加在中、长期内会较大幅度提高利率水平，并在长期内把整个期限结构曲线保持在一个较高的水平，即推动了整体利率的上扬。

图1 短期利率的脉冲响应函数 图2 中期利率的脉冲响应函数 图3 长期利率的脉冲响应函数

从图4中可以看出，从长期来看，货币供应量同短期利率的走势一致，保持同升同降的关系，只是货币供应增长率要领先于短期利率的变化一段时间，市场利率相对于货币供应与调整存在一定的时滞。这说明，在长期利率是未来短期利率均值预期的预期理论下，长期利率在短期内受到货币冲击的影响较小，但是，在中长期内，会随着短期利率的上扬而逐渐上扬，该上扬趋势将滞后于短期利率的上扬，但持续时间更长，这同我们通过VEC模型的脉冲响应函数分析得到的结果相同，说明了实证结果同理论的结论分析保持一致。

3.货币供应量对于预期通胀以及预期通胀对利率的长期影响分析

公式（1）的估计结果显示，同货币供应量一样，预期通胀率在短期内也对各期限的利率水平具有显著的影响。然而，从长期来看，货币供应量的增加会改变物价水平，进而提高预期通胀并提升利率水平。如同弗里德曼曾经说过的“通货膨胀永远是货币现象”，在此，我们将通过预期通胀对货币冲击的脉冲响应函数来分析货币冲击对通货膨胀的影响强度及持续期限；并进一步分析各期限利率对通货膨胀的冲击影响及时限。我们期望分析货币供应冲击通过价格机制的传导最终对市场利率的长期影响，为了解货币政策对利率的最终效果提供政策依据。

图5显示了预期通胀对于货币供应冲击的脉冲响应函数。从该图可以看出，预期通胀对货币冲击的反应为正，且反应时效较长，从货币冲击开始至预期通胀达到顶峰，共用了8―9个月的时间，并且在此后一直基本维持在该高位水平上。该结果显示，在我国，预期通胀将在货币冲击之后3个季度左右达到顶峰。通过模型分析，从年初开始的宽松的货币政策导致的通胀预期在2009年的3―4季度开始走高，并在此后的时间里一直维持高位运行，这说明了具有时滞性的通胀预期一旦形成，将具有很强的惯性，继续推高价格水平。

（实线：短期利率；虚线：货币供应增长率M1）

图6―图8显示了不同期限利率对预期通胀冲击的脉冲响应函数。从这些图形中，我们可以观察到，不同期限的利率对预期通胀的冲击呈现正向反应。短期利率反应最为迅速，在预期通胀发生改变后的3个月调整即达顶峰，造成短期利率反应迅速的一个重要原因是，短期利率在货币市场形成，货币市场资金对利率成本变化极为敏感，人们对于通胀的预期将使资本从短期市场流入资产市场，如股市、房市、黄金和大宗商品等，对于资产价格上涨的预期将直接抬高相应的资金价格，推动货币市场利率的上扬，因此，短期利率调整也最为迅速、彻底。中、长期利率反应相对缓慢，但调整也相当迅速，二者皆在6个月后达到顶峰。造成中长期利率调整相对短期利率缓慢的潜在原因是：中长期利率在资本市场中形成，资金投资期限较长，投资目的相对固定，资金的调整速度相对较慢；此外，人们基于预期通胀调整利率需要一个确认通胀的时限过程，只有等短期的通胀经过人们的观察形成惯性通胀之时，长期资本的持有者才会对预期通胀做出反应，长期利率也得以改变。综合货币冲击对于预期通胀的冲击以及预期通胀对利率的冲击时限及强度，我们预期，货币供应冲击后的4―5个季度内，利率市场将对最初的货币冲击做出持续的反应，利率水平将在此期限末达到高峰。由于在之前的研究中发现［6］，实际通货膨胀率和长期利率之前存在稳定协同的变化关系，长期利率改变达到峰值之时，也是通胀水平高涨之日，因此，基于如上模型分析结果，始于2009年年初的货币供应急剧增加在2009年年末至2010年1季度形成第一次通胀高峰。图9显示，价格水平在经历金融危机短暂的下降后，在2009年3季度开始迅速回升，并在2010年的1季度恢复高点，这同文中分析的结果基本保持一致。

4.各期限利率对于产出的影响分析

前面，我们应用VEC模型的脉冲响应函数分析了货币供应量冲击和通胀预期冲击对不同期限利率的影响强度和影响时限，说明了货币供应量对不同期限利率变化的最终影响。然而，我们更关心的是受货币政策影响的利率变化对产出的影响，因此，我们将继续应用VEC模型的脉冲响应函数来分析在长期内，产出对于各期限利率变化冲击的反应。

图10―图12分别描绘了短期、中期和长期利率正向冲击对产出的脉冲响应函数曲线。首先，由于利率冲击同产出反应负相关，利率的上扬将导致产出的降低，反之，利率的下降将增加产出［7］。我们发现，短期利率变化对产出的冲击最为显著，中期利率次之，长期利率影响最弱。这也说明了市场投资者对货币市场的利率最为敏感，对长期债券市场的利率敏感性相对较低。然而，对不同期限的利率而言，产出增加在利率发生改变后的2个季度左右的变化达到峰值，在此后的2个季度，利率负向变化对产出增加的影响逐渐减弱，甚至之后影响为负。结合以上分析，并综合考虑不同期限利率在货币供应量发生改变后的1个季度左右得到有效降低，我们认为，我国现阶段，产出增量峰值对于货币政策的反映时滞为3个季度左右，并且，产出的累积增加的峰值将在货币冲击后的4―5个季度左右出现。据此分析，2009年初的超量货币供应在2009年4季度―2010年1季度实现政策效果的顶峰，此后，货币政策的效果将逐渐减弱。图13显示，我国经济的整体表现在经历2008年末的金融危机后，在货币及其他政策的配合下，缓慢复苏，并在2010年初达到了景气高峰，此后便有逐渐减弱的趋势，这同文中分析的结果完全一致。此后，在经济回暖达到顶峰后，市场利率将继续受到预期通胀的作用攀升，在2010年继续走高，通胀的形成将抬高整体物价水平，货币刺激带来的经济增长将趋近尾声。对货币政策效果的分析说明，经济增长在短期内（1年左右）可以通过投放货币得以提升；但是，从长期来看，货币冲击最终的结果是提高通胀水平和利率水平，进而限制产出，扭曲资源配置，加剧宏观经济运行的风险。

四、结 论

货币政策对于产出刺激作用的持续性及对通胀预期的影响是评价货币政策有效性的主要因素，也是学术界关注的热点问题。特别是在全球经济形势日益复杂多变的情况下，合理的货币政策的选择和制定是当前的难点问题之一。本文通过对2008年末这一轮宽松货币政策效果的科学评估，分析在当前我国大的经济背景下，我国货币政策的传导机制，以及货币政策效果的有效性和持续性，为应对当前全球及国内复杂的经济形势下制定科学、有效的货币政策提供实证依据。

本文通过建立不同期限利率同货币冲击、产出和预期通胀的VEC模型发现，各变量在长期内存在协整关系，短期的冲击将在长期内使利率和产出向均衡水平调整。且进一步通过VEC模型的脉冲响应函数分析发现，货币供应冲击在短期内（1―3个月）能够有效降低短期和中期利率，但是，对长期利率的影响较小。对于中、长期利率而言，利率增量受货币供应冲击的影响在货币供应量发生改变后的2个季度左右达到高峰，由于GDP增量没有月度数据，且为避免经济增长的季节性对于分析的影响，文中用我国宏观经济运行的一致景气指数来说明我国宏观经济运行的态势。此后利率增量逐渐减弱。分析结果进一步表明，货币供应量增加对降低利率的影响期限较短，货币供应量的增加在中、长期内会较大幅度提高利率水平，并在长期内把整个期限结构曲线保持在一个较高的水平，即推动了整体利率的上扬。此外，货币冲击导致名义利率和预期通胀水平的持续上升，通货膨胀在货币刺激后的4―5个季度形成高峰，并在此后维持高位运行。最后，货币冲击对产出的刺激作用持续时间有限，产出水平在货币冲击后的4―5个季度内恢复至高位，此后，货币冲击对于产出的刺激作用逐渐减弱，而通胀水平在接下来的时间里持续走高，货币冲击对经济的刺激作用最终转化为物价水平的全面上升。本文的实证分析结果同2008年末以来我国宏观经济的实际情况基本吻合，较为准确地反映了我国当前货币政策传导机制的作用过程和实际效果。因此，本文的分析方法和结论在全球潜在的新一轮的货币量化宽松政策的大背景下，能够为评估和制定我国当前及未来的货币政策效果提供较为科学、准确的参考和依据。

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长期供货合同篇5

关键词: 资本市场货币政策中介目标货币供应量通货膨胀目标制

中图分类号: F830.49 文献标识码: A文章编号: 1006-1770(2008)07-034-04

货币政策的意义在于货币当局通过改变一定的经济参数以达到实际经济活动的目的，而在一个有效的货币政策操作框架中，中介目标的抉择是其中的一个重要环节。1993年，中央银行首次向社会公布货币供应量指标，并于1996年起采用M1和M2作为货币政策调控目标，从而标志着我国开始引入货币供应量作为货币政策中介目标。但是资本市场的快速发展对货币需求、流通速度产生了显著影响，并对货币供应量是否适宜继续充当中介目标提出了巨大挑战，从而进一步引伸出我国货币政策中介目标重新抉择的问题。

一、资本市场发展对货币供应量的影响

（一）资本市场发展对货币需求的影响

一般来讲，资本市场的发展主要是通过影响货币需求引起货币供应量变动。在假定短期内居民收入不变的条件下，证券价格变动对货币需求的影响体现在三个方面：财富效应、交易效应及替代效应。证券价格的变动对货币需求的净影响由这三种效应共同决定，财富效应、交易效应增加货币需求，而替代效应则减少货币需求。一般而言，财富效应大于替代效应，因此，从逻辑上讲，这些新增加的货币需求需要有相配套的货币供给来予以满足。

传统的货币需求分析一般只考虑实际经济所产生的货币需求，但随着资本市场规模的不断扩大，资本市场作为一种虚拟经济，其产生的货币需求越来越不容忽视。作为一种支付手段，货币在实际经济中主要有两种运行模式：再生产过程中的商品――货币――（扩大或减少的）商品和资本再生产过程中的模式：货币――商品――（扩大或减少的）货币；而与此不同的是，货币在资本市场中的运行轨迹是：货币――证券――（增加或减少的）货币。

在资本市场中，短期内如果不考虑分红派息、税收及手续费等影响，其交易行为只是一种零和游戏，并未创造新的社会价值，只是货币在简单频繁地周转使用。而在一定的市场规则（如T+X天的交割制度）下，货币流通速度并不发生改变。因此，这一过程中的货币需求量实际是一个刚性需求，而这也意味着随着资本市场规模扩张所产生的新增货币需求将会吸纳货币供应量的部分增量。这一结论的政策含义为：在制定货币政策时，对货币供应量计划的制定，应充分考虑资本市场规模的扩大产生的货币需求的刚性增加。

发达国家经济发展经验表明，随着资本市场的发展及其规模的扩大，各类经济主体的货币需求行为也会发生相应改变。以美国为例，在1959－1984年间，美国资本市场对广义货币需求几乎没有影响；但1985年以后，尤其是20世纪90年代以来，资本市场运行对货币需求的影响，却呈现出不可忽视的作用。而就我国现阶段情况来看，作为一项宏观经济指标，货币需求的变动固然与整体宏观经济运行紧密相关，但不可否认的是，随着资本市场在过去十多年的快速发展，我国货币需求的变动受资本市场的影响也逐渐显现。因此，为了揭示资本市场发展对货币需求的影响，有必要从计量角度进行分析。

通过建立货币需求函数，我们运用多元线性回归模型来对我国资本市场发展对货币需求的影响进行实证分析。样本采用1993年到2003年的季度数据，为了消除季节性因素影响，模型变量全部采用同比增长率而不是绝对量。模型的因变量分别为狭义货币余额增长率（RM1）、广义货币余额增长率（RM2），自变量包括国内生产总值增长率（RGDP）、真实利率增长率（RRI）以及上海证券交易所股票交易金额增长率（RTRD），用公式表示即为（其中i=1、2）。从表1可以看出，与刘志阳（2002）的结论相一致，检验效果不是十分理想，这可能是由于我国货币供应量本身就存在着一定程度的异常以及资本市场距成熟市场尚有较大差距，但我们同时也可以发现，在影响我国货币需求的主要因素中，资本市场发展已经处于一个并不能完全忽略的地位。

（二）资本市场发展对货币流通速度的影响

在实体经济中，货币作为一种支付结算手段，随着支付结算工具更加多样化和手段日趋现代化，其流通速度呈现出逐年加快的趋势。但由于资本市场的存在，其对整个货币流通速度将带来不同的影响。经典的货币需求模型为：M=PQ/V。其中，M为货币供应量，P为物价水平，Q为全社会经济总量，V为货币流通速度。根据上面分析的结论，资本市场发展所引起的货币需求增量（M）是一个刚性的实际需求，全社会货币需求量将等量增加M，只是全社会货币流通速度变化为V′，上述模型变化为：

M+M =(PQ+M)/ V′

所以，V′=(PQ+M)/(M+M)

而V=PQ/M

所以，V′/ V = [ (PQ+M) / (M+M) ] / (PQ/M)=(1+M/PQ) /(1+M/M)

由于用于支付结算的全社会货币流通速度肯定大于1，即

V = PQ / M> 1

所以，PQ >M

V′/ V = (1+M/PQ) / (1+M/M) < 1

即V′< V

考察近年来我国货币流通速度变化（见图1），可以发现，除了V0的变化趋势不甚明朗外，V1、V2基本上呈现出明显的下降趋势，尤其是1996以来这种下降趋势更为明显。回顾历史我们可以发现，我国资本市场的迅速发展恰恰正是自1996年（资本市场的合法地位得到正式认可）开始，因此，自我国资本市场迅速发展以来，货币流通速度的明显下降与我们分析的结论恰好吻合。至此，我们可以初步认为，资本市场规模的扩大将会引起全社会货币流通速度减慢。这一结论的政策意义为：在制定货币供应量计划时，应充分考虑资本市场规模扩大影响货币流通速度减慢的情况；而按实际操作中的货币需求匡算模型M=GDP/V，在GDP增长时，由于货币流通速度V变小，所以计划货币供应量增幅应大于GDP增长率。

二、货币政策中介目标的探索

（一）货币供应量已不适宜作为货币政策中介目标

现代货币理论认为，货币政策中介目标一般应具备可测性、可控性及相关性等性质（米什金，1998）。但是，货币政策中介目标在政策传导中的传承作用只是其设立必要性的一部分，而无法作为其依据，它的另一个功能――“名义锚”（Nominal anchor）功能则显得更为重要。由于货币当局有可能出现机会主义行为，因此需要设立一个“名义锚”便于社会公众判断并监督当局的言行是否一致。更进一步，公众要求监督中介目标以观察货币当局行动的本意实际上就是对货币政策目标的稳定、最终效果以及经济稳定进行关注，而这也赋予了名义锚一种特殊地位，因此，在最近的西方货币理论中，中介目标的必要性更多地是依赖于其名义锚功能。充当名义锚的经济指标必须容易控制且便于观察，因此经济增长率或就业率等体现货币政策最终目标的经济指标显然不适合作为名义锚，而必须选择货币供应量、利率、通货膨胀率等一些关联度与可控性都较强的经济指标。

货币供应量作为中介目标的理论基础是货币主义的货币需求理论，其认为，货币需求函数可表示为 MD=PQ/V，而在市场均衡条件下MD＝MS，故而可得：MS＝PQ/V。因此，在货币流通速度 V稳定的情况下，货币当局可通过控制MS来控制名义收入PQ，从而通过对MS的调节来调控国民经济。也就是说，货币供应量作为中介目标的前提是货币流通速度稳定。但是，实践已经证明，长期内货币流通速度并非一成不变；而且，随着我国资本市场的快速发展，其不仅对货币需求形成了明显冲击，而且对货币流通速度也产生了显著影响。此外，大量的理论研究也已经表明，作为中介目标的货币供应量在指标可控性、可测性以及与最终目标的相关性上并不理想；而且，国内信贷独特的“倒逼”机制以及实质上盯住美元的汇率机制造成基础货币的供给总是背离货币当局的意愿，货币供应量很容易受到其他经济变量的影响，抗干扰能力不尽如人意。

事实上，近年来货币供应量的调控实践已经表明，作为中介目标的货币供应量在指标可控性、可测性以及与最终目标关联度上，与当初的预期相去甚远。从1996年我国正式确定M1为货币政策中介目标、M0和M2为观测目标开始，货币供应量的目标值就几乎没有实现过（见表2）。从1994年到2006年这13年间，M1实际值与目标值相差不到一个百分点的仅有1996年与2001年，其余年份出现较大幅度的差异，不能不引起人们诸多的思考与疑虑。可见，随着我国资本市场发展及其他经济环境的变化，货币供应量的缺陷在货币政策操作实践中暴露得越加明显；是否继续将货币供应量作为我国货币政策的中介目标，已成为摆在我们面前不得不认真审视的一个现实问题。

（二）通货膨胀中介目标制的探索

20世纪90年代以来，面对货币供应量等作为中介目标暴露出越来越多的缺陷，许多发达国家开始寻求中介目标变量，采用了新的货币政策框架――通货膨胀目标制。新西兰于1990年，加拿大于1991年，英国于1992年，瑞典和芬兰于1993年，澳大利亚和西班牙于1994年纷纷采用通货膨胀作为中介目标。从绩效看，这些国家采用新的中介目标之后经济增长以及通货膨胀状况都要好于过去。随着我国资本市场的快速发展，货币供应量中介目标缺陷暴露得日益明显，在一定程度上已经不太适宜继续充当货币政策中介目标，对此，理论界越来越关注发达国家实证检验中运行良好的通货膨胀目标制。

在传统经济理论中，通货膨胀属于货币政策最终目标范畴，而不能作为中介目标，其认为经济增长与物价稳定之间存在着替代关系，货币当局如果盯住通货膨胀率必然要在经济增长方面作出一定牺牲。但现代合理预期学派在经济增长与物价稳定上提出了新的看法，即通货膨胀与经济增长之间没有菲利普斯曲线所揭示那种替代关系，通货膨胀能否影响产出取决于它是否被公众准确地预期。而格林（1996）则综合运用“卢卡斯供给曲线”和“新凯恩斯经济学”所提倡的复数货币政策规则，对通货膨胀作为货币政策中介目标的有效性进行了理论阐释。在这一理论的指导下，结合多种研究成果，通货膨胀中介目标调节模式应运而生：中央银行确定一适宜通货膨胀率，向公众宣示以形成良性公众预期，创造一个良好的经济环境，并采用多种政策手段使通货膨胀率稳定在预先设定的水平上。

与传统政策相比，通货膨胀目标制最大的特点是实现了规则性与灵活性的高度统一。一旦明确通货膨胀目标，依照相应规则中央银行必须在政策连贯性等方面做出承诺，始终维持这一目标；而且规则通常同时规定，当发生某些外来冲击导致通货膨胀超出目标区间时，中央银行在应对无法预见的国内外冲击时拥有一定的灵活性。同时，通货膨胀目标制增加了政策的透明度和中央银行的信誉。中央银行预先公布通货膨胀目标或目标区间，定期公布通货膨胀预测，向政府和公众解释当前的通货膨胀状况及应对措施，从而在中央银行、政府和公众之间形成了一种开放透明的沟通机制与监督机制。此外，透明的通胀目标也有助于引导公众的通货膨胀预期心理。公众在进行投资决策或规划时，必须预测未来的通货膨胀情况，而盯住通货膨胀目标制度为其预测中长期通货膨胀提供了一个比较清晰可靠的路径，从而减少了不确定性通胀的冲击和由此带来的各种成本。

从适应性角度来看，考虑采纳通货膨胀目标制的国家必须满足的一个先决条件是中央银行应该具有相当大的独立性，即便中央银行不一定拥有完全的法律上的独立性，货币当局起码要拥有为实现某种名义目标而进行货币政策工具调整的自由；为达到这一点要求，该国不能显示出任何“财政主导”（finance dominate）的迹象，即货币政策行为不应被单纯的财政目的所控制或抑制。采纳通货膨胀目标制的第二个条件是：货币当局不应追求其它名义变量来作为政策目标，如工资水平或名义汇率等。原则上，如果一国满足上面提到的两个基本条件，就能够以通货膨胀目标制的方式来执行其货币政策。但是，许多发展中国家并不能满足以上两个基本要求；而且，对大多数发展中国家来说，甚至还很难评价其经济达到基本前提条件的程度，这是由于财政控制不一定总会造成不稳定的通货膨胀，只有在高通胀条件下而货币政策又屈从于其它名义变量时才会较为明显。同时，实证研究也已表明，许多发展中国家或新兴国家存在的财政控制和不完善的金融基础设施严重制约了货币政策的独立性；对这些国家来说，中央银行独立货币政策工具的有效发挥需要辅之以公共部门的综合性改革来拓宽税基、降低对铸币税的依赖、减少从金融压抑中获取收益以及进行银行系统的革新等。而且，这诸多问题的存在以及缺乏对货币政策效果评价的一致性分析框架导致在发展中国家实施通货膨胀目标制的货币政策更为复杂。因此，对于大多数发展中国家来说采纳通货膨胀目标框架的基本前提条件尚未具备。但是，随着制度的不断完善以及市场体系的不断健全，通货膨胀目标制对处于较高发展阶段的国家来说将成为一个极具吸引力的选择，特别是随着经验的积累，这种框架在发达国家被证明是富有成效的。

三、我国货币政策中介目标的抉择

（一）短期内进一步完善货币供应量的统计口径等基础性工作

资本市场发展对货币供应量作为货币政策中介目标带来了巨大挑战，而我国货币政策操作实践也表明，货币供应量作为中介目标在客观上已经不太适宜。然而，放弃货币供应量目标会引起一个问题，即用什么指标作为新的货币政策中介目标？从国际经验来看，在货币供应量目标遭到舍弃后，通货膨胀目标制成为了越来越多国家的共同选择。因此，当前我们可以尝试选择放弃采用任何中介目标，直接盯住通货膨胀率，同时将货币供应量、利率、经济景气指数等其他重要经济变量作为监测指标，即采取通货膨胀目标法。

但是，放弃货币供应量目标并不意味货币供应量指标没有价值。且不说在缺乏一个灵敏、有效的市场利率体系的情况下，货币供应量的重要性将长期存在，即便市场体系基本成熟后，货币供应量所揭示的信息依然是货币政策操作的重要依据之一。因此，随着我国资本市场的发展，实施以通货膨胀为目标的货币政策框架，在短期内仍然需要合理界定和调整货币供应量的层次和各自的统计范围，以适应货币调控的需要。

（二）中长期内建立一个通货膨胀目标下的货币政策框架

与传统货币政策相比，通货膨胀目标制的最大特点是实现了规则性与灵活性的高度统一，中央银行预先公布通货膨胀目标区间，定期预测通货膨胀率，及时向政府和公众解释当前的通货膨胀状况及应对措施，这有利于引导公众形成稳定合理预期，提高货币政策有效性，进而有效地实现经济增长这一最终意义上的货币政策目标。当然，通货膨胀目标也存在着可控性差等缺点，尤其对于我国这样一个处于经济转轨中的发展中国家而言，货币政策还肩负着化解金融风险、扶助落后地区经济发展等众多责任，尽管过去几年出现了通货紧缩现象，但在今后一个较长时期内物价仍有上涨趋势。因此，如果采用通货膨胀目标，政策目标不能实现的信誉风险将不可避免。但是，在全球金融市场不断创新的背景下，此难题即便在货币政策调控经验丰富的国家也同样会遇到；因此，这并不妨碍我们对中长期内建立一个通货膨胀目标下的货币政策框架的追求。而且，在长期趋势上，我国货币政策中介目标的控制技术将向泰勒规则靠拢。应该说，目前我国利率市场化改革已迈出重大步伐，建立了作为市场定价基准的上海银行间同业拆放利率（Shibor），但利率的灵活性和结构都不尽合理，市场均衡利率也难以形成；汇率形成机制方面，开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，但这并非一种完全的市场汇率；而泰勒规则强调的则是运用市场化手段去达到所要求的政策目标，因此，我国现行的经济体制并不太适合泰勒规则。但是，在我国资本市场逐渐规范及其他金融基础设施逐渐完善以后，泰勒规则将会逐步适用，因此中介目标由货币目标向通胀目标转变将是一个必然趋势。

在没有最优选择的情况下可以寻求次优选择，我们认为，当前比较适当的措施是放弃货币供应量目标后，暂不宣布新的中介目标，在实际操作中模拟通货膨胀目标，努力使物价恢复并稳定在一个合理范围内（按照一般理解，指核心物价指数上涨率在1%至3%内），从而致力于在中长期内建立一个通货膨胀目标下的货币政策操作框架。在此过程中，我们亟需研究和解决以下问题：一是增强中央银行的声誉和可信度，因为公众一旦对中央银行的意愿和能力产生怀疑，其行为就会背离中央银行的要求，从而影响政策实施的效果。为此，中央银行应该定期向公众报告货币政策的情况，公开货币政策委员会会议纪要，解释经济数据资料等。二是应抓紧确定以合理通货膨胀目标区间为货币政策操作框架目标，确定合理的通货膨胀目标调控区间并对通货膨胀率进行准确预测；同时，确定一系列的监测指标，即以盯住通货膨胀率为主，同时密切监测经济增长率、货币供应量、市场实际利率和公众的经济景气预期等指标，研究目前在非一致性预期结构下各监测指标的走势及相应关系。三是在确立通货膨胀目标时，一个全球性的重要课题是货币政策的操作应当充分关注金融资产价格。这在技术上表现为需要构造一个包括股票价格、房地产价格、债券价格等资产价格在内的广义物价指数，并以此代替通货膨胀率。四是关注公众预期已成为当前我国货币政策操作中一个不可忽视的因素。重视公众预期，除了货币当局已有的有关民意统计可作参考外，还需要建立和完善现有的市场公众预期调查，同时参考国家统计局的企业家信心指数和消费者信心指数等预期指标。五是加强和完善我国通货膨胀统计和金融统计。通胀统计和金融统计作为货币政策的基础，其重要性不言而喻。在通胀统计方面，应该采用国际通行的消费价格指数来衡量物价水平变动，同时按照时间序列编制一套完整的固定基数的消费价格指数；在金融统计方面，应该努力改善目前存在的诸如统计报表反映面太窄、统计指标设置重复、数据来源有待完善等问题。

（三）在更长时期内向利率中介目标过渡，同时注意双重功能的分离

1994年7月，美联储前主席格林斯潘宣布美联储将放弃货币供应量目标，今后以实际利率作为经济调控的主要手段，这标志着美国货币政策中介目标再次发生转变。但值得注意的是，美国货币政策中介目标的双重功能却呈现出了分离倾向，也就是说，美联储调节的是利率，但瞄准的却不是利率，而是诸如劳动生产率、劳动力市场供求状况、房地产市场形势、存货市场的销售以及世界石油市场价格等市场信息指标。盯住这些指标，美联储对货币政策开始“打提前量”：因为这些变量的变化要累积到一定程度时才会引起利率相应变动；而盯住这些目标，就是在利率将变而未变之际采取行动，这样即便货币政策具有时滞效应，其生效时间也大大提前，从而避免了正确的货币政策在错误的时间生效，从而有效地克服了货币政策的时滞问题。

美联储的成功实践，实际上将货币政策中介指标反映经济和调节经济的双重功能进行了分离，使得此二者各司其职。在我国近年来的货币政策操作中，尽管仍将货币供应量作为中介目标，但货币当局已经越来越多地将类似的信息指标作为货币政策决策的参考。这就是说，货币政策中介指标的功能分离已经成为一种大趋势，对此，理论界似乎还没有作出归纳和阐述。因此，随着我国经济生活的市场化、货币化、金融全球化程度的加深，利率市场化的推进必将加快，利率弹性也必将增大，在更长时期内中央银行应适时向利率中介目标过渡，并对利率作为中介指标在反映经济与调节经济上的双重功能进行分离。

长期供货合同篇6

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：

[1]胡慧萍.货币政策对房地产市场影响的实证分析[J].中南财经政法大学研究生学报，2007.3.

[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.

长期供货合同篇7

关键词：中介目标；货币供应量；货币需求；货币流通速度

一、引言

自中国人民银行(中央银行)独立于商业银行以来，我国货币政策研究进入了研究领域逐步细化、技术性日益增强的阶段，其中货币政策中介目标的选择一直是改革开放以来我国宏观经济领域内的热点问题。

从时间上看，盛洪(1991)早期曾对中央银行通过数量调节实施货币政策的有效性提出质疑，并提出从数量调节到“参量调节”(利率调节)的改革方向。在讨论货币供应量是否应继续成为货币政策的中间目标的文献中，最具代表性的文献是夏斌和廖强(2001)一文，该文较全面地评价了货币供给量指标，从传导机制角度分析了货币供给量无效的深层原因，指出我国当前已经不适合以货币供给量作为我国货币政策的中介目标，并提出了通货膨胀目标制。秦宛顺等(2002)从货币政策规则角度，考虑了以货币供给和利率作为中介目标的福利损失，得出以货币供给和以利率作为我国货币政策中介目标是无差异的，货币当局可以灵活地选择应用。范从来(2004)指出货币当局应该创造出一种有利于货币供应量发挥中介目标的货币控制机制，而不仅仅是简单地放弃货币供应量目标，张成思(2004)用因果关系模型和向量自回归模型分析了我国中央银行的货币政策指标变量及其对宏观经济的影响，分析发现我国广义货币很好地代表了货币政策的指标变量，其相关的变化对经济有长期影响。

20世纪90年代以后，国外对货币政策中介目标的研究主要集中在货币供应量和通货膨胀目标上，在实证方法上主要采用由Sims开创的向量自回归方法。MichaelDotsey和ChristopherOtrok(1994)采用向量自回归对M2作为中介目标进行了检验。Bernanke和Mihov(1997)的研究表明，很多国家中央银行实际依据的中介目标会有所不同，但在行为中却表现出相似的行为模式。绝大多数国家在放弃货币供应量中介目标后基本上没有再简单地恢复到利率目标，而是直接盯住通货膨胀，同时将货币供应量、利率等经济变量作为监测指标。历史经验表明，货币政策中介目标的选择并没有统一的模式，不同国家、不同经济体制以及同一国家在不同历史时期和不同发展阶段，其选择中介目标的标准和原则都会有所差别。

本文采用数理分析与实证检验相结合的方法，对货币供应量作为我国当前货币政策中介目标的有效性问题和可供利用的价值进行系统的分析论证。

二、货币供给的可测性分析

本文从两个方面验证货币供给的可测性：一是货币需求的稳定性，二是货币流通速度的稳定性或规律性。

1.数据描述及说明。(1)数据均来自历年《中国统计年鉴》、《中国宏观经济月度分析报告》、《中国金融年鉴》、《中国经济景气月报》各期和中国人民银行网站。(2)利率采用具有代表性的一年期定期存款利率，考虑到我国的利率在样本数据所在的区间的多次调整，如果某些年度对存款利率进行了调整，则以实际执行时间为权数进行加权平均而得到的数值为准。(3)采用消费物价指数来反映通货膨胀。同时为了让整个样本区间内的物价具有可比性，本文采用消费物价定基比物价指数。由于数据不能直接得到，我们通过月度同比物价指数和月度环比物价指数得到月度定基比物价指数，进而得到季度定基比物价指数(以1992年12月为基期)。(4)采用上海股市季度内平均收盘价来代表股票市场指标，用SZ表示，数据来自于大智慧股票软件。这里没有选择季度平均价格变化之差指标，主要是考虑到两者之间存在同向关系。(5)通货膨胀率πt＝P-1t-1(Pt-Pt-1)×100，Pt为定基比消费物价指数。

为了避免季节因素的影响，采用X—11方法对某些数据进行季节性调整，以此生成新的数据样本，并对所有数据(除通货膨胀外)进行了对数处理。文中大部分数据的时间段从1991年第1季度到2005年第2季度，在此期间经历了通货膨胀和通货紧缩，政府采用了扩张性、紧缩性和稳健的货币政策。

2.我国货币需求的稳定性分析。如果没有稳定的需求函数为基础，货币当局就无法准确预测货币需求，进而无法通过控制货币供给量达到稳定币值和经济增长的最终目标。一般来说，影响货币需求的变量包括规模变量(如财富、收入)、机会成本变量、价格变量和其他因素变量。这里借鉴弗里德曼的货币需求函数，同时考虑到我国股票市场的发展情况，将我国的实际货币需求模型设定为：lnM／P＝lnα+β1lnY／P+β2lnR+β3lnSZ+β4πe+ε。其中M是货币需求量，由于货币需求数据无法获得，在实证分析中用货币供给代替。我国的财富概念比较模糊，在统计上存在困难，而且收入和财富的相互替代性比较强，因此用国内生产总值GDP代替，记为Y。R和πe分别代表机会变量的一年期存款利率和通货膨胀预期，根据我国实际，通货膨胀预期采用静态预期，即πe＝πt-1，SZ为反映股市的指标变量，ε是随机项。

为了避免非平稳序列回归产生谬误，对模型中各个变量进行单位根检验，结果显示，水平序列都接受单位根的原假设，差分序列拒绝原假设，即该模型涉及的变量都是一阶差分平稳。同时用Johansen方法对M2和相关变量进行协整检验，协整结果显示存在零个协整关系的原假设被拒绝，而接受至多一个协整关系的原假设。由于只存在一个协整关系，我们尝试用E-G两步法进行协整估计。由于各变量间存在协整关系，表明存在长期的货币需求函数，进一步可得到短期货币需求函数。

协整方程估计结果显示方程中各变量系数很显著，拟合优度为98.5%，DW值为1.9，一阶序列相关不存在，而且残差拒绝有单位根的原假设，可以判断为平稳序列，表明上述各个变量间确实存在协整关系。协整方程为：M2＝-1.898t1.34GDP-0.189R+0.1SZt0.02πe。由Granger定理知道，任何一个协整方程都可以转化为一个误差修正模型，使本期的变化通过上一期的误差进行调整。逐渐去掉不显著的变量，得到短期的货币需求函数：M2＝0.032t0.12Mz(-1)+0.52GDP-0.055R+0.037SZ一0.035SZ(-1)+0.002πe-0.132ecm(一1)。修正方程中的系数基本上都显著，DW值为2.02，拟合优度为0.42，误差修正项ecm前的系数为负，符合负反馈机制原理，调整系数为0.132。Breusch—Godfrey序列相关检验的LM统计量为0.2，表明接受无序列相关假设。

通过递归最小二乘法对短期的货币需求函数进行参数稳定性检验，估计方程中的各系数基本上符合理论和我国的实际情况。长期货币需求的收入弹性都大于1，表明货币需求量的变动大于收入的变动，而且长期广义货币需求的收入弹性大于长期狭义货币需求的收入弹性。利率弹性都很小且为负，并对货币需求有显著影响，表明我国并没有进人流动性陷阱，利率的作用应该会随着利率市场化的不断推进而越来越明显。无论短期还是长期狭义货币的利率弹性都要比广义货币的利率弹性大，这是由于两者所涵盖的范围不同，M2更为广泛，利率弹性较多地反映了定期存款、储蓄存款和现金、单位活期存款等现实购买力总和之间的转换关系。当活期存款利率与准货币利率存在差额时，狭义货币与准货币之间存在资产选择行为，当准货币的利率上升扩大准货币与狭义货币的利差时，居民必然把狭义货币转换成准货币，加大狭义货币的利率弹性，而存款利率只能影响M2的组成结构，对其绝对量影响很小。因此，M1体现出更高的利率弹性，符合理论要求。

随着我国股票市场的不断发展，股票市场对我国货币需求已经产生正的效应，不过弹性并不大，股市价格变动对货币需求的影响由财富效应、交易效应和替代效应三者共同决定，其中财富效应和交易效应增加货币需求，替代效应减少货币需求。预期通货膨胀对我国货币需求有正的影响，这与理论分析有些不同，但可能与我国的实际存在密切联系。自从我国1998年后出现了通货紧缩，通货膨胀率预期出现负值，而货币需求也因投资萎缩而减少，从而促使货币需求和预期通货膨胀出现正向关系。20世纪90年代以来，我国社会福利制度的改革使人们的消费观念逐渐开始转换，对教育、住房和养老等预期，增加了人们的长期货币需求，储蓄存款不断上升，致使货币需求增长速度快于收入增长速度。同时，在我国渐进式金融改革的背景下，由于实行管制利率，导致利率并不能通过市场供求来决定，而且金融资产的结构也比较单一，因此，长期的货币需求函数表现出高收入弹性和低利率弹性。

对误差修正模型(短期的货币需求函数)进行递归检验，结果显示，对M2的短期货币需求函数，残差波动较大，甚至有些年份超出两倍标准差范围之外，一步预测出现了多个断点，表明M2的短期货币需求函数存在一定程度的不稳定性。比较而言，M1的短期货币需求函数表现出更加不稳定的特性，CuSumofsquares曲线超出了5%置信度下的两倍标准差范围，一步预测出现多个断点，残差波动也比较明显。这些症状表明，我国短期货币需求函数具有不稳定性。我国短期货币需求的不稳定性，在一定程度上给我国央行对货币需求准确预测带来难度，容易发生货币供给和货币需求相背离的情形，使得货币政策的中介目标难以发挥作用。

3.我国货币流通速度的稳定性分析。货币流通速度的不稳定表现为货币流通速度突然增加或者突然减少。在相同货币供应量的条件下，货币流通速度的下降会降低扩张性货币政策的效果。要使货币供应量发挥中介目标的作用，就需要有一个稳定的货币流通速度，或者是呈现明显的规则性变化。

(1)货币流通速度的稳定性对货币供给量目标的影响分析。如果货币当局没有意识到货币流通速度的变化，为实现产出增长率为y%的目标，则根据费雪方程有：Mt+1Vt＝Pt+1Yt(1+y%)，货币当局为了达到上述产出目标，必须将货币供应量目标定为Pt+1Yt(1+y%)／Vt，但是实际上货币流通速度在短期内并不是恒定不变的，而且有可能呈现很大的波动性。从我国的情况来看，自改革开放以来几乎每年货币流通速度都在下降，而且在下降的过程中呈现不规则波动。这里不防假设它比上期减慢了v%，即Vt+1＝(1-v%)Vt，如果货币当局继续将货币供应量目标定为Pt+1Yt(1+y%)／Vt，则相应的产出为(1+y%)(1-v%)Yt，Yt+1＝-v%Yt+1，这表明当货币流通速度降低时，实际产出与产出目标Yt(1+y%)之间存在着差距v%Yt(1+y%)，而且这个差距的大小与货币流通速度变化的幅度成正比。

由于货币流通速度的不稳定性，货币当局可能做出错误的判断。比如，在货币流通速度t+2时期继续下降(v%)情况下，货币供应量目标应该为Mt+2但是，如果实际上在t+2时期流通速度已经恒定不变或者转而上升(Vt+2≥Vt)，继续按原先的货币供给目标进行货币扩张的话，将会导致物价上涨，引发通货膨胀。

由于货币流通速度变化不定而产生通货膨胀，可能的原因是由于上期在流通环节中沉淀下来的一些无效货币，在本期又重新恢复其流通职能，再次进入流通领域，使得货币流通速度加快，实际发挥作用的货币供给量变大。货币流通速度的不稳定性，将会削弱以货币供应量为中介目标的效果。

(2)货币流通速度的实证分析。我们用Vi＝GDP／Mi(i＝1，2)来衡量货币流通速度，其中GDP代表名义产出。在分析我国货币流通速度波动性时，采用固定样本时间长度的滚动时窗方法。使用固定样本长度的滚动标准差来度量波动性，比一般的标准差更能体现变量的波动性，是一个动态的变化过程。

根据年度和季度的样本数据，其中年度数据样本区间为1978～2004年，季度数据样本区间为1991年1季度至2005年2季度。考虑到样本量等因素，我们在计算滚动标准差时，其中年度值选取的滚动时窗长度为4年，季度值选取的滚动时窗长度为8个季度。通过数据处理，我们分别得到M1和M2的货币流通速度变化轨迹和滚动标准差轨迹。结果显示，狭义货币M1和广义货币M2流通速度的年度变化轨迹和季度变化轨迹都有一个很明显的特征，无论年度还是季度，广义货币的流通速度都比狭义货币的流通速度稳定，通过H-P滤波可以得到两者都呈下降的趋势。改革开放至今，无论是狭义货币还是广义货币，货币流通速度的下降在减慢，但是仍存在着一定程度的波动。还有一个明显的特征就是，货币流通速度呈现一定的顺周期性，在经济处于收缩时期下降幅度要明显大于经济处于上升时期的下降幅度。

利用滚动标准差衡量货币流通速度序列轨迹的波动性表明，在20世纪90年代以前，年度的广义货币流通速度的波动大体与狭义货币相当，都呈下降趋势；90年代以后波动又突然上升，然后在上升和下降之间波浪式前进，整个轨迹出现了波动程度降低的迹象，但是也存在短期内波动再次上升的可能。季度的货币流通速度波动也表现出同样的特征，90年代以来广义货币流通速度波动曲线一直位于狭义货币流通速度下方，并且各自的波动都处于不断变化当中，而且狭义货币流通速度波动性变化幅度大，说明90年代以来广义货币流通速度相对比狭义货币流通速度稳定，但两者都处于非稳定状态。

由此可知，我国的货币流通速度表现出以下特征：一是货币流通速度逐渐下降，下降过程中又出现突然上升的情况，下降趋势逐渐趋缓。二是广义货币流通速度要比狭义货币流通速度稳定，年度内货币流通速度比季度货币流通速度稳定。三是货币流通速度的波动性变化不定，总的趋势是波动性减小，但短期内仍然存在波动性继续提高的可能，即货币流通速度仍然存在一定程度的不稳定性。随着我国教育、医疗、住房、养老等体制的改革，我国经济主体的资产结构发生了变化，具体表现为经济主体的储蓄占收入比不断上升，消费占收入比下降，导致很多货币退出了流通领域，造成收入增加而货币流通速度减慢，在数量上表现为货币流通速度的收入弹性小于零。同时，广义货币与狭义货币两个层次的组成结构不同，前者包括了储蓄存款，决定了两者货币流通速度的收入弹性存在差别。

以上分析表明我国的货币流通速度并不是稳定的，尤其在短期内波动比较剧烈，波动幅度时大时小，规律性并不明显。不稳定的货币流通速度必然影响到目前我国货币政策中介目标的适宜性。经济,金融,货币-[飞诺网]

三、我国货币供给的可控性分析

从货币理论的角度看，货币供给量的可控性问题实质上是货币的内生性问题，货币供给的内生性和可控性存在着此消彼长的关系。从货币供给的影响因素来看，一定时期的货币供应量应是基础货币和货币乘数相互作用的结果。因此，在进行货币供给量可控性分析时，对基础货币和货币乘数进行分析是必不可少的。

1.货币供给内生性的理论分析。一定时期的货币供给是由基础货币与货币乘数共同决定的，即M＝Mb·m。在决定货币供给的两大因素之中，通常认为基础货币Mb可以被货币当局控制，而货币乘数m是由通货与存款比例(h)、法定准备金率(r)、超额准备金率(e)等因素决定的，这些因素中只有法定准备金率由货币当局控制，另外两项则与经济的内在因素有关联。因此，从货币基数来说，通常认为货币供给是外生的；而从货币乘数来说，在很大程度上货币供给又是内生的。

设M1，M2为狭义货币与广义货币供应量，Mb为基础货币，C为流通中的现金，R为存款准备总额(包括法定准备金和超额准备金)，D为活期存款，T为准货币M2-M1，m1和m2为货币乘数，r为法定存款准备率，e为超额存款准备率，h为现金与活期存款之比，t为准货币与活期存款之比，从而得到：C＝hD，T＝tD，Mb＝C+R，M1＝C+D，M2＝C+D+T，R＝(r+e)(T+D)，

从公式中可看出，广义货币乘数大于狭义货币乘数，狭义货币乘数m1的变动与r，e，h，t成反比，而广义货币乘数m2的变动与r，e，h成反比，与t成正比。为了比较各个参数的影响，我们只需要比较其绝对值的大小即可。由于一般情况下r，e都比较小，两者之和不超过1。观察上述各式，其分母都为

从上面的分析可知，r，e的变动引起m1和m2的变动幅度比其他因素都大。参数e取决于商业银行的成本收益的权衡，受到盈利性、流动性和安全性等因素的制约，与经济活动存在密切联系，并且在一定程度上可以抵消r的变动。因此，e对m1和m2的作用应该最大，正是由于e并不能被货币当局所控制，从而表明我国的货币供给具有内生性。h和t分别为现金和准货币与活期存款的比率，主要由居民和企业的资产偏好所决定，并不受中央银行所支配，而且对货币乘数的影响不大。居民收入、市场利率、金融资产多元化程度以及对未来的预期等因素会影响持有金融资产的行为，导致h发生变化，而居民的可支配收入水平以及存款利率的高低等会影响t的变化，这些具有内生性的因素波动致使货币供给难以控制。

2.我国货币供给的实证分析。首先，从整体上考察我国货币供给的内生性。由于M1，M2，GDP都为I(1)过程，则GDP变化和货币供给变化都为平稳过程，符合Granger因果关系检验的条件。Granger因果关系检验表明，货币供给的变动与产出变动存在双向因果关系，两者在统计上存在着因果关系。GDP的变化在某种程度上是引起货币供给变化的原因，也就是说GDP的变化能刺激货币供给发生变化，体现出我国货币供给的内生性。从检验结果发现，广义货币M2比狭义货币M1更强烈地拒绝了各自的原假设，这在一定程度上说明M2的内生性要比MI的内生性强，而且与经济增长的关系更加密切。

其次，在货币供给的影响因素中，货币当局应该可以对基础货币进行控制，然而我国的实际情况则并非如此。我国的基础货币投放忽快忽慢，很不稳定，1997年基础货币比上年增长14%，而1998年增长率就急剧下降为2.3%，1999年又跃升至7.3%，90年代以来这一现象很大程度上是由于我国的汇率制度导致的。我国名义上实施有管理的浮动汇率制度，但实质上可以看作是一种钉住美元的固定汇率制度。如果一国实行的是固定汇率制或爬行汇率等有管理的汇率制度，不论其名义上的货币政策中介目标是什么，都首先要保证汇率目标得以实现，这给我国货币供应量目标的实现造成了很大困难，因为它直接影响到基础货币的投放。

再次，货币乘数也是影响货币供给的重要因素。法定准备金率是影响货币乘数各因素中惟一可以由中央银行控制的变量，是决定货币乘数诸因素中外生性最强的变量。超额准备率和现金存款比率、准货币与活期存款比率是具有较强内生性的变量，并不是中央银行所能决定的。货币乘数体现出来的内生性或外生性要看这些因素对货币乘数影响力的大小，我们借助预测方差分解方法来分析货币乘数。

方差分解实际上是系统的预测均方误差，分解成系统中各变量冲击所做的贡献。经过ADF检验，表明m1，m2，r，e，t，h都服从单位根过程。经过JJ协整检验，表明m1与h，e，h，t之间和m2与r，e，h，t之间都存在协整关系。将货币乘数和其影响因素组成VAR模型，在设定VAR模型时，由于变量间存在协整关系，选择向量误差修正形式(vecm)，向量定义为Y＝(mi，r，e，h，t)''''，i=1或2，滞后阶数的选择根据Akaike信息准则和Schwartz准则。对模型回归得到的预测方差进行分解，分析各因素对货币乘数的影响程度，预测期数为10，得到货币乘数预测误差方差的百分比，即货币乘数本身及其影响因素在对应的预测步长下对货币乘数的贡献。

结果表明，对于狭义货币乘数m1，超额准备率能够解释其方差的15%左右，而法定准备率仅能够解释方差的2%左右，货币乘数m1的预测方差主要来自其自身的变化，在影响因素中，超额准备金率e对货币乘数m1的作用最大，而法定准备金率r的作用较小，这表明m1的影响主要来自超额准备金率的变化。货币乘数m2的方差分解得到m2的影响(除自身以外)主要来自超额准备金率e的变化，其中17%左右可以由超额准备率来解释，而且对比m1和m2的方差分解结果，发现r，e，h，t四个因素对货币乘数m2的影响都比对货币乘数m1的影响大，这与我们前面的理论推导一致。因为超额准备金率并不是由中央银行所能决定的，它取决于金融机构的经济行为和经济发展状况。我国超额准备金率的大幅度变动导致货币乘数对货币供给形成了冲击，进而弱化了央行对货币供给的控制能力。货币乘数具有较强的内生性，在一定程度上决定了我国货币供给的内生性。

实际上，货币供给的内生性取决于经济发展和市场化的程度，西方一些经济学家普遍认为，货币供给具有内生性是金融体系发展的结果，因此，随着我国经济市场化的深入，货币供给的内生性增强是完全可以理解的。

四、我国货币供应量与物价和经济增长的相关性分析

如果货币供应量可以充当货币政策中介目标，其与货币政策最终目标必须是高度相关的。如果中介目标与最终目标是相关的，中介目标所包含的有关信息与最终目标的相关信息也是相关的，货币当局才有可能通过掌握中介目标信息和控制中介目标来实现最终目标。

1.货币供给与经济增长和物价的理论关系。在实证分析之前先理清货币供给与经济之间的理论关系，交易方程MV＝PY体现了货币量与物价以及经济产出之间的一个量的关系，方程两边求对数并对时间求导得：

这是一个关于各变量增长率的关系式，货币供给增长率与货币流通速度增长率之和等于通货膨胀率与国内生产总值增长率之和。用μ表示货币供给量的增长率，y是国内生产总值的增长率，π为通货膨胀率。假定货币流通速度为不变常数，我们可以得到货币量、产出水平和价格水平三者之间的一个重要关系式：μ＝π+y，即在一定条件下，产出水平、通货膨胀都分别与货币供给存在正向变化关系。货币供给的增长不仅部分作用于经济增长而且也部分作用于通货膨胀，通货膨胀对经济增长有一定的制约作用，因为由于通货膨胀的存在致使需要一部分货币供给来抵消通货膨胀的存在。

当社会资源已经充分利用，此时经济增长已达到最优的增长途径，货币供给量的增加已经不会促使经济增长反而导致物价上涨，用上述公式来解释就是当Y已经达到最大，即增长率y已经保持恒定不变，μ的增加将仅仅导致π的增加。说明货币供给只能在由产出水平增加而引起的实际货币需求增加的范围内适度地增长，增加的有效需求适当地由增加的货币供给量来满足，如果货币供给的速度大于经济产出的速度时，将会导致通货膨胀。

2.相关性的实证分析。对中介目标(货币供应量)与最终目标的相关性实证分析，其指标应采用指标的名义值。我们主要考察狭义货币M1、广义货币M2和准货币M-M1对经济增长和物价的影响，包括滞后影响。

由于各个变量都服从单位根过程，我们先检验变量的平稳性，发现名义货币供给量M1和M2，名义GDP都为I(1)过程，而物价P为I(2)过程。为了促使各变量具有一致的单整阶数，我们把物价P进行一阶差分，从而促使DP为I(1)过程，代表通货膨胀变量。继续对货币供给M1，M2和准货币M2-M1与通货膨胀代表变量DP进行因果检验，从因果关系检验中得到，在一定滞后阶数下，狭义货币、广义货币和准货币都对通货膨胀产生影响，几乎都能在95%的概率下接受货币供给的变动是通货膨胀的原因，表明货币供给对通货膨胀具有一定的影响力，通货膨胀是一种货币现象。也就是说，货币当局能够通过控制货币供给量来控制通货膨胀，但是前提是货币当局必须能够控制货币供给量。国外实证研究表明：通货膨胀与货币供应量变化具有非常强的相关性，相关系数在0.92～0.96之间，并且长期看来货币供应量的增加将最终导致相同程度的通货膨胀上升。从结果中可以看出，各层次货币对通货膨胀的影响都存在滞后，这要求货币当局在控制通货膨胀时应具有一定的前瞻性。而且，狭义货币与广义货币、准货币相比，其对通货膨胀的影响滞后期短，广义货币与准货币的变化对通货膨胀产生作用并不是瞬时的，都在滞后两期以后才对通货膨胀产生影响，并持续一段时间。由于广义货币、准货币与狭义货币的组成结构不同，特别是准货币，基本上是由定期存款组成，主要对通货膨胀产生潜在的影响，因为货币不进入流通领域，不能发挥作用。

从对货币供给变动与GDP变动之间的因果关系检验中发现，货币量变动对经济增长有显著影响，而且广义货币比狭义货币对经济增长的作用更大。

上述分析表明，我国的货币供给是非中性的，其对经济增长是有影响的，尤其是对通货膨胀，影响比较显著。因此，货币供给量作为货币政策中介目标对稳定物价有积极作用。

长期供货合同篇8

内容摘要：本文使用因果关系检验和协整等经济计量方法，分析信贷规模和货币供应量这两个与流动性过剩紧密相关的货币政策指标之间的相互关系。因果关系检验发现，信贷规模与货币供应量之间存在从货币供应量到信贷规模的单向Granger因单关系，同时又存在即期因果关系，这表明从货币供应量到信贷规模的传导是有效的。

关键词：货币供应量 信贷规模 因果关系 误差修正模型

研究背景

从货币供求的角度来看，信贷属于货币需求方面，而货币供应量则属于货币供给方面。货币需求和货币供给总是处于不断调整变化的过程中，从长期来看，两者的变化趋势是一致的。于是，可以从货币供求变化的角度来考察货币供应量变化对信贷的影响。作为货币需求主要部分的信贷的变化受到M2变动和其他货币需求变动的双重影响，当其它货币需求保持不变时，M2的增加或减少则会使信贷规模作同方向的变化，这也就是货币政策信贷传导机制理论所强调的货币政策可以通过对可贷资金的影响，进而使信贷规模发生变化，并最终影响投资和产出。当然，货币供应量的变化也可能由其它货币需求的变化所抵消，从而没对信贷规模产生影响；同时，信贷规模的变化也可能由货币供应量以外的其它因素所决定。

广义货币供应量M2则主要由基础货币和广义货币乘数决定，其中，基础货币是中央银行提供给商业银行可以进行多倍派生的高能货币，广义货币乘数表征商业银行在持有基础货币后，通过信用创造形成货币供应量的扩张能力。也就是说，中央银行并不直接向社会提供货币供应量，而主要是通过影响商业银行的信用创造能力来影响货币供应量。商业银行的信用创造主要包括两方面，一是信用工具的创造，如存款货币、各种票据等；二是信用的创造，即扩大信贷规模，进而扩大货币供应量。于是，中央银行可以通过利率、法定存款准备金率、公开市场操作等措施影响商业银行的信用创造能力，进而达到改变货币供应量的目的。当然，信贷规模也只是影响货币供应量的渠道之一，货币供应量的变化并不一定是由信贷规模变化引起的。

从上述信贷规模和货币供应量相互关系的理论分析中，可以发现两者各自的变化均可能引起对方发生变化。近年来，我国货币供给量与央行的预期值有较大差别，表明我国的货币供给具有较强的内生性，也就是说货币供给主要由市场决定。通过金融市场的作用，货币需求和货币供给处于不断变化和调整过程中，并趋于平衡，即两者之间具有长期的稳定关系。作为货币需求的一部分的信贷也可能与货币供应量之间是否存在双向的Granger因果关系？如果存在因果关系，那么信贷规模与货币供应量之间是否也存在协整关系？

分析方法和数据处理

（一）时间序列平稳性的单位根检验

单位根是表示非平稳性的一种方式，若一随机变量Yt经过回归后发现其滞后项Yt-1的系数为1，则随机变量Yt有一个单位根。本文采用ADF法检验变量的平稳性进行回归，它用于检验序列是否服从有单位根的p阶自回归过程。

对于变量序列{Yt}，该检验的一般形式为：

（1）

（1）式中，其中α为常数项，t为时间趋势项，p为滞后阶数。该检验的原假设是H0 ：=0 ，接受H0意味着时间序列{Yt}含有单位根，即序列{Yt}非平稳。如果序列{Yt}平稳，则称该序列为I(0)单整序列。如果序列Yt经过d次差分后具有平稳性，则称该序列为I(d)单整序列。所以对于非稳定变量，还需检验其d阶差分的平稳性。所有变量的差分平稳是变量之间存在协整关系的必要条件。

（二）Granger因果关系检验

Granger因果关系检验的基本思想为：

假定变量X的变化是Y变量发生的原因，则变量X的变化应时间上先于变量Y，而且变量X在预测变量Y具有显著性，即在预测Y的回归模型中，引入变量X的过去观测值作为独立变量应该在统计上显著地增加模型的解释能力；并且变量Y预测变量X在统计上不显著。可称X是Y的格兰杰原因。

（三）变量的协整检验

若两个或多个非平稳时间序列变量，同阶差分平稳，则可称这些序列变量之间具有协整关系。本文采用Engle－Granger两步法进行变量间的协整关系检验。

设{xt}和{Yt}均为I(d)变量，用OLS法建立模型：

Yt=α+α1 xt+vt（2）

确定变量之间的长期均衡关系，对残差vt作平稳性检验，若残差是平稳的，则{xt}和{Yt}存在着协整关系，否则就不存在协整关系。

Granger 和Enger的协整理论，以及后续的相关研究为寻求非平稳随机变量之间的长期均衡关系开辟了新的途径。如果一组非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协整的。Granger定理（Granger 1988）表明，对于两个具有协整关系的一阶单整I（1）变量一定有式（3）形式的误差修正模型存在。

Δyt =β1Δxt-λecmt-1+μt=β1Δxt-λ( yt-1

+β0-β1xt-1)+μt （3）

在式（1）中，ecmt-1=(yt-1-β0-β1xt-1)表示第t-1期的非均衡误差项或短期波动幅度；而λ(yt-1-β0-β1xt-1)则是经济系统长期均衡机制对短期波动的抹平效果，称其为误差修正项。λ表示误差修正项对Δyt的调整速度，被称为修正系数。式（3）成功地将一个经济系统的长期均衡关系和短期的波动有机地统一在一起，为测度经济系统的长期均衡趋势与短期波动提供了一种新的分析方法。

（四）变量的选取与数据的处理

在本文中，我国货币供给量选取的是M2，信贷规模选取的是各项贷款，量纲为人民币亿元。样本空间为2002年1月-2009年10月的月度数据，数据源于中国人民银行网中的《统计年鉴》，在分析的过程中为了消除变量的异方差，文中对M2和各项贷款TL的对数作为时间序列来分析，记作LnM2和LnTL，分析过程是通过Eviews5.0完成的。

实证结果

（一）单位根检验

首先分别使用ADF检验和PP检验对信贷规模（LnTL）和货币供应量（LnM2）进行单位根检验，检验结果见表1。从表1可以发现，ADF检验和PP检验两种方法均显示m和l均为非平稳序列，但其一阶差分序列皆在5%显著水平下拒绝存在单位根的原假设，即两个变量皆为一阶单整。

（二）因果关系检验

进行基于扩展VAR模型的Granger因果关系检验和即期因果关系检验，均需首先确定拟合系统变量的VAR模型的最佳滞后阶数。此处，根据SC准则进行选择，发现拟合LnTL和LnM2的无约束VAR模型的最佳滞后阶数为2。因此，进行基于扩展VAR模型的Granger因果关系检验和即期因果关系检验，检验结果见表2。由表2可知，对于LnTL不是LnM2变化的Granger原因的假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0.9478，表明在10%显著水平下无法拒绝原假设。而后两个原假设所对应的P值均小于0.1，表明在10%显著水平下后两个原假设均被拒绝，也就是说，LnM2是LnTL变化的Granger原因并且两者之间存在即期因果关系，而不是简单从货币供应量到信贷规模的单向Granger因果关系。

（三）协整检验和误差修正模型

虽然信贷规模和货币供应量都是非平稳的一阶单整序列，但其某种线性组合可能是平稳，这样的组合反应了变量之间长期稳定的比例关系，即协整关系。这里采用E-G协整方法检验信贷规模和货币供应量之间是否存在协整关系。建立LnTL关于LnM2的回归，并进行估计。估计的回归方程如下：

LnTL=3.2989+0.7050LnM2

R2=0.9928 （4）

R2表示样本的决定系数，衡量的是在样本范围内用回归预测被解释变量的拟和程度，表示总离差平方和中由回归方程可以解释的部分所占的比例，这一比例越大，回归方程可以解释的部分越多，模型越精确，回归的效果越显著。结果表明LnTL与LnM2正相关关系，且模型的拟合优度较高。对该回归方程的残差项et进行ADF检验，确实一个不包括截距项、趋势项和差分滞后项的检验，在1%的显著水平下，拒绝存在单位根假设，表明残差序列是平稳的。因此可以说明LnTL与LnM2之间保持着长期稳定的均衡关系（详见表3）。

上述分析已经证明LnTL与LnM2存在（1，1）阶协整关系，因此可以构造误差修正模型，以检验变量之间的相互调整速率及短期互动影响。将长期关系模型中的关系变量以一阶差分的形式重新构造，并将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入，反映短期动态关系的误差修正方程如下：

ΔLnTL=1.4365ΔLnM 2-0.8912(LnTLt-1

-3.2989-0.7050LnM 2t-1)（5）

结论

本文使用单位根检验、因果关系检验、协整检验和误差修正模型等经济计量方法对2002年1月至2009年10月我国信贷规模与货币供应量之间的相互关系进行探析。

实证分析得到以下结论：

首先，从因果关系方面来看，货币供应量是信贷规模变化的Granger原因，而信贷规模则不是货币供应量变化的Ganger原因，即两者之间只存在从货币供应量到信贷规模的单向Granger因果关系。这表明货币供应量的变化有助于对未来信贷规模的预测，而信贷规模的变化则无助于对未来货币供应量的预测，即从信贷到货币供应量的派生机制较弱。虽然信贷规模与货币供应量之间只存在单向的Granger因果关系，但是两者还存在即期因果关系，即两者之间的当期变化存在相互影响关系，这与信贷规模和货币供应量的决定理论是相符合的。

其次，我国信贷规模与货币供应量之间存在协整关系。根据式（5）可知，货币供给量对信贷规模的长期弹性是0.705，短期弹性是1.4365，即在长期，货币供应量每1单位的变化将引起信贷规模0.7050单位的变化；在短期过程中，货币供应量每1单位的变化将引起信贷规模1.4365单位的变化。

最后，在两者关系中，信贷规模方程中的调整系数均为负数，符合反向的误差修正机制，说明在短期非均衡状态中系统变量对误差修正项响应会使系统趋于其长期均衡状态，而不是加剧系统的非均衡。

综上所述，我国货币供应量对信贷规模有显著的影响，货币供应量的变化几乎引起信贷规模同向的变化，这表明从货币供应量到信贷规模的传导是有效的。因此，制定有关解决流动性过剩的货币政策时，应重视货币供应量变化对信贷规模的影响。控制住了货币供应量也就意味着抓住了解决流动性过剩问题的关键。

参考文献：

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2.范从来.论货币政策中间目标的选择[J].金融研究，2004(6)

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4.夏斌，廖强.货币供应量已不宜作为我国货币政策的中介目标[J].经济研究，2001(8)

长期供货合同篇9

一、货币流速减慢是造成前一段时期物价持续下降的直接原因

一定时期，一个经济体的货币量是货币供应量与货币流通速度的结合。现代货币经济理论普遍认同，在正常的流通机制和货币政策环境下，存在着一个相对稳定的货币流通速度（V）。只要流通手段和技术不变，货币流通速度从长期看是不变的；而在短期，货币流通速度则可以随利率、股息等几个有限的变量做方向确定却弹性十分有限的波动。这样，货币名义收入水平（PY）、货币存量（M）及货币流通速度（V）三者之间存在如下关系：MV=PY。方程两边取对数，并求导，有：m+v = p+y。式中m表示货币的增长率；v代表货币流通速度的变化率；p是物价水平的变化率；y是产量的增长率。本文用广义货币供应量（M2）的增长率代表货币存量的增长率m，商品零售价格涨幅代表物价水平变化率p，国内生产总值（GDP）增长率代表产量增长率y，以粗略估算近年来我国经济的货币流通速度。

1996―2003年我国经济增长、货币供应量、物价水平之间数量关系

（表中数据根据《中国统计年鉴2003》整理、计算）

根据上表计算的结果，我们可以发现我国近几年货币流通速度确实每年都是以较快（近10%）的速度下降，1996-2003年间总流速下降七成。由公式：通货膨胀率=广义货币量M2年增长率+货币流速的变动率-GDP年增长率。这样，由于实际中货币流速的持续快速的下降，虽然货币当局采取了宽松的货币政策使货币供应保持了高增长，还是出现了负的通货膨胀率，即通货紧缩。

二、货币流速持续下降的原因

货币流速为什么会持续下降呢？我们还是从货币传导的主要途径――投资、消费渠道上来寻找。

先看消费渠道。我国公众的消费并不是凯恩斯所说的消费随收入增加而同步增加，倒有些像莫迪利安尼生命周期假说所认为的居民依照一生均匀安排其消费。表现为消费不受当前暂时收入多少的影响，而是更多地考虑未来。在我国，面对社会转轨时期的摩擦与碰撞，人们担心未来的收入会因打破终生制、绩效挂钩、末位淘汰等改革措施而变得忧心忡忡。同时，在社会保障体系还不完备的情况下，这种“未来收入不确定，而未来支出会增加”的心理预期必然会强化公众的“预防性动机”，使他们努力节减当前的实际投资与消费，为未来储蓄最直接的“购买力”（货币）。还应说明一点，我国收入分配差距拉大，贫富悬殊，占人口比重不大的高收入群体拥有大量可自由支配的货币，他们有购买力但无购买欲望，而广大低收入者有购买欲望但无购买力，这更加剧了消费需求的不足，更多的资金“沉淀”于银行，阻塞了货币循环。

再看投资传导渠道。在我国，货币、资本市场发展滞后，金融资产的多样化程度低，各类企业融资渠道单一，对银行贷款依赖程度高。而且，由于有效的产权约束，无论是银行还是企业，风险意识一直很弱，很难真正将风险和收益内部化，这样，银行易于在两方面走向极端：当资产质量考核不严时，片面追求规模和收益；当资产质量考核严格时，又过于偏向“风险最小化”，表现为银行的“惜贷”现象。我国先前投资不足的通货紧缩和当前投资过热导致通胀压力很大程度上就是由此造成。基于同样的原因，银行出于怕风险，担心贷款给私营企业收不回是“政治错误”（同样情况给国企则可能不追究）及小业务贷款不经济等原因造成贷款长期存在偏好国企的“信贷偏向（lending bias）”，它导致投资萎缩。最后，民间投资领域受诸多政策限制，个人投资也因金融投资品种少、交易市场不发达等原因而受到制约。总之，由于多种原因（尤其是制度方面的原因），正常的投资渠道受阻，造成货币流通不畅。

三、货币政策应找准着力点，警惕政策失当造成的人为通胀和通缩

由上面我们的分析，我们做出的基本判断是：我国货币供应量是充足、相对稳定的。近几年物价下降并不是一种货币供给失控造成的货币现象，而是由于复杂的深层因素所导致货币流通受阻滞，货币流速度持续下降。因此，要治理通缩并防止通胀，就不应该大量增发货币。

自东南亚经济危机后，我国经济陷于低迷，为保证增长与就业，政府采取了扩大内需的积极财政政策，并配合相对稳健（实际是被动扩张的）货币政策。其实，对扩张的货币政策能否拉动经济增长的问题上，即使凯恩斯主义者也是持否定态度的。如美国的凯恩斯主义者汉森就认为：“20世纪30年代的经济萧条所提供的充分证据表明，恢复经济增长仅靠廉价的货币扩张是不充分的……”。西方学者常常把反衰退的货币政策比喻为马用缰绳推车前进，效果有限（相反，用货币政策制止通涨，效果很好，是马拉车前进）。有学者吴军也就我国货币政策运用实际效果进行了分析，得出的结论是：“我国20世纪80年代末的宏观调控实践，可以证明经济膨胀时期在抑制物价方面，货币政策的强效应与财政政策的弱效应……90年代以后……可以证明在经济衰退阶段、恢复经济增长方面，财政政策的强效应与货币政策的弱效应”。

因此，要注意货币政策拉动经济效果的局限性，尤其应重视其可能带来通胀的副面作用。从长期来看，M2增长率与通货膨胀率的正向联系是清楚的。M2上升，特别是以M2超出GDP增长率的速度在上升，就会形成通货膨胀的潜在压力。最明显的例子是阿根廷近来经历相当高的通货膨胀率，它的货币增长率也高；与之相反，同期瑞士和德国的通货膨胀率就非常低，因为它们的货币增长率也一向很低（米什金，1998）。事实上，虽然我国由于处于经济转轨和金融改革的进程之中，货币供应变化和物价的波动的联系存在飘忽不定的时滞（这种飘忽的时滞反映了改革受政策面影响的特性），但这一原则在我国同样适用。研究发现（王大用，1996），在1988年和1989年的高通胀之前，有1987-1988年过量的M2供应；在1993-1995年的通胀之前，有1990-1992年过量的M2 供应，且1994年通胀高峰时M2的供应加速，使得本次通胀的时间延长。当前，我国的通胀压力一定程度上是先前M2供量过速所造成。

长期供货合同篇10

关键词：货币供给；估值水平；动态影响

中图分类号：F830.1 文献标志码：A文章编号：1673-291X（2010）24-0049-04

引言与文献综述

流动性对股市的推动或抑制作用是证券投资界讨论的焦点话题之一，在宏观政策和经济形势发生变化的每一特定阶段，流动性的变化都有可能被分析人士用来作为对股市走势进行判断的依据。然而，流动性分析既不是纯粹的技术分析，也不是纯粹的基本面分析，可以解释为一种基于宏观经济基础的趋势性分析方法。

证券公司的分析师群体整体上都相信流动性对股市的影响，并在各类预测中把流动性作为因变量之一，从流动性的结构和方向对股市的未来运行进行预测。高善文（2009）是对流动性阐释最为全面的分析师，对大多数经济事件，总是能够从流动性的角度找到分析突破口，从而分析流动性的多寡和流向对股票市场的作用。在对2008―2009年中国A股波动的解释中，程定华（2009）也是充分利用流动性分析来解释市场波动的分析师之一，他更加强调宏观经济运行和经济结构转型背景下的资金流向。比较看来，高善文更加注重流动性所透露出来的总量指向作用，而程定华更加总是流动性的结构性。这类研究的优点在于能够形象直观地解释经济中的资金流向和可能的对股市推动的机制。

学术界则多基于流动性的各种量化指标与股市估值或股票指数之间的关系。尽管研究人员从理论的角度往往都有先入为主的讨论，但重要的结论基本都是基于数据特征得出的。其研究结论多表明流动性的常用指标如M1、M2等和股票指数之间存在着非常显著的相关关系。不同的相关关系类型有着不同的理论解释。

无论是证券投资界还是学术界，都不怀疑流动性多寡与股票指数之间存在联系，但前者更加注重预后的经验判断和预测，后者更加注重对历史规律的总结。毫无疑问，2008年以来的全球金融危机所带来的全球性流动性刺激是没有先例的，在美国表现为M1的大幅飙升，在中国则表现为M2的迅速上扬。不同刺激方式所带来的流动性变化及其对股市的影响，为这一问题的学术研究提供了难得的“全球实验”。

从现有学术文献来看，基本着重于研究货币供应量与股票价格之间的联系。目前存在相互矛盾的理论解释货币供应量如何影响股票市场价格。国内研究则较多集中于股指调整与货币需求的关系，很少涉及到货币供给如何影响股票价格指数或者股票估值水平。王晓巍、王金晖（2006）认为，股票市场的存在使得货币供给的内生性增强，央行控制货币供给的能力减弱。刘澜飚、马英（2004）认为，股票价格是货币供给与流动的重要渠道和影响因素。它的变动是经济社会货币流与人们预期变动的综合体现。王维安、杨靖（2003）指出，资本市场影响货币供给流向，数量和结构等方面内容。

一、中国货币供应机制及其对股市的影响

中国的货币政策实施方法与西方国家特别是美国存在较大差异，信贷、货币投放提高股市流动性。次贷危机下中国股市狂跌，从2007年跌到2008年10月28日的1 664点，这也预先反映2007―2008年度上市公司财务的严峻形势，也反映了到目前为止的严峻经济形势。2007年10月以来，因为次贷金融危机导致人们配置更多的现金，股市上资金大大减少。资金的减少意味着为卖出某个股票必然急剧降低其价格，此时股市流动性急剧下降。信贷与货币供给存在联动的关联性，信贷增加，导致M2增长，又导致M1增加，这最终增强股市的流动性状况（正如下页图1所示）。从M2组成部分来看，居民消费因为是由人们生活习惯及文化等变化比较小的影响，可以合理假定基本上保持不变（这也是目前极为需要解决的问题如何提高内需），那么其变化主要是企事业单位定期存款、企事业单位活期存款和居民储蓄存款引起的。居民储蓄存款因为居民消费没有什么大的变化也基本没有变化。所以最终M2则主要是由于企事业资金所影响。基于此分析宽松的货币政策改善企事业单位的资金状况，提供更多的自有资金进入股市。这最终间接地为股市提供更多更好流动性，增加股市流动性，提升股市估值水平。

基于以上分析，我们设置如下假设:

1.假设:中国的“信贷”、“M2”双目标机制留下了“信贷股市流动性”的通道

信贷资金的增加有利于释放原“自筹资金”部分，从而形成货币供给，包括股市流动性。从过去的趋势来看，信贷资金的增加将“挤出”部分自有资金，被挤出的自有资金将有可能形成股市的流动性。如果考虑“信贷资金违规入市”的可能，流动性宽松的论调是值得肯定的，但毕竟这是一个不稳定的量，所刺激的反弹也不具有稳定性和可持续性。该类资金不是股市的长期投资资金，也就不可能持久推动股市估值水平持续上升，但却可以在股市上升初期起到很大的重要作用，可以预见到信贷供给在股指估计水平中有显著正相关关系，但随着时间增加其影响会衰退。

2.假设：估值上升源于信贷能够支持经济持续反弹，增加股市流动性

这一假设的思想来源是：美国股市与流动性之间的关系以亚洲金融危机为分水岭，此前受流动性推动很明显。究其原因可能是亚洲金融危机之前美国更大程度上还是一个生产国，流动性能够推动生产扩张，亚洲金融危机之后，特别是2002年之后，美国更是一个财富型的消费国，流动性对经济（投资）影响甚微，扩张货币则往往让人更多地想到政府对经济下滑的担忧，但股市则在经济真正复苏之前对此作出正面反应。

3.假设: M2的快速增长意味着资产配置从现金转向股票

股市的不确定性减少导致人们资产组合从更安全和流动性比较强的现金或者存款转移出来，现金或者存款则是M2的一个重要组成部分，因此表现为货币增长速度大大提高。同时人们将转移出来的现金存款配置更多的股票，导致股票价格的上升。

基于其构成可以预期在经济状况和企业投资等私人投资没有得到明显改善情况下，M2的增长变化主要是基于企事业单位定期存款和居民储蓄存款，因为这是持有现金获取收益的一个重要方式，所以其改变也就是意味着企业及个人资产配置的重要改变，因为在经济衰退时私人投资不可能马上改善，更可能获取收益就是通过股票市场。综合我们预期经济衰退到一定时期M2的快速增长意味着资产配置从现金转向股票。

二、长期股票价格指数方程设定

1.长期股票价格指数方程设定

首先，我们设定股票价格指数与货币供给之间的关系方程，以便测定实际的货币供给是否影响股票价格指数。这部分的研究可以让我们观察到相关理论及实证在中国的适用范围及是否有什么新发展。股票价格指数数据来源于CEIC，方程设定如下：

ISHt=α1+α2Mt+α3CCt+α4GDPt+α5URt

另外，我们加入几个控制变量。一个是消费者信心指数，利润上升，消费者信心指数上升时，人们趋向更少的风险规避，因此，他们愿意以股票形式持有更多资产，尽管风险规避者认为股票比现金和债券具有更高的风险。第二个控制变量是名义GDP。经济中多数产业是顺周期的，这意味着经济状况比较好的，产业发展也比较好，反之亦然。另外两个是固定投资和货币供应量。货币供应量会极大地影响股市估计水平，尽管这种影响可能长期存在不可持续性。固定资产投资也会极大影响到股市估计水平，短期直接影响相关行业工业增加值，长期如果考虑到最近固定资产投资都是严格要求适合未来发展的结构，可以很好地预期也会提高股市估计水平。

我们的设定一个是基于基准模式：不包括固定投资和货币量；一个是包括固定投资的货币量的股指方程设定。另外，我们还将样本划分为三个不同的时期：一个经济冲击样本期间，包括经济高涨和经济衰退时期；一个是信贷高速增长的样本期间，还有一个全部样本期间。下文将基于不同设定及不同样本期间进行对比研究。

2.协整关系检验

分析结果（如下页表1所示），在10%，但不是在5%的显著性水平下，基准样本下的基准设定存在协整关系。然而，在包括经济冲击的基准模型中则不存在协整关系，这表明加入经济冲击股指设定开始变得不稳定的。相反包括货币供给的扩展模型则在基准模型及包括经济冲击的扩展模型都存在显著性关系。

给定协整关系，运用FIML估计协整参数，为比较起见也提供FMOLS的估计结果（如下页表2所示）。首先是考虑基本设定，FIML估计第一个参数从基准样本期1.39变为完全样本期间1.01，第二个参数基准样本期间-0.74变为完全样本期间-5.40。同样，FMOLS也发现类似问题，FIML估计第一个参数从基准样本期3.37变为完全样本期间1.14，第二个参数基准样本期间-4.54变为完全样本期间-0.72，而且标准差变得很大。这两个方面说明基本设定存在结构不稳定问题。然而却发现长期股指设定加入货币供给变得稳定，而且基本上所有参数高度显著且有正确符号。同时发现股指回报与股指存在显著正相关，货币供给则是正相关，固定资产投资也是正相关关系，尽管消费者信心符号不是太确定。同时从数值来看，货币供给及投资在说明股指的上升中有着重要作用。值得指出的是，在完全样本期间的扩展模型中标准差显著变小，尤其是货币供给及投资参数的标准差，这说明货币供给及投资在股指的变化中的重要作用，特别是在经济冲击状况下。

3.模型检验

接下来是对两种设定模型的稳定性检验。主要基于三个重要样本期间：1996年1月至2009年4月，这是全部样本期间；2006年5月至2009年4月，经济冲击样本期间，2008年8月至2009年4月，货币供给冲击即货币供给急剧上升的样本期间分别进行特征值波动及Nyblom检验。全部样本适合检验是否存在结构突变即协整方程的不稳定性。然而如果结构突变在样本末期，则相关检验失效。因此，选择2006年5月至2009年4月，经济冲击及货币供给冲击的样本期间更容易发现结构突变。

结构稳定检验结果（如下页表3所示）。对于基本设定，在2005年7月至2009年4月样本期间拒绝稳定的原假设，Bruggeman et al.（2003）variant of the Nyblom 检验基本上在所有样本都不能拒绝稳定的假设。然而在经济冲击情况下，特征值波动检验和Hansen and Johansen（1999）Nyblom tests分别在5%和10%的显著性水平拒绝稳定的原假设。在货币冲击样本期间，则在5%的显著性水平拒绝稳定的原假设。所有这些结果证实估值方程存在结构突变，因为在样本期间末期导致不稳定以及相应检验方法出现问题。相反加入货币供给及经济冲击后，股指方程的稳定性检验都表明不能拒绝。

更多的证据可以通过运用Andrews and Kim检验考察FIML和FMOLS协整方程估计参数。提供了三个不同检验结果。第一，经济冲击样本期间，因此潜在的结构突变并没有影响检验结果（如下页表4所示）。首先，检验经济冲击样本期间结构突变，始于2006年5月，终于2008年12月，货币供给高速增长即货币冲击显然没有包含在此样本期间。所以之后潜在的突变不会影响此期间的检验结果。表4的结果显示，两种不同设置股指方程存在结构突变。其次，检验经济冲击，同时包含货币冲击样本期间，始于2006年5月，终于2009年4月。此时FIML和FMOLS的检验表明股指的基准设置在分别在10%和5％的显著性水平拒绝协整结构突变的原假设。这表明2006年5月股指方程发生结构突变。如果全部样本期间2006年5月存在结构突变，则进一步确认此结构突变。表4表明在1%显著性水平拒绝原假设。

从上面分析，我们可以得到，忽视货币供给及经济冲击的股指方程设计存在明显的结构不稳定性。相反，加入货币供给及经济冲击后股指方程设置则是稳定的。因此下面将继续分析股指方程的短期结构稳定性。

结论与政策含义

研究表明，货币供给在经济危机背景下显著影响到股市估值水平。这种上升源于两种重要的内生机制推动：一是货币供给增加间接提高股市流动性，推动股市估值上升；另一个是与货币供给相伴随的固定投资增加带来预期工业增加值的上升，强化股市流动生的提高。基于此，货币供给对于股指上升有着重要作用。

剔出经济冲击之后的分析结果，比如东南亚金融危机和次贷危机，固定投资、工业增加值、消费者信心指数和股指有协整关系，表明存在长期均衡关系。然后考虑到经济危机及货币供给冲击即最近高速增长信贷资金，这种关系变得不稳定。然后加入经济冲击及货币冲击却可以明显发现固定投资、货币供给、工业增加值、消费者信心指数和股指这些变量之间存在协整关系，表明存在长期均衡关系，而且货币供给在其中作用明显，通过显著性检验，同时方程估计的标准差变小，这说明货币供给及固定资产投资在说明股指的作用比较大。这种作用还体现在股指方程的稳定性方面。实证表明如果不考虑经济冲击及货币供给冲击股指方程设定是不稳定的，反之，经济冲击下货币供给冲击下股指方程是比较稳定的。

股指方程长期受到固定投资、货币供给、工业增加值的影响，而且考虑到经济冲击及货币冲击尤其如此，同时货币供给及固定投资表明非常明显，尽管此时消费者信心指数的影响不是太确定，因为它在不同的股指方程样本期间表明有不同的符号。然而短期却没有观察到货币供给，最终股市估值水平上升还是有源于三个主要因素：固定资产投资，工业增加值、消费者信心。基于此，货币政策取向应尊重股市透出出来的经济扩张或收缩的信号，同时实现资产价格稳定和宏观经济调控的稳健，正确引导人们对未来经济的预期。

参考文献：

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[4]刘澜飚，马英.股票价格波动对货币供给的作用[J].南开经济研究，2004，(2):32-49.

[5]王维安，杨靖.资本市场对中国货币供给的影响的实证分析:1999―2002[J].上海金融，2003，(12):18-20.