广义货币十篇

广义货币篇1

分析货币供给问题,有三种观点:一是,货币内生性,即货币供给是经济内生的,其供给数量由经济运行情况决定的;二是,货币外生性,即货币供给不依据经济运行状况,而由一国货币发行当局决定发行数量;三是,货币混合论,即货币供给不完全由经济内生,也不完全由货币发行当局决定,而是两者的综合。对货币供给研究,国际上比较著名的学说是货币学派的“单一货币规则”,主要是由著名经济学家弗里德曼提出的,该理论核心是货币供给增长率等于经济增长率加上通货膨胀率。国内有一些学者对货币供给也给出了不同答案,但都缺乏实证验证;但也有一些实证研究,利用VEC模型和VAR模型进行分析研究,但都不太系统,如冯玉明、袁红春、俞自由在《中国货币供给内生性或外生性问题的实证》一文中指出我国货币具有较强的内生性,但其在分析方法上比较简单;李晓华、侯传波、陈学彬在《我国货币内生性问题的实证研究》一文中利用VAR模型对货币供给进行分析,但其在选择变量方面只是用财政预算支出,出口额和居民消费价格指数三变量来分析广义货币M2,并且在分析时也过于简单。因此,本文通过建立向量自回归模型(VAR模型)来实证分析我国货币供给问题,在选择模型变量方面和深入分析方面也有很大的突破。

2基于VAR模型的实证分析

经济学中,影响一国货币供给有很多因素,如一国经济增长率,居民消费价格指数,工业品出厂价格指数,一国货币汇率体制,货币供给预期,国际金融市场对本国货币供给的影响,严重自然灾害或者是重大突发性事件如地震等等因素。如果把影响一国货币供给的因素作为解释变量,把一国货币供给作为被解释变量,就可以建立一个关于我国货币供给的函数。以广义货币增长率M2表示我国货币供给,GDP,CPI,PPI,HUILV表示影响我国货币供给的经济增长率,居民消费价格指数,工业品出厂价格指数和我国汇率变动率等各种因素,则我国货币供给函数可以表示为:M2=f(GDP,CPI,PPI,HUILV⋯),具体分析如下。

2.1数据平稳性检验

广义货币M2供给增长率,GDP增长率,居民消费价格指数CPI,汇率变动率和工业品出厂价格指数PPI,在1990-1998年数据线性趋势起伏不定,数据明显不平稳,须进行单位根检验,检验结果表明广义货币M2供给增长率,GDP增长率,居民消费价格指数CPI,汇率变动率和工业品出厂价格指数PPI在5%的显著水平下都是不平稳的;对其进行一阶差分,得到ΔM2,ΔGDP,ΔCPI,ΔHUILV,ΔPPI再对其进行单位根ADF检验,其ADF检验统计量均小于显著性水平5%的临界值,拒绝原假设,表明至少可以在95%的置信水平下拒绝原假设,差分序列ΔM2,ΔGDP,ΔCPI,ΔHUILV,ΔPPI均不存在单位根,为平稳时间序列。因此,广义货币M2供给增长率,GDP增长率,居民消费价格指数CPI,汇率变动率和工业品出厂价格指数PPI这5个序列具有相同的单整阶数,均为一阶单整I(1)过程。

2.2变量格兰杰因果关系(Granger)检验和协整性(Johan2sen)

检验对M2,GDP,CPI,PPI,HUILV五变量进行格兰杰因果关系检验,广义货币M2增长率和我国GDP增长率在10%的显著水平下,两者存在双向格兰杰因果关系;广义货币M2增长率和居民消费价格指数CPI在10%的显著水平下,存在单向格兰杰因果关系;广义货币M2增长率和工业品出厂价格指数PPI在10%的显著水平下,也存在单向格兰杰因果关系;广义货币M2增长率和我国汇率变动率HUILV在10%的显著水平下,同样存在单向格兰杰因果关系。再对M2,GDP,CPI,PPI,HUILV五变量进行协整性(Johans2en)检验,检验结果表明五变量之间存在协整关系,即存在长期稳定的均衡关系。

2.3模型滞后阶数选择分析

经过分析模型选择滞后阶数3最好,因为在滞后阶数3时,施瓦兹AIC值最小并且此时赤池SC值也最小,但考虑到要建立的模型,由于样本期限较短,并且样本数据均为年度数据,为了保持数据本身合理的自由度,使建立的模型具有较强的解释能力,并且为了消除误差项的自相关,因此选择最大滞后阶数为2。

2.4VAR模型估计结果

由于向量自回归模型要求系统中的变量具有平稳性,因此把M2,GDP,CPI,PPI,HUILV这五个变量的一阶差分形式带入模型,并利用计量统计软件,得出如下VAR模型估计结果,具体整理如下:

M2=0.5843M2(-1)+0.8903M2(-2)+0.0183GDP(-1)-2.2103GDP(-2)+0.1583CPI(-1)-1.4493CPI(-2)+0.1803PPI(-1)+0.9113PPI(-2)-0.2793HUILV(-1)+0.0953HUILV(-2)+12.130

R2=0.90F=16.03

由于,本文主要是对广义货币供给M2进行实证分析,在此主要讨论M2的VAR模型表达式,而对于GDP,CPI,PPI,HUILV的VAR模型表达式不作深入讨论。在M2的VAR模型中,调整的可决系数为0.90,说明模型拟合得还是比较好的,但与真实值相比,拟合效

果还没有达到十分完美的程度。

2.5VAR模型系统稳定性检验与脉冲响应函数分析

通常,对于VAR模型单个参数估计值的经济解释是很困难的,如欲对一个VAR模型进行分析并得出结论,可以运用系统的脉冲响应函数和方差分解。其中,脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应,即在误差项上加一个标准差大小的新息(innovation)冲击对VAR模型中内生变量当期值和未来值产生影响。一般地,非稳定的VAR模型不能进行脉冲响应函数分析。为此,需要对该VAR模型进行平稳性检验,经过分析得该VAR模型是稳定的,因此可以对模型进行脉冲响应分析。在此,只对广义货币M2进行脉冲响应分析。M2分别受到自身,GDP,CPI,PPI,HUILV,一个标准差的随机新息冲击的响应情况,如下分析:来自自身的冲击,总体响应都是显著的,都为正。这说明,对自身标准差的随机新息冲击的响应较强,并且具有一定的持续性;来自GDP的冲击,我国经济增长对广义货币供给M2冲击还是比较显著的,经济增长会引起我国货币快速增长;来自CPI的冲击,总体上还是比较显著的,表明居民物价水平升高,导致货币需求增加,从而会引发货币供给增加;来自PPI的冲击,总体上还是比较显著的,表明工业品出厂价格提高,需要更多的货币进行交易,进而也会引发货币供给增加;来自HUILV的冲击,总体上不显著,表明我国汇率变动对货币供给增加不敏感。

2.6预测方差分解分析

在建立的VAR模型中,每一个内生变量都有一个独立的方差分解序列,通过利用方差分解技术可以发现随机新息的比较重要性信息。GDP,CPI,PPI,HUILV的预测方差分解表明,对广义货币供给增长率一个标准差大小的随机新息冲击,其标准差从第2年开始分别被GDP,CPI,PPI,HUILV所感应,各自占比分别为0.35%,0.74%,8.59%,1.96%。经过分析发现第7年到第15年,M2的方差分解被GDP,CPI,PPI,HUILV感应的值一直比较稳定,M2的方差分解被M2本身感应的值一直比较大,说明我国广义货币供给M2本身增长受其自身系统扰动比较大,其次我国广义货币供给M2增长也受我国经济增长率,通货膨胀率影响也比较大。

3基于VAR模型分析的我国广义货币供给M2主要结论

本文对时间序列变量M2,GDP,CPI,PPI,HUILV进行格兰杰因果关系检验,协整检验,并构造VAR模型,运用脉冲响应函数和方差分解技术进行分析,得出以下主要结论:

(1)广义货币M2增长率和我国GDP增长率在10%的显著水平下,两者存在双向格兰杰因果关系,即表现出存在显著的,长期稳定的均衡关系。一方面,我国经济增长快,要求货币供给增加;另一方面,我国货币供给适度地增加时,也会刺激我国经济增长。但通过脉冲冲击和方差分解分析,可知我国经济增长情况并不是我国货币供给增加的全部原因,还有其他因素,也即说明了我国货币供给并不是完全内生的。

(2)尽管广义货币供给M2与居民消费价格指数CPI,工业品出厂价格指数PPI存在单向的格兰杰因果关系,但通过脉冲冲击和方差分解可知,居民消费价格指数CPI和工业品出厂价格指数PPI也对我国广义货币供给M2增加产生了一定的影响,虽说这不是长期的,但这也对我国短期货币供给有一定的指导意义,即在分析短期货币供给时,一要考虑当前的通货膨胀情况,二要考虑到未来的通货膨胀预期。

(3)广义货币M2增长率和我国汇率变动率HUILV在10%的显著水平下,存在着单向格兰杰因果关系,即货币供给变动是引起汇率变动的格兰杰因果。我国目前人民币还在稳步升值,但升值幅度一定要考虑到我国国内的实际经济运行情况和货币供给情况。还可以通过脉冲冲击和方差分解可以证明,我国货币供给变动对汇率波动不敏感。

(4)要充分重视我国目前货币供给变动受其自身影响比较大。在建立的VAR模型方程式中,可知M2与其滞后一期的值,滞后二期的值关系都比较显著;并且在脉冲冲击和方差分解分析中,货币供给自身受自身影响已达到将近一半的程度。

参考文献

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[6]王双正.基于VAR模型的通货膨胀与经济增长关系研究[J].经济理论与经济管理,2009,(1).

广义货币篇2

我国的货币政策框架正式引入货币供应量作为中介目标始于1996。1998年，随着信贷规模控制遭到弃用，货币供应量作为中介目标的地位更是无可撼动。但是，2011年5月，中国人民银行在2011年一季度《中国货币政策执行报告》中，首次将社会融资规模作为宏观调控的统计和检测指标，代替了之前一直使用的贷款增量指标。社会融资规模是指一定时期内实体经济从金融体系获得的资金总额，是全面反映金融与经济关系，以及金融对实体经济资金支持的总量指标。2011年下半年，中国人民银行已经启动了对社会融资总量的统计检测工作，并致力于将其作为货币政策新的中介目标。

【关键词】

货币政策；实体经济；货币量

随着我国金融市场向广度和深度发展，各类新型融资工具不断出现，银行间接融资比重下降幅度巨大，中央银行统计的社会融资规模增量数据显示，2012年前10个月社会融资规模中，人民币贷款仅占总增量的55.50%，即使加上未贴现银行承兑汇票，也只有61.94%，而外币贷款、委托贷款、信托贷款、企业债券、非金融企业境内股票融资分别占同期社会融资总量的5.09%，7.33%，6.50%，14.29%，1.74%。直接融资比例的明显提高，且商业银行表外业务对贷款也起着较大的替代作用，新增人民币贷款已经不能全面反映实体经济的融资规模，金融体系开始由银行主导型向市场主导型转变。因此，当前提出社会融资规模的概念是符合我国金融发展和金融宏观政策需要的。

根据2002年至2010年中央银行内部的月度和季度的社会融资规模数据进行测算，表明，社会社会融资规模相较于货币供应量及新增人民币贷款与重要宏观经济变量的相关性更大，且存在长期稳定关系，其变动能显著影响实体经济；基础货币、利率等货币政策操作工具也与社会融资规模存在长期稳定关系。因此，社会融资规模具备作为货币政策中间目标相关性的条件。

社会融资规模概念的提出，顺应了我国金融市场多样化的发展，是加强宏观审慎管理的要求。自08年金融危机之后，许多学者及货币当局意识到参与货币创造的不仅仅是传统的金融主体，影子银行在内的许多非银行和准金融活动也参与了信用的创造过程，同时，各种结构性金融工具同样会影响居民和企业的资产负债活动，影响消费和投资行为，进而影响到产出的稳定性。为了防范潜在风险继续扩大，有必要将上述信用活动置于监管范围之内。通过检测社会融资规模，不仅能够从总量上了解金融系统性风险，还能反应金融风险在不同金融机构、金融市场的分布，通过检测金融体系向实体经济融资的全貌和全社会通过金融体系实现的信用交易总量及结构，有利于及时发现社会流动性异常变动并预防系统性金融风险。

综上所述，引入社会融资规模进入货币政策框架，将之作为货币政策制定的金融指标之一是没有问题的。但是现阶段将社会融资规模作为货币政策的中介目标，确有不妥之处。

缺点其一，概念内涵具有争议。重新研读社会融资规模的定义，不难发现其定义着重点在于强调融资方是实体经济体，而金融体系是否作为发行方并没有较强要求，盛松成所述社会融资规模内涵的三个方面之一就包括是实体经济通过金融机构服务所获得的直接融资。社会融资规模的两大理论基础来源分别是货币供给理论中整体流动理论和金融中介机构理论，20世纪60年代提出的金融中介机构理论提出了直接融资和间接融资的概念，并说明非银行金融机构创造的金融债券凭证与货币之间具有此消彼长的替代性作业。盛松成在提出此内涵时，将非金融企业股票筹资与企业债纳入其中，2012年中国人民银行对外公布的社会融资规模增量数据表中，已经涵盖了企业债券和非金融企业境内股票两类非金融体系发行主体的社会融资，却将地方政府债券、其他非金融性公司发行的商业票据及其他证劵、外债被排除在统计口径之外。并且广义货币量只能涵盖本币贷款而导致与众多宏观变量的相关系数越来越低，那为了研究货币政策对实体经济的更全面影响，不将上述信贷总额纳入社会融资规模是有失偏颇的。

缺点之二，相关统计方法及口径仍未公布或尚未做出详细具体的规定。从中央银行2011年开始公布的每季度货币政策执行报告的货币信贷概要中均会给出从2002年以来的社会融资规模，但是附录中均写有当期数据为初步统计数。既然央行已将社会融资规模作为宏观调控的统计和检测指标，那么相关科目具体涵盖哪些统计指标，每个统计指标的数据口径应该如何统一规范，在对各指标进行合并计算的过程中如何避免重复计算等问题都是需要亟待解决的问题。并且现阶段我国正处于金融市场高速发展金融创新不断深化的过程，继沪深300股指期货推出后，又会不断推出国债期货；实体经济还会增加新的融资渠道，如私募股权基金、对冲基金等，为了保持数据统计的连续性与纵向的可比性，需要在对社会融资规模该指标范围统计孔径等进行前瞻性设计及明确的划分与科学可改进的统计方法，唯有此才能在未来多样化融资创新中做到从容应对，使得相关数据具有良好的可用性。

缺点之三，“简单叠加”的计算方式有待商榷。各国在统计广义货币量时，因为叠加法计量较为简明，因此为大多数国家所采纳。现在提出的社会融资规模，更是将叠加法应用到大部分社会融资规模中。不同种类的融资方式在流动性、风险性、收益性均有极大差异，把这些不同融资规模直接简单相加得出的社会融资规模总量进行分析，是有失偏颇的。得出的数据只能在一定程度上反应社会融资的渠道的改变，并不能直接反应各经济主体间融资中或有的融资风险。

缺点之四，社会融资规模不适合作为名义锚。中介目标的必要性之一在于其名义锚的功能，充当名义锚的经济指标必须是容易控制而且便于观察的。融资方式的多样化是可测的，但是在现阶段央行对其是不可控的。社会融资规模中间目标体现了数量调控和价格调控相结合的货币政策，改变了过去单一的数量调控方式。但是目前，价格型工具在我国基准利率与市场利率并存的利率体系中并不能起到明显作用，甚至由于此消彼长的影响还会引起相反作用。要解决调控类型的转型问题，最根本的还是利率市场化，只有实现利率市场化，才能真正有效地调节社会融资规模。另外，名义锚作为货币当局与社会公众之间的信息桥梁，具有预警性的作用。社会融资规模是近期才提出的概念，公众对其内涵概念认识不够充分，投资者对社会融资规模总额数值上的改变敏感度低，很难发挥中介目标预警性的作用。在政策确定范围内，面对可能出现的经济波动，由于投资者认知度与敏感度较低，社会融资规模作为的中介目标很难影响投资者的预期、引导投资方向和规模，起到熨平经济波动的作用。

综上所述，社会融资规模作为中介目标无论在定义、统计方法与可控性方面都存在着不足。即使不足得到改善，笔者也不建议将社会融资规模作为中介目标。

是货币政策的最终目标为充分就业、经济增长、物价稳定和国际收支平衡。由于最终目标只是原则性的，各国通常在政策工具与最终目标之间设定中介目标，通过对中介目标的变动来分析了解当前和未来宏观经济运行状况。从其他各发达国家货币政策的演进过程不难发现中介目标的选择是随着货币政策最终目标的侧重改变而发生变化的。二战后西方发达国家的中介目标经历了价格型——数量型——多元化的演进过程。目前，我国经济运行的环境、特征和金融发展状况都发生了极大变化，货币政策中介目标理应以数量型为主，逐步向价格型转变。但在中介目标的选择方面，可以更多得参考别国的政策制定经验及反馈案例，运用已有的价格型中介目标，不必走中国特色。完成转型的关键在于构建完整的利率体系、完善利率传导机制、进一步发挥利率作为价格型手段对经济的调节作用而非将社会融资规模作为中介目标。

货币调控“是一门非常具体而又复杂的艺术”，绝非由课本上传统经济学若干理性假定得出的结论就能解决实际问题。政府提出要保持合理的社会融资规模；央行将社会融资规模纳入货币政策框架、提出新的目标框架，这些都是我国金融市场不断创新的历史必然。充分体现了政府与货币当局对于市场上金融风险的关注度正在不断加强。提出社会融资规模并非要将其作为中介目标，在任何经济环境下，社会融资规模所揭示的信息都可以作为货币政策操作的重要依据之一。美国次贷危机之后，2011年政府提出这一经济指标的直接动因在于融资结构的变化，其根本目的在于要求货币当局对金融市场交易的全面监控，防范系统性风险。着力构建完善的利率市场才是货币当局在维持物价稳定的同时需要考虑的重中之重。

【参考文献】

[1]夏斌，廖强.2001：《货币供应量已不宜作为当前我国货币政策的中介目标》《经济研究》8期.

[2]盛松成.2011《社会融资规模概念的理论基础与国际经验》《中国金融》.

[3]盛松成.2011《社会融资规模符合金融宏观调控市场化方向》《中国金融家》.

[4]尹继志.2011《社会融资总量与金融宏观调控新目标》《上海金融》.

广义货币篇3

关键词：货币供给；多元线性模型；金融市场

中图分类号：F822.0 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）08-0103-02

一、对M2影响因素的理论分析

1997年版的《统计手册》规定，各国在编制货币供应量时，主要考虑的应当是本国经济、金融特点。货币供应量统计口径共有三个层次：第一，流通中的现金M0，即现金；第二，狭义货币供应量M1，M1=M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款，其所反映的是现实的购买力；第三，广义货币供应量M2，M2=M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+信托类存款+其他存款，另外，M2不仅反映了现实购买力，也反映了潜在购买力。

自改革开放以来，随着经济的增长，我国货币供应量持续增长，M2/GDP在改革期间不断增加。统计数据显示，1978年这一比值仅0.245，到2011年增长为1.800。33年来，M2/GDP增加了7.34倍。相比于国外，印度的M2/GDP在1988年为0.402，日本为1.046，美国为0.651；到1999年印度为0.480，日本为1.237，美国为0.601。相比之下，我国的M2/GDP过高且增长速度惊人。

理论方面，大多数学者认为影响货币供应量的因素有所不同。笔者从较为细化的方面分析主要影响因素。

第一，货币的流通速度。从国民收入货币化的角度来讲，分为货币化国民收入与非货币化国民收入。货币化国民收入的经济体吸收货币的能力较强，因此一定的货币供给量下，货币流通速度较慢。相反，在货币化程度较差的经济体下，同等货币供给量下吸收货币的能力较弱，也就是货币流通速度较快。我国之所以货币供给长期高于GDP 与物价增幅之和而没有造成潜在通货膨胀压力的主要原因就是货币化程度较高 [1]。

第二，中央银行的货币回笼政策。当市场上流通的货币量大于所需要的货币量时，政府会通过货币回笼将剩余的货币流回到中央银行，从而使货币供给与需求相适应，避免通货膨胀的发生。通过货币回笼的变化，可以探知当期的货币供给量是否符合市场所需要的货币量。

第三，资本市场的发展程度。自20世纪90年代以来，由于股票市场的发展，货币不再只流向商品市场，也向股票市场流动。而从经济学的一般原理来讲，货币供应量会通过一定机制传导到股票市场，如中央银行通过调节准备金控制货币供给量，从而影响到整个金融机构。当货币供给量增加时，人们持有的货币就会增加，相对于股票来说，持有股票的收益会更大，从而将货币市场的货币挤入股票市场，促使股价上升。另外，货币供给量增加后导致利率下降，投资增加，居民收入增加，通过乘数效应，股票价格又会上升。股价上升产生的保值意识会使流通中的货币量相应减少[2]。

第四，银行储蓄。银行储蓄总额可有效地解释广义货币中的准货币供给量。近年来，我国广义货币相对于GDP的持续超高速度增长主要是由准货币的高速增长造成的，上述计算得出准货币与GDP比率的增长速度为M1/GDP增速的2.4倍。准货币的高速增长又可基本由城乡储蓄的高速增长来解释。由此看来，在居民储蓄行为不变的前提下，丰富吸引居民储蓄的金融商品结构，将减小准货币过度增长的压力。

第五，国债的发行。我国自改革开放之后，政府长时间实施了积极的财政政策，尽管经济实力增加明显，财政收入也有所增加，但难免出现财政赤字，所以发行国债来弥补赤字就很有必要了。而国债的发行对货币供给有巨大的影响，虽然商业银行使用超额准备金购买国债会降低基础货币数量，但M1和M2并不会因此减少，反而国债的收入会扩张M1和M2的数量。

第六，经济增长和财政收支。经济增长率类似上述货币化程度对货币供给量的影响，由于经济各部门的快速发展，对货币的需求量会更大，必定会使货币供给量增加。而当前，财政收支均以货币形式进行，因此财政规模的扩大或缩小也会对货币的需求与攻击产生影响。

第七，外汇储备。我国自改革开放以后，由于人民币汇率很低，加上开放的劳务市场和商品市场，使出口成为国民收入的重要部门，由此在国际贸易中长期保持顺差，获得了大量的外汇储备。这不仅对我国的国民经济产生了重大影响，而且也对货币供给有一定的影响。这是因为央行买进外汇，将外汇账目记录在商业银行的账户中，这使商业银行拥有更多超额准备金，这相当于对市场增加了更多基础货币[3]。

二、实证分析

本文就上述提到的货币流通速度、货币回笼、证券市场发展程度、储蓄率、国债发展程度、经济增速、财政收支、外汇储备以及金融机构贷款余额、外汇占款余额等可能对货币供给量M2产生影响的因素进行实证分析。

直接参加回归模型计算的数据是以上各个宏观变量取对数值之后的数据。这样做的目的有两点：首先，诸变量取对数的回归结果，表明了在其他变量保持不变的情况下，解释变量每变化1个百分点所引起的被解释变量变化的百分比。这种解释形式和本文的研究目的是一致的。其次，由于进入模型中的各个宏观变量其数据很可能存在异方差 本文对变量取对数，可以压缩测量变量的尺度。

其中x1代表货币流通速度，x2代表货币回笼，x3代表银行各机构贷款数额，x4代表A股成交额，x5代表储蓄率，x6代表国债余额/GDP，x7代表经济增长率，x8代表财政存款余额，x9代表外汇占款余额，x10代表外汇储备余额。进行首次回归，结果如表1。

由表1可以看出，R2很高，F统计量也很显著，但几乎所有的变量的t检验都不显著，说明多重共线性可能很严重，DW值接近3，可能有自相关性。经过逐步回归法，排除了变量x3、x6、x7、x9，最终得到模型2：ln*M2=β0+β1Y1+β2Y2+β3Y4+β4Y5+β5Y8+β6Y10+ε2。

再次进行回归，如表2。

由表2可以看出R2很高，F统计值也较显著，剩下的六个变量的t统计值也都很显著，说明基本消除了多重共线性，DW值接近2，消除了自相关性，再利用white检验，发现数据中不存在明显的异方差性，如图1。

得出模型：lnM2=5.68-0.35lnx1+0.35lnx2+0.02lnx4+0.58lnx5+

0.35lnx8+0.15lnx10+μ

最终回归结果显示：R2=0.99，F-statistics=4097.99，DW=1.96。

由回归结果可知，当货币回笼量上升1个百分点时，货币供给量将上升0.35个百分点，而财政存款余额与货币流通速度对货币供给量的影响程度几乎相同，货币流通速度影响程度与货币回笼量和财政存款余额相同，但方向相反。储蓄率对货币供给量的影响非常大，储蓄率上升1个百分点，将使货币供给量上升0.58个百分点，而A股交易额和外汇储备余额与其他因素在数值上相比，对货币供给量的影响略小。

三、政策和结论

由上述实证分析的结果可以看出，影响货币供给量M2的因素主要有货币流通速度、货币回笼数量、A股成交额、总储蓄率、财政存款余额和外汇储备余额这六个方面。

由实证分析的结果可知，货币流通速度对货币供给的影响很大。由于中国城镇化和市场化的力度逐渐下降，货币化的进程也逐渐放缓，货币的流通速度也随之上升，货币需求减小，因此在制定货币政策时不能一如既往地以经济增速的同比例速度增加货币供给，从而避免引发通货膨胀。储蓄总额可有效地解释广义货币中的准货币供给量，如模型中所提供的数据显示，储蓄总额的变化对货币供给量有着明显的正向关系。在居民储蓄行为不变的前提下，在货币供给大于或与需求从而可能引发通货膨胀的情况下，丰富吸引居民储蓄的金融商品结构是抑制准货币增长速度的比较有效的途径。财政存款余额对货币供给量也有着明显的正向作用。除了公开市场业务能够将财政政策和货币政策结合起来外，财政存款的不同分布也能够在一定程度将二者结合起来，所以，综合运用诸如此类的内在联系，对于有效地使用财政政策、货币政策是非常必要的。而控制货币供给这一艰巨的任务，不仅仅是中央银行的职责，财政部也有管理货币供给的工具。另外，调控货币政策不能仅依靠中央银行，财政部也须利用管理货币供给的工具配合央行[4]。尽管模型的数据显示相比较于其他因素，外汇储备总额对货币供给量的影响较弱，但并不排除在计量过程中数据的误差导致对其实际作用的削弱。所以说，发行国债这一财政政策并非与货币政策没有关系，而是有正向相关性的。这就要求财政政策与货币政策协调实施。而国债对货币供给量有巨大影响，所以央行制定货币政策时必须把它纳入考虑的范畴。因此，在制定货币政策时，不能孤立地从原先的货币政策的角度看问题，而要从整个国民经济出发，拥有国际视角，估计各方面影响，运用各种措施，使货币政策达到目标，更好地调节经济。

参考文献：

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[2] 肖新成，谷新辉.货币供给影响股票市场的协整分析[J].贵州商业高等专科学校学报，2008，（4）

[3] 张嵩，巫清登.外汇储备和国债对货币供给影响的实证分析[J].东方企业文化・商业文化，2010，（2）.

广义货币篇4

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.

［5］Celasun O， Denizer C， He D. Capital flows， macroeconomic management and the financial system: the turkish case， 1889-1897［R］. World Bank Working Paper， 1999.

［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.

广义货币篇5

【关键词】广义货币供应量 国内生产总值 协整关系 误差修正模型

一、问题的提出

根据货币供应量与物价、与国内生产总值等重要指标的相关分析，我们可以预测货币政策实施效果，这对于适时、适度推出货币政策具有现实意义。长期以来，货币供应量与总产出、价格之间的相互关系一直是货币金融学研究领域中最具热点的问题之一，也是各国学者努力探索的难题之一，而且不同学者得到的？实证研究结果往往不同。研究货币政策问题与经济活动密切相关，更与一个国家的实际经济情况相联系。

二、变量选取与数据样本

（一）经济增长指标

GDP是衡量国民经济发展情况最重要的一个指标，是本文中的被解释变量，也是衡量货币政策行为传导的重要宏观经济变量。在本文具体的研究中，样本区间为1996年第1季度―2010年第3季度GDP的实际发生数，数据来自于中华人民共和国国家统计局网站。

（二）广义货币供应量

货币供应量货币供应量即货币存量，是指一国在某一时点上流通手段和支付手段的总和。它可以及时全面反馈货币政策执行情况，因而货币供应量是货币政策从操作到货币政策最终目标实现之间的一组重要监测指标。可以按其流动性的强弱，划分成不同的层次，根据国际通用的原则，结合我国的国情，把货币供应划分为以下三个层次M0：流通中的现金；狭义货币供应量M1=M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款，反映现实的购买力；广义货币供应量M2=M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+信托类存款+其他存款，M2不仅反映了现实购买力，也反映了潜在购买力。在本文具体的研究中，本文选取广义货币供应量M2作为解释变量，季度数据的样本区间为1996年第1季度―2010年第3季度，数据来自于中华人民共和国国家统计局网站。结合查找到的数据，制成表1。由于GDP、M2采用的都是季度数据，为了消除数据样本的季节变动影响，本文首先采用Census X-12方法对数据进行季节调整，剔除季节影响的过程，更好地揭示季度序列的特征或者基本趋势，调整后的数据标以SA；然后对调整后的数据取对数，以消除时间序列的异方差。最终的变量分别用lnGDPSA、lnM2SA表示。

三、M2与GDP的相关分析

（一）基本检验

在进行时间序列回归时，首先需要对变量进行平稳性检验，如果模型中含有非平稳序列，建立的回归模型可能存在虚假回归，从而推断出来的结论也是错误的。这里的平稳性检验是运用ADF检验方法对时间序列数据的平稳性进行单位根检验，结果表明，lnGDPSA、lnM2SA的原序列都是非平稳序列，但两个一阶差分序列都具有平稳性，为I（1）型时间序列。所以需要对变量进行进一步的协整检验，以确定这些非平稳的经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系。首先用变量lnGDPSA对lnM2SA进行普通最小二乘回归，从结果可以看到，模型拟合效果较好。其中lnM2SA的系数估计值0.792879表示每增加1个百分点，GDP增加0.792879个百分点，说明广义货币供应量对我国经济增长有正面的效应。得到回归方程估计后，在此基础上对其进行协整检验，即检验得到的回归残差是否平稳。对残差进行ADF检验，结果表明残差序列是平稳的。所以可以认为序列lnGDPSA和序列lnM2SA之间存在1阶协整关系。

（二）Granger因果检验

协整检验的结果表明我国GDP与M2之间存在长期的均衡关系，但是究竟是GDP的增长导致了M2的增加，还是M2的增加导致了GDP的增长，或者两者互为因果关系，还需要进一步的验证，本文中采用基于Granger因果检验方法进行检验，取滞后期分别为2、3、4、5、10、15。结果表明，在所选定的样本区间，国内生产总值GDP和广义货币供应量M2存在双向的Granger因果关系，广义货币供应量增长M2能够引起国内生产总值GDP的增长，GDP的增长又会在一定程度上推动M2的增长。

四、误差修正模型（ECM模型）的建立

协整检验的结果表明我国lnGDP与lnM2之间存在长期的均衡关系，但在短期内也会出现失衡，为了考察GDP和M2之间的动态关系，需要借助误差修正模型来进行分析。通过EViews构建ECM模型的参数估计结果，方程估计的参数都比较显著，因此此误差修正模型建立的比较合理。

D（lnGDPSA）的系数估计值-0.392507可以解释为国内生产总值GDP对广义货币供应量M2的短期弹性，即广义货币量M2每增加1个百分点，那么在短期内，国内生产总值GDP将减少0.392507个百分点，与长期的效应有相反的效应。误差修正项et（-1）的系数估计值-0.027767反应了国内生产总值GDP偏离长期均衡关系的调整力度，其绝对值越大，则将非均衡状态恢复到均衡状态的速度就越快。

对于国内生产总值GDP的短期变动可以由两部分进行分析，一部分是由于短期广义货币供应量M2（即D（lnM2SA））变动的影响，另一部分是由于前一期国内生产总值GDP偏离长期均衡关系（即ett-1）的影响。假如前一期国内生产总值没有偏离长期均衡关系，即ett-1=0，那么当期国内生产总值变动则全部来自于当期广义货币供应量M2变动的影响；假如前一期国内生产总值偏离了长期均衡关系，即ett-1≠0，则为了维持国内生产总值与广义货币供应量的长期均衡关系，当期将以-0.027767的速度对前一期国内生产总值与广义货币供应量之间的非均衡状态进行调整，将其拉回到长期均衡状态。

五、结论

本文通过对我国1996年第1季度至2010年第3季度的国内生产总值GDP和广义货币供应量M2的统计数据进行协整检验及ECM模型修正，得出以下结论：首先，从长期的协整的回归结果来看，我国的货币供应量M2的变动与国内生产总值GDP的变动是正相关的。我们也可以通过M2与GDP产期均衡关系式lnGDPSA=1.660227+0.792879lnM2SA预计GDP的增长率。其次，GDP和广义货币供应量M2存在双向的Granger因果关系，这表明了我国的货币具有内生性的特点，在实践当中基础货币总量比较容易被央行所控制，广义货币总量M2则很难为央行所控制，在央行不能够有效地控制货币供应量的前提下，以货币供应量作为中介目标的货币政策调控有较大的局限性。最后，误差修正模型ECM显示，在短期内，我国广义货币供应量M2的变动与国内生产总值GDP的变动有着负相关的关系，而且上期误差对当期国内生产总值的当期波动调整幅度小，单位调整比例为-0.027767。

六、建议

（1）主动调整，改变片面追求GDP增长的政策目标。2008年金融危机以来，由于外部需求的下降，造成了相关产能过剩，而为了保证GDP的增长以增加投资的方式来解决产能过剩，中国长期发展会越来越因缺少需求动力而陷入低速增长困境甚至爆发危机。为了缓和并解决这些弊端和矛盾，政府应放弃以GDP作为经济社会发展的核心，制定国民经济和社会协调发展的战略规划，改善民生，完善社会保障体系，通过有效激发内部需求，使经济增长形成良性循环，从而实现整个社会的和谐发展。

广义货币篇6

2008年美国房贷危机引发了世界性的金融危机，为了应对危机对中国经济造成的负面冲击，中国政府于2008年10月开始采取适度宽松的货币政策，广义货币供给量迅猛增加。2010年年初开始，与生活较大关联的农产品价格比如蒜、姜、糖等接连涨价，到下半年各类生活资料价格接连攀升，直接推动CPI逐月升高，而在通胀压力下，很多著名学者指出货币超发是通胀背后的主因。但是，央行行长周小川否认货币超发一说，其理由是：一方面，高储蓄国家和低储蓄国家的广义货币占GDP的比重不一样，中国是高储蓄国家，因此M2占GDP比重高；另一方面，在间接融资占比高的情况下，广义货币占GDP的比重就高，美国是典型的直接融资发达的国家，而中国间接融资比重大，因此拿中国的M2跟美国的比不太恰当。

那么，本轮通货膨胀到底是不是由货币超发引起的？这是一个值得深思的有很大研究意义的问题。基于此，本文以中国2008年10月至2010年11月的月度数据为基础，拟采用因果检验、协整分析、误差修正模型等来分析中国M2与通货膨胀之间的相互关系。

二、相关文献综述

以弗里德曼为首的货币主义学派始终认为通货膨胀归根结底是一种货币现象。货币主义学派从交易方程式开始推导，在假设货币流通速度为常数的条件下，超过GDP增长率的货币供给增长率，就是通货膨胀率。弗里德曼认为，在短期内货币增加既可以引起物价上涨也可以引起产量增加，只是在长期内货币增加才全部反映在物价上涨上。这也意味着短期内货币是非中性的，长期内货币是中性的。

近几年来我国也有学者从货币主义的视角，运用计量经济分析，对我国货币供给和通货膨胀之间的关系进行了实证分析，但是取得了不同的结果。

大多数学者发现货币供给确实对中国通货膨胀产生显著的影响。张国洪、曾永平（2005）用我国1980—2002年间的年度数据，在借用剑桥方程式建立了通货膨胀及紧缩与货币供应关系的理论模型后，运用格兰杰因果检验的方法验证了我国超额货币供应是CPI物价指数的原因，而CPI物价指数作为超额货币供应的原因则被拒绝。朱慧明、张钰（2005）根据1994—2004年间的季度数据考察了货币供给量增长和通货膨胀率之间的长期均衡关系和短期动态关系，认为中国的通货膨胀与不同层次货币供给量增长率之间均存在协整关系。姚远（2007）采用协整与方差分解的方法对中国货币供应、通货膨胀与经济增长的关系进行实证研究发现，货币供应对通货膨胀和经济增长的影响具有滞后效应，长期内货币非中性，而通货膨胀和经济增长并不影响货币供应。程建华、黄德龙、杨晓光（2008）认为M1、M2均为CPI的Granger原因，M1和进出口还是领先于CPI变动的稳定的先行指标。贵斌威，甄苓（2008）通过构建一个“内生增长的CIA模型发现当货币供给速度变大时，通货膨胀将升高。庞如超（2008）借助货币需求理论公式建立了通货膨胀与货币供应量关系的理论模型，通过对1991—2007年居民消费价格指数和货币供应量增长指数进行格兰杰因果检验，验证了M0、M1及M2时滞一年的情况下，3个层次对应我国货币供应量是CPI物价指数变动的原因，而CPI作为货币供应量的原因则被拒绝。

但是，也有部分学者认为中国货币供给对通货膨胀的影响并不显著。刘金全、陈广华、顾洪梅（2004）以1982年1月至2004年3月间M0和M1月度同比增长率的数据为基础进行分析，发现货币供给增长率和通货膨胀之间不存在显著的协整关系。刘霖、靳云汇（2005）利用1978—2003年的数据进行分析，没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据，认为在经济的货币化进程中，货币供应增长率的提高并不一定导致通货膨胀，货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低，大量的货币增量被经济消耗了。

三、实证研究与结果分析

本文研究中采用的数据来自中国人民银行调查统计司网上数据库，样本期为2008年10月至2010年11月的月度数据，货币供给取广义货币供给M2，并取对数，通货膨胀率（π）根据其月度累计全国居民消费价格指数计算而得。

1、相关性检验

为了研究广义货币供给与通货膨胀率之间的关系，先通过eviews分析工具对二者进行Pearson相关性检验，其结果如表1所示。二者之间存在显著性的相关关系，在5%水平显著。

2、平稳性检验

对于非稳定时间序列变量，其均值、方差及协方差是随着时间的变化而变化的，很难用这些已知的信息去建立模型来预测未来情形，对非稳定时间序列建立的回归很可能是一种伪回归。对于伪回归，可以增加解释变量、减少解释变量或进行差分来解决。因此，要进行回归分析，首先要明确变量是否是稳定的时间序列。检验时间序列变量稳定性的标准方法是单位根检验，本文将采用ADF单位根检验方法来进行检验。对广义货币供给（lnM2）及通货膨胀率（π）进行ADF检验，两个变量原始数据ADF统计量均不显著，没有被拒绝，在一阶差分后，统计量在1%显著性水平下拒绝了原假设，表明两个变量都是单整I（1），即经过一阶差分后可以变为稳定的时间序列变量。而且，对广义货币供给（lnM2）及通货膨胀率（π）进行Johanson协整检验，在有截距和确定线性趋势的情况下，对残差进行1阶差分滞后检验，检验结果表明在5%的显著性水平下二者协整关系数为1。

3、因果检验

在经济分析中，尽管某些变量之间存在显著的相关关系，但是它们未必都有意义，判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，一般采用因果检验法。为了进一步分析广义货币供给与通货膨胀之间的相关关系，本文还对二者进行了Granger因果关系检验。检验结果如表2。

通过Granger因果检验我们可以看出，在滞后1期和2期的情况下，广义货币供给（lnM2）是通货膨胀率（π）的Granger原因，反之不成立；而当滞后期为3期后，广义货币供给（lnM2）与通货膨胀率（π）互为Granger原因。这说明，广义货币供给的增加，在短期内就会引起通货膨胀率的增加，而通货膨胀率的增加会引起人们通货膨胀率预期的增加，也会引起广义货币供给的增加，但是有一个时间滞后效应。

4、回归分析

根据货币数量论的观点，不仅货币供给量对通货膨胀有影响，而且，通货膨胀预期也会对通货膨胀有影响，因此，在分析时应当考虑通货膨胀预期的影响，在这里，以前一期的通货膨胀作为通货膨胀预期，建立回归模型，可以得到如下分析结果：

从回归模型可以看出，各参数估计量都非常显著，货币供给的增加确实能够导致通货膨胀的增加。但是货币供给仅能解释通货膨胀变化中的22.93%。

广义货币篇7

[关键词]汇率波动;货币政策;传导渠道;有效性

目前西方经济学界认为货币政策的传导途径是多样的,从金融机构的资产负债角度看,一般 认为货币政策传导主要有货币渠道和信贷渠道两个途径,但在理论研究和实证分析上对于不 同渠道的货币政策传导效果还存在较大分歧。

Bernanke和Blinder(1992)[1](901-921)利用VAR模型实证检验发现,除了通过“ 货币” (即银行储蓄)这一渠道外,货币政策至少部分地是通过“信贷”(即银行贷款)起作用的 。Kashyap和Stein(2000)[2](407-428)发现对于具有较少流动性(即债券对资产 的比例 较低)的商业银行,货币政策对信贷的影响较强,货币传导机制是通过信贷渠道这一途径。 Hubbard(1994)[3]认为从理论和实证分析货币传导是通过货币渠道还是信贷渠道是 不好界定的。王振山等(2000)[4](60-63)实证研究发现,上世纪无论是80年代还 是90年代,信用渠道都是我国货币政策的主要传导途径,而货币渠道的传导途径则不明显。李斌(2001)[5](10-17)运用交互 影响的多元反馈时间序列模型研究发现,货币供应量和信贷总量都是比较切合我国 现实需要的中间目标,二者与货币政策的最终目标都具有很高的相关性,但信贷总量的相关 性更大一些。但是,陈飞等(2002)[6](25-30)认为,货币政策是通过货币渠道而 不是信贷渠道对实体经济产生影响的。

上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴意义,但这些研究只着 眼于国内金融,汇率问题在这些研究中则基本未被关注。因此,本文尝试把人民币汇率波动 纳入货币政策中介目标监控体系,采用向量自回归(VAR)模型对我国货币政策传导机制进 行系统的研究。

一、研究思路

为了削弱国际资本涌入我国的动力,目前学术界提出了扩大人民币汇率波动区间的建议,以 增加国际游资的风险溢价。但是,关于扩大人民币汇率波动区间是否真的能阻止国际投机资 本流入我国,只是一种理论假设,目前鲜有文献进行实证,没有事实的支持,本文尝试填补 该项空白。

扩大人民币汇率波动区间,是为了削弱国际投机资本流入我国的动力。如果扩大人民币 汇率波动区间确实能在一定程度上阻碍国际投机资本流入我国,那么,在我国现行的结售汇 制和汇率机制下应当可以减少货币供应量。因此有:

推论之一:扩大人民币汇率波动区间能在一定程度上减少货币供应量检验扩大人民币汇率波动区间能否阻止国际投机资本流入我国,可以通过检验人民币汇率波 动区间的扩大是否能在一定程度上减少货币供应量,如果能,无疑将在一定程度上提高我国 货币政策的独立性,同时,在我国对国际资本跨境流动事实上已经越来越难以控制的情况下 ,则意味着克鲁格曼的“不可能三角”在我国是成立的。

进一步地假设我国货币政策的传导途径是通过货币渠道,由上文知,如果人民币汇率波动确 实能影响货币供应量,那么,人民币汇率波动将通过影响货币供应量进而影响货币政策最终 目标。因此有:

推论之二:人民币汇率波动将通过影响货币供应量进而影响货币政策最终目标,也即是对货 币政策的有效性会产生影响

如果推论二成立,则应当把人民币汇率波动和货币供应量一起作为货币政策中介目标监控体 系,如果这个中介目标监控体系与货币政策最终目标存在稳定关系,那么人民币汇率波动与 货币政策有效性就存在密切关系,货币当局将人民币汇率波动纳入货币政策中介目标监控体 系,将有助于提高货币政策的有效性。本文的研究思路如图1。

图1 汇率波动、货币传导渠道与货币政策有效性研究思路图

二、实证分析

(一)变量的选取与数据处理

基于以上分析,本文采用实际统计数据,对货币政策传导渠道和货币政策有效性进行 实证分析。以狭义货币供应量(M1)和广义货币供应量(M2)作为我国货币政策传导的 货币渠道代表变量;以国内信贷余额(CR)作为我国货币政策传导的信贷渠道代表变量 ;以国内生产总值(GDP)作为检验我国货币政策有效性的代表变量,并经消费者价格指数 (CPI)调整以求得实际值。因此,选择的变量包括:经济增长(GDP)、狭义货币供应量( M1)、广义货币供应量(M2)、国内信贷余额(CR)、人民币实际有效汇率指数 (REER)和 人民币汇率波动(VARI)。除经济增长数据来源于中国经济信息网外,其余的数据均来自EIUcountry data。样本区间为1996年1季度至2008年2季度,以季度为单一样本,共50个。因 为样本数据的自然对数变换有利于消除时间序列中存在的异方差现象,因此,本文除了人民 币实际有效汇率指数和由人民币实际有效汇率指数求得的方差(作为人民币汇率波动的代表 变量)不取对数外,①其余变量均取对数,分别记为经济增长(LnGDP)、狭义货币供应 量(LnM1)、广义货币供应量(LnM2)和国内信贷余额(LnCR)。本文采用的计量软件是EViews60。

(二)人民币实际有效汇率波动指标的求取

1991年Nelson[7](347-370)提出了指数广义自回归条件异方差(EGARCH)模型(E xponential GARCH)。其条件方差方程为:

ln(σ2t)=ω+βln(σ2t-1)+αust-1σt-1-2π+γut-1σt-1(1)

本文采用EGARCH(1,1)模型分别对条件方差的滞后值(σ2t-1)和扰动项平方的 滞后值(u2t-1) 进行估测,并以由此求得的方差作为人民币汇率波动的量度。对REER进行ADF单位根检验发 现,原序列REER具有单位根,非平稳,但一阶差分是平稳的,因此 用ΔREER建立ΔEGARCH模型。如方程(2)、(3)。

均值方程:ΔREERt=0288ΔREERt-1+ui(常数项α不显著,剔除)(2)

(341)

方差方程:ln(σ2t)=1336+0641ln(σ2t-1)-1079ut-1σt-1(3)

(191) (233) (-194)

(003)

R2=008 AIC=423 SC=448

方程(2)、(3)下的括号内数字是对应系数z的统计量。ut-1σt-1 项的系数没有显著性,说明模型没有明显的杠杆效应。通过上述模型计算出来的方差作为人 民币汇率的季度波动量度,记为VARI。

(三)变量的平稳性检验、协整检验与脉冲响应函数

本文采用ADF单位根检验方法来检验变量的平稳 性。结果表明,变量序列在10%显著性水平下都存在单位根,都不是平稳序列,而它们 的一阶差分均在1%的显著性水平下拒绝单位根假设。这说明各变量的一阶差分具有平稳性, 均为I(1)序列。在单整性基础上再对变量之间作Johansen协整检验,检验变量之间是否具有 协整关系,即变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。

1货币供应量与人民币汇率波动的协整检验和Granger因果关系检验

(1)首先检验狭义货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)各自与人民币汇率浮 动(VARI)的协整关系。检验结果分别如表(1)、(2)。

表1变量(LnM1 VARI)的协整检验结果假设的协整关系数特征值迹统计量 临界值(5%的显著性水平) 概率没有

0338956

1878233

1549471

00154 至多1个

0003444

0155252

3841466

06936 注:(1)以上检验含常数项,含趋势项(以下相关协整检验相同,不再说明);(2)*为 5%显著性水平上拒绝零假设(以下相关协整检验相同,不再说明)。

由表1可知, LnM1和VARI在5%的显著性水平上存在一个协整向量。对协整向量正规化得到 :1=(1,048),对应的协整关系为:

lnM1=-048VARI+1068(4)

(270)

由表2②可知, LnM2和VARI在5%的显著性水平上存在一个协整向量。正规化得到:66VARI+1233(5)

(291)

方程(4)、(5)中括号内的数字为t统计量,显然,人民币汇率波动系数的t统计量是显著 的,人民币汇率浮动(VARI)每增加1个百分点,狭义 货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)分别减少062(e048-1=062 )个百分点和093(e066-1=093)个百分点。这说明扩大人民币汇率波动区间确实 能够减少货币供应量,从而证实了推论一是成立的。在我国现行的结售汇制和汇率机制所导 致的我国 货币供给内生性逐渐增强的情况下,人民币汇率波动扩大所产生的货币供应量减少的效应则 意味着我国货币政策的独立性得到一定程度的提高。同时,在我国对国际资本跨境流动事实 上已经越来越难以控制的情况下,则意味着克鲁格曼的“不可能三角”在我国是成立的。

(2)变量间的Granger因果关系。为了更好地研究货币供应量(狭义和广义)与人民币汇率 波动的关系,这里采用Granger因果检验方法进行判断。结果显示,从Granger因果关系的意 义上看,在10%的显著性水平上,人民币汇率波动均是狭义货币供应量和广义货币供应量的G ranger原因,而反之则不成立。结合上文协整方程可知,扩大汇率波动确实能够减少货币供 应量。Granger因果关系检验再次证明了推论一是成立的。

2经济增长、货币供应量与国内贷款余额的协整检验

接下来作经济增长、狭义货币供应量和国内信贷余额一组和经济增长、广义货币供应量和国 内信贷余额另一组,共两组协整检验,以确定我国货币政策的传导渠道。检验结果表明,(LnGDP LnM1 LnCR)和(LnGDP LnM2 LnCR)在5%的显著性水平上各存在一个协整向量 ,对协整向量正规化后分别为:3=(1,-066,-009)和=066lnM1+009lnCR+203(6)

(-316)(-045)

lnGDP=127lnM2+056lnCR+182(7)

(-2701) (1150)

仔细观察方程(6)、(7)可知,对于国内信贷余额(LnCR)的系数在方程(6)中t统 计量不具有显著性(t=-045);在方程(7)中尽管t统计量具有显著性(t=1150),但 是其系数为-056,这意味着国内信贷余额每增加1个百分点,经济增长将下降056个百分 点,不符合经济学常理。而对于狭义货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)而 言,一是二者的系数所对应的t统计量都具有显著性(LnM1的t=-316、LnM2的t=-27 01);二是对应的系数都符合经济学常理(LnM1的系数为066、LnM2的系数为127) ,即狭义货币供应量每增长1个百分点,经济将增长066个百分点,广义货币供应量每增长 1个百分点,经济将增长127个百分点。因此,可以断定我国货币政策是通过货币渠道这一 途径来影响实际经济总量的。

3经济增长、货币供应量和人民币汇率波动三变量协整检验

上文已经实证检验出我国货币政策是通过货币渠道这一途径来影响实际经济总量的,以及人 民币汇率波动会对货币供应量产生影响。因此,接下来考察货币供应量对经济增长的 影响,然后再加入人民币汇率波动这一变量,观察供币供应量对经济增长影响是否改变,以 考察货币政策有效性是否提高。协整检验结果表明,(LnGDP LnM1)和(LnGDP LnM2) 在5%的显著性水平上各存在一个协整向量,对协整向量正规化后分别得到:5=(1, -0751)和=0751lnM1+216(8)

(-4525)

lnGDP=0728lnM2+166(9)

(-8949)

由方程(8)、(9)可知,狭义货币供应量和广义货币供应量各自系数所对应的t统计量均 具有显著性。狭义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长0751个百分点;广义货币供 应量每增加1个百分点,经济将增长0728个百分点。

接下来,把人民币汇率波动加入,构造(LnGDP LnM1 VARI)和(LnGDP LnM2 VARI)两 组三 变量VAR模型。因此,对于方程(8)、(9)也可理解为人民币汇率波动为零(VARI=0)。 协整检验结果表明,(LnGDP LnM1 VARI)和(LnGDP LnM2 VARI)在5%的显著性水平上 各存在一个协整向量,对协整向量正规化后分别得到:=0760lnM1+0010VAR+205(10)

(-4845) (-244)

lnGDP=0731lnM2+0005VAR+161(11)

(-9461) (-249)

由方程(10)、(11)可知,狭义货币供应量、广义货币供应量以及人民币汇率波动各 自系数所对应的t统计量均具有显著性。狭义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长07 60个百分点;广义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长0731个百分点;人民币汇率 波动每增加1个百分点,经济将分别增长0010个百分点和0005个百分点。

对比方程(8)和(10)可知,加入人民币汇率波动后,狭义货币供应量的系数由0728增 加到0731,而且对应的t统计量均具有显著性;对比方程(9)和(11)可知,加入人民币 汇 率波动后,广义货币供应量的系数由0751增加到0760,而且对应的t统计量均具有显著 性。

因此,加入人民币汇率波动起到了两方面作用:一是增加货币供应量对经济增长的正向作用 ;二是人民币汇率波动自身对经济增长也有正向作用。证实了推论二是成立的:人民 币汇率波动能影响货币政策的有效性,且是正的有效性,即把人民币汇率波动纳入货币政策 中介目标监控体系能提高货币政策的有效性。

4对经济增长、货币供应量和人民币汇率波动的脉冲响应分析

协整分析只是提供变量间长期关系的信息,但是没有为一个变量作用于另一变量的动态特征 提供更多的信息,引入脉冲响应函数有助于解决这个问题。我们采用正交化方法和乔利 斯基分解技术,对经济增长、货币供应量和人民币汇率波动构成的VAR进行脉冲响应分析。 图2、图4和图6是由(LnGDP LnM1 VARI)构成的VAR的脉冲响应图;图3、图5和图7是由(Ln GDP LnM2 VARI)构成的VAR的脉冲响应图(篇幅所限,图略)。

由图2、图3可知,在初期受到人民币汇率波动一个标准差的正向冲击后,狭义货币供应量 和广义货币供应量没明显反应,然后呈逐渐加强的负向效应并最终趋于稳定。人民币汇率波 动对货币供应量的冲击具有一定持久的负向效应,这里再次证实了推论一的成立。

由图4可知,在受到狭义货币供应量一个标准差的正向冲击后,经济增长在前2个季度内出现 逐渐增强的收缩趋势,然后经济增长收缩趋势逐渐减弱并转为正向效应,在第7季度后,狭 义货币冲击的作用逐渐消失,这意味着货币供给冲击对实际产出波动的影响没有持续作用, 具有“货币政策长期中性”的特征。

由图5可知,在受到广义货币供应量一个标准差的正向冲击后,经济增长整体呈现出较弱的 扩张反应,随后广义货币的冲击作用逐渐消失,这也意味着货币供给冲击对实际产出波动的 影响没有持续作用,具有“货币政策长期中性”的特征。

图6和图7两个图较相似,在受到人民币汇率指数波动一个标准差的正向冲击后,经济增长在 经过几个振荡之后逐渐消失。由于人民币汇率波动会对货币供应量产生影响,而图4和图5的 脉冲响应图说明了“货币政策长期中性”的特征,因此,一个可能的假说是,人民币汇率波 动对经济增长的影响也具有“长期中性”的特征。

5模型的方差分解

方差分解表示的是当系统的某个变量进行了一个单位的创新冲击以后,以一个变量的预测误 差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用。结果见表10(a)和(b)。其中(a)表是由 (LnGDP LnM1 VARI)构成的VAR的经济增长方差分解;(b)表是由(LnGDPLnM2VARI) 构成的VAR的经济增长方差分解(篇幅所限,表略)。

根据表10的(a)表可知,由于在第1期经济增长的所有变动均来自于自身的新生标准误 差, 贡献度比例为100%,然后自身的贡献度逐渐下降,在第2期,狭义货币供应量对经济增长预 测误差的贡献度分别约为042%,人民币汇率波动对经济增长预测误差的贡献度约为263% ; 在第10期,狭义货币供应量对经济增长预测误差的贡献度分别约为182%,人民币汇率波动 对 经济增长预测误差的贡献度约为454%。(b)表与(a)表类似。(a)表和(b)表的共 同特征是经济增长从它自身以及模型以外的变量得到了绝大部分的解释力,以第10期为例 ,经济增长从它自身以及模型以外的变量得到了9364%(a)表和9520%(b)表的解释力。 同时,对比a、b两表可知,狭义货币供应量与经济增长的关联性比广义货币供应量与经济增 长的关联性更强,因此,选择狭义货币供应量作为货币政策的中介目标能够更为有效地实现 对实际产出目标的传导和调控。

三、结论与政策建议

本文利用VAR模型,通过协整分析、Granger因果检验、脉冲响应和方差分解分析后发现:( 1)我国货币政策是通过货币渠道这一途径来影响实际经济总量的;(2)在狭义货币供应量 和广义货币供应量中,选择狭义货币供应量作为货币政策的中介目标能够更为有效地实现对 实际产出目标的传导和调控;(3)人民币汇率波动对狭义货币供应量和广义货币供应量有 负面作用,即人民币汇率波动的增加将会减少狭义货币供应量和广义货币供应量;(4)“ 不可能三角”在我国是成立的;(5)将人民币汇率波动纳入货币政策中介目标监控体系能 提高货币政策的有效性。

基于上述经验检验,本文提出以下几点建议:

1货币当局应把人民币汇率波动这一变量纳入货币政策中介目标监控体系,以提高货币政 策的有效性。③

2继续完善人民币汇率形成机制,适当扩大人民币汇率的浮动区间,增大人民币汇率弹性 ,增加国际游资的风险溢价,缓解境内外对人民币升值一边倒的预期,削弱国际游资流入的 动力,以此来提高货币政策的独立性和有效性。

3目前我国的利率还未完全市场化,货币当局仍然规定着存贷款利率。在以货币供应量为 中介目标的情况下,为提高货币政策的有效性,应加快我国利率市场化步伐,进一步完善利 率与货币供给量之间的关联机制,增强变量之间的传导效率。

遗留的一个问题。早期的研究认为扩大汇率波动会阻碍经济增长。然而,新近的研究发现, 汇率波动扩大会导致产出增加。国内最新研究有,王自锋等(2009)[8](41-53) 认为,从 外商直接投资的角度看,扩大人民币汇率波动区间对外商直接投资的影响是十分积极的。金 融发展为进行国际贸易的厂商提供了一系列规避汇率风险的金融衍生工具,处于不完全竞争 出口市场的厂商不仅可以使用这些工具转移、降低或者冲销汇率风险,而且通过分散风险组 合,获得额外潜在利润。本文初步实证了人民币汇率波动的扩大会促进经济增长,但里面个 中机理如何,还不是很清楚,而这正是笔者接下来要研究的另一个新课题。显然,接下来的 这一新课题对于我国保持人民币渐近升值、扩大汇率波动区间这一汇率政策取向更具理论 和实际意义!

注 释:

①如果对人民币实际有效汇率指数取对数,由于取了对数之后,会消除异方 差,这将会影响到我们的目的――通过人民币实际有效汇率指数来求得它的方差,并以此作 为人民币汇率波动的代表变量。

②因篇幅所限,本协整检验以及上文单位根检验、Granger因果关系检验、下文的相关协整 检验、脉冲响应和方差分解的相关图表均未列出,有需要读者,可直接向作者联系索要。

③事实上,汇率政策从广义上讲就是货币政策的一部分,因此,结合本文的实证结论,货 币当局应当把货币政策、汇率政策二者综合考虑,把二者一体化,而不应隔离开。

主要参考文献:

[1]Bernanke,Ben S and Blinder, Alan S,1992,“The Federal Funds Rate a nd the Channels of Monetary Transmission”, The American Economic Review 82

[2]Kashyap,AnilK and Stein, Jeremy C,2000,“What do a Million Obser vations on Banks Say about the Transmission of Monetary Policy”, The American E conomic Review 90

[3]Hubbard,RGlenn,1994,“Is There a 'Credit Channel'for Monetary Poli cy ”,NBER Working Paper 4977

[4]王振山,王志强.我国货币政策传导途径的实证研究[J].财经问题研究,2000(12 ).

[5]李 斌.中国货币政策有效性的实证研究[J].金融研究,2001(7).

[6]陈 飞,赵昕东,高铁梅.我国货币政策工具变量效应的实证分析[J].金融研究 ,2002(10).

[7]Nelson, Daniel B,1991,“Conditional Heteroscedasticity in Asset Re turns: A New Approach”, Econometrica 59

[8]王自锋,邱立成.汇率水平与波动程度对我国外商直接投资的影响研究[J] .经济科学,2009(5).

广义货币篇8

作者简介：秦化清（1976-），男，河南郑州人，博士研究生，主要从事数量经济学研究。Email：qinhuaqing@sohucom

摘要：本文利用理论模型，对以社会融资总量为中介目标的货币政策所应遵循的操作规范进行了分析。在此基础上，利用2002—2013年统计数据，对中国人民银行利用社会融资总量、货币供应量和银行同业拆借利率作为工具变量实行货币政策规则的可能性进行了实证检验。研究结果表明：当以社会融资总量作为中介目标时，按规则行事能获得更高的产出水平、更低的通货膨胀率和更小的社会福利损失；与其他中介目标相比较，社会融资总量更适宜作为货币政策规则的工具变量。此外，在规则约束下，为克服社会融资总量变动对宏观经济造成的负面影响，可进一步发挥利率对GDP增长率偏差的调节作用，以便在货币政策操作中最大限度地实现经济增长与物价稳定目标。

关键词：社会融资总量；货币政策规则；相机抉择

中图分类号：F83231文献标识码：A文章编号：1000176X（2013）12004605

一、问题的提出

近年来，随着我国金融开放和金融创新程度的不断提高，作为中介目标的货币供应量的有效性已经受到学界的普遍质疑，特别是在2008年美国金融危机爆发以后，货币供应量目标的局限性日益突出，直接造成中国人民银行遏制通货膨胀压力的政策操作效果微弱，货币供应量的可测性、可控性以及与最终目标的相关性表现出加速弱化的倾向。鉴于此，中国人民银行从2011年4月开始正式将社会融资总量作为新的中介目标，并将社会融资总量定义为一定时期金融体系向实体经济提供的包括证券在内的全部新增融资总额[1]，以用于弥补货币供应量目标存在的显著缺陷，希望通过这一全新的数量型中介目标的引入，来改善货币政策的执行效果。同时，人民银行也对外开始公布，将广义货币供应量增速控制在略高于GDP增长率和通货膨胀率之和的水平上，希望借助于货币政策规则来促进物价稳定目标的实现。由此，在我国货币政策中介目标和操作规范的选择两个方面同时引发了新的争论。对于社会融资总量是否适宜于充当中介目标这一问题，尹继志、盛松成从理论层面，李沂从实证层面证明，相对于货币供应量而言，社会融资总量更适合作为我国货币政策的中介目标[2-3-4]。然而，对于我国货币政策应遵循何种操作规范这一问题，不同学者从不同角度给出了不同的解答。从总体来看，认为我国货币政策操作已基本实现按规则行事，或者认为我国货币政策操作应该遵循按规则行事的观点已经占据主流地位。但是，由于中国人民银行自身的独立性长期受到制约，我国货币政策在操作层面上尚不具备推行通货膨胀目标制的前提条件。因此，现阶段国内对于货币政策规则的探讨，主要集中于如何设立一种稳定的工具规则，以便于较为清晰地确定政策工具和政策目标之间的界限[5]。其中，方成和丁剑平主张可基于原始的麦卡勒姆规则，设计并采用基础货币规则或者货币供应量规则来对产出和通货膨胀进行反映[6]，这样的货币政策工具规则更适合于被人民银行所采纳和接受[7]；而肖奎喜与郭福春和潘锡泉则认为，我国应采用以利率作为工具变量的泰勒规则，指出泰勒规则能够在更好地拟合产出绩效的同时，还可以稳定公众的通货膨胀预期， 从而为货币政策的操作提供一个名义锚，这就要求中国人民银行应当推行以利率为核心的货币政策规则[8-9]。事实上从1996年至今，我国始终选择以数量型变量为代表的中介目标，并未将利率等价格型变量作为真正意义上的中介目标。因此，结合数量型货币政策工具规则的选取，研究社会融资总量能否适宜于充当我国货币政策规则的工具变量，是否优于其他工具变量就具有非常重要的理论及现实意义。遗憾的是截至目前，国内的相关文献研究还未曾看到。

在此背景下，本文通过构建理论模型，阐明在社会融资总量作为中介目标的前提下，与相机抉择的货币操作方式相比较，按规则行事的政策操作在促进经济增长，抑制通货膨胀，减少社会福利损失方面所具备的优势。同时，利用实证检验，对以社会融资总量和货币供应量为代表的数量型工具规则和以利率为代表的价格型工具规则进行对比，对社会融资总量是否更适宜于充当我国货币政策规则的工具变量做出明确回答，以期填补这一领域的研究空白。

二、社会融资总量为中介的货币政策操作规范选择

由于《中华人民共和国中国人民银行法》将我国货币政策的最终目标定位于保持人民币币值稳定，并以此促进经济增长，从法律上阐明我国货币政策偏重于追求双重最终目标。为了说明在社会融资总量作为中介目标时，相机抉择与按规则行事的货币政策操作对经济增长与物价稳定目标的影响，可将本国的经济增长率和通货膨胀率分别用y和π表示，经济的目标增长率用yn+k来表示，通货膨胀的目标控制率用π*来代表。其中，yn为经济的自然增长率， k为正数，表示由于存在税收扭曲，经济的自然增长率要比潜在值低，π*为取值大于或等于零的常数。假设中国人民银行的社会福利损失可以用二次函数来表示，则其形式为：

等式（18）中，α为大于或等于零的常数，代表因经济增长质量的提高或者商品及服务质量的整体提升所引起的本国潜在经济增长率的提高或者一般价格水平的上升； c与d分别为GDP增长率偏差与通货膨胀率偏差的反馈系数，b为货币流通速度的反馈系数，并且各反馈系数均为大于零的常数，代表当t期的货币流通速度降低时，或者当t-1期GDP增速及通货膨胀率低于目标值时， t期应相应提高基础货币增速以实现对经济的逆风向调节。根据等式（18），分别利用社会融资总量增长率替换基础货币增长率，并利用社会融资总量计算得出的货币流通速度变动率来替换等式（18）中的基础货币流通速度变动率，就得到以社会融资总量作为中介目标的货币政策规则的表达方程：

从表1的检验结果来看，各个解释变量在5%显著性水平上统计显著，表明自2002年1季度以来，中国人民银行在货币政策操作中基本遵循了数量型货币政策规则。但是，当以社会融资总量、基础货币和广义与狭义货币供应量分别作为工具变量时，各反应函数均对GDP增长率偏差做出反向调整，这与传统的麦卡勒姆规则所表述的结果完全相反。说明当我国的经济增长速度超过目标值时，数量型中介目标会随着GDP增速的提高而不断增长，从而加剧了宏观经济的过热格局；反之，当经济增长速度低于目标值时，数量型中介目标会随着GDP增速的放缓而降低，客观上会引致宏观经济在过热与过冷之间进行更替，这与我国经济的整体表现情况大致相同。

此外，以社会融资总量、基础货币和广义与狭义货币供应量作为货币政策规则的工具变量时，其反应函数存在较为显著的差异性，具体表现在：（1）社会融资总量及基础货币流通速度变动率的反馈系数与麦卡勒姆规则更为接近。当以社会融资总量和基础货币增长率作为工具变量时，货币流通速度变动率的反馈系数值接近于1。其中，社会融资总量规则下货币流通速度变动率的反馈系数为0960，基础货币规则下货币流通速度变动率的反馈系数为1039，两者均与标准的麦卡勒姆规则更为接近。与此相对应，以狭义货币供应量作为规则的工具变量时，货币流通速度变动率的反馈系数值相对较低，以广义货币供应量作为规则的工具变量时，货币流通速度变动率的反馈系数最小。（2）社会融资总量作为规则的工具变量时，对通货膨胀率偏差的反映程度相对更高。在社会融资总量规则下，货币政策的反应函数能够对通货膨胀率偏差赋予更大的权重，说明货币政策操作更偏重于对通货膨胀率偏差进行调控；而以基础货币、广义和狭义货币供应量增速作为工具变量时，货币政策规则的反应函数会对GDP增长率偏差赋予更大的权重，说明货币政策操作更偏重于对GDP增长率偏差进行调控。（3）社会融资总量作为工具变量时，按规则行事可以对潜在经济增长率及商品服务质量的提升有更为显著的推动作用。从各反应函数的常数项来看，以社会融资总量增长率作为工具变量时，常数项的数值为20420，明显高于GDP与通货膨胀率的目标值之和，表明在规则约束下，货币政策操作可对经济增长质量以及商品服务质量的整体提升产生较为显著的推动作用，在一定程度上可以提高经济的潜在增长率水平，这一现象与社会融资总量的基本职能完全相符。相对而言，基础货币、广义和狭义货币供应量增长率对潜在经济增长率的推动作用并不显著。（4）社会融资总量的拟合效果最好，更适合作为货币政策规则的工具变量。从各个被解释变量拟合效果看，社会融资总量增长率的拟合优度为0954，狭义货币供应量增长率的拟合优度为0896，基础货币供应量增长率的拟合优度为0883，广义货币供应量增长率的拟合优度为0846，对比结果表明社会融资总量的拟合优度相对最高，广义货币供应量的拟合优度最低。从DW统计量来看，社会融资总量规则的反应函数随机误差项不存在一阶序列相关，而基础货币规则、广义与狭义货币供应量规则的反应函数随机误差项均存在一阶序列相关，说明社会融资总量规则表现优于其他数量型规则。在规则约束下，社会融资总量增长率、基础货币以及广义和狭义货币供应量增长率的拟合值与实际值之间的对应关系如图1所示。

考虑到我国已将利率作为重要的观测指标，为厘清我国利率调整是否也遵循按规则行事，同时也为能将利率规则与社会融资总量规则进行比较，明确社会融资总量规则是否是现阶段我国货币政策操作的最佳选择。为此，可利用国内银行间同业拆借利率的期末加权平均值作为被解释变量，分别将实际GDP增长率与目标GDP增长率之差以及实际通货膨胀率与目标通货膨胀率之差作为

从表2的检验结果来看，泰勒规则反应函数的拟合优度为0461，DW统计量接近2，并且各系数值在10%显著性水平上统计显著，说明我国银行同业拆借利率的调整与变动基本遵循修正形式的泰勒规则。从等式（24）的系数值来看，银行间同业拆借利率与GDP增长率偏差和通货膨胀率偏差同方向变动，与泰勒规则所表述的内容完全一致，代表当实际GDP增长率超过目标值或者实际通货膨胀率超过目标值时，名义利率将进行上浮以抑制经济过热或通货膨胀的加剧，反之则相反。从变量的系数值来看，利率对通货膨胀率偏差的反馈系数要显著高于对GDP增长率偏差的反馈系数，代表国内银行间同业拆借利率对通货膨胀率变动的敏感性相对更高，等式（24）中的常数项1660可以视为名义利率的长期均衡值。

依据显著性检验，对比等式（20）及（24）就可以得出，以社会融资总量作为货币政策规则的工具变量，总体的表现效果要优于利率。

四、主要结论及启示

本文通过构建理论模型，对以社会融资总量为中介的货币政策操作规范的选择进行了分析。在此基础上，利用2002年1季度至2013年1季度相关统计数据，对以社会融资总量、基础货币、广义及狭义货币供应量和银行间同业拆借利率作为货币政策规则工具变量的可行性进行了实证检验，并得出以下主要结论：

第一，在货币政策操作规范的选择上，当中国人民银行以社会融资总量作为中介目标时，货币政策操作遵循按规则行事要比相机抉择能获得更高的产出水平，更低的通货膨胀率，以及更小的社会福利损失。

第二，实证检验表明，我国社会融资总量、基础货币、广义及狭义货币供应量增长率的变动基本遵循按规则行事。若以这些变量作为货币政策规则的工具变量时，各个反应函数对GDP增长率偏差均做出了反向调整，表明数量型中介目标在操作中能加剧宏观经济的整体波动性，这一结论虽然与传统的麦卡勒姆规则所表述的内容相反，但与我国宏观经济的整体运行大致相同。

第三，与基础货币、广义和狭义货币供应量相比较，社会融资总量规则对通货膨胀率偏差的反应程度相对更高，对潜在经济增长率及商品服务质量的提升有良好的推动作用。此外，相对于以利率作为工具变量的泰勒规则而言，社会融资总量规则的反应函数拟合优度更好，表现效果更优，因而更适合作为当前我国货币政策的操作规范。

综上所述，现阶段中国人民银行可以将社会融资总量作为主要中介目标，并据此实施以数量型为主导的货币政策规则。但是也应看到，由于在规则约束下，社会融资总量的变动会加剧宏观经济的波动性，为克服这一缺陷就需要中国人民银行在货币政策操作中进一步发挥利率对GDP增长率偏差的纠正与调节作用，以便在货币政策操作中，最大限度地实现经济增长与物价稳定目标[10]。参考文献：

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余永定社会融资总量与货币政策的中间目标[J]国际金融研究，2011，（9）：4-8

[2]尹继志社会融资总量与金融宏观调控新目标[J]上海金融，2011，（9）：36-41

[3]盛松成社会融资总量的内涵及实践意义[N]金融时报，2011-02-18

[4]李沂社会融资总量与最优货币政策操作[J]财经问题研究，2013，（3）：44-49

[5]巴曙松，杨现领货币锚的选择与退出：对最优货币规则的再考察[J]国际经济评论，2011，（1）：141-154

[6]方成，丁剑平中国近二十年货币政策的轨迹：价格规则还是数量规则[J]财经研究，2012，（10）：4-14

[7]李沂我国双目标基础货币规则的设定[J]财经科学，2010，（9）：1-9

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[9]郭福春，潘锡泉开放框架下扩展泰勒规则的再检验——基于汇改前后及整体层面的比较分析[J]财贸经济，2012，（11）：63-69

广义货币篇9

但是，历史地看，中国广义货币M2供应量快速增长并非是从金融危机之后才开始的。事实上，自1990年中国开始有广义货币供应量统计以来，M2增长一直较快。1991～2011年平均增速高达21.1%。广义货币M2持续快速增长，使其存量规模不断扩大。1990年末，M2存量仅为15293亿元，到2011年末，这一数字扩大至85.2万亿元，增长了54.7倍。同期印度广义货币M2增长27.3倍，英国增长3.8倍，美国增长2.1倍，日本仅增长33.5%。当然，由于经济发展阶段不同，中国广义货币M2供应量增速与发达国家不具有可比性。但与其他发展阶段较为接近的发展中国家如印度相比，我国M2供应量增长更快。

中国广义货币供应量M2快速增长的另一个特征是，M2增速持续大幅高于名义GDP增速，不断推高M2存量占GDP的比重。1991～2011年，M2年均增速高出名义GDP年均增速4.5个百分点。相应地，M2存量占GDP比重也在快速上升。1990年，M2/GDP仅为0.82，到2011年，这一比值攀升至1.80，不仅高出美国（0.87）、欧元区（1.73）、英国（1.66）等发达国家，也高于印度（0.78）、巴西（0.74）和俄罗斯（0.53）等其他“金砖国家”成员。

中国货币供应量的长期快速增长，并未导致物价过快上涨（除少数年份外）。1991～2012年，M2年均增速高于实际GDP增速10.5个百分点，但这一时期居民消费价格（CPI）年均涨幅仅为4.6%。即使以GDP平减指数衡量，总体价格年均涨幅也仅为5.5%。为什么货币供应增速远超实际GDP增速，却没有导致严重的通货膨胀呢？

这种“货币迷失”现象的主要原因有三。

一是中国经济货币化程度在不断提高。一些原来不参与市场交易的商品，伴随中国市场经济的发展和市场经济体制的不断完善，逐渐进入交易环节，对货币的需求增加。比如，计划经济时期那些凭票供应的商品进入市场，以及上世纪90年代以后，形成的诸如土地市场、房地产市场、矿产资源市场等，都成为吸纳超额货币供应的重要阵地。除商品市场外，以股票市场、债券市场、期货市场、金融衍生品市场等为代表的资本市场和金融市场的发展壮大，同样是吸纳超额货币供应的重要渠道。

二是我国金融市场不完善，金融效率不高。金融市场发展不完善以及金融市场缺乏效率是造成M2存量以及M2与GDP的比率畸高的另一个重要原因。中国金融市场不够完善，间接融资成为企业融资主要形式，并因此引发货币供应量增加。同时，金融市场不完善也使金融创新相对缺乏，公众除存款与通货之外能够选择的交易工具很少，也导致了M2占GDP比重偏高。从另一个角度来看，M2占GDP比重持续上升，表明单位产出的增长需要更多单位的货币供应，反映着金融市场效率低下。

广义货币篇10

关键词：乔顿模型 电子货币 货币供给 货币政策 影响

一、电子货币对传统货币的挑战与困惑

电子货币是以电子数据的形式代替传统现金，是现代经济社会现金和活期存款的替代物，代替现金或者活期存款充当着交易媒介，但其本质特征并没有完全脱离现金和活期存款。电子货币方便、快捷，加速了资金的流通，提高了货币流通速度,减少了货币流通费用。电子货币为其发行者带来了巨大收益，为交易双方提供了方便和快捷,也对中央银行的职能和作用、传统货币政策工具以及电子货币支付的安全性等带来了深刻的影响。电子货币对传统意义上的货币产生了比较明显的替代效应，并且出现了取代传统货币的趋势。电子货币对传统货币的替代并不只是形式上的替代。它不仅使货币供给结构发生了改变，还使货币层次之间的转化变得容易，各货币层次之间的界限变得模糊，难以界定。这对根据金融资产的流动性来划分货币层次的标准带来极大的挑战。

另外，电子货币的产生使狭义货币量和广义货币量难以统计，难以清晰划分货币层次，这势必给中央银行实施货币政策带来诸多困难。例如：各种信用卡、借记卡以及活期存款的通存通兑，从形式上是居民个人的储蓄存款，从货币供应层次上应该归属于广义货币范畴,但其流动性可以同流通中的现金相比拟。电子货币的变现成本非常低，当人们需要交易性货币时，可以利用电子货币迅速变现的特点，在各种金融工具之间迅速实现转换。于是，原有的货币供应量的统计指标失去了意义，无法使用原有标准来衡量货币供应量的实际变化，也就无法准确分析货币供应量对实体经济的影响，使得中央银行的货币政策无所适从。这对金融市场的分析和货币政策的制定非常不利。

二、电子货币对货币供给的影响

根据现代货币供给理论，货币供给等于基础货币与货币乘数之积,基础货币是中央银行直接控制，由流通于银行体系之外的现金通货和商业银行的存款准备金构成。银行体系的各种存款正是通过银行准备金的多倍扩张创造出来的。若设: M表示货币供给；B表示基础货币；m表示货币乘数；C表示通货；D表示活期存款；R表示商业银行的存款准备金。那么：M = C + D；B= C + R。

货币乘数：m = M /B= ( C + D) / ( C + R)=(C/D+1)/(C/D+R/D)

传统货币供给模型为：M = B·m

20世纪60年代末,美国经济学家乔顿对这个模型做了进一步的发展,推导出比较复杂的货币乘数模型。在乔顿的分析中,货币只包括两项：公众手中持有的通货和私人活期存款，即狭义的货币定义M1 。乔顿货币乘数为：

m = ( 1 + K) / [K + rd + rt·t + e]

其中：k =C /D，k表示通货比例，C表示公众期望持有的通货；rd 代表活期存款的法定准备金比率；t= T /D ，T表示商业银行所吸收的定期存款，t表示定期存款比率即定期存款同活期存款之比；rt代表定期存款的法定准备金比率；e= E /D，其中E表示商业银行持有的超额准备金，e表示超额准备金比率。可以得出乔顿货币供给模型为：

M= B·m =B·( 1 + K) / [K + rd + rt·t + e]

根据乔顿的货币乘数模型, 货币乘数 m是行为参数k、rd 、rt 、t和 e的递减函数，即 m与 R、e、t 、k均呈负相关的关系。现在分析基于乔顿货币供给模型考虑电子货币因素后对货币供给的影响。

（一）电子货币对基础货币的影响