货币供应十篇

货币供应篇1

货币政策中介目标的选择没有统一的模式。20世纪80年代以后，金融创新使货币供应量的概念变得模糊，许多国家选择利率作货币政策中介目标。1996年中国人民银行把货币供应量作为我国货币政策的中介目标。以货币供应量作为货币政策中介目标，一是可测性强，二是可控性强，三是与最终目标的相关性高。自1996年中国人民银行把货币供应量作为我国货币政策中介目标以来，货币供应量与宏观经济的总体关联度在增强，我国经济稳定较快增长。

但部分学者不这样看，他们认为货币供应量已不适宜作为我国货币政策中介目标，而应以其他金融变量作为中介目标。其理由，一是认为基础货币投放难以控制和货币乘数不稳定，从而货币供应量的可控性较差并且下降。二是说我国货币流通速度下降，短期货币需求函数不稳定，货币量与物价和产出的相关性被削弱，因而货币供应量已不适合作为货币政策的中介目标[1][2][3]。

本文通过对1996年以来我国货币供应量的可控性与相关性进行分析，以期证明货币供应量作为货币政策中介目标的有效性。

二、我国货币供应量与经济增长之间的相关性分析

(一)货币供应量相关性的理论分析货币政策有无真实效应(是否影响产量和就业)，取决于总供给曲线的形状。古典理论认为总供给曲线是垂直的，无论总需求怎样变化，产出水平都不会发生移动，因此货币是中性的。凯恩斯把总供给曲线看成是水平的，实行扩张性财政、货币政策使就业和产量增加，但不影响价格水平。垂直的和水平的总供给曲线是两种极端情形，正常的总供给曲线是一条向上倾斜的曲线。因改革开放带来经济持续高增长，到20世纪末我国商品供求状况转变成了买方市场；加上亚洲金融危机的影响，我国20世纪末出现了有效需求不足、物价持续下降、经济增长减缓的局面。在金融方面，防范和化解金融风险成为头等大事，商业银行对信贷工作提出了贷款质量终身负责制和新增贷款不良比率为零的指标要求，贷款更谨慎了。这意味着总需求曲线向左平移，总供给曲线的斜率下降。从总供给方面来看，由于体制改革、技术进步导致企业效率提高、成本下降、产品价格水平下降。这意味着总供给曲线向右平移，总供给曲线的斜率进一步下降。这样就使我国经济远离充分就业水平(或潜在产出水平)，而接近凯恩斯总供给曲线的情形。在此种形势下，扩张总需求(实行扩张性财政、货币政策)，会使产出增加而对物价水平影响不大。因此，在经济总体供大于求、货币币值相对稳定的情况下，以货币供应量为中介目标的货币政策有能力实现促进经济增长的目标。

(二)货币供应量相关性的实证分析

1.变量、数据来源和模型的说明

本文的实证分析使用了四个季度时间序列：利用变量LCPI表示CPI定基比指数的对数时间序列；利用变量LGDP表示实际GDP的对数时间序列；利用变量LM1表示狭义货币供应量M[,1]的对数时间序列；利用变量LM2表示广义货币供应量M[,2]的对数时间序列。

我国没有公布CPI定基比指数，本文用我国公布的CPI月环比指数构造月定基比指数(以1995年12月为基期)，再把每季度三个月的消费物价月定基比指数用几何平均的方法计算出CPI季度定基比指数。对季度GDP实际值，用GDP名义值除以CPI的季度定基比指数得到。对货币供应量M[,1]和M[,2]，使用公布的季末名义值。作计量分析时，各变量数据均经过X-11方法消除季节因素后再取常用对数值。本文使用的数据来源于《中国经济景气月报》和《中国人民银行统计季报》各期。数据范围为1996年一季度到2005年三季度，总计39个样本点。

对货币供应量与物价、产出的相关关系，应从整体上考查，片面地研究这三者中的两两关系不能说明三者关系的稳定性问题。本文的实证研究采用协整检验(用VAR模型)、VEC(向量误差校正)模型和方差分解方法。VAR模型的滞后阶数由AIC准则和SC准则确定，用LR(最大似然比)检验进行取舍。建立VAR模型后，本文采用了方差分解方法来分析其动态特征。

2.实证分析与结果

(1)时间序列平稳性检验。为避免误回归的发生，本文采用最为常用的ADF检验。利用Eviews软件计算，得到各变量的单位根检验结果(见表1)。

表1的单位根检验结果表明，除ΔLM1外，其他变量的一阶差分项都在1%的显著性水平下通过单位根检验。检验表明ΔLM1的平稳性较差，不能与LCPI、LGDP一起建模。

(2)协整关系检验和VEC模型。要判断变量之间是否存在长期稳定关系，必须对变量之间的关系进行协整检验。利用软件Eviews3.1，在选择滞后一阶后可确定VAR模型，应用Johansen的最大似然比(LR)法得到协整检验结果(见表2)。

协整检验的结果表明，LM2与LCPI、LGDP之间存在唯一的协整关系，即它们之间存在稳定的长期均衡关系。其协整方程为：

该方程表明，在LM2与LCPI、LGDP的长期均衡关系中，LM2的乘数为0.492，而LGDP的乘数为0.921，也就是说LM2与LCPI负相关，而与LGDP正相关。获得协整关系后，可以将VAR模型转换为VEC(向量误差校正)模型：

在VEC模型中，协整关系对各变量的增长起到了反向修正作用，即当它们增长超出均衡约束(即ε[,t]＞0)时，其误差修正作用降低当前水平，使它们的增长具有一定的稳定性。

VEC模型中变量的弹性系数各异，ΔLCPI的弹性系数只有-0.006，ΔLGDP的为-0.998，而ΔLM2的则有-0.226。这反映了协整关系对各变量的影响程度不同，它对ΔLM2影响较大而对ΔLCPI的影响很小。再看上期ΔLM2对本期各变量的影响，ΔLCPI的弹性系数为-0.0275，而ΔLGDP的则有0.442，这说明上期ΔLM2对ΔLCPI起反向修正作用(但很弱)，而对ΔLGDP起着很大的促进作用。对ΔLCPI影响最大的是上期的ΔLCPI，说明ΔLCPI变化有较强的传递性，表现出很强的适应性预期特征，同时上期的ΔLGDP对ΔLCPI有比较明显的正效应。上期的ΔLGDP对本期ΔLGDP和ΔLM2的弹性系数都为负，分别为-0.691和-0.063，这表明一旦经济开始有过热的趋势就存在一种力量使经济降温使货币供应量减少。

(3)方差分解分析。方差分解方法用于研究VAR模型的动态特征，其主要思想是把系统中每个内生变量(共m个)的波动(k步预测均方误差)按其成因分解为与各方程信息相关联的m个组成部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性[4](P143—185)。本文分别对LCPI和LGDP的预测误差依各种冲击进行分解(在此设定方程顺序仍为LM2，LGDP，LCPI)，分解结果见表3、表4。

从表3可以看出，LGDP的波动主要源自LGDP自身的冲击，无论是短期还是长期，LGDP自身的冲击解释LGDP变动的70%左右；另外LGDP的波动也有相当大的部分由LM2变化来解释(短期为15%左右，长期则有25％左右)。再从表4来看，LCPI的波动主要来自LCPI和LGDP两方面的冲击，短期(一年内)而言LCPI本身冲击解释LCPI波动的大部分，但长期来说LCPI的变动更多地来自于LGDP的冲击；而LM2的冲击对其波动的解释程度无论是长期还是短期都很小(几乎可以忽略)。

3.实证分析结果提供的启示

通过对广义货币供应量M[,2]与物价、产出关系的分析，产生了令人迷惑的结果：M[,2]对物价只产生微弱影响且M[,2]与物价负相关；M[,2]与产出正相关，对产出有很强的促进作用；上期的产出变动对本期的产出及M[,2]的变化有反向修正作用。为什么会出现这种情况呢？如果我们联系1996年以来我国的宏观调控实际，就可以发现其背后的理论依据和现实根源。

(1)上文的协整方程、VEC模型和方差分解分析都表明M[,2]与产出正相关，对产出有很强的促进作用。上期ΔLM2对本期的ΔLGDP的影响明显，其弹性系数为0.44，这说明上期ΔLM2对ΔLGDP起着很大的促进作用。LGDP的波动有相当大的部分由LM2变化来解释(短期为15%左右，长期则有25％左右)。从M[,2]对产出具有很强的促进作用来看，货币供应量与最终目标之间存在着较强的相关性。因此，就相关性而言，货币供应量作为我国货币政策的中介目标是有效的。

(2)上文的协整方程和VEC模型都表明M[,2]与物价微弱负相关。这与传统理论似乎不一致。著名的费雪交易方程式假设货币流通速度V为常数并且货币量M对实际产出没有效应，因此货币供应量的变化就体现在物价上而不影响产出。但是费雪方程式的这两个假设在我国不成立。上文已论述我国M[,2]对产出有促进作用。我国货币流通速度也不是常数，而是下降的，1978年是3.1，1996年是0.96，到2004年则只有0.54。有人认为流通速度V是价格指数和实际GDP等变量的函数[5](P194—208)。另外，M[,2]中的准货币不是用于消费和投资的，不形成对商品和劳务的需求，因而准货币与物价负相关。如果M[,2]的增长主要由准货币的增长引起，物价与M[,2]就是负相关的。1996～2005年间，我国M[,1]占M[,2]的比重有下降的趋势，1996年第一、二、三、四季度该比例分别为0.371、0.361、0.366、0.375，1999年各季度分别为0.351、0.349、0.364、0.382，2005年前三季度分别为0.358、0.358、0.351，这表明准货币比M[,1]增长得快。

CPI的波动还值得继续讨论。上文的VEC模型和方差分解分析表明，上期的LGDP对LCPI有比较明显的正效应；LCPI的波动主要来自LCPI和LGDP两方面的冲击，短期(一年内)而言LCPI本身冲击解释LCPI波动的大部分，但长期来说LCPI的变动更多地来自于LGDP的冲击；而LM2冲击对LCPI波动的解释程度无论是长期还是短期都很小(几乎可以忽略)。这就说明，广义货币供应量M[,2]与CPI之间没有明显的直接关系。

再看看实际情况：1996年初M[,2]为60750.5亿元，到2005年一季度M[,2]达到264588.9亿元，是1996年初的4.4倍。以1995年底为基数的CPI定基比指数在2005年三季度为110.77，物价水平仅增长了10.77%。这也说明，M[,2]与CPI之间没有明显的直接关系。

(3)在VEC模型中，上期的产出变动对本期的产出及M[,2]有反向修正作用。上期的ΔLGDP对本期的ΔLGDP和ΔLM2的弹性系数都为负，分别为-0.691和-0.063。对于上期产出变动对本期产出变化的这种反向修正作用，只要我们回顾央行货币政策的风向和调控过程，就不难理解了。1996年我国经济实现“软着陆”以后，为了防止经济增长速度过多下滑，央行连续8次降低利率，两次下调法定存款准备金率，政府实行了积极的财政政策。而从2003年以来，为了抑制经济过热的势头，政府又加强了宏观调控，人民银行加大了金融宏观调控和窗口指导力度，银监会加强了银行机构信贷业务的监管力度，国土资源部加强了土地管理等等。这些政策实践告诉我们：我国政府对经济增长的反向调节(反周期政策)力度是很强的。因同样的原因，上期的物价对本期的产出也有反向修正作用。

(4)从方差分解分析中发现，中长期来说GDP的变动解释CPI变化的大部分(当然，根据VEC模型分析的结果，CPI本身也有较强的传递性)，上期产出与本期物价正相关，经济增长对物价有促进上涨作用。这启示我们，货币供应量的增长可能通过经济增长而导致物价水平的上涨。因此我国不能因为货币供应量对经济增长有较强的正效应而持续大量增加货币供给，而应为了延长经济增长周期而保持货币供应量的适当增长。利用上述VAR模型对我国经济前景进行粗略预测，发现只要央行能稳定M[,2]的增长，尽量使2005年底的M[,2]控制在29.8万亿元左右(实际数额为298755.48亿元)、2006年的M[,2]控制在34.5万亿元左右(两年平均增长16.5%左右)，就能使GDP增长8.8%～9.3%，并使CPI控制在1.5%～2%的范围内，使国民经济实现平稳增长。如果让货币过快地增长，则经济增长和物价水平都会出现不适当的上涨。

三、我国货币供应量也有可控性

(一)货币的内生性、外生性与可控性分析

1.货币的内生性、外生性问题

内生货币是指货币存量是由实际产出、利率、物价水平等经济变量的变动决定的。外生货币是指货币存量是由经济过程之外的某个机构(中央银行)提供的。内生货币强调货币需求决定货币存量，外生货币强调货币当局控制货币存量。凯恩斯主义者认为货币是中央银行可完全控制的外生变量，他们给出了一条垂直的货币供给曲线。温特劳布(Weintraub，S.)、卡尔多(Kaldor，N.)、摩尔(Moore，B.J.)等则认为货币是完全内生的，是不可控的内生变量，他们给出了一条水平的货币供给曲线，也就是说，货币存量完全由货币需求决定。上述两种情况是两种极端现象，正如结构主义者所说，正常的货币供给曲线是一条向上倾斜的曲线。货币供给曲线，从左至右，开始比较平坦，然后逐渐变得陡峭起来，最后几乎变成垂直线。左边平坦的那一段表示整个银行体系的准备非常充分，中央银行也愿意随时为银行体系提供更多的准备支持，在这时，只要有贷款需求银行体系就会提供足够的贷款，从而货币也就增加了，并不需要利率水平的提高。正斜率的那一段表示，随着银行资产业务的扩张(同时伴随货币供应量增加)，银行体系的准备越来越吃紧，货币市场短期利率上升，中央银行提供流动性所要求的利率也升高或者其态势趋向于紧缩。此时，只有利率的上升才能刺激起银行体系扩张贷款等资产业务的欲望。垂直的那一段表示，银行体系的准备已被充分利用，中央银行持坚定的紧缩态度，在不增加基础货币投放的情况下，银行体系能创造的货币供应量达到极限，不管利率怎样提高，货币量也增加不了。因此总的来说，货币存量既具有内生性也具有外生性。当货币需求曲线向右移动时，货币存量的可控性越来越强而内生性越来越弱；当货币需求曲线向左移动时，货币存量的可控性逐渐减弱而内生性逐渐增强。

2.我国货币的内生性与可控性分析

我国学术界对货币供给理论的一个争论是我国货币供给到底是内生变量还是外生变量。外生论学者提出了如下理由：一是经济体系中的全部货币，从根源上说都是由中央银行资产负债业务决定的；二是中国人民银行不是没有控制货币供给增长的有效手段，而是没有利用好这个手段。内生论者在不同的时间举出了不同的例证：1994年以前，我国商业银行同时承担着商业性贷款和政策性贷款的业务，商业银行倾向于扩大商业性贷款的数量，将中国人民银行用于支持政策性贷款的资金挪作他用，而将资金的“硬缺口”留给了中国人民银行，迫使中国人民银行以再贷款的形式向商业银行补充资金从而形成货币供给的“倒逼”。这就是被称为“倒逼机制”的货币供给内生论。

从经济体制上来看，我国企业的市场主体地位还在形成过程中，经济利益机制还不健全，控制我国信贷供给近八成的国有独资商业银行的股份制改造开始的时间还不久;我国还存在较为严格的利率控制，市场利率尚未形成。这样，利率与货币供应量的相关度就较弱。从理论上看，我国货币供给曲线处于利率弹性较低、曲线斜率较大的相对垂直的位置，接近于凯恩斯主义者所主张的纯外生货币、货币供给曲线比较陡峭的情形。因此，我国货币供给的可控性是较强的。

当然，我国货币供给的可控性不是完全的。处在逐渐形成中的各种市场主体，由于利益的驱动会尽可能地逃避中央银行的监测与控制，从而也可能出现货币供给的内生性问题。

(二)我国基础货币的可控性

基础货币的公式为：基础货币(B)=储备货币≈流通中的现金(M0)+存款货币银行的总准备金(R)，即：

央行通过对资产项和负债项的调整来改变基础货币量，进而影响货币供给。由于我国长期实行强制结售汇制度，导致中国人民银行资产增加，从而使基础货币被动增加。我国加入WTO后，外汇储备快速增长，到2005年底外汇储备总额达到约8190亿美元，货币当局的外汇占款总额达62140亿人民币(约合7767.5亿美元)。2005年外汇占款为2002年底的300%，外汇占款在总资产中的占比从2002年的45.48%增长到2005年的61.09%。如果没有对冲措施，我国的基础货币确实会失控。

但实际上，货币当局的储备货币保持着相对平稳的增长，从2002年底的45138亿元增长到2005年底的64343亿元，仅仅增长了42.5%；按年环比来说，2003年为17%，2004年为11.4%，2005年为9.3%，增长率呈逐年下降趋势。这就有力地说明，我国基础货币完全在货币当局的控制之下。

总之，在我国现阶段，中国人民银行有能力调节基础货币，从而使货币供给保持相对稳定。基础货币基本上是可控的。

(三)货币乘数可控性的理论分析

1.货币乘数的可控性不确定

货币供应量是由基础货币与货币乘数两因素所决定的。其公式为：

从公式(7)可知影响货币乘数的因素有法定存款准备金率、超额存款准备金率、现金存款比率。这三个比率都与货币乘数呈反向变动关系。除了法定存款准备金率直接由中国人民银行控制外，其他两个比率都不是货币当局所能控制的(它们的变动是商业银行和公众的行为所致)。中国人民银行可通过调整利率、超额存款准备金利率及央行的再贷款利率(或再贴现率)对超额存款准备金率施以影响；而对现金存款比率的影响就很弱了。因此，货币乘数的可控性较弱。但货币乘数比较稳定，具有较好的可预测性。下面就对我国货币乘数的可预测性进行实证分析。

2.货币乘数可预测性的实证分析

(1)变量、数据来源及模型选择。根据上文可知，货币乘数m[,2]=广义货币供应量M[,2]/基础货币B。本节的实证分析严格按照上述公式，用《中国人民银行统计季报》的《货币当局的资产负债表》中的储备货币代替基础货币，广义货币供应量来自于《中国人民银行统计季报》各期。数据范围为1994年一季度到2005年四季度，总计48个样本点。

根据数据统计，我们发现货币乘数m[,2]具有明显的时间趋势和季节波动。如果利用最小二乘法拟合m[,2]与时间向量t会得到一条拟合优度较高的一次线性曲线。但为了提高随机时间序列m[,2]的预测精度，本文采用ARMA(自回归移动平均)模型进行统计分析与预测。

(2)实证分析与结果。为了消除时间趋势同时减少序列的季节波动，需对m[,2]先后进行逐期差分和季节差分。经过多次检验，我们发现对序列m[,2]进行一阶逐期差分和一阶季节差分能使自相关和偏自相关分析图达到最优。这样就可得到序列sim[,2]。对序列sim[,2]进行0均值检验，得到该序列样本平均数是0.00466，均值标准误为0.0139，序列均值与0无显著差异，表明序列可以直接建立ARMA模型。

因为经过一阶逐期差分，序列时间趋势基本消除，故d=1；经过一阶季节差分，季节性也基本消除，故D=1。所以选用ARIMA(p，d，q)(P，D，Q)[s]模型。根据sim[,2]的自相关和偏自相关分析图可知，p=1或2，q=0或1。由于在第4n期时，样本自相关和偏自相关系数都显著不为0，所以，P=Q=1。

利用Eviews软件建模，并利用所得的模型对我国货币乘数进行预测，可得到模型的预测精度MAPE(平均绝对百分误差)。各模型的参数估计结果和检验结果如下：

经计算，四个模型都满足ARMA过程的平稳条件，模型设定合理。比较表中各个模型的检验结果可知，第三个模型的MAPE值最小，显示其预测精度是最高的。同时，第三个模型的AIC值和SC值仅略微小于第一个，但其AdjustedR[2](调整后的样本决定系数)比第一个要好很多。与第四个模型相比较，只有AdjustedR[2]较小，其他各项都更优；另外，第三个模型比第四个更简洁、有效。因而选择第三个即ARIMA(2,1,0)(1,1,1)[4]模型比较适合。其展开式为：

根据所选定的模型对我国2006年货币乘数进行预测，其预测结果如下:

货币供应篇2

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1999年表现得更为明显，到1999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。

（2）约束机制与激励机制要并行。近几年来，由于银行风险意识和内控制度的加强，以及建立了较强的约束机制，使贷款人必须为其行为的结果负责，放款多，责任大；而相应的激励机制并未形成，不放款没责任，也不影响收入，“经济人”的理智使银行人“宁肯闲置资金，也不敢、不愿放款”，因此在目前情况下，一方面在商业银行内部，对银行人的考核不仅要着眼于贷款的安全性，同时也要看重其创造效益的能力，二者应相辅相成；另一方面在现行体制下，对商业银行不仅要有风险防范的要求，同时也要有效益指标的要求。

货币供应篇3

关键词：货币供应；其他金融性公司；表外业务；国际收支

一、研究背景

传统的货币供应理论认为，货币来自银行，中国人民银行对基础货币的调控是货币供应的源泉，商业银行信贷业务创造了存款货币[1]。因此，银行（对非金融部门）信贷是货币供应的一条重要渠道。近十年来，我国国际收支的持续、大额顺差使中国人民银行被迫投放大量基础货币，导致货币供应的“超发”。对此众多学者进行了研究，如宁咏和孙伯银分别探讨了20世纪90年代我国国际收支对货币供给的影响，从外部经济层面说明我国货币供给具有内生性[2-3]；黄瑞玲和黄忠平认为，我国近年持续出现的国际收支双顺差使储备资产被迫大幅增加[4]；杨丽在分析我国国际收支双顺差成因的基础上提出，我国国际收支持续巨额的双顺差，促使以外汇占款形式供应的货币量增加，基础货币的投放过度依赖于外汇占款的形式削弱了中国人民银行相机选择制定货币政策的独立性[5]。因此，国际收支不平衡所带来的净国外资产也是当前我国货币供应的另一条重要渠道。

通过银行信贷渠道和净国外资产渠道形成的货币供应是我国货币供应的主要渠道，截至2010年11月末，这两条渠道对广义货币供应的贡献度约为73%和31%①。除此之外，是否还有其他货币供应的渠道，或者说是否存在一些规模还不大、效应还不显著的“隐性”货币供应？答案是肯定的，除了以上两条货币供应的主渠道外，还有以下“潜在”的、容易被“遗忘”的货币供应渠道：从存款性公司资产负债表的表内看，存款性公司对其他金融性公司的净债权和存款性公司对政府的净债权与货币供应量构成对偶关系，两者的增减变化都将形成货币供应的投放或回收；从资产负债表的表外看，商业银行表外业务的创新和发展能够改变资金的流向和结构，对主体的货币供应造成影响。可将这三条货币供应渠道分别称为其他金融公司渠道、财政收支渠道、表外业务渠道。对这些“隐性”货币供应渠道进行探讨，既能保证对货币供应研究的全面性，也体现了研究的前瞻性，具有一定的理论和现实意义。

二、货币供应的其他金融公司渠道

对其他金融性公司的净债权是存款性公司概览的资产项目，它包括中国人民银行对其他金融公司的净债权和其他存款性公司对其他金融性公司的净债权。从存款性公司概览的平衡来看，在其他条件不变的情况下，对其他金融性公司的债权增加，货币供应增加，因此对其他金融性公司的净债权也是货币供应形成的渠道。

（一）中国人民银行对其他金融性公司的净债权

人民银行对其他金融公司的净债权是人民银行对其他金融性公司的债权减去人民银行对其的负债的差额。其中，对其他金融性公司的债权是人民银行对其他存款性公司发放的贷款、办理的再贴现以及持有的其他金融性公司发行的债券等；对其他金融性公司的负债是其他金融性公司为了缴存准备金，或用于清算结算、同业往来而存放于中央银行的存款，以及其他金融性公司购买持有的人民银行票据①。截至2010年11月末，人民银行的其他金融性公司存款余额855.53亿元，对其他金融性公司的债权约1.14万亿元，人民银行对其他金融公司的净债权约1.05万亿元，约占同期广义货币供应量的1.5%②。

从人民银行资产负债表上看，对其他金融性公司的净债权与作为人民银行负债项目的储备货币形成对偶关系。在其他条件不变的情况下，对其他金融性公司的净债权增加，基础货币相应增加，在货币乘数的作用下，货币供应量倍数扩张；反之，对其他金融性公司的净债权减少，基础货币相应减少，在货币乘数的作用下，货币供应量倍数收缩。其具体创造机制是：对其他金融性公司的净债权增加，人民银行资金净流入其他金融性公司，使它们的可用资金增加，这些新增资金或通过其金融业务的开展注入到社会公众手中，使企业或家庭的存款增加，从而供应新增货币；或通过同业往来注入到商业银行体系，提高商业银行的超额储备，增强商业银行的货币创造能力，从而也将形成新增的货币供应。当对其他金融性公司的净债权减少，其他金融性公司的资金净流入人民银行，其可用资金减少，或导致其注入社会公众手中的货币减少，从而货币供应减少；或导致其他金融企业通过同业往来吸纳资金，商业银行体系的超额储备减少，银行的货币创造能力受到制约，从而减少货币供应。

（二）其它存款性公司对其它金融性公司的净债权

其他存款性公司对其他金融性公司的净债权是其他存款性公司对其他金融性公司的债权与债务的差额。其他存款性公司对其他金融性公司的债权主要体现在其他金融性公司通过同业拆借、回购等方式向其他存款性公司融入资金；其他存款性公司对其他金融性公司的债务则主要是其他金融性公司在其他存款性公司中的存款。截至2010年11月末，其他存款性公司对其他金融性公司的债权约为1.80万亿元，负债约为4.76万亿元，净债权约为-2.96万亿元，即其他存款性公司对其他金融性公司的债权小于对其的债务③。因此，其他金融性公司对其他存款性公司资金净存款增加了商业银行的资金来源，提高了其派生存款货币的能力。在这方面，它与非金融公司在银行的存款并无本质差别，因此这部分存款也构成了货币供应。

综上所述，人民银行对其他金融性公司的净债权相当于基础货币的投放，其他金融性公司在其他存款性公司的净存款也构成了货币供应的一部分。因此，通过其他金融性公司资产负债的变化也形成了货币供应。

三、货币供应的财政收支渠道

货币供应的财政收支渠道包括两个部分：一是能够体现在人民银行资产负债表中的“政府存款”和“对政府债权”。前者是由于人民银行履行经理国库职能，各级政府在人民银行财政专用账户上的财政性存款；后者是人民银行为实施货币调控而在银行间债券市场上购买并持有的中央政府债券。二是不体现在人民银行资产负债表中的地方政府预算外存款。

（一）国库资金存量变动对货币供应量的影响

国库资金存量就是人民银行资产负债表中政府存款的余额。国库资金包括所有财政预算（内）资金和部分已纳入国库管理的预算外资金，这些资金的收支过程都能从国库资金的变动情况得到体现。国库资金存量是某一时点上国库收入与支出的差额。国库收支并不等同于一般意义上的“预算收支”，它的概念更大，包含的范围更广。国库收支不仅包括一般预算收支，还包括基金预算收支、债务预算收支和部分社保基金收支，因此在判断政府的财政行为对货币供应量的影响时，国库资金存量的变动情况将是一个更为准确、全面的变量。在其他条件不变的情况下，国库资金支出时，政府在人民银行的存款减少，基础货币投放增加，货币资金通过银行体系由政府部门流向私人部门（企业、个人），企业、家庭的存款增加，货币供应量增加，即国库资金的出库相当于货币的投放；国库资金收入时，政府在央行的存款增加，基础货币投放减少，货币资金通过银行体系由私人部门流向政府部门，企业、家庭的存款减少，货币供应量减少，即国库资金的入库相当于货币的回收；国库收支基本平衡时，财政政策对货币供应量的影响不大。

值得注意的是，在现行的委托金库制下，人民银行只是经理国库，并无权决定国库资金的缴存和支出。因此，就国库收支这一货币供应渠道而言，人民银行难以主动地加以控制。从这一角度来说，货币供应的财政渠道是一个不由人民银行控制的外生变量，货币供应呈现内生性。

（二）人民银行购买并持有的政府债券对货币供应量的影响

人民银行在银行间债券市场买入国债，形成人民银行对政府的债权。银行间债券市场的主体是商业银行，人民银行向商业银行买入或回购国债时，人民银行投放出基础货币，商业银行的超额准备金增加，货币供应量增加；当人民银行向商业银行卖出或逆回购国债时，人民银行收回了基础货币，商业银行的超额准备金减少，货币供应量减少。当前，我国财政状况良好，政府发行国债的目的并非用于大规模的政府投资以拉动经济增长，而主要是为了熨平财政收支的短期波动、减少对经济造成的危害。因而我国发行的国债整体规模较小，且多为短期国债。在这样的情况下，人民银行在银行间债券市场上买卖国债的公开市场操作也具有熨平短期货币供应波动的特征，其微调波动并引导预期的效应远大于其吞吐的基础货币，以此调控货币供应的效应。

（三）未纳入国库管理的财政预算外资金对货币供应量的影响

预算外资金是指国家机关、事业单位和社会团体为履行或代行政府职能，依据国家法律、法规和具有法律效力的规章而收取、提取和安排使用的、未纳入国家预算管理的各种财政性资金，如未纳入预算管理的各种行政性受费、政府从下属企事业单位和社会团体集中的管理费及其他资金、用于乡（镇）政府开支的乡自筹（统筹）资金等。目前，中央政府的预算外资金已基本纳入国库管理，其资金变动得以在人民银行资产负债表的变动中体现，这些预算外资金对货币供应量的影响与前述国库资金的影响相同。而地方各级政府的预算外资金尚有很大一部分未纳入国库管理，是未纳入国库管理的财政预算外资金的主要组成部分。

地方财政预算外资金由各级地方政府在商业银行的相关机构开立的财政专户中收付核算，其收支变动反映在“地方财政预算外存款”账户的余额变动上。与财政预算资金和纳入国库管理的财政预算外资金不同，地方财政预算外存款不必全额缴存人民银行。1998年，人民银行改革存款准备金制度，对需缴存存款准备金的存款范围进行了调整，将财政预算外存款划为一般性存款，与企业、居民存款一样，实行部分准备金制度。即商业银行的财政预算外存款只按法定存款准备金率向人民银行缴存存款准备金，余下部分便成为商业银行的可用资金，可以用于发放贷款，从而派生新的存款。因此，从商业银行角度，地方财政预算外存款增加，商业银行货币创造的能力增强；从全社会货币供应总量而言，尽管地方财政预算外存款并未纳入货币供应量统计，但其扮演的角色和企业、居民存款等一般性存款一样，本身也是货币供应的一部分。

综上所述，财政收支是货币供应的一条重要渠道。国库资金增减意味着社会资金流入或者流出国库,体现社会资金在人民银行国库与个人、商业银行、企业等微观主体之间进行转移,从而国库现金变化将直接影响企业、个人持有现金的余额、金融机构的准备金水平等货币变量,导致基础货币发生波动,最终将对货币供应量造成扰动。人民银行持有的政府债权是其对货币供应进行微调和引导公众预期，从而熨平货币供应短期波动的重要工具；地方财政预算外资金是商业银行可用资金的组成部分，也是货币供应量的一部分，其收支变化更是直接影响货币供应量的变化。人民银行在货币供应的财政渠道中呈现被动性，除了在买卖国债时，人民银行可以较为主动的作为外，国库资金和地方财政预算外资金都是人民银行不可控的外生变量，这也从另一个方面证明了货币政策与财政政策协调的重要性。

四、商业银行的表外业务渠道

表外业务的概念常与中间业务的概念相混淆,在很多货币银行学的教科书上也常将它们归并论述，并未做具体区分。在实际经营管理活动中，情况复杂、千变万化、创新不断，所以无论是国内外监管和会计准则规定，还是银行同业实践，对商业银行表外业务具体涉及的品种、口径等还没有统一的规范。本文认为，商业银行是否可能承担资金损失风险是表外业务与其他中间业务的边界。由此可将表外业务定义为：表外业务是会产生或有债权/债务，银行将承担一定资金损失风险，在特定条件下可能转入表内的中间业务中的一个子集。

表外业务作为商业银行发展迅猛的重要业务种类，其必然带来银行资产负债结构的改变，影响到货币资金在社会公众中的流动与结构，从而引致货币供应量的变化，相当于创造了“隐性”的货币供应。由于表外业务活动不列入银行资产负债表，因此表外业务所形成的货币供应并无法从基于资产负债核算的货币统计中得以体现。同时，现有的对货币供应具有调控效应的货币政策或监管要求也多从商业银行的资产负债管理出发，对游离于银行资产负债表之外的表外业务总是望尘莫及，难以有效调控，如准备金政策、利率政策、存贷比监管要求等都难以体现表外业务对货币供应量的影响。

当前，银行表外业务活动与货币供应量的联结点在于对商业银行资本充足率的监管要求。具体而言，资本充足率是资本与风险资产的比率，而风险资产既包括表内风险资产，也包括表外风险资产①。实践中，计入资本充足率的表外业务大体可以分成三大类：一是信用风险类表外业务，主要包括信用证，保函，承兑汇票，海外代付，贷款承诺；二是以代客和自营衍生业务为主衍生产品类；三是具有潜在赔付风险的代客理财类产品。由此，通过商业银行的资本管理，表外业务便真真切切地对货币供应产生了影响。具体来说，在保持资本充足率及资本总额不变的情况下，表外业务活动所形成的资产规模增加，或其风险状况恶化，将挤占表内风险资产增长的空间，商业银行货币创造的机能受到抑制。换句话说，表外业务的开展将对等地减少银行表内业务所创造的货币供应，从这个角度看，表外业务实际上也创造了相应的货币供应量。

表外业务种类繁多，创新不断，不同业务形成货币供应的机制不同，难以一一列举。下面以目前规模较大、发展较快的银行承兑汇票和银行理财业务具体说明银行表外业务渠道所形成的货币供应。

（一）银行承兑汇票

银行承兑汇票是指由收款人或承兑申请人开出，并由其向开户银行申请，经银行承诺付款后，银行便负有到期无条件支付票款的责任。同时，在票据未到期之前，持票人持有的银行承兑汇票可通过贴现方式融资（商业银行可以转贴现或再贴现方式融入资金）或通过背书方式实现转让支付。由于银行承兑汇票有银行信用作为保证，同时由于可贴现、可背书、可转让而具有了极强的流动性，银行承兑汇票已成为一种被广为接受的支付手段。据统计，2009年全国实际支付的商业汇票累计96244.6亿元，其中银行承兑汇票91061.44亿元，约占同期广义货币供应量的12.8%；以银行承兑汇票为依据而托收的业务发生额累计74061.85亿元②。

银行承兑汇票由承兑银行承担最后付款的责任，法律关系上银行是第一责任人，出票人是第二责任人，实际上是银行将其信用出借给了承兑客户，并形成了承兑银行的无条件债务。因此，银行承兑汇票在开出之后和兑现之前的时间区间内，相当于承兑银行依据申请承兑客户的资金状况或信用状况而给予他的一种短期信用拆放。

作为银行重要的表外业务，银行承兑汇票的受理过程的不同阶段对传统的货币创造具有不同影响：一是银行对开票人的商业汇票进行承兑时，银行或有负债与风险资本占用增加，开票人的信用资产（信用货币）增加，银行在挤占了表内业务（贷款业务）资本占用的情况下，对开票人给予了短期信用拆放，形成了一笔信用货币。二是开票人使用银行承兑汇票进行交易支付、背书转让时，信用货币的所有权发生了转移。三是银行对持票人兑现票据金额时，整个银行体系派生出一笔新的存款。四是开票人归还银行票据金额时，这笔货币派生结束；若票据形成垫款，则银行表内资产增加，银行汇票承兑业务形成的货币供应才在表内显现。因此，银行承兑汇票业务与流动资金贷款等银行短期贷款在本质上并无差异，该业务也形成了货币供应，只是这一货币供应比较“隐性”。

（二）银行理财业务

银行理财业务通常是指银行通过发行理财产品，为客户提供受托投资管理与增值服务。按国务院银行业监督管理委员会分类口径，理财产品按投资标的分为债券及货币市场类、信托融资类（包括转让贷款类、新增信托贷款类、商业票据类等）、国内资本市场类、结构类、代客境外理财类、其他类。银行理财业务顺应国内金融环境与客户需求的变化，2004年以来得到迅猛发展。据统计，截至2009年末，国内银行个人理财产品余额9221亿元，公私合计近2万亿，已接近同期基金公司管理的资产规模（2.67万亿），占同期广义货币供应量的2.8%。

银行理财产品的资金来源于企业或个人的存款，运用于各类理财产品对应的不同标的上。理财业务是否形成货币供应，因其投资标的不同而不同，债券及货币市场类和信托融资类理财产品具有比较明显的货币供应特征。以投资标的为信贷资产的理财产品为例，理财资金完成募集并投资于信贷资产时，与一般贷款业务一样，派生了一笔相应的存款，此时这类理财产品与传统的吸收存款——发放贷款——派生存款货币过程在本质上并无差异。因此，银行理财业务也形成了货币供应。

我国货币供应形成的渠道除传统的银行对非金融部门信贷渠道，以及近年来日益显著的净国外资产渠道外，还存在其他金融公司渠道、财政收支渠道和表外业务渠道。目前，通过这些渠道所形成的货币供应，规模还不显著，作用还比较“隐性”。随着我国金融结构的调整与金融创新发展，其他渠道所形成的货币供应将日益显著。因此，在调控好货币供应主要渠道的货币创造机制的同时，也应对潜在渠道保持关注。当前，应对原有的货币供应量统计进行修订，把上述渠道所形成的货币供应，如其他金融性公司在其他存款性公司的存款、存放在商业银行的地方财政预算外存款、签发但未兑付的银行承兑汇票、部分银行理财产品等纳入到广义货币的统计中，以加强对这些货币供应的监测和分析。

参考文献：

[1]曹龙骐.货币银行学[m].北京：高等教育出版社，2002：338.

[2]宁咏.内生货币供给:假说与经验事实[m].北京：经济科学出版社，2000:151-161.

[3]孙伯银.货币供给内生的逻辑[m].北京：中国金融出版社，2003：161-166.

货币供应篇4

关键词：货币供应 汇率

货币供应和汇率波动是宏观经济学、国际经济学和国际金融学研究的重点问题，有关货币供应和汇率的联系问题，早在亚当斯密时期便已开始研究。到目前为止，对这一问题的研究无外乎从规范分析和实证分析两个角度展开的。

一、规范分析

（一）金本位制下货币供应与汇率关系

关于货币和汇率的研究，最早始于金本位制。“价格―铸币”流动机制便是金本位制中货币、汇率的分析框架，这一分析框架最早由大卫休谟提出，后经李嘉图等人不断补充，逐渐形成体系。金本位制下，一国国际收支出现逆差时，本国黄金净输出，国内货币供给量减少；反之，一国国际收支出现顺差时，本国黄金的净流入，国内货币供给增加。

（二）信用货币下货币供应与汇率关系

1、购买力评价理论

这一理论最早由H. Thornton提出，最终由G・ Cassel在1802年加以完善。根据这一理论，一国货币与另一国货币相交换，实质上就是一国与另一国购买力的交换，因此本币对外币的汇率取决于本币的购买力，而购买力又取决于本国的货币供给量和经济发展水平。因此，一国货币供应量的增长速度超过经济增长速度，就会导致物价水平提高，从而本币汇率下降。

2、货币主义汇率理论

20世纪70年代初，Johnson， Mundell和Frankl以现代货币数量论为基础，建立了货币主义的汇率理论。这一理论，更加突出了货币因素在汇率决定过程中的作用，指出一国货币政策同与该国的汇率直接相连。该理论认为，一国的货币需求是相对稳定的，汇率是货币相对价格的一种表现形式，货币供给相对货币需求过分增加，则以汇率表示的货币相对价格就会下降；反之，货币供给的增加及不上货币需求的增加，则汇率上升。

3、蒙代尔―弗莱明模型

Robert A. Mundell和J.Marcus Flemins于20世纪60年表了一些列论文，对开放经济中货币、利率和汇率问题进行研究，这些论文共同组成了“蒙代尔―弗莱明模型”，在浮动汇率制下，货币政策有效，在固定汇率制下，货币政策无效。浮动汇率之下，一国货币供给量的增加，能够刺激本国实体经济的发展，但同时会导致本币汇率的下降；固定汇率之下，为了刺激产出而实施的扩张性货币政策，会导致本币供给增加，本币贬值，为了维持固定汇率，货币当局又不得不在外汇市场收购本币，因而固定汇率之下由于货币当局承担了维持汇率稳定的责任，货币政策无效。

4、“不可能三角”理论

Paul Krugman（1999）在“蒙代尔―弗莱明模型”的基础上，结合亚洲金融危机的实证分析，提出了“不可能三角”理论。这一理论认为，一国货币当局只能在资本自由流动、汇率稳定和货币政策独立性这三个货币政策目标中选其二，三者也不可能兼得。这也就意味着，若一国实行资本管制，便能够独立的利用货币政策对本币汇率和国内经济发展进行调控；若一国放弃汇率浮动，由于汇率固定，货币供应的增减便无法对汇率的变动施加实质性影响，货币供应和汇率之间的联动关系被阻隔了。

综上可以发现，不管是在金本位制下还是在信用货币下，不管是货币学派还是非货币学派，不管是从国际收支角度还是从金融资产等其他角度，都证明了货币供给和汇率变动是密切联系的，而且两者的变动方向是反向的。

二、实证分析

各国学者对于货币供给与汇率变被动关系的实证检验为数繁多，应用的数据也是出自各个国家、各个时期，虽然研究的数据、方法不尽相同，但基本上都验证了规范分析中得到的结论。当然，也有一些研究指出，在特殊条件下，货币供给和汇率之间的关系可能会被扭曲。

Lars E.O. Svensson（1991）利用新西兰的宏观数据，在分析开放经济下通胀的政策目标时，发现了紧缩性货币政策能导致本币汇率的上升，进而降低国内物价水平。由此证明了货币供应和汇率变动的反向关系，货币供应的减少会导致本币汇率的上升。

Charles Freedman（2000）研究了加拿大的货币政策机制时，发现货币供给量受制于汇率，具体而言，汇率上行时货币当局应该增加货币供应，反之则下降。

David Dodge（2005）从资产投资的角度，论证了当本币的汇率上升时，外国投资者对以本币标价的金融资产的需求增加，从而会引致出一部分货币供给。

黄瑞玲和李子联（2008）研究了我国近几年的货币政策实践，发现人民币持续升值的环境下，人民币升值对货币供给的增加具有阻碍作用，人民币升值没有相应的导致货币供给的增加，反而缓解了当前的货币流动性过剩的压力。

黄志伟和谢合亮（2011）指出，在中国目前所采取固定汇率制度下，为了维持人民币的汇率稳定，货币政策得围绕着汇率变动来制定。具体来说，人民币贬值时，为了保持市场汇率的稳定，央行需要在外汇市场大量购进外汇，这样的话，流通中本币供给量就必然增加。

赵政党（2011）通过Granger检验，发现货币供应量的变化，在供应量增加后的两个月内对汇率的影响比较强烈（货币量增加会导致人民币实际有效汇率上升），但随后的时间里，这种影响便趋于平淡。

总之，绝大部分的实证检验结果都佐证了，货币供应量的增长会引起本币汇率的下降；相应的，为了维持汇率的基本稳定，当汇率升高时，应该实施紧缩性的货币政策。当然，仍有一些实证检验的结果与之相悖。至于孰对孰错，有待进一步研究。

参考文献：

货币供应篇5

    关键词:通货膨胀;货币供应量;经济增长

    1 引言

    随着国际金融危机的蔓延,从2008年下半年我国经济出现大幅滑坡,虽然我国政府采取了有力措施,但经济目前还未进入强劲反弹的道路。从物价来看,2007年4月以来我国居民消费价格总水平不断攀升,2007年全年CPI指数上涨4.8%,2008年2月CPI指数高达8.7%,创历史新高。随后几个月CPI和PPI大幅回落,已连续数月为负值,截至2009年7月份CPI同比下降1.8% PPI降8.2%。同时货币供应量高位趋稳,2009年7月末,广义货币供应量(M2)余额为57.3万亿元,同比增长28.42%,增幅比上年末高10.6个百分点,比上月末低0.03个百分点;狭义货币供应量(M1)余额为19.59万亿元,同比增长26.37%,比上月末高1.6个百分点;市场货币流通量(M0)余额为3.42万亿元,同比增长11.59%。同时我国对外依存度扩大,内外失衡,虚拟经济也在不断膨胀,央行被动投放基础货币。货币增长率上升虽然不是通货膨胀的唯一原因,但有着密切联系,货币供应量的增加迫使总需求的“主动增加”,尤其是促进了资产价格的上涨,然后传导到食品价格并引起通货膨胀,剧烈的通货膨胀就会对宏观经济形成极大的冲击,进而影响到经济的增长。

    2 西方关于货币供应量与经济增长、通货膨胀的分析

    西方经济学一般认为:货币对经济不发生任何实质性的影响,不影响实际的经济变量,货币就是中性的,不然货币就是非中性的。但是西方经济学家对货币中性的理解在程度上也不完全一致。代表性观点有:(1)古典学派的货币中性论主张货币经济只不过是实物相互交换的实物经济,货币仅在商品交换过程中启到媒介作用,对实际经济不发生实质性的影响。(2)威克塞尔货币非中性论,对古典货币数量论的批判中引入了“自然利率”的概念,认为货币是影响经济的重要因素,主要是由于货币在资本形成和资本转移中发挥着重要作用。(3)凯恩斯主义的货币非中性论认为,货币供应量的变动在短期内影响就业、产出和收入等实质经济因素,而在长期内则影响价格。把利率作为货币与产出的枢纽,通过货币政策调节经济中的货币供应量。主张货币通过两个方面影响实际经济:货币市场决定利率,再通过利率影响投资,从而影响总需求,导致总产量和总就业量的变化;货币作为一种资产,它与其他金融资产存在替代效应。(4)新古典主义的货币中性论认为,宏观经济总量的解释只是建立在单个人的最优化选择的基础上的。卢卡斯、萨金特、华莱士等通过新古典主义的基本原理,如市场出清、理性预期和只有实际变量才至关重要等应用于标准的宏观经济模型,得出了货币中性的结论。声称货币主义的短期和长期不是特别有用的,真正的区别是预期与未预期到的差别,正是由于理性的经济当事人能预期到系统的货币政策,货币对经济中的实物变量不产生影响,从而回到了货币数量论的货币中性的观点。

    3 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1978-2008年间的M0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。

    (1) GDP 增长率、通货膨胀率与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M0供应量增长率与GDP 增长率、通货膨胀率之间的相关系数。可以得出,m0和cpi的相关系数为0328686642237996,m0和gdp的相关系数为035392280266161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,我们可以得出,M0增长率与GDP 增长率、M0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。

    (2) M0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,我们可得如下检验结果。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 0.80471,表明通货膨胀不是M0 增长率Granger 原因的概率较大,不能拒绝原假设。而第二个检验的相伴概率只有 0.01037,表明我们至少可以在95%的置信水平下,认为M0增长率是通货膨胀的Granger 成因。对于GDP 增长率与M0 增长率之间的Granger 因果关系,我们得不出类似的结论。

    (3) 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:

    CPI =94.87505(8.602099)+

    37.59689 M0(-1)(8.692193) +

    16.14602 M0(-2)(8.603579)+

    7.041960 M0(-3)

    R=0.533619 F=9.153363

    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物价水平的波动具有显著地影响。另外,我们也可以得到如下方程:

    GDP =0.097290+0.068918 M0(-1)(0.045173)+

    -0.030353 M0(-2)(0.045646) +

    -0.053743 M0(-3) (0.045180)

    R=0.147209 F=1.380957

    它的回归系数的t值不显著,方程也不显著。这说明,GDP增长率和通货膨胀率之间没有显著的关系。

    4 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,目前的情况也与此类似。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:    (1)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。

    (2)货币政策应以稳定物价水平为目标。由于通货膨胀的心理预期,当货币增长引起物价水平上涨后,公众预期价格将会持续上涨,投资者愿意投资,借款者愿意借款,这样就使利率不断上涨,经济趋于狂热,结果泡沫经济和危机就随之而来;反之,物价下跌后,公众相反的行为使利率不断下跌,最后也会使经济趋于崩溃,并且这种影响过程是逐渐的、长期的。因此,为了消除物价的恶性影响,盯住稳定的物价目标是可取的,而这可以通过货币供应量与推动物价涨跌间稳定的关系来达到这个目的,正如我们上文所分析的实证结果那样。

    (3)加强货币政策在国家宏观调控政策中的主导地位。货币需求对利率的富有弹性,财政政策对利率的缺乏弹性,使得财政政策相对货币政策来说是无效的。

    因为财政政策只是对现存的货币总量进行再分配和使用,它排挤了“私人”投资而转为“政府”投资,这种投资的“乘数”效应会大大降低。而根据长期的真实经济增长率所确定的货币政策,当它与财政政策共同实施时,可产生繁荣的经济增长,这已有许多发达国家历史经验所证实。

    参考文献

    [1]奚君羊,刘卫江.通货膨胀目标制的理论思考[J].财经研究,2002,(4):38.

货币供应篇6

【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

货币供应篇7

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。

货币供应篇8

【关键词】货币供应量 CPI 格兰杰因果检验 VAR模型

一、引言

近些年来，物价飞涨问题一直困扰着我国政府，也是国内外关注和研究的焦点。至2007年起，我国的通货膨胀问题逐渐开始严重，当年居民消费价格指数达到了4.8%。2008年，为了应对全球性的金融危机，我国采取宽松的货币政策更是让通货膨胀进一步加剧，当年达到5.9%。高位的通货膨胀，蒸发了居民的财富，引发社会的不满。为了抑制物价的不断攀升，2010年动用了高强度的货币政策。但是这种货币政策持续性并没有那么就，近两年物价不仅开始抬头上涨，还有更强烈的通胀预期。

物价问题不仅关系到民生，还关系到国家稳定性。对于如何控制物价，很多学者都提出不同的观点。有人认为，货币供应量的快速增加必然会引发通货膨胀、物价上涨；有人认为需求旺盛、供给不足是物价上升的主要原因；也有人认为国家政策漏洞，给炒作者提供炒物价的机会。不管怎么样的观点，如果没有货币供应量的加大，整体物价短时间都不会迅速上涨的。本文立足于广义货币对物价影响的角度，研究通货膨胀问题，以期能够梳理出我国货币供应量与居民消费价格指数的关系。

二、模型、变量和数据

为了更加清晰研究货币供应量与物价之间的关系，本文采用1990年到2012年广义货币供应量与居民消费价格指数年度数据，在单整和Johansen协整检验的基础上，利用Granger因果检验对我国货币供应量与CPI的内在联系进行实证分析，最后在得出因果关系基础上建立向量自回归VAR模型。对于数据的处理上，为了使两者处于同一量级，减少异方差性和伪回归，采用CPI的年度增幅与货币供应量年度增长率。

三、模型实证检验过程与结果

（一）单整检验

如果把非平稳的时间序列当作平稳的时间序列，实际上就会破坏回归模型的基本假设，得出的R2、F、t统计量都是失效的，分析、检验、预测的结果也都是无效的。时间序列的平稳性检验（ADF检验）是对于时间序列计量分析有效性的基础。对数据进行单整检验是为了检验时间序列的确定性与随机性，以排除谬误相关；同时也为Johansen协整检验与Granger因果检验提供保证。单整检验通常采用的方法是扩展的迪克-福勒检验（ADF检验）。

何时检验拒绝零假设（tσ

（二）Johansen协整检验

协整关系对如何处理协整空间中的确定项非常敏感。在Eviews6.0软件中，有五种可供选择的决定确定趋势的情况。序列会有非零均值，或有确定趋势，协整方程也可能会有截距项和确定趋势，而协整的LR检验统计量的渐近分布不再是通常的x2分布，它的分布依赖于与确定趋势有关的假设。基于单位根测试的结果，我们选择第三种情况来测试协整向量的个数，即在水平层面的数据有确定性线性趋势项，在协整等式中只包含截距项。在既定的2个滞后期长度的情况下，趋势统计结果表明有1个协整关系，而最大特征值的统计结果表明有1个协整关系，趋势统计结果和最大特征值的统计结果相同。

（三）Granger因果检验

判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，是计量经济学中常见的问题。Granger提出一个判断因果关系的检验。我们样本中的所有变量是一阶差分单位根过程，并且存在协整关系，因此我们运行基于一阶差分的格兰杰因果关系测试。

Granger因果检验的结果显示：在滞后一期、二期和三期的检验中，1%的显著水平上拒绝格兰杰因果关系不存在的原假设，与 Johansen协整分析一致，广义货币供应量M2是居民消费价格指数CPI的Granger原因。（2）在滞后一期、二期和三期检验中，1%的显著水平上不拒绝格兰杰因果关系不存在的原假设，居民消费价格CPI不是货币供应量M2。

（四）VAR模型的估计

1980年，西姆斯将VAR模型引入到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。VAR模型通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响[2]。

由图2可知，给定一个标准差的正向M2货币冲击，居民消费价格指数在第3期达到最大值，之后缓慢下降持续到第6期，这说明广义货币对居民消费价格指数有正向的影响且有滞后期较长。

四、结论

本文在对CPI和货币供应量的时间序列单整和Johansen协整的基础上，运用Granger因果检验，建立向量自回归（VAR）模型，根据数据结果得出以下的结论：

货币供应量在滞后一定时期内对CPI有影响，而CPI对货币供应量的影响没有得到证明。换言之，货币供应量对物价指数变化有直接影响，货币供应量的变化是引起物价变化的原因。这一实证结论符合纸币流通条件下货币供应量与物价关系的一般原理，是对纸币流通规律的现实验证。广义货币对CPI的影响不同于现金，因为其中的准货币不能立即形成购买力，因此其对CPI的影响具有较长滞后期。根据以上结论，我们认为，为了保持物价稳定，要通过货币政策的实施，控制货币供应的总量，使货币供应量的增速与经济增长对货币的需要大体适应。

参考文献

[1]李子奈，潘文卿.计量经济学[M].高等教育出版社，2009.

[2]张世英，樊智.协整理论与波动模型[M].清华大学出版社2009.

货币供应篇9

（北京信息科技大学经济管理学院，北京 100192）

（School of Economics and Management，Beijing Information science & Technology University，Beijing 100192，China）

摘要： 本文首先分析了我国近年来货币供给和居民消费价格指数的变动趋势，然后选取近20年的统计数据，建立一元回归模型，就居民消费价格指数与货币供应量的相关关系进行了实证检验。根据实证分析结果，提出了相关建议。

Abstract: Firstly, this paper analyzes the changing trend of money supply and consumer price index in recent years in China, then builds a regression model by choosing the statistics of nearly 20 years, empirically tests the relationship between consumer price index and money supply, and puts forward relevant proposals based on the empirical results.

关键词 ： 货币政策；货币供应量；通货膨胀

Key words: monetary policy；money supply；inflation

中图分类号：F820.5 文献标识码：A

文章编号：1006-4311（2015）06-0012-02

0 引言

尽管从2011年以来，居民消费价格指数一直处于温和区间，其增长率一直呈下滑的趋势，但人们日益普遍感受到通货膨胀对生活的压力。这是否与我国自2008下半年开始，就不断通过金融机构向市场扩大资金投放以拉动经济增长有关，这种迅速扩张的货币供应量又对国民经济产生哪些不利影响，我国货币政策是否应该做相应调整？这些问题成为学术界和实务界普遍关注的焦点。

本文选取代表货币供应量的M2（货币和准货币）和CPI指标，利用近20年来的统计数据，建立一元回归分析模型，实证检验货币供给量与通货膨胀的关系。

1 我国货币供应量与通货膨胀的现状

1.1 我国货币供应量的变动趋势

由图1可知：M0、M1、M2的增长率整体变动趋势趋于一致。其中：M0增长率的变动幅度较为灵活，M1基本与M0的变动情况重合，但是M2的增长率从1993年-2000年是一直呈现下降趋势的，这与M0、M1略有不同，2000年-2008年M2增长率略有上升，但幅度不大，增长率一直维持在20%以内，2008年以后，M2的增长率出现大幅度上升，至2009年，达到27.7%，随后便有所下降，截至2013年，M2增长率为13.6%。

1.2 我国近年来CPI的变动趋势

世界各国基本上均用消费者价格指数（我国称居民消费价格指数），也即CPI来反映通货膨胀的程度。

我国居民消费者价格指数从93年到95年间呈现快速增长趋势，但是自95年后又迅速回落，99年前后甚至出现负增长率。2000-2008年以后居民消费者价格指数增长率呈现平稳增长趋，2008-2009年有回落趋势。2011年我国通胀压力持续增加，居民消费者价格指数增长率达到阶段高点5%。2012年至今，我国继续保持稳健货币政策，居民消费价格指数呈现温和波动态势，截至到2013年底，居民消费者价格指数增长率为2.6%，具体见图2。

对比图1和图2，发现货币供应量的变化趋势和居民消费价格指数的变动趋势有一定相关性，但货币供应量的增减变动对居民消费价格指数变动的影响有一定时滞。比如93-94年间，货币供应量增长率显著下降，而居民消费价格指数的明显回落滞后一年，发生在94-95年间，这一阶段，M0，M1和M2的变动规律是一致的，此后，M2增长率的变动与居民消费价格指数变动的相关性比M0，M1更明显。

这也与我国的货币政策导向有关。比如2009-2014年期，我国一方面通胀压力持续增加，体现在居民消费价格指数持续上涨，5年间上涨了13%；另一方面受全球经济不景气和金融危机的影响，我国经济增长也放缓，仍需要通过消费拉动需求来使经济进一步复苏。

因此，我国采取逐步降低M1增长率来控制通胀水平，同时保持M0和M2增长率水平小幅波动来维持消费水平不受影响。

下文的回归模型构建中，将选取M2为货币供应量的典型代表。

2 货币供应与通货膨胀关系的实证检验

2.1 模型构建和数据采集

货币供应量增加，即货币发行的过多，就会导致货币贬值，进而物价水平上涨，引发通货膨胀。本文通过建立一元回归分析模型，来验证这一结论。以居民消费价格指数P为被解释变量，上一期广义货币M2为自变量，建立一元线性回归模型：P=λ0+λ1×M2

笔者从国家统计局的统计年鉴中收集并整理了1993年至2013年的相关数据，包括：货币和准货币供应量、居民消费价格指数等，并将这些数据带入建立的模型中进行计算分析。

2.2 实证分析

①货币供应量与物价水平的关系检验。

下面以居民消费价格指数P为被解释变量，解释变量则为上一期广义货币M2，建立线性回归模型，模型的自变量为“广义货币M2”，而因变量为“居民消费价格指数P”。

通过广义货币M2与物价指数P的散点图，进行拟合性分析，知二者具有线性相关性。也就是说，货币供应量在一定程度上会对通货膨胀产生一定的影响。使用eviews软件进行模型拟合，拟合结果如表1和表2所示。

②模型回归结果分析。

从表2中可以看出，R=0.945333，说明自变量与因变量之间的相关性较强；因变量与自变量的线性关系是显著的，能建立线性模型。而F统计量的观测值为151.2622，显著性概率为0.000，即检验假设：“H0：回归系数λ1=0”成立的概率为0.000，从而应拒绝原假设，即λ1不等于0，可建立线性模型。

因此，可以得出回归方程：居民消费价格指数P=404.2834+0.000217×广义货币M2

3 结论及建议

根据以上分析得出：广义货币M2与居民消费价格指数P之间存在线性关系。也就是说：通货膨胀率在一定程度上是广义货币供给量的增函数，从历史数据来看，在没有政策干扰和其他突发事件的影响条件下，货币供应的变动会提前通货膨胀1-2年，在短期内不会影响通货膨胀CPI指数，但是，近年来，货币当局已充分认识到M2的变动对通货膨胀的影响。当然，在制定以控制通货膨胀为目的的货币政策时，要做到政策工具之间相互协调、避免政策之间相互冲突，影响调控效果，如为抑制通货膨胀率的过快增长应降低基础货币供给量的增长率、提高法定存款准备金率、提高名义利率。

参考文献：

[1]王少平，王津港.中国通货膨胀的持久性变化及其货币政策含义[J].统计研究，2009（5）：17-24.

[2]郑鸣，倪玉娟.资产价格、通货膨胀与最优货币政策——理论分析和基于中国数据的实证分析[J].山西财经大学学报，2010（11）：27-34.

[3]吴军，肖威，涂竞.中国通货膨胀成因的量化分析[J].国际金融研究，2011（11）：16-20.

[4]杨溢.货币供应与通货膨胀的动态关系研究[J].经济理论与经济管理，2011（7）：67-75.

货币供应篇10

关键词：货币供应；通货膨胀；回归模型；协整理论

一、通货膨胀的概念及其形成原因

（一）通货膨胀的概念。通货膨胀是指在某一时期内，一般物价水平普遍地、连续性地以相当的幅度上涨的状态。通货膨胀是一个极具经济影响力的过程，个人和其他单位都受它波及，例如：储蓄、就业、收入分配等方面。针对不同的人被不同的物价所影响，通胀有了不同的衡量方式，最常见的度量其所采用的是居民物价指数（CPI）。

（二）通货膨胀的形成原因。通货膨胀的成因是多种多样

的，目前主要是从货币数量、总需求与总供给以及经济结构等方面来解释，包括以下几点：

（1）直接原因。不管是什么类型的通胀，直接原因就是市场中存在着过多的货币供应。在商品和劳动力固定的情况下，存在过多的货币供应，就导致了货币贬值和物价上涨的现象，从而就会出现通胀。

（2）深层原因。①需求拉动。即市场上总需求增速过快，超过了当下价格水平商品和劳务等方面的供给而导致的通货膨胀。在我国常常是由于财政赤字、信用膨胀、投资需求膨胀和消费需求膨胀等原因。②成本推动。即由于提高工资的要求，或者是市场垄断力量提高生产要素价格的原因而导致商品或劳务的生产成本增加。③结构失调。这类通货膨胀的发生是由于一国的部门结构、产业结构等国民经济结构失调而引发的。④供给不足。即社会总供给相对社会总需求不足而引起的通货膨胀，例如我国期间发生的通胀就是由此而致。⑤预期不当。即由于人们对通胀形势预期不当而引起更严重的通货膨胀。

二、货币供应的口径研究

货币供给是相对于货币需求而言的，指货币供给主体（现指银行）向经济主体供给货币以满足其货币需求的行为。货币供应量的不同口径，实际上就是依据资产的流动性来划分不同的货币层次。按照IMF的要求，目前我国货币层次划分如下：

M0=流通中的现金（即人们手中持有的现金）

M1=M0+单位活期存款+个人持有的信用卡存款

M2=M1+居民储蓄存款（包括活期储蓄和定期储蓄）+单位定期存款+其它存款

M3=M2+金融债券+商业票据+大额可转让定期存单等

式中，M1为狭义货币量；M2为广义货币量；M2-M1为准货币；M3是为金融创新设立的。由于M2的数据更具有外生性，可以反映社会总需求和未来通胀压力状况，本文经济模型将使用M2的增长率作为货币供应增长率。

三、货币供应与通货膨胀关系的实证研究

（一）数据选取。本文选取M2增长率（记为QM）作为货币供应量增长速度的衡量标准，选取CPI变化率（记为QC）作为通货膨胀的衡量标准，以M2增长率为解释变量，以CPI变化率为被解释变量，其他影响因素为随机扰动项，并选用1996年第一季度至2013年第四季度各72个季度数据作为分析对象，通过运用Eviews6.0来分析研究货币供应量与通货膨胀之间究竟存在着怎样的关系。

（二）直观分析。在进行下一步的统计分析之前，先对CPI变化率与M2增长率作折线图并进行直观分析。如图3-1所示，基本而言CPI变化率与M2增长率的变动趋势相吻合，并且两者之间还存在一个鲜明的变化特征，即M2的变化在前，CPI的变化在后，且具有相似的变化趋势，因此，我们可以推断CPI变化率是随着M2增长率的变化而变化的，这也与经济理论中货币供应量对CPI有滞后影响这一论断相吻合。

（三）变量的平稳性检验。对序列QM、QC进行ADF检验来判定变量的平稳性，结果如表3-1所示：序列QM和QC是非平稳的，而D（QM）和D（QC）的ADF统计量则小于其对应的5%临界值，即拒绝原假设，序列是平稳的。即QM序列和QC序列均为一阶单整序列，QM～I（1），QC～I（1），可作协整分析。

（四）协整分析。序列QM和QC原序列是不平稳的时间序列，虽不能直接用最小二乘估计进行参数估计，但均属一阶单整，所以可以进行协整检验。在此，我们运用基于回归残差的方法进行协整检验，来分析M2增长率（QM）和CPI变化率（QC）之间是否存在协整关系。

我们先作两变量之间的回归，得到的估计回归模型为：

QC=-1.4801+0.2129QM+et

据此，可得到残差序列et。对et序列作单位根检验，得到：在5%的显著性水平下，临界值为-1.9460，ADF检验值为-2.

9276，远小于临界值，可得出et拒绝原假设、接受不存在单位根的结论，故et是平稳的。至此，我们可以断定：QM和QC间的确存在着稳定的均衡关系。

综上，可得到回归模型：

QC=-1.4801+0.2129QM

（-1.0449） （2.7199）

上述模型的拟合效果较好，系统通过了t检验和F检验，说明货币供应量的变化与通货膨胀率的变化确实存在着正向的相关关系，且M2每增加1%，平均而言，将会带动CPI变动

0.2129%。

四、通货膨胀的应对措施

通过上述实证分析，得到两变量间正相关的结论，即，我国货币供应对通胀有着显著的正向影响。而恶性通胀将会造成人们正常的生产、经营活动无法展开，将会引起市场上突发的商品疯抢行为和挤兑银行状况的发生，将会造成收入再分配和人民生活水准的急速下降，最终导致一国的政治动荡。因此，结合我国目前的实际情况，对通胀的预防、治理提出以下建议：

首先，要正确把握货币政策的度，防止货币的流动性泛滥。由于过松和过紧的货币政策都有可能带来经济动荡，因此，政府正确判断经济发展形势显得尤为重要。另外，应加大对银行体系流动性的调控，通过中央银行运用各货币政策工具来控制货币信用总量，从而使得货币投放得到有效控制，银行信贷规模保持适度，促使货币供应量与客观需求量达到平衡。

其次，要加强央行的独立性，发挥其引导作用。由于我国目前货币政策的制定和执行都不是由中央银行独立完成，因此在货币政策的有效性上有所欠缺。另外应逐步加强央行的独立性，且进一步加强其对商业银行的引导作用，调控货币的流向，从而达到增强货币政策有效性的目的。

再次，要进一步优化产业结构，推动经济增长方式的根本改变。我国的经济增长主要是依靠低效率、高能耗的生产方式，导致现阶段众多经济问题的产生，应尽快改善经济发展方式，促进产业结构的转型，努力做到高效率、低能耗的生产模式，拉动和扩大内需，从而实现通货膨胀水平降低以及财富的平均分配，最终达到国家长久稳定发展的目的。

五、小结

自2011年起我国一直坚持采用积极的财政政策和稳健的货币政策。日前，央行2月8日晚间的《2013年第四季度中国货币政策执行报告》指出，14年央行将继续实施稳健的货币政策，“创新调控思路和方式，不放松也不收紧银根，适时适度预调微调”。 需要注意的是，在治理过程中，不可避免出现经济增长的放缓和失业率的增加，因此，更应该注重对通货膨胀的预防工作，相信通过财政政策和货币政策的紧密配合，通过央行和商业银行之间的联动作用，通过众人一心的渐进式改革，我国经济的发展将会沿着又好又快的步调稳速前进。

参考文献：

[1] 黄达著：金融学，中国人民大学出版社2013年版。