基础货币论文十篇

基础货币论文篇1

关键词：倒逼特性；协整；因果关系检验；脉冲反应

货币供给属性之争是货币经济理论界长期存在的现象。在实际争论中，无论是货币供给外生论者还是内生论者都将货币供给机制的运作方向作为其立论基础。外生货币供给理论坚持货币供给“乘数机制”，认为货币供给是基础货币通过乘数效应实现的，是基础货币决定货币供给量。而内生性理论则相反，其货币供给机制可称之为“倒逼机制”，而货币供给量对基础货币供给的“倒逼”是最后一个环节。同时，在现实经济实践中，货币政策制订者都以货币供给机制的运作方向为依据而制订货币政策，故以基础货币供给为主要货币政策工具。因此，研究一国的货币供给机制运作方向，尤其是基础货币供给机制的运作方向,无论是对货币经济理论的发展，还是对一国现实货币政策有效性的评判以及货币政策工具的选择都具有重大意义。

一、理论综述

目前，对货币供给机制运作方向的理论研究都体现在货币供给属性的研究之中。现代主流内生货币供给理论都体现出货币供给的“倒逼机制”。Siney・S・Weintraub（1978）在论述其货币供给内生性时，基于工资加成的价格形成定理认为，货币工资增长超过劳动生产率的增长幅度，导致货币收入的增加，造成既定实际产出水平下的交易性货币需求的增加，假定货币流动速度不变，中央银行为了维持充分就业和实际产出的增长，就必须增加货币供应。Nicholas・Kaldor（1982）在从中央银行充当“最后贷款人”职能的角度论述货币内生性时认为，虽然从形式看，现有的货币供应量都是从中央银行渠道出去的，但实质上并不完全由中央银行自主决定，是中央银行被动地适应公众货币需求的结果。这是因为公众的货币需求经常大量地表现为贷款需求，而银行贷款和货币供给量是紧密相关的，银行贷款的增减实际增减了现有货币供给量。Basil・J・Moore（1988）在论述基础货币供给的内生性时，基于中央银行调控货币供给的“三大法宝”，认为基础货币的投放取决于商业银行对流动性的需求。

上述货币供给理论的逻辑可以概括为：“实际经济因素货币供给基础货币供给”的一般形式。可以看出在货币供给的“倒逼机制”中，货币供给对基础货币供给的“倒逼”是其中的最后一个环节。同时，由于各国中央银行都把基础货币供给作为主要的货币政策工具，因此，从经济实践角度来说，也是最重要的一个“倒逼”环节。

经验研究的程度取决于理论研究的发展水平。基于当代货币供给内生理论，国外学者展开了大量的实证研究。具体到最后“倒逼”环节的实证研究文献比较有限。其中比较有名的是Lombra、Torto（1973）以及Forman、Groves和Eicher（1985）的实证研究，他们证实了美国基础货币的变动是被动的和适应性的。

我国学者在对我国货币供给内生性的实证研究中，其“倒逼特性”只体现到实际经济因素对货币供给量的“倒逼”这一层次。然而，外生货币供给论者都将基础货币与货币供给量的关系作为其主要立论基础：M・Friedman，A・Schwartsz（1963）、Phillips・Cagan（1965）、Jerry・L・Jordan（1969）、Albert・E・Burger（1971）等都分别从基础货币通过货币乘数决定货币供给量这一角度论述其货币供给外生性思想，并进行相应的实证检验。因此，从这一角度说，我国相关学者的实证研究是不够彻底的，并不能从外生货币供给论的立论基础角度反驳外生货币供给理论，其实践意义也必然是有限的。

对我国货币供给“倒逼机制”的实证研究必然涉及到实证研究路径的选择问题，而合理的路径选择取决于相关理论争鸣的焦点及其表现形式。因此，笔者将以基础货币和货币供给量为主要变量，展开对我国货币供给“倒逼机制”，最后的、也是最重要环节的实证研究。

二、数据说明和计量分析

基于上述理论探讨，本文将通过对基础货币与货币供给量之间计量关系的研究，以检验我国货币供给机制的运作方向问题。为了表述的全面性，文中将同时分别检验广义货币供给（M2）和狭义货币供给（M1）与基础货币（B）的关系。

由于1997年中国人民银行对金融统计制度进行了较大调整，因此，1997年以后的数据与以往的历史数据是不可比的。本文选取从1998年第一季度到2006年第三季度的数据，共35组作为样本。数据来源于《中国金融年鉴》各期，其中2006年的数据来源于中国人民银行月报。为了消除数据可能存在的异方差性，本文对其取对数值，得三个变量：LNB、LNM2、LNM1，分别代表基础货币、广义货币供给、狭义货币供给。实证检验过程如下：

（一）ADF检验

由于采用非平稳序列建立模型将很可能导致伪回归。故在分析时间序列问题时，进行单位根检验是必要的。采用ADF单位根检验方法，对原时间序列进行回归后得到的ADF统计量若大于给定显著性水平的临界值，则所检验序列为非平稳序列，反之亦然。若为非平稳序列，则继续对其一阶差分序列进行检验，以确定其单整阶数。本文采用麦金农临界值，对上述各序列的单位根检验结果如表1所示：

上述检验结果表明，LNM2、LNM1、LNB都具有单位根，而其一阶差分为平稳序列，即为I（1）序列。

（二）协整关系检验

协整是指若干个单整阶数相同的时间序列的某种线性组为平稳序列，它可以表明变量之间是否存在长期关系。本文采用Engle和Granger于1987年提出的两步检验法（EG检验），分别对LNM2、LNB以及LNM1、LNB进行协整检验。

1、对LNB、LNM2进行协整检验

第一步：对LNB、LNM2建立协整回归模型：

LNB=2.243+0.696LNM2

第二步：令

E2=LNB-2.243-0.696LNM2

对E2进行单位根检验，发现E2已经是平稳序列。故LM2与LNB之间存在长期的稳定关系。

这样可以建立误差修正模型，以表明LNB和LNM2之间的短期变动关系。经过多次试验，删除不显著的滞后量，采用广义差分法得到方程如下：

上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式是理想的单方程误差修正模型。

2、对LNB、LNM1进行协整检验

第一步：对LNB、LNM1建立协整回归模型：

LNB=2.803+0.708LNM1

第二步：令

E1=LNB-2.803-0.708LNM1

对E1进行单位根检验，同样发现E1也已经是平稳序列，故LNM2与LNB之间存在长期的稳定关系。

同样经过多次试验，删掉不显著的变量，我们可以得到误差修正模型：

上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式也是理想的单方程误差修正模型。

（三）Granger因果关系检验

Granger（1969）提出，如果由yt和xt滞后值所决定的yt的条件分布与仅由yt滞后值决定的条件分布相同，则称两序列存在格兰杰非因果性；若加入xt滞后变量有助于改善yt的预测精度，则称两序列存在格兰杰因果关系。对上述各货币供给对数序列两两配对检验，检验结果如表2所示：

从表4可以看出，在1998到2006年的季度数据样本区间内，在1%的显著性水平下，LNM2是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM2的格兰杰原因；LNM1是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM1的格兰杰原因。说明我国货币供给体系存在明显的“倒逼机制”，具有显著的“倒逼”特性。至此，我们可以得出这样的结论：在我国货币供应体系中，是广义货币供给以及狭义货币供给决定基础货币供给，而不是外生货币供给论所认为的狭义货币供给通过乘数效应决定广义货币供给的外生货币供给思想。

（四）VAR模型的方差分解和脉冲反应分析

Granger因果关系检验只能说明变量之间的因果关系，但不能说明变量之间因果关系的强度。本文通过对VAR模型的方差分解和脉冲反应分析，揭示出货币供给对基础货币的动态影响过程。

1、方差分解分析

方差分解的基本思想是,把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的各部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解不仅可以对样本期间以外的因果关系检验,而且还将每个变量的单位增量分解为一定比例的自身原因和其他变量的贡献。笔者通过建立VAR（2）模型，进而得出方差分解结果。为了更形象地反映各变量贡献的变化趋势，文章用趋势图给出（见图1和图2）：

从图1可以看出，从第三期开始，广义货币供给（LNM2）对基础货币供给（LNB）的影响持续、显著地增大，而基础货币对其自身的影响却持续地明显降低。

从图2可以看出，从第一期开始，狭义货币供给对基础货币供给的作用就显著地增强，在第十二期就占到基础货币供给预测误差的50%，并且之后依然持续增强其对基础货币供给的影响。而基础货币对其自身的影响却是相反的。

2、脉冲反应分析

脉冲响应函数是试图描述任意一个变量的扰动是如何通过模型影响所有其他变量的，并最终又反馈到自身的过程。本文通过建立VAR模型，利用脉冲反应函数来分析LNB对LNM1、LNM的动态冲击的反应。

从图3可以看出，在第一期基础货币（LNB）对其自身的一个标准新息立刻有较强的反应，供应量增加了约0.042左右，但影响的时间不长，到第四期就回到原来的水平，以后一直以一个持续的、稳定的微弱负值影响基础货币的供给；而广义货币供给虽然在第二期对基础货币有一个微弱的负向影响，但很快从第三期开始就以一个持续的、稳定的较强正值影响着基础货币的供给。这与上述协整检验以及格兰杰因果关系检验是吻合的。并且广义货币供给对基础货币供给有较强的决定作用。

从图4可以看出，其基本结构与图1相似，第一期基础货币对自身的一个标准差新息立刻起反应，但很快就回复到一个持续、稳定微弱的负值影响；从第二期开始，狭义货币供给（LNM1）就以一个较强的正向值作用于基础货币供给，并且之后以一个较大正值持续稳定地作用于基础货币的供给。而且与图3中不同的是，狭义货币供给并没出现任何对基础货币供给的负向作用，这应是狭义货币比广义货币具有更强流动性的缘故。

三、结论

通过对我国货币供给与基础货币供给（对数）变量之间关系的计量检验发现，各层次货币供给对基础货币供给具有持续的、显著的决定作用，本文通过分析得到的基本结论如下：

第一，在货币供给量与基础货币的长期均衡关系上，无论是广义货币供给还是狭义货币供给都与基础货币供给之间存在协整关系。说明我国的货币供给与基础货币之间存在长期均衡关系。这一点，主流的内生货币供给理论和外生货币供给理论都是认可的。

第二，从货币供给和基础货币的Granger因果关系来看，无论是广义货币供给还是狭义货币供给对基础货币的变化都存在显著的Granger影响，表明我国货币供给机制存在显著的“倒逼”特性，而不是外生货币供给论者所长期坚持的由基础货币通过乘数效应决定货币供给的外生性思想。

第三，通过方差分解分析，识别了货币供给对基础货币变动的动态影响过程。方差分解的估计结果表明，货币供给在长期和短期对基础货币的影响是非常显著而持续的，“倒逼”特性非常明显。

第四，通过估计VAR模型的冲击反应分析，可以看出货币供给对基础货币冲击的动态反应路径。发现货币供给对基础货币的冲击效果是持续而稳定的。估计结果不仅再次验证了货币供给对基础货币的“倒逼”特性，而且具体描述了货币供给对基础货币的动态影响。

参考文献：

1、米什金.货币金融学[M].北京:中国人民大学出版社,1998.

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5、刘斌,邓述慧.货币供求的分析方法与实证研究[M].北京:科学出版社,1999.

基础货币论文篇2

关键词：国际金融 世界元 欧元 主权 社会契约论

2009年3月23日，中国人民银行行长周小川在央行网站发表署名文章《关于改革国际货币体系的思考》，提议建立超主权储备货币。这一想法引发了世界各国的热烈讨论，周小川本人也成为了媒体关注的焦点，被誉为“世界元先生”。周小川认为当前以美元为主导的国际储备货币体系存在着系统性的风险：以主权信用货币作为国际储存货币，很难在为世界提供流动性的同时确保币值的稳定。这是由于主权货币的币值必然受到该主权国国内经济状况和汇率政策的影响，而将其作为国际储蓄货币，就必然会因为一国经济的微小变化而引发整个国际货币体系的动荡；另一方面，世界经济的微小变化，也会给国际储备货币发行国的经济造成巨大的影响。这就类似于动力系统中的蝴蝶效应，将微小的变化成百上千倍地放大。在世界经济正处在全球化进程中的今天，这样的蝴蝶效应正在越演越烈。基于上述理解，周小川提议，我们应该建立一个由全球性机构来管理的、超主权的国际储备货币，减少主权国汇率政策对国际货币体系的影响，使全球流动性的调控相对稳定。周小川还特别指出，这一建立“世界元”的思想，并不是自己首创，早在上世纪40年代凯恩斯就曾提出采用30种有代表性的商品作为定值基础建立国际货币单位“Bancor”的设想，遗憾的是一直没有得到实施。

毋庸置疑，在人类发展的历史上有太多“一直没有得到实施的理想”：从柏拉图“共产共妻”的“理想国”到隐藏在大洋深处的“乌托邦”；从但丁“一统天下”的“世界帝国”到康德由“自由的共和制国家联盟”而达成的全人类“永久和平”；还有罗尔斯为世界各“国民”所订立的“万民法”……数不胜数的思想家为人类的美好未来构筑了形形色色的“理想”。这些“理想”正因为从未在人间实现过，所以仍然如太阳、月亮、星辰一样挂在天上，关照着人们现实的生活。“世界元”或许也正是这样一个美好的“理想”，然而，它绝不应该是一个“空想”。“理想”与“空想”之间存在着本质的区别：“理想”是得到系统论证的想法，人们应用自己的理性在现实的基础上为“理想”构筑了上升的阶梯，而“空想”则仿佛是悬在空气中的浮尘，是人们随意说出，没有经过论证和辨析的想法。我们说柏拉图的“理想国”和“哲学王”是人类的理想而不是空想，那是因为柏拉图在自己所创立的理念论的基础上论证了“善的理念”作为城邦的根基；康德的“永久和平”是一个理想而不是空想，因为，康德系统地论证了人们达到永久和平的“先决条款”和“正式条款”。与此类似，我们如何才能使“世界元”成为一个“理想”，而不是仅仅沦为“空想”呢？我认为，唯一的途径就是要为“世界元”这一理念提供哲学的论证，给出系统的、符合逻辑的理由。而本文正是这种努力的一个尝试。

一、主权货币的政治基础

基础货币论文篇3

关键词:货币供给内生性;外汇储备;基础货币

中图分类号:F820 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)14-0074-03

货币供给内生性是指货币供应量是在一个经济体系内部由多种因素和主体共同决定的,中央银行只是其中的一种因素,因此,其并不能单独决定货币供应量,微观经济主体对现金的需求程度、经济周期状况、商业银行、财政和国际收支等因素均影响货币供应。在我国现有的经济形势下,外汇储备增加引起的外汇占款会改变我国基础货币的投放,增加货币供给的内生性,对中央银行货币政策的独立性产生影响。本文将从理论与实证两方面分析外汇储备对我国基础货币投放的影响,揭示外汇储备及其变动在货币政策中的地位,并给出相关建议。

一、我国外汇储备的发展现状及其对基础货币的影响机理

1994年以来,我国进行外汇体制改革,实行单一的、有管理的浮动汇率制度,取消企业外汇留成,实行银行结售汇制度,实行汇率并轨,建立了银行间统一的外汇市场,并于1996年实现人民币经常项目下可自由兑换。这一系列重大改革促成了我国外汇储备大幅增加。随着我国产品在国际市场上竞争力的增强,外商直接投资增势强劲,进一步拉动我国出口的增长,从而形成了经常项目和资本项目长期“双顺差”的局面。在这一形势下,我国外汇储备规模开始迅速扩张。1994―1997年,我国外汇储备每年增加300亿美元。1998―2000年,由于受亚洲金融危机的冲击,我国产品出口减少,外商投资增势减弱,我国外汇储备增长的速度也随之明显放慢,每年的增加额减少约为90亿美元。进入新千年以后,国际国内经济形势明显好转,随着我国加入WTO,经济对外开放的力度进一步增大,外汇储备增长再次加速。到2006年2月底,我国外汇储备总规模达到8 536.72亿美元,超过日本的8 501亿美元,成为世界第一的外汇储备国;并在10月达到10 096.26亿美元,突破万亿大关。到2009年3月底达到19 537.41亿美元,同比增长19.87%。

我国1994年以来实行的银行结售汇制度是外汇储备急剧增长的根本原因。在结售汇制度下,国内企事业单位只能保持很少一部分外汇,大量外汇收入必须卖给银行,但外汇指定银行由于受外汇头寸的限制,多余头寸必须在外汇市场上卖出,而中央银行则充当了银行间外汇市场唯一的做市商。结售汇制度的最终结果就是社会的外汇收入向中央银行集中并形成国家的外汇储备。在强制结售汇制度下,中央银行干预外汇市场收购市场上多余的外汇,形成大量的外汇占款。一般情况下,由国际收支顺差引起的外汇储备上升并不一定会导致基础货币的扩张,只有当央行收购外汇形成外汇占款时,才构成基础货币的投放。我国自1994年以来,外汇规模增加并向国家集中,外汇占款在基础货币中占有相当大的比例,并导致货币供应量的增加。

2007年8月13日,我国外汇管理局了外汇管理体制重要改革措施:取消境内机构经常项目外汇账户限额,境内机构可根据自身经营需要,自行保留其经常项目外汇收入。这表明我国自1994年沿袭至今的强制结售汇制度改为意愿结售汇制度。对企业来说,虽然新政策赋予企业根据自身经营保留外汇的“选择权”,但从短期来看,企业未必会使用这种权利。比如,在本币处于升值过程中时,企业可能不会选择舍弃本币而保留外币;只有当本币处于贬值情况下,企业则才会考虑舍弃本币而保留外币。此外,由于我国外汇市场还不发达,外汇的避险工具也不完备,企业相关的外汇专业人才仍然匮乏。从目前情况来看,企业倾向于在收汇之后马上到银行结汇。因此,在目前存在人民币升值预期的情况下,改革强制结售汇制度为意愿结售汇制度,对缓解外汇储备的过快增长和央行货币政策压力方面的作用会比较有限。中央银行为了维持汇率在区间的稳定,依然只能被动地适应外汇占款的波动,使其控制货币供应量的主动性和回旋余地还很低,货币供给内生性仍然很强。

二、理论分析

根据国际收支货币分析说,在假定一国货币需求函数为稳定的前提下,开放经济中一国基础货币有两个途径产生,即国内信贷(用D表示)和国际储备(主要是外汇储备,用F表示),则有:B=D+F

其中,D表示中央银行国内信贷,包括中央银行对金融机构的再贷款、对国家财政的投资和贷款;F表示中央银行国外净资产,即国家的外汇储备。

而货币供给m为基础货币与货币乘数的乘积,于是有:m×D其中,m×F为货币乘数, 为国内货币供应量, 为由外汇储备波动引致的货币供应量。

假设国内信贷引致的货币供应量不变,则外汇储备的变动会引起货币供应量在货币乘数的作用下成倍地同方向变动。其过程概括如下:

国际收支顺差外汇储备增加外汇占款增加基础货币增加货币供应量增加

本文对我国外汇储备与货币政策关系的研究就是建立在这种制度约束基础上的。

三、我国外汇储备对基础货币影响的实证检验

(一)变量选择与数据处理

本文选取2000年第一季度到2009年第三季度的季度数据进行实证分析。

本检验以基础货币(mb)为被解释变量,采用“货币当局资产负债表”中储备货币的数据。根据货币理论,基础货币是由商业银行的准备金和流通中的通货组成,和央行的储备货币组成相近,故采用其数据。

在解释变量的选择上,从央行资产负债表的资产方来看,基础货币的投放渠道主要为外汇占款和对金融机构的债权,而外汇占款主要受外汇储备的影响,故而将外汇储备(wh)作为解释变量之一。

由于基础货币和外汇储备采用的是季度数据,容易受季节变动的影响而产生波动,因而对其用X-12法进行了季节调整。然后再对变量取对数,记为基础货币(1nmb)、外汇储备(1nwh)。

此外,从基础货币的定义可知,基础货币由商业银行的准备金和流通中的通货组成,因而受到法定存款准备金率(rd)、超额准备金率(erate)、金融机构存贷款利差(lc)的影响。为了保持模型的完整性,也将这些因素作为解释变量纳入模型当中。

(二)ADF平稳性检验

判断时间序列平稳性最常用的方法是单位根检验。所谓时间序列的平稳性是指时间序列的统计规律不会随着时间的变化而变化。时间变量的平稳性是计量经济分析的基本要求之一。只有模型中的变量满足平稳性要求时,传统的计量经济方法才是有效的。对基础货币(1nmb)、外汇储备(1nwh)、法定存款准备金率(rd)、超额准备金率(erate)、金融机构一年期存贷款利差(lc)各时间序列进行ADF检验,将结果综合在表1。

表1给出了5个时间序列的单位根检验结果,六个变量的原序列的ADF值都不能拒绝单位根假设。但是经1阶差分后,D(lnmb)、D(lnwh)、D(rd)、D(erate)、D(lc)的ADF值都在1%或者5%的显著水平上都小于其临界值,即拒绝单位根假设。由此可以得出结论,lnmb、Lnwh、rd、erate以及lc都是一阶单整序列,即I(1)序列。

(三)长期均衡关系的协整检验和误差修正模型

协整是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计描述。反映了变量虽然有各自的长期波动规律,但它们之间存在着长期稳定的均衡关系。根据协整理论,只有同阶单整的序列之间才可能存在协整关系。通过上述单位根检验可知,基础货币、外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款都是同阶单整序列,因而可以对其进行协整检验。

用Johansen检验对上述六个变量进行协整检验的结果如下表:

从上表的协整检验结果可以来看,基础货币与外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差之间在5%的显著水平上最多存在两个协整向量。但是,一般来讲,只有第一个协整向量是最重要而且往往是最具有经济解释的协整向量,因此这里只考虑第一个协整向量。将该协整向量关于D(lnmb)正规化得长期方程为:

lnmb=0.798262lnwh+03030632rd+0.561498erate+0.454221lc

(0.03084)(0.00780)(0.04584)(0.09275)

注:(.)中为标准差;[.]中为t统计量

从以上协整方程来看,不仅各系数的符号符合经济意义,而且方程具有良好的统计性质。lnwh的系数的符号为正,显示了外汇储备的增加导致了中央银行外汇占款的增加,引起基础货币的增加;rd的符号也是符合经济意义,如果央行提高存款准备金率,商业银行上缴的存款准备金则多,基础货币增加;erate的符号为正,在其他条件不变的情形下,超额准备金利率增加,则央行对商业银行的负债增加,使得基础货币增加;lc符号也为正,金融机构存贷款利差的扩大,则金融机构的贷款动力增强,通常导致流通在银行体系之外的通货的增加,而基础货币主要由存款准备金和流通在银行体系外的通货组成,故也引起基础货币的增加。

各解释变量均显著,说明变量之间确实存在长期均衡关系。从各解释变量的系数和显著性都可以看出,在长期中,外汇储备对基础货币的影响是最大的,基础货币对外汇储备的敏感程度明显强于其他解释变量。自2000年以来,外汇储备每变动1个百分点,基础货币就同方向变动约0.8个百分点。这充分印证了前文的理论论述:在现阶段,我国外汇储备的变动对基础货币的投放有显著影响,增强了基础货币的内生性。我国外汇储备规模的迅速增长,必然会给基础货币调控带来巨大压力。此外,法定存款准备金、超额准备金利率和一年期存贷款利差对基础货币的影响虽有显著性,但是仍然弱于外汇储备的影响。客观而论,这样对货币政策的有效传导是不利的,因为大量外汇占款的存在限制了其他政策工具对货币供应量的影响,有可能会降低货币政策工具运用的有效性。

上述协整方程揭示了外汇储备等解释变量对基础货币的长期影响。根据Granger显示定理,如果变量之间存在协整关系,则一定存在一个与之等价的误差修正模型(VEC,Vector error Correction),它能够将变量的短期关系和长期关系统一于同一方程内。利用Eviews软件得出基础货币与外汇储备等4个解释变量的误差修正模型如下:

D(1nmb)=-0.065823ECM(-1)-0.310739D(1nmb(-1))-0.419215D(1nmb(-2))

[-3.01647] [-1.45692] [-1.94819]

+0.220141D(1nwh(-1))+0.108232D(1nwh(-2))+0.01234D(rd(-1))

[1.17913] [0.48225] [1.43503]

+0.014471D(rd(-2))-0.016585D(erate(-1))-0.033556D(erate(-2))

[1.45911] [-0.34771] [-0.86104]

+0.028703D(lc(-1))+0.056621D(lc(-2))

[0.48791] [0.93939]

其中,在上述方程中:

ECM(-1)=1nmb(-1)-0.7257361nwh(-1)-031367rd(-1)

注:[.]中为t统计量

D(.)表示差分项

在上述误差修正模型中,误差修正项ECM(-1)的系数为-0.065823,符合短期方程对长期方程的修正意义,即误差修正机制为负反馈过程,并且在统计上是显著的。说明基础货币受外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差的影响,以6.58%的修正速度对下一期的1nmb的取值产生影响,经过对短期误差的修正后,最终实现它们之间的长期均衡。修正速度的大小反映了动态模型从非均衡向均衡靠近的快慢程度。从这一数据看,外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差的短期波动对基础施加短期影响后,完成从非均衡状态到长期均衡状态的调整过程的速度是比较慢的。由模型的系数上看,显然外汇储备的短期影响要强于其他解释变量。由此可见,无论从长期还是从短期衡量,外汇储备对基础货币都有显著影响,并且其影响的效果强于其他解释变量。

四、小结和政策建议

经过对2000年以来我国外汇储备和基础货币的实证分析,可以得出结论:从长期来看,外汇储备对基础货币有显著的正向影响,外汇储备每变动1个百分点,基础货币就同方向变动0.8个百分点。而在现实经济中,外汇储备的变动是由国际收支状况影响的,这就加大了中央银行对货币供给调控的难度,给开放经济下本外币政策的协调带来压力。从短期来看,外汇储备的波动对基础货币也有显著影响,但是整个系统向均衡状态的调整速度比较慢,这更加加大央行货币政策实施的难度,关于外汇储备造成的货币供给内生性的影响很明显。

鉴于我国货币供给具有较强的内生性,为使我国货币政策的政策效用充分发挥,应该从这两个方面着手。

(一)控制国际收支的失衡局面

近年来我国国际收支一直存在“双顺差”局面,使得我国外汇市场上持续供大于求,中央银行不得不大量吸纳外汇投放人民币,外汇储备超常增长,实证研究也证明了其对货币供给调控的压力。要控制国际收支的这种失衡状态,可以在进口上适当放宽管制,增加对高新技术产品、战略储备物资等的进口,在出口上对比较优势较明显的商品逐步减少出口补贴,降低出口退税率;在外资的流入上可以逐步提高门槛,严格投资项目审批的条件,统筹兼顾对外开放和国内发展,在外资的流出上适当放宽管制,支持有实力的企业实施“走出去”的战略,拓展国外市场,增强应对国际市场风险的能力等。

(二)从长远来看,改革我国现有的外汇管理体制势在必行

我国外汇储备之所以使货币供给调控陷入如此被动的局面,除了其自身规模的不断增长外,与我国实行多年的“管理有余、浮动不足”的汇率安排和结售汇制度是分不开的。因此,实行真正的有管理的浮动汇率制和意愿结售汇体制,实现“藏汇于民”,发挥微观主体持有外汇储备的“蓄水池”的调节功能,才能真正增强我国货币政策的独立性和有效性。2005年我国货币当局的汇率制度改革、2006年“藏汇于民”和2007年意愿结售汇的提出已经迈出了可喜的一步,但是实现真正的管理浮动汇率制度和意愿结售汇的管理体制还有很多尚待解决的问题,如进一步扩大汇率浮动的区间,如何在推行意愿结售汇后防范和化解汇率风险等。

参考文献:

[1] 钱荣笙,陈平,马君璐.国际金融[M].天津:南开大学出版社,2002.

[2] 胡庆康.现代货币银行学教程[M].上海:复旦大学出版社,2005.

[3] 达摩达尔・N.古扎拉蒂.计量经济学基础[M].北京:中国人民大学出版社,2005.

[4] 蒲艳萍,李权.外汇储备对我国货币供应量的影响[J].统计与决策,2006,(8).

[5] 康立.中国外汇储备对货币政策的影响[J].中南财经政法大学学报,2006,(1).

基础货币论文篇4

关键词：货币银行学　货币供给　乔顿模型

中图分类号：G642.0　文献标识码：A

文章编号：1004-4914(2010)11-116-03

对货币供给的理解是掌握宏观经济分析框架以及分析中央银行的货币政策的前提，因此货币供给的在《货币银行学》教学中有承前启后的重要意义。在教学实践中，货币供给问题也是一个难点，本文的目的是探计在《货币银行学》中货币供给部分采取怎样的教学方法以提高教学效果。

一、货币供给中的教学难点

在长期的《货币银行学》教学实践中，通过问卷调查、课后交流、作业和考试等手段。我们发现在货币供给教学中，授课对象经常遇到的典型疑难问题有这样一些：存款派生模型比较抽象，授课对象对存款派生模型无限派生的假定难以理解，通过T型账户阐述中央银行和商业银行资产自债表的变化也比较难理解；存款派生模型和货币供给模型之间的关系理解不透；基础货币的本质难以把握。比如授课对象有这样的疑问：基础货币是货币供给的源泉，但基础货币的三个组成部分(法定存款准备金、流通中现金和超额存款准备)中只有超额存款准备金具有存款派生的能力，这是否存在矛盾；对乔顿模型理解存在偏差。比如授课对象有这样的疑问：在其他变量不变的情况下，超额存款准备金率的提高会导致货币供应量减少。但是当商业银行通过再贴现或公开市场业务获得资金时，超额存款准备金率将提高，而货币供应量将增加，这是否存在矛盾。

经过梳理，我们认为存在这些疑惑的主要原因在于对基本概念、基本理论理解不清，通过教学环节的合理设计可以使得货币供给中的有关概念和理论更加清晰地展现给授课对象，以改善教学效果。

二、当前《货币银行学》课程货币供给的常见的讲授方法

目前国内《货币银行学》教学主要沿袭中国人民大学黄达教授开创的体系，货币供给教学主要围绕存款派生模型和乔顿模型展开。中央财经大学的《货币银行学》精品课程中第十八章货币供给安排了这样几个部分：现代信用货币的供给，中央银行与基础货币。商业银行与存款货币的创造，货币乘数与货币供给量，影响我国货币供给的因素分析。中国人民大学《货币银行学》精品课程中则将有关内容分为两章。在第十二章现代货币的创造机制中包括这些内容：现代的货币都是信用货币，存款货币的创造，中央银行体制下的货币创造过程，对现代货币供给形成机制的总体评价。在第十四章货币供给中安排了货币供给度其口径，货币供给的控制机制与控制工具，货币供给是外生变量还是内生变量，“超额”货币及其所反映的规律这几个部分。上海财经大学的《货币银行学》教学中。第十一章货币供给是按这样的顺序展开的：货币的定义。货币总量及其构成，存款货币的多倍扩张与多倍收缩，乔顿模型，基础货币与货币乘数，货币供给理论。

上述安排代表了国内《货币银行学》主流的讲授思路。可以看出来讲授内容差别并不大，但是讲授顺序安排则有较大区别。而我们认为具体的讲授顺序对教学效果有很大影响。本文认为货币供给教学可以按下述顺序展开阐述：货币口径，T型账户与银行资产负债表。存款派生模型，货币供给模型，货币供给的影响因素，影响我国货币供给的因素分析。下一部分具体讨论这样安排的原因，并对每一环节的教学难，董和教学方法设计展开讨论。

三、教学难点分析及教学方法的设计

1.货币口径。对货币不同口径的准确理解直接关系到对存款派生和货币供给模型的理解，因此本环节的主要目的是对货币供给理论的讲授作知识准备。按照一般的《货币银行学》体系，货币口径的教学可能已经在“货币”一章完成。但本文认为有必要在货币供给理论之前安排货币口径的讲授或者回顾，原因有二：第一，在讲授完信用、利息、金融市场、商业银行等章后再阐述按照流动性的大小加以区别的不同货币口径更容易为授课对象接受；第二，从讲授时间上看更靠近货币供给理论，授课对象可以带着对货币口径的深刻的印象开始学习货币供给理论。

2.T型账户与银行资产自债表。本教学环节要借助T型账户解释中央银行和商业银行的各种业务对它们的资产负债表的影响，这些业务包括：中央银行通过买卖证券等资产改变商业银行存款准备金，商业银行向中央银行借款和还款，两个商业银行通过在中央银行的账户转移资金，商业银行发放和收回贷款，商业银行向非银行公众购买和出售证券。

安排这一环节的原因有两个。一方面由于《会计学原理》一般在第一学年开设，《货币银行学》通常在第：学年以后开设，授课对象对会计基础知识已有陌生感，而且《会计学原理》的视角和《银行会计》的视角不同，如果授课对象没有学习过《银行会计》课程，它们对于商业银行和中央银行的资产和负债可能缺乏准确的理解。虽然在一般的《货币银行学》教学安排中，在“商业银行”和“中央银行”两章已经讲授过商业银行和中央银行的资产、自债业务，然而在货币供给部分中对这方面的知识进行回顾仍然十分重要。另一方面，如果在讲授存款派生时才开始通过T型账户解释中央银行和商业银行资产负债表的变化，授课对象就会不断地转移精力去理解T型账户的变化。如果在这一环节另花时间先把这方面问题提前解决。则在后面教学中授课对象就可以集中注意力分析存款派生问题。

3.存款派生模型。在某些《货币银行学》讲授体系中，存款派生模型与货币供给是分开讲授的，比如黄迭的《货币银行学》和人民大学精品课程《货币银行学》，然而本文认为把存款派生模型和货币供给模型都放在货币供给这一章讨论有助于改善教学效果。

男外，本节的教学中还应当强调这几个知识点。

基础货币论文篇5

1981年，斯蒂格利茨和魏斯（Weiss）发表的《不完备市场上的信用配给》是本书的基本理论基础。这篇文章提出了信用市场的不完备性问题、信息在信用合约中的重要性及其银行的最优选择。但是，作者对传统货币经济学的质疑至少可以再往前推10年。

早在1969年，斯蒂格利茨26岁之时，先后推出的三篇论文――《两部门经济中的异质性资本品配置》、《风险条件下的收入、财富和资本利得税效应》和《对莫迪利亚尼－米勒定理的审视》已经敏感地意识到产品的“非同质性”（heterogeneous）、风险和信息不对称对经典理论诸多假设前提的挑战。此后，作者的一系列文献都集中于信息不对称、风险和激励在金融体系中的角色问题。

贾菲和斯蒂格利茨于1990年合著了《信用配给》，作为第16章刊登于弗里德曼和哈恩主编的《货币经济学手册第二卷》，其中以专门章节阐述了信用配给在宏观经济学以及货币经济学中的重要性。特别值得注意的是，在这篇文献中，作者归纳了自1919年以来霍特里（Hawtrey）的观点，明确提出了货币经济学的两大对立学派――货币（或货币主义）学派（money or monetarist school）和信用学派（credit school），认为两者的基本差别在于货币政策出发点的不同，前者以货币供应量为基础；后者以信用可得性（availability of credit）为基础；这一差别导致了两大学派在货币政策衡量、货币工具运用和货币政策职能定位上的根本区别。

事实胜于雄辩，思想历程的逐步成熟必须立足于实践检验。这是中外皆然的基本准则。如果说，自20世纪60－70年代以来贾菲、斯蒂格利茨和格林沃德等人的学术思想是建立在天才般的直觉基础上的话，那么本书一方面是对其30年学术思想的延续和拓展，另一方面则更注重实证依据和政策运用。在全部16章中，本书一半的篇幅讨论了基于信贷可得性的货币经济学所引申出的货币政策、监管政策含义，以及金融市场自由化、银行部门风险与重组等政策问题；并以美国经济周期和亚洲金融危机论证微观面因素对货币和商业周期的影响。而这些恰恰是货币学派的软肋。

更为有趣的是，作者专门研究了其“新范式”下的货币理论两大应用问题。

一是货币政策对区域经济增长和金融稳定的含义。这启发我们认识到，当前中国所面临的货币政策能否考虑区域经济结构，以及货币稳定与金融稳定的关系等重大货币理论课题或许不仅是中国特有的难题，也是美国、欧元区等所有存在地区差异、存在信用方面的信息不对称现象的经济体所共同面对的问题。

基础货币论文篇6

关键词:货币内生性逻辑;FDI;信贷规模;通货膨胀

一、相关理论及文献综述

1.货币供给内生的逻辑理论

在货币经济学中,后凯恩斯主义的观点认为货币具有内生性,主张货币内生论。他们指出货币供给由企业和家庭的信贷需求决定,银行根据需求发放贷款,然后寻求资金准备。

但是,在后凯恩斯主义中还存在着一定的分歧,主要分化成水平主义和结构主义。讨论的焦点在于央行是否会适应商业银行发放基础货币。

杨力认为,中央银行的适应性政策操作由央行的政治经济目标,以及中央银行对金融市场中流动性需求的判断而决定。中央银行政策操作可以划分为适应性和抵消性。其中,从广义上来看,抵消性是适应性的延伸。

胡海鸥(1998)认为我国货币供给的内生性具有Weintraub-Kaldor模型Moore分析的特征,它同时发生在货币供给的过程之中。

以上是在封闭的经济模型中的信贷需求理论,现在我们引入外汇收入。外资流入或者FDI对国内信贷需求具有引致效应,表现为国外投入的资金需要国内货币资金与之配套,用于土地建设、国内设备等,导致国内信贷需求和货币供给。这同样体现了信贷供给由需求决定的理论。

1994年,我国实行了有管理的浮动汇率制;1996年,实现了人民币在经常项目下的可自由兑换。2002年11月,我国开始实行合格的境外投资者(QFII)制度。20世纪90年代,我国逐步实行资产负债管理,我国适应性货币量显著增加。吴志明、汪婷婷、朱哓华(2005)对基础货币供应量及外汇占款的协整分析中表明在1999~2004年间,外汇占款每增加1个单位,基础货币量投放增加0.57个单位。

2.FDI、利率、汇率和通胀关系的研究文献综述

刘晓辉和张在对利率调整分段研究与FDI的流入关系时发现,20世纪90年代初,FDI的流入与利率正相关,符合资本逐利性特点,但是,1992年邓小平南方讲话后,FDI的流入量与利率负相关。根据他们的研究,他们指出这是因为以FDI形式流动的资金部分地利用了国内的储蓄。

关于FDI与汇率的关系,胡邦勇认为:短期内,实际汇率贬值对FDI有明显的正向促进作用。短期内实际汇率贬值1%,FDI将增加1.83%。但是,从长期来看,实际汇率的贬值对我国FDI并无明显促进作用。马瑞和张兄来的实证研究,得出了FDI的变动会导致人民币升值的结果,卢晓勇的研究得出了类似的结论。

有关FDI对通货膨胀的影响,学术界基本认为,FDI在一定滞后期后对通货膨胀有正面影响。桑百川认为,FDI投资后的设备更新,加大了国内货币供给的压力。隆国强指出,FDI的流入会导致并购后的企业的职工收入水平高于全国水平,这些职工中多数为个人消费水平较高者,在短缺和消费攀比严重的条件下,会引起消费需求膨胀。

本文在对FDI的实证研究中加入了信贷资金规模变量,以期探究FDI与信贷发放的关系以及由此产生的国内的信贷需求如何影响利率、汇率和通货膨胀,并且在此基础上给出具有实际且本质意义的政策建议。

二、FDI、商业银行信贷和外汇占款现状

1.FDI概况

1979年,我国实行对外开放的经济发展政策,利用外资的数目逐年增加。2003年,我国利用外资额首次超过美国,成为世界上引进外资的第一大国。至2007年,中国已经连续十六年成为吸收外资最多的发展中国家,累计实际使用外资金额达7630亿美元。

根据外汇管理局的统计数据,近年来,我国FDI的流入显著增高。2005年,FDI流入855亿美元,较2004年增长41%;2006年FDI流入866亿美元,增长1%;2007年FDI流入1496美元,较2006年增长73%。2008年的金融海啸,使我国FDI的流入量有所减少,商务部2009年6月15日的数据显示,2009年前5个月,我国实际使用外资金额340.5亿美元,同比下降20.4%,其中5月份实际使用外资金额63.79亿美元,同比下降17.8%。这是自2008年10月国际金融危机以来,我国吸收外商直接投资连续第8个月下降。

2.信贷规模扩大

跨国公司是FDI流入中国的主要方式,跨国公司的进入增大了我国商业银行资金配给的信贷需求,大批大众企业被纳入跨国公司的产业链。再者,由于资本的逐利性,境内大规模的资金投入也如FDI般流入到预期收益稳定且乐观的行业中。以江苏省为例,根据相关数据资料显示,2005年末,江苏省境内金融机构发放的本外币贷款余额中,外资企业贷款余额2009.37亿元,占13.1%,省内外资银行发放的外汇贷款余额7.25亿美元,外资企业占88.69%。

3.外汇占款激增

自1994年外汇体制改革以来,我国中央银行基础货币投放的结构已经发生了根本变化,外汇占款成为基础货币投放的最主要渠道, 2004年外汇占款存量占基础货币存量的比例接近80%,较之前呈逐年递增状态。而外汇占款增量占基础货币增量的比例,在2001~2008年更是超出了100%。

三、实证检验与结果分析

本文采集了1982~2007共计26年的经济数据,所有数据均来自《中国统计年鉴》、《新中国五十五年统计资料汇编》、《中国金融统计:1949-2005年》以及中国人民银行、商务部、财政部和外汇管理局网站。主要指标为:FDI实际使用金额(亿元)(lnfdi),衡量通货膨胀率的指标RPI(1982=100)(lnrpi),金融机构信贷资金(亿元)(lnloan),一年定期存款平均利率(以时间跨度为权重进行平均)(lnint),人民币汇率年均价(lnexc),处于量纲统一的需要,FDI的数据为原始数据和相应年份的汇率换算而来。将所有数据对数化,进行时间序列的统计分析,本文采用的统计软件为Eviews6.0。

检验结果表明,我们有99.3%的把握确定FDI是RPI的Granger原因,99.9%的把握确定FDI是金融机构信贷规模的Granger原因,95.06%的把握确定FDI是利率水平的Granger原因,以及98.94%的把握确定汇率水平是FDI的Granger原因。

从脉冲响应可以看到,本期汇率的一个标准差的冲击,FDI的实际使用量经过一定的滞后期后开始呈上升态势,在第五期开始,达到最大值,之后保持相对平稳。类似的关系还体现在FDI对信贷和通胀的影响上,由于滞后期数的原因,这种长期的趋势并没有充分体现在VEC模型中。同时,我们注意到,在图(d)中,FDI的实际使用量的正向冲击对信贷规模的影响一直为正,且曲线一直保持相对较为平稳的态势,因此我们认为FDI实际使用量对金融机构信贷规模会产生持续的影响,这也意味着信贷对于FDI流入的不可低估的作用。而FDI对利率的影响从第六期开始出现了负值,表明从长期看FDI对利率影响的方向不是恒定的。此外,我们也注意到FDI对自身冲击的影响程度也非常敏感,初期即呈上升态势,于第三期达到最大值,并随着时间的推移,影响程度逐渐减弱。同时,FDI的变动方向与所受冲击的方向从长期上看是相同的。故总体而言,由图1得出的结论与协整检验的结论基本一致。

四、结论与总结

1.FDI是金融机构信贷规模的原因

我们的实证研究表明,FDI是金融机构信贷规模的格兰杰原因。FDI的流入,导致国内信贷投放增加,为了平衡资产负债表,商业银行会增加自己的存款,即要求货币供给的增加。如果中央银行拒绝发放基础货币,则银行间的同业拆借率会提高;如果中央银行适应性地增加了基础货币,那么由于FDI本身在投资的时候就是取决于未来预期稳定且乐观,因此这笔商业银行配给的信贷投资可以看作是有稳定收益的投资,那么配上适当的货币供给,一国的经济得以增长。此处,我们要注意,货币供给取决于国内银行信贷需求而不是FDI的流入量,取决于国内银行愿意应该配给外商投资多少资金,也取决于公众对生产出的产品的信贷需求有多大。因而,金融机构信贷资金对FDI实际使用量会产生持续的影响。

2.FDI的流入是通货膨胀的格兰杰原因

在浮动汇率体制下,当利率上升时,中央银行不会动用基础货币,而是采取其他手段抑制通货膨胀。目前,我国实行有管理的浮动汇率制,汇率浮动的弹性较小,利率上升时,中央银行仍然会适应性地投放基础货币。此时,当我们同时要求货币政策有效和实现经济增长时,就存在着一个很重要的假设条件,那就是由FDI而增加的投资都是理性的、适度的。此时,货币供给产生适当的货币需求,货币政策和就业目标(FDI会增加就业机会,而信贷配给和货币政策给与了外资企业支持以获得预期收入,东道国的就业被拉动)得以实现,一国经济增长。但是,现实中总没有那么美好。经过一段奔腾的飞速发展后,投资者在受到未来经济预期良好的驱动下会产生非理性投资,引起投资泡沫,在基础货币投放后产生货币泡沫,容易引起通货膨胀。导致一国经济体系和金融体系的不稳定。

3.通货膨胀是利率上升的格兰杰原因

为了抑制通货膨胀,中央银行被迫提高利率。经济理论告诉我们,资本具有逐利性,一国货币价格的提高会诱使外国资本的流入。而此时正如我们在前面的分析中所指出的,中央银行会投放更多的基础货币,最后导致该国货币政策的失效。利率上升时,居民存款也会增多,进一步加剧通货膨胀的危险。这就是FDI的流入给东道国的金融市场带来不利影响的显著表现之一。

4.汇率贬值是FDI的格兰杰原因

我们的实证研究表明,汇率贬值是FDI的原因,这是因为汇率贬值会给东道国带来财富效应和生产成本效应,导致外商对国内需求加大,直接投资加大。货币供给内生理论认为,FDI流入量的增加并不会引起汇率的变动。外汇从某种角度上来说就是一种资金占用,市场货币量是否增加,取决于市场信贷需求,因为基础货币和信贷货币供给具有内生性。只有在某一时期,利用外资急剧增加,大大超过还款,才会导致货币增加[9],加大国内货币政策调控的难度和通货膨胀的风险。

以上便是我们通过货币内生性理论结合货币政策传导机制解释了FDI与信贷发放、利率、汇率和通货膨胀的影响与关系,总结如下:

1.FDI流入的增加会增加商业银行的信贷发放。由于FDI投资的领域一般具有良好的发展前景,而外资在东道国的投入必然引致国内商业银行信贷资金的配给。商业银行的信贷发放取决于不同的风险偏好和对未来收益的预期,因此风险和收益成为了商业银行如何做出信贷行动的主要因素,也决定了流通中的基础货币的数量。

2.在开放的经济体系中,市场利率是央行为了抑制外汇储备增多带来的通货膨胀而采取的手段,属于内生,因为是人民币需求增多但中央银行不愿放出太多基础货币而决定的利率水平。

3.汇率贬值可以影响FDI的流入,而FDI的流入对汇率的影响只有在某一时期,利用外资急剧增加,大大超过还款,才会导致货币增加,加大国内货币政策调控的难度和通货膨胀的风险。

4.通货膨胀在投资未过热状态下是不会发生的,因为一切的资源配置都是有效且适度的,未来的预期收益稳定,货币供给基本不变,即便中央银行愿意提供基础货币,也能因为未来的预期收益的现金流入而平衡,达到经济增长的目标。但是一旦FDI过度投资于某一领域或某一项目,造成投资过热,迫使中央银行适应性发放基础货币,便会在泡沫破灭后产生货币需求有效不足,引发通货膨胀。

五、政策建议

1.政府在政策引导时应该把注意力放在FDI的区域选择和项目选择上。我们应该借着FDI选择的追逐未来预期收益较高的投资项目上,发挥国内银行信贷的作用,配合着FDI资金使用,由信贷需求引起货币需求再引起货币供给,最后实现货币政策和就业目标拉动经济。

2.政府在引导FDI投资时,需要注意切莫形成泡沫,投资适度,不可过热,否则很容易在泡沫破灭后产生货币有效需求不足导致通货膨胀,危害到国家经济安全。这就要求中央银行在制定基础利率时要把握适度,不可过低也不可过高。

3.经济处于低迷时,政府应当注意刺激信贷需求(信贷需求取决于未来收益率和利率),如此才能继续吸引FDI,并且将资金用在正途,有助经济恢复,同时实现货币政策,稳定金融市场,发挥金融市场的资金中介作用。

4.经济处于高涨时,政府应当合理引导分配FDI的投资选择,有助信贷配给的合理化,不致于由于投资过热而引发通货膨胀。

参考文献

[1]杨力,《适应性货币供给――全球化和微观视角的研究》,上海财经大学出版社

[2]孙伯银.货币供给内生的逻辑[M],中国金融出版社

[3]刘晓辉,张.FDI资金流动下的政策有效性与人民币汇率政策[J],当代经济科学,2006年第28卷第6期

[4]胡邦勇.实际汇率变动我国FDI的影响[J],统计与决策,2007年第24期

[5]马瑞,张兄来.汇率与对外贸易、FDI相关性的实证研究[J],技术与市场,2008年第3期

[6]卢晓勇.利用外资战略与维护国家经济安全[M],科学出版社

[7]桑百川,《外商直接投资:中国的实践与论争》,经济管理出版社

[8]隆国强.外商直接投资对通货膨胀的影响[J],经济研究,1998年第5期

[9]孙伯银.《货币供给内生的逻辑》,中国金融出版社,p161

基础货币论文篇7

一、背景：

1、97东亚金融危机的打击使东亚各国清醒的认识到，为抵御金融风险不能仅仅寄希望于货币基金组织的援助，必须在区域内部加强合作，共同合作防范金融风险；

1997年开始于泰国的金融危机最终波及到整个东亚地区，给东亚各国的货币金融和经济发展带来了沉重的打击。由于东亚国家经济体制、产业结构的相似性，货币危机的“传染效应”非常明显，在东亚各国货币遭遇冲击，出现短期国际性支付危机的时候，本可以向国际货币基金组织申请紧急资金援助，但实际上，IMF对危机国提出了一系列紧缩货币和财政政策的苛刻要求，客观上增加了谈判难度，延误了解救时机，最终加剧了危机。由于东亚地区缺乏相应的应对机制，难以应付危机的“传染效应”，又无法求助于外部力量，各国紧紧依靠自身的力量对抗国际游资短期性冲击，最终导致各国经济遭遇衰退。

2、全球货币体系的变迁，20世纪80年代后货币集团化成为一股潮流并被实践证明是成功的，美元区的建立和欧元区的成功经验使人们对东亚货币金融合作充满了信心；

在经济、金融一体化背景下，世界上出现了一股货币集团化的潮流，产生了不少区域性货币组织，如西非货币联盟、中非货币联盟和阿拉伯货币基金组织等。2002年3月1日欧元作为唯一的法定货币开始在欧元区12国流通，拉美地区一些国家美元化等现象的出现，反映出货币联盟理论在实践上的应用是成功的，货币金融合作有利于成员国的经济发展。

3、区域性金融危机频繁发生，国际投机资本规模巨大，东亚国家认识到仅凭一国的力量都不可能单独对抗巨大的游资冲击；1992年英镑危机，1994年墨西哥、阿根廷金融危机和1997年亚洲金融危机的相继发生，使东亚各国认识到面对巨大的国际投机资本，如果不加强合作、共同抵御危机，势必难以防范和化解危机，进而影响到本国经济的稳定和长远发展。

二、基础：

（一）理论基础

货币金融合作是以最优货币区理论作为理论基础的，从蒙代尔（1961）提出最优货币区（OCA）理论开始，OCA理论由最初的单一分析方法到加入OCA成本、收益综合分析，再到20世纪90年代以来的OCA一般均衡模型与OCA指数的建立，以及关于OCA内生性和政治因素的分析等，逐步将各种复杂的标准系统化，并纳入统一的研究框架，为货币金融合作的开展提供了较完备的理论基础。

   （二）经济基础

1、东亚区域内贸易自由化进程加快，成员国之间宏观经济依赖性加强，客观上需要实现区域内汇率稳定，降低汇率波动带来的风险，开展货币合作。东亚区域内贸易额在80年代后半期显著上升，而区域内贸易量越大，开展货币合作给成员国带来的利益就会交易成本的降低而越大，所以各国普遍也有深化货币合作的愿望。

2、东亚各成员国拥有丰富的外汇储备，区域内部直接投资的趋势不断提高，资本流动方面显示了比较高的合作性。在此基础上开展金融合作无疑有利于防范金融危机或进行时候救援。

3、亚洲金融危机使东亚各国认识到区域内各国加强汇率机制的协调，开展货币合作有助于防范货币冲击，缓解金融危机。东亚各国在危机中的惨痛教训使其认识到仅凭本国的力量无法对抗巨大的国际游资冲击，更无法有效的遏制危机扩散，合作成为各方的共识。

4、欧洲货币联盟的成功经验证明货币金融合作是可行且有效的，东亚地区关于加强货币合作的呼声受欧元成功启动的影响再度高涨，为货币合作提供了舆论准备。目前，东亚各国在开展货币合作方面已经进行了一些实质性的工作：1999年11月，东盟10+3峰会在马尼拉通过了《东亚合作的共同声明》，同意加强金融、货币和财政政策的对话、协调和合作；2000年5月东盟10+3财政部长在泰国清迈达成了《清迈协议》（Chiang Mai Initiative），使东亚货币金融合作从构想变成为现实。2000年8月东盟10+3的中央银行又将多边货币互换计划的规模由2亿美元扩展到10亿美元。2000年11月互换协议扩展到所有东盟成员，总额达到10亿美元，扩展了东盟互换协议（ASA）与双边互换网络和回购协议(BSA)。2005年5月27日中、日、韩三国央行行长在汉城签署了新的掉期协议，韩国央行与中国央行和日本央行达成协议扩大换汇数额分别达40亿美元和30亿美元，该协议成为“清迈协议”的延续。清迈构想的实现及其拓展显示了东亚各国开展货币金融合作的信心，为进一步开展深层次的合作奠定了基础。

（二）政治基础

1、随着欧元区和美元区的建立，国际货币体系正在经历改革，东亚各国政府、商界、学术界对于货币金融合作的热情高涨，这无疑为合作的开展提供了良好的舆论准备。

2、日本长期以来实行依附美国的政策，但为实现其在亚洲地区的支配地位，迫于东亚其他国家的压力，也需要联合区域内其他国家对抗来自区域外的竞争压力；另外，日本长期以来受经济衰退困扰，为重振国内经济，日本也积极开展对内金融改革和对外金融合作，以避免金融危机的发生。作为东亚经济龙头的日本积极开展货币金融合作既有力的推进了合作进程，又给区内各国做出了示范效应。

三、障碍

1、东亚各国经济发展水平相差悬殊，经济一体化程度不高，各经济体的经济周期、面临的内、外部冲击作用的方向、影响因素各不相同，这些差异性为实现区域货币金融合作增大了难度，东亚国家之间的历史、文化、经济、风俗有较大差别，经济一体化程度较低，由此导致各国在政策协调、产业整合等方面出现了较多冲突。在东亚货币金融合作的成员中，既有经济发达的日本，又有经济落后的越南、柬埔寨等国家，经济发展模式多元化，经济政策缺乏有效协调，各国参差不齐的经济发展水平无疑增大了区域货币合作的难度。

基础货币论文篇8

关键词：通货膨胀；外汇储备；外汇冲销

中图分类号：F123 文献标识码：A 文章编号：1674-1723（2013）02-0009-02

近年来，随着我国经济的对外贸易高速发展，在人民币升值的大背景下，国际热钱和中国巨额的贸易顺差产生的外汇储备的快速增长，中国人民银行最新公布的数据，国家外汇储备余额已经达到了3.20万亿美元，巨额的外汇储备使得央行的外汇占款持续增加，使得央行的货币投放量不断增大。

目前，由于基础货币的快速投放，造成的国内的通涨水平的一直持续在高位运行，央行同时为了维持国内通胀水平的稳定，防止经济出现较大幅度的波动，在2012年，央行连续六次上调存款准备金率，大型金融机构的存款准备金率已达到20.5%的高点。本文通过统计数据，构建货币政策的有效性检验的模型，分析央行的货币政策在通胀的大背景下是否有力地遏制了通胀，防止了经济出现较大幅度的波动。

一、文献回顾

外汇储备的快速增长，必然引起央行的基础货币的投放量的加大，进而产生巨大的通胀压力，对于央行的货币基础货币的大量投放与通胀之间的关系，刘霖、靳云汇（2005）通过对中国货币的投放与通胀的时间序列进行协整检验分析，发现经济增长率、M2增长率、贷款余额增长率、物价之间存在协整关系。

央行通过货币政策，如公开市场操作，调整存款准备金率等方式，来回收经济系统的中流的性，在央行的货币政策有效性的研究方面。周光亚、马野青（2008）样本期为2000年至2006年的数据进行协整检验和建立VEC模型，通过分析研究发现，央行的货币冲销政策大部分时间是有效的，在由外汇储备增长所引起的基础货币增加中，一部分被经济增长所吸收，另一部分由央行的货币冲销政策所吸收。

本文通过对货币冲销利率建立理论模型，第三部分对外汇储备，货币的增长以及物价水平的关系进行分析，建立VAR模型，检验外汇储备的增长引致的货币增长对物价影响进行分析，并对中国货币冲销政策的有效性进行检验。

二、实证检验

本文的数据选取的是2000年第一季度到2011年第三季度的季度数据，数据来源自中国统计局网站，中国人民银行，和中国外汇储备管理中心网站，GDP直接采用搜集到的以亿元人民币为单位的数据。对数据描述数据的平稳性检验，通过数据的趋势可以看出，我国的通胀水平一直在震荡走高，央行的外出储备也在震荡走高，我国高企的通胀率可能与与我国高的通胀之间有一定的联系。

为了使模型的设定更合理并且为了减少或消除潜在的异方差，对数据时间序列物价水平的变动P，货币投放量M，以及外汇储备量FEA进行取对数操作，对序列的平稳性进行检验，LNP，LNFEA LNM均为一阶单整序列。

用采用Johansen的方法进行变量的协整性检验，结果是三者存在协整关系，说明外汇储备的增加和基础货币的投放量和物价水平的上涨存在一定的协整关系。对三个序列进Granger因果关系检验。通过Granger因果关系检验结果发现：货币的增长是物价水平变动的Granger原因，这与事实比较符合。

根据用赤池信息准则（AIC）和施瓦茨（SC）准则确定p值，赤池信息准则（AIC）和施瓦茨（SC）准则的最小值都在第二期出现的，可以确定最优滞后阶数p为2，建立VAR（3）模型，对其方差进行分解，得到如下结果：

由上图可以看出，物价水平的上涨很大程度可以用货币的发行规模有直接的关系，贡献率大约为50%，说明货币发行量的增加一方面被经济的发展，产出的增加所吸收，但一部分却引起了物价水平的上涨。但外汇储备的增加对基础货币的投放量的贡献却很低，所以我们认为央行的货币冲销政策起到很好的抑制基础货币投放规模的效应。

三、央行货币冲销政策的有效性检验

我们选取2009年到2011年季度数据做货币冲销政策的有效性检验，数据来源中国人民银行网站。当央行发行的货币与宏观经济的增长一致的时候，即货币的增长满足了扩张的需求，我们就可以说央行的货币冲销政策是有效的。当时候，外出储备增加引致的通货膨胀会导致物价水平的上涨，因此央行货币冲销政策此时无效。因此央行货币冲销政策有效的条件是：＜0，即：

其中：为货币供应量，为基础货币的发行量，以代表物价水平，以代表社会的总产出。货币冲销政策的有效性检验结果如下：

通过上述图表可以发现，央行的货币冲销政策在大部分时间是非常有效的，这与我国一直实施的稳健的货币政策有关，严格的控制力货币的发行速度，但是有几个季度的冲销的结果不是很有效，如2011年第一季度，由于贸易顺差的快速增长，物价水平的快速上涨，但是在第二季度，货币冲销政策就转为有效，说明我国的货币投放的大部分被经济的快速增长所吸收，这与我国的国情也是基本相符的。

四、结论和启示

本文利用2006～2011年的季度数据建立模型，通过检验发现，货币投放的快速增长是物价水平上升的主要原因之一，但是我国外汇储备的快速增长对我国货币投放的快速增长解释力不足，并通过检验发现，央行的货币冲销政策在大部分时间是非常有效的，说明央行回收了相对一部分因外汇占款而快速增长的货币投放。根据结论，我们提出对于目前我国在货币方面的主要的一些政策建议：

应当加快人民币的国际化步伐，人民币国际化有助于降低我国在国际贸易和投资活动中的交易成本，也有助于形成竞争性的全球储备货币体系。优化央行的资产结构当加快储备资产的多元化的结构。继续深化外汇管理改革，大力推动外汇市场发展，深化金融企业改革和加大金融创新力度，拓宽央行的货币冲销手段和渠道，增强央行货币政策和外汇政策的灵活性，并通过完善利率市场化改革，使得货币政策的效果能够充分的传导，维持宏观经济系统的稳定。

参考文献

[1]　孟晓宏．论中央银行的货币冲销[J]．现代管理科学，2006．

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[4]　Sarno L，Taylor M P．Official Intervention in the Foreign Exchange Market：Is It Effective and，If So，How Does It Work[J]．Journal of Economic Literature，2001．

基础货币论文篇9

关键词：财政赤字；货币供给；VAR模型；广义脉冲响应函数

中图分类号：F830．9

文献标识码：A

文章编号：1000-176X(2006)10-0055-06

一、引　言

长期以来，财政赤字增加是否导致货币供给增加一直是宏观经济学关注的焦点问题，因为这一问题关系到央行的独立性、货币政策的有效性以及宏观经济政策组合的实施效果等。

一般而言，当出现赤字时，政府通过借债或发行货币以创造铸币税收入来为其支出融资。从理论上看，赤字的货币供给效应有三种：增加、不变或减少，但一般认为赤字增加导致货币供给增加。根据已有的文献，赤字增加导致货币供给增加的理论依据可能在于：

(1)财政占优假设。在财政占优的体制中，货币当局迫于政府压力为赤字融资，央行的货币供给是财政政策的函数。在发展中国家和转型国家，由于金融市场的不发达、央行的非独立性和征税机制的不完善，政府更倾向于用货币创造来为其赤字融资。若央行足够独立则能更好地控制货币创造(Haan和Zelhomt，1990)。

(2)最优铸币税或通货膨胀税理论。中央政府可能使用通货膨胀税作为赤字融资的方式，财政当局与货币当局联合决策。当宏观经济政策存在时间非一致问题时，由于非预期通货膨胀的存在，债务利息的实际价值减少，意味着政府的收入增加，政府有利用铸币税为其赤字融资的激励(Tumovsky，1995)。

(3)Sargent和Wallace(1981)指出，若赤字是持续性的，政府最终将不得不增加基础货币并引发通货膨胀。如果实际利率超过经济增长率，政府债务将以快于实际收入的速度增长。此时，货币当局被迫通过货币创造为政府赤字融资。

(4)赤字可能提高利率水平，当货币当局追求的是低利率目标时，央行将进行公开市场业务以稳定利率，就会增加货币供给以抵消赤字支出增加对利率的影响。

(5)在内生货币供给理论的框架下，即使央行足够独立，赤字支出也可通过影响经济增长和利率、物价等而对货币供给产生影响(Thoma，1994)。主流经济学的财政理论在外生货币供给的前提假设下，把货币供给完全归于中央银行。货币供给的内生性(Endogenous)是指，货币供给是由经济活动自身创造出来的，是实际产出、利率、物价水平等经济总量的变动决定的。内生性理论强调一国货币存量不是可由其货币当局独立决定和左右，而是受制于社会经济活动和由此所产生的货币需求，仅将货币政策当作外生的规则性影响是不全面的。根据凯恩斯主义的理论，如果资源已经充分利用，则预算赤字的增加对总需求具有正效应。总需求的扩张通过乘数效应增加国民收入，货币交易需求随之增加，央行将不得不适应货币需求的变化而增加货币供给。

此外，Hossain和Chowdhury提出，发展中国家的政治不稳定是财政赤字影响货币供给的原因之一。在许多西方国家，迫于失业等社会经济问题的压力，若央行采取紧缩货币的做法，将不能创造更多的就业机会，政府将被迫减少社会福利支出或减少公共投资。此时，央行在多重压力下将不得不增加货币供给。

认为赤字增加对货币供给无影响的理论依据在于：(1)在货币主义的框架中，若财政当局与货币当局彼此完全独立，都有自己的偏好，央行的货币供给就不受财政当局的影响。(2)根据李嘉图等价定理，财政赤字对利率、消费、储蓄、投资等均无影响，则货币需求函数也不会发生改变，财政赤字对货币需求进而对货币供给无影响。Barro(1974)的模型认为，政府支出而非赤字增加税收和货币供给。此外，有部分学者认为，当货币当局的目标是控制通货膨胀时，则货币当局会减少货币供给以对抗扩张性财政政策对物价水平的影响，赤字增加导致货币供给减少。在不同的货币政策操作规则下，财政赤字对货币供给的影响存在差别。

关于赤字的货币供给效应的实证研究的结论也具有较大的不一致性。Akhtar和Wilfordt引，Laney和Willett(1983)，Ahking和Miller，Dera―Vi(1990)，Tanner和Devereux，Vamvoukas等的实证研究认为财政赤字和货币供给呈正相关关系；McMillin和Beard，Joines，Baxnhart和Darrat，Gulley等的实证研究认为赤字未导致货币供给增加。实证结果对模型设定、时期选择、变量形式、计量方法等非常敏感。

国内关于财政赤字与货币供给关系研究文献不是很多，王利民、左大培(1999)阐述了中央政府财政赤字、货币扩张和铸币税的关系，张红地(2002)理论阐述了铸币税和财政赤字融资之间的关系，曾康霖(2002)对央行铸币税和弥补财政赤字进行了理论分析，但都缺乏对财政赤字与货币供给关系的实证研究。本文拟以已有的文献为基础，探讨1978--2003年我国财政赤字影响货币供给的传导机制，并予以实证检验，为有关政策的制订和实施提供理论依据和实证支持。本文的结构安排如下：第一部分，引言，进行理论和实证研究综述。第二部分，分析我国财政赤字影响货币供给的机制。第三部分，实证检验及其结果。第四部分，结论与政策含义。

二、我国财政赤字影响货币供给的机制分析

1．我国赤字的融资方式决定了财政赤字影响货币供给

从赤字的融资方式来看，赤字增加货币供给的机理在于：若政府向央行透支，央行通过发行货币的方式为财政融资，导致货币供给直接增加；若赤字通过发行债券来弥补并且由央行在一级市场上购买，同样引起货币供给直接增加；若央行不是直接购买财政发行的债券，而是在金融市场上通过公开市场业务购买财政债券，也会增加货币供给；若政府向商业央行借债为其赤字融资，则赤字也会影响货币供给，只是向央行和向商业银行借债的货币供给效应不同。向央行借债直接增加基础货币而导致货币扩张；向商业银行借债的货币供给效应取决于货币乘数。如果商业银行的超额储备为零或保持不变，则借债给政府就相当于减少私人部门信贷，货币供给不变。当然，商业银行也可在借债给政府的同时不减少其对私人部门的信贷，前提是央行愿意通过公开市场业务购买政府债券、提高对商业银行的贴现等方式增加商业银行储备货币的供给。央行增加储备货币的

压力或来自于商业银行或政府或央行自己的愿望(降低因政府借债导致的利率上升压力或私人信贷的减少)。此时，政府向商业银行借债为其赤字融资会增加基础货币，进而增加货币供给。如果商业银行在借债给政府的同时，基础货币和对私人部门的信贷不变，商业银行必须减少其超额储备，将提高货币乘数，增加货币供给。

传统的财政理论一般认为，政府向非银行系统的私人部门借债不会导致货币供给的增加。但是，若货币供给是内生的，向非银行系统的私人部门借债的赤字支出通过影响实际产出、利率、物价水平等经济变量对货币需求进而对货币供给产生影响。一般认为，经济增长率的提高增加总需求进而增加货币需求；但是，Thoma(1994)认为，内生性的货币政策可能具有同经济周期阶段相关的反周期性质，当经济增长率超过目标水平时采取紧缩货币政策。通货膨胀率的提高减少货币需求进而影响货币供给。利率的货币需求效应比较复杂，存在几种可能性：(1)利率上升，商业银行贷款意愿增强，扩大货币供给。(2)由于逆向选择效应(利率提高，偿还能力低的高风险企业才有意申请贷款)和风险激励效应(利率提高激励借款方的机会主义行为)的存在，利率提高增加商业银行的贷款风险，商业银行的信用创造也可能收缩。(3)利率提高降低私人部门的货币需求。(4)利率提高，公众购买债券的意愿增强，政府可减少向央行融资，货币供给减少。

从我国的实际情况来看，计划经济体制下，国家财政在某种程度上占据了货币金融体系的支配地位，财政直接向央行透支，以铸币税去弥补财政赤字不可避免。1994年，我国人民银行停止向中央财政透支。1995年通过的《中国人民银行法》规定政府赤字必须从社会融资渠道弥补，央行不得向中央和地方政府透支和借款，而且央行不得直接购买和包销政府债券，从而切断了央行与财政之间的直接融资渠道。目前，我国的财政赤字主要是通过发行国债直接向公众和商业银行融资，其次是央行的公开市场业务。公开市场业务必然影响基础货币供给，国内许多学者认为向商业银行融资不影响货币供给。但是，根据Coats和Khatkhate的分析，向商业银行融资同样影响货币供给。此外，若货币供给是内生的，向非银行系统的私人部门融资的赤字支出影响总需求进而影响货币供给。因此，从赤字的融资方式来看，尽管学术界和决策层不主张以铸币税去弥补财政赤字，但我国存在财政赤字影响货币供给的基础。

2．我国货币供给的内生性决定了财政赤字影响货币供给

改革开放以来，我国的货币政策经历了几次“扩张一紧缩一扩张”的周期性变化。我国货币政策的目标是“增加货币供给，稳定物价，促进经济增长”，央行通过货币供给来达到控制经济增长、利率、物价等目标。总体上看，我国货币政策调控理念主要是沿用凯恩斯主义的模式，即“逆经济风向行事”而不是实行货币主义的“单一规则”，货币供给在很大程度上是被动增加，而非主动调节经济运行。国内许多学者认为，我国货币供给并不是中央银行可以控制的外生变量，而是由各个经济主体相互作用内生决定的。周诚君(2002)认为，从我国经济短缺、过剩或转轨形态来看，我国的货币供给呈现很强的内生性。短缺经济中，由于倒逼机制，货币供给很大程度上是内生的；转轨经济中，双轨条件下，我国的货币供给很大程度上不是央行所能独立控制的，而是由经济活动本身决定的，货币供给具有较强的内生性；过剩经济中，货币供给取决于意愿货币需求，在意愿货币需求不足的情况下，单纯试图提高货币供给是无效的。我国货币供给机制的发展历程也体现了我国的货币供给的内生性逐渐增强。1984年以前，货币供给主要通过信贷计划和行政指令实现，货币供给呈现外生性；1984―1994年，人民银行专门行使中央银行职能，不直接决定货币数量，而是通过准备金和再贷款等手段控制基础货币，间接控制货币供应量；1994―1998年，我国货币供给向市场化方向发展，货币供给内生性逐步显现；1998年以后，中央银行取消信贷配额管理，货款完全由商业银行根据风险与收益的权衡决定，中央银行集中于发行货币、制定货币政策和进行公开市场操作，间接调控经济。此时，货币供给内生性完全表现出来。金琪瑛(1999)对1979―1998年我国货币变量与经济变量关系进行了实证分析，对货币增长率、经济增长率、通货膨胀率和经济货币化比率这四个变量建立了一个线性回归方程，得出了货币变量依赖于经济变量即货币供给内生性的结论。史永东(1999)在包括货币供给和收入的2变量系统内运用Granger因果关系检验的结果显示，改革开放后我国的货币供给具有内生性。刘金全、张艾莲(2003)研究了实际GDP增长率和通货膨胀率对货币供给的冲击，结论是我国的货币供给体现出了一定程度的波动性，在经济扩张阶段采取紧缩性货币政策，而在经济处于紧缩阶段时，却谨慎采取扩张性货币政策””。在我国经济运行当中，货币政策的制定和调整是依据现实经济运行条件的，货币供给具有内生性。由于我国货币供给的内生性，财政赤字政策的实施通过影响总需求而影响货币需求进而影响货币供给。此时，即使通过向公众发行债券为赤字支出融资也会影响货币供给。

3．我国的央行独立性程度决定了财政赤字影响货币供给

1984―1993年，在以信贷规模控制为货币政策工具的条件下，“倒逼机制”的存在损害了央行的操作独立性，利润分成制度和政府的经济增长目标损害了央行的目标独立性。这―阶段，我国的央行谈不上独立性(汪红驹，2003)。1993年以后，金融体制改革深化，央行的独立性得到提高。但是，我国央行在法律地位上隶属于政府，货币政策的决策并非由我国人民银行自主决定的，最后决定权在国务院，降低了央行的独立性(谢平，1996)。目前我国的市场经济仍旧不完善，或者说是政府管理与市场相结合、政府主导型的市场经济。这种经济体制的首要特征是，国家财政作为货币金融体系的重要组成部分，它与中央银行共同执行控制货币供给和货币金融体系的职能(靳卫萍，2002)。由于我国央行的相对独立性，存在财政赤字影响货币供给的基础。

三、实证检验

1．模型设定和检验方法

样本区间为1978--2003年。数据来自历年《中国统计年鉴》和《中国金融统计年鉴》。rMt表示实际货币供给量(M1)的自然对数；Deft表示财政收支变量，为实际财政支出的自然对数减去实际财政收入的自然对数；P，为以CPI衡量的通货膨胀率；Yt为实际GDP；Rt为名义利率。用CPI将有关变量的名义值换算为实际值。

令Zt=[rMt，Deft，Yt，Rt，Pt]’。目前，央行把

M1作为短期监测目标，M1作为长期监测目标。使用M1指标是因为它直接受央行控制且我国的M，与银根松紧关系密切。根据第二部分的分析，在我国可能存在赤字水平影响货币供给的基础；名义利率的升降体现央行货币政策的松紧；由于我国货币供给的内生性，实际GDP和通货膨胀率也可能是影响我国货币供给的重要因素。

检验方法上，首先根据水平VAR模型来确定变量之间的因果关系；在此基础上，进一步根据VAR模型得出脉冲响应函数以识别变量系统对冲击或新生扰动的动态反应。使用Eviews5．0软件进行计量分析。

2．确定水平VAR模型的最佳滞后阶数L

确定水平VAR模型的最佳滞后阶数的方法是从一般到特殊从较大的滞后阶数开始，通过对应的LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等确定。考虑到样本区间的限制，我们从最大滞后阶数I＝3开始，并根据FPE值、AIC值、SC值、HQ值等选择最佳滞后阶数为3，见表1。

3．VAR(3)模型的稳定性检验

根据图1，VAR(3)模型的全部根都落在单位圆以内，因此，VAR模型的稳定性条件得以满足，根据其得出的因果关系检验和脉冲响应函数的结果是稳健、可靠的。

4．基于VAR(3)的因果关系检验

因果关系检验结果见表2。

可见，在10％的边际显著性水平上，财政赤字是货币供给的单向Granger因；在1％的显著性水平上，实际GDP是货币供给的单向Granger因；在10％的边际显著性水平上，名义利率与货币供给之间存在双向Granger因果关系；在1％显著性水平上，通货膨胀率与货币供给之间存在双向Granger因果关系。

因此，财政赤字、实际GDP、名义利率和通货膨胀率均是我国货币供给(M1)的决定因素，反映我国货币供给政策的内生性，我国货币供给并不是中央银行可以独立控制的外生变量，而是由各个经济主体相互作用内生决定的。由于货币供给受名义利率、实际收入、价格水平、赤字水平等多种因素的影响而变得不稳定和难以预测，货币政策的有效性受到影响。值得注意的是，根据表2，货币供给不是实际GDP的Granger因，我国货币政策有效促进经济增长的实施效果并不明显，货币政策与其最终目标之间的联系受阻。

5．广义脉冲响应函数

脉冲响应函数描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击(innovation)后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。Pesaran等所提出的广义(generalized)脉冲响应函数可以不考虑变量的排序问题而得出惟一的脉冲响应函数曲线，在最近的实证研究中被广泛使用。图2是基于水平VAR模型的广义脉冲响应函数曲线，横轴代表滞后阶数T，纵轴代表实际货币供给变量受各变量冲击的响应程度。

根据脉冲响应函数曲线，在滞后约2--6年的时期内，货币供给变量在受到一个单位正向标准差的财政赤字变量的冲击后，冲击效应为正，财政赤字的增加导致货币供给量增加；在滞后约2--6年的时期内，货币供给变量在受到一个单位正向标准差的名义利率变量的冲击后，冲击效应为负，名义利率水平的提高导致货币供给减少；在滞后1--6年的时期内，货币供给变量在受到一个单位正向标准差的通货膨胀变量的冲击后，冲击效应为负，通货膨胀水平的提高导致货币供给减少；在滞后1--6年的时期内，货币供给变量在受到一个单位正向标准差的实际GDP变量的冲击后，冲击效应为正，实际GDP的增加导致货币供给增加。

由于赤字的融资方式、央行的非完全独立性和货币供给的内生性，在我国存在赤字影响货币供给的传导机制，赤字的增加是解释我国货币供给增加的重要因素之一。在我国利率管制的条件下，中央银行货币政策的松紧可以通过利率来表示。央行控制的利率上升，一方面表明其紧缩货币的意愿；另一方面，增加商业银行向中央银行的借款成本，商业银行会减少向央行的借款，从而减少央行的基础货币投放。同时，商业银行提高对企业的贷款利率，企业会减少向商业银行贷款，商业银行的信用创造收缩。此外，由于逆向选择效应(利率提高，偿还能力低的高风险企业才有意申请贷款)和风险激励效应(利率提高激励借款方的机会主义行为)的存在，增加商业银行的贷款风险，利率上升时，其预期收益反而下降，商业银行的信用创造收缩。价格水平的提高导致货币供给减少，反映央行紧缩货币以控制通货膨胀的目标。名义利率水平上升以及价格水平提高均导致货币供给减少，体现了我国货币政策的反周期性质。实际GDP的增加导致货币供给增加，我国货币供给的增加在一定程度上是实体经济增长的需要。

四、结论与政策含义

根据已有的文献，在探讨中国财政赤字影响货币供给的传导机制的基础上，通过5变量系统实证检验1978--2003年我国财政赤字与货币供给的关系。实证结果显示：

(1)由于赤字的融资方式、央行的非完全独立性和货币供给的内生性，在我国存在财政赤字影响货币供给的传导机制，赤字的增加是解释我国货币供给增加的重要因素之一。即使向商业银行系统和非银行系统的私人部门发行债券为赤字融资也会影响货币供给。因此，需要充分重视我国赤字财政政策的货币供给效应，在货币金融体系下重新认识财政政策的作用及功能，惟有如此才能合理运用财政政策和货币政策及其政策组合。

(2)赤字水平、实际GDP、名义利率和通货膨胀率都是我国货币供给的决定因素，反映我国货币供给政策的内生性。我国货币供给并不是中央银行可以独立控制的外生变量，而是由各个经济主体相互作用内生决定的。由于货币供给受名义利率、实际收入、价格水平、赤字水平等多种因素的影响而变得不稳定和难以预测，加剧宏观经济、金融运行的波动，货币政策的有效性受到影响，难以主动调节经济运行，我国货币政策有效促进经济增长的实施效果并不明显，货币政策与其最终目标之间的联系受阻。所以，是否继续以货币供给量(M1)作为货币政策的短期监测目标需要认真予以审视。

基础货币论文篇10

关键词：电子货币使用率 货币乘数 货币政策 协整

电子货币作为一种交易媒介和支付手段，自20世纪70年代产生以来，正被越来越多的厂商、消费者、银行和政府部门所接受，使用领域和范围以惊人的速度扩大。电子货币的广泛使用给传统的货币理论带来了强有力的冲击，它加大了中央银行控制基础货币的难度以及增强了货币乘数的内生性和不稳定性，从而削弱了中央银行控制货币供给的能力。而传统的货币理论认为，货币乘数是稳定并可以预测的，中央银行可以在货币乘数科学预测的基础上调整其可直接控制的基础货币实现对货币供给的调控。因此，正确认识电子货币的使用对货币乘数的影响，准确把握电子货币条件下我国货币乘数变动的规律，对我国中央银行灵活运用货币政策，提高宏观货币调控能力具有重要的现实意义。

文献回顾

对于电子货币的定义，较权威的是1998年巴塞尔协议所描述的：电子货币是指在零售支付机制中，通过销售终端、不同的电子设备之间以及在公开网络上执行支付的“储值”和“预付支付机制”。从已有的文献看，国内外学者对电子货币条件下货币乘数的研究已取得了一些有价值的成果，但并没有得出一致性的结论。

国外最早对电子货币的研究来自国际清算银行的支付与清算委员会（BIS）。其于1996、2000、2001和2004年先后发表了对电子货币的研究报告，分别就电子货币的界定、发展、风险和对货币供给和货币政策的影响等方面进行了研究。这些报告为电子货币的研究奠定了基础。James A.Dorn（1996）认为电子货币的存在及其对货币流通速度的影响，降低了中央银行控制基础货币的能力。Solomon（1997）在研究电子货币对货币总供给的影响时，指出应将电子货币的发行量直接计入货币总量，这样就使货币乘数显著增加。John Hawkins（2002）、Susan M.Sullivan（2002）和Ann L.Owen（2004）等大批学者指出电子货币会使中央银行难以控制商业银行的行为，从而导致中央银行降低了对基础货币和货币乘数的控制能力。Mervyn King（1999）的观点比较激进，他认为电子货币条件下，商业银行不再需要基础货币就可以满足结算账户的平衡，一旦电子货币完全替代基础货币，中央银行只能退出操纵货币政策的舞台。Friedman（1999）则认为虽然电子货币会对基础货币和货币乘数产生影响，但这种影响是有限的。

国内对于电子货币的研究虽然起步较晚，但是发展速度很快，对于电子货币影响货币乘数这个问题，国内学者做了一些研究，但是出发点各不相同。尹龙（2000）从电子货币对中央银行的独立性、基础货币、货币乘数、货币政策以及对电子货币的监管进行了研究，并提出了相应的政策建议。胡海鸥和贾德奎（2003）指出电子货币将减少公众对中央银行基础货币的需求，增强货币乘数的内生性，削弱以货币供给量为货币政策中介目标的货币政策效果，甚至可能使其失去作用。谢平、尹龙（2001）指出电子货币的发展影响了货币供求理论和中央银行对货币政策的控制力度，货币乘数会增大。尹龙（2003）论证了电子货币使货币乘数的公式更为复杂，影响货币乘数的因素增加了，而且新增因素大多为经济运行中的内生变量，增强了货币乘数的内生性。靳超、冷燕华（2004）认为电子货币作为一种媒介工具，将更多的货币纳入到银行系统乘数创造过程中，从而总体上增大了货币乘数。周光友（2007）也认为电子货币增强了货币乘数的内生性，并用实证方法证明了电子货币对货币乘数的放大效应。王倩、杜莉（2008）通过实证表明电子支付科技对货币乘数的影响并不是单一的扩张而是具有双重作用。

以往研究成果为研究电子货币对货币乘数的影响提供了较好的理论基础和研究方法。但是，以下三点仍有待改进：一是电子货币对货币乘数影响的研究大多停留在定性分析的层面上，并且有较多的重复，定性分析的结果虽然对中央银行在制定货币政策时有一定的参考作用，但很难操作；二是对我国电子货币影响货币乘数的实证研究又局限于只能使用2006年以前的数据。而恰恰是从2006年开始，我国狭义货币乘数和广义货币乘数都由上升转入了下降通道；三是缺乏从电子货币使用率的角度研究货币乘数变动，电子货币使用率一方面能说明电子货币的发展程度，另一方面能说明电子货币交易结算的规模。我国近几年货币乘数的下降是否和电子货币使用率的上升有关系？

基于以上三点分析，本文尝试通过把电子货币使用率纳入到货币乘数决定的理论分析框架，利用1990-2011年中国的数据建立货币乘数的协整方程和误差修正方程来揭示我国电子货币在长期和短期的货币乘数效应，为中央银行合理的制定和实施货币政策，提高货币政策的有效性提供明确的依据。

电子货币使用率与货币乘数变动趋势分析

总体上看，从1990年到2005年，我国无论是狭义货币乘数m1还是广义货币乘数m2都呈上升趋势，而从2006年开始，二者均开始下降（见图1）。m1由1990年的1.05上升到2005年的最大值1.67，到2011年降为1.29；m2由1990年的2.12上升到2005年的最大值4.64，到2011年降为3.79（见表1）。这种变动趋势有两个重要特点：一是m1和m2呈同步变化的趋势，二是m2的变动趋势比m1快。

如表1和图2所示，电子货币使用率（银行卡交易额和GDP之比）一直处于上升通道，其从1990年的0.05上升到2011年的6.87，上升了137倍，尤其从2006年开始，电子货币使用率增长趋势明显加快；现金漏损率由1990年的0.61下降到2011年的0.21，处在一个明显的下降通道中，这是由于电子货币的使用减少了现金的使用，并使其一部分转化为活期存款而使现金占活期存款的比重下降。与货币乘数相反，存款准备金率大致经过了先下降后上升的过程，其从1996年的最大值0.92下降到2005年的最小值0.48，到2011年上升为0.73。

由此可见，电子货币的使用对狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2有着明显的影响，它们之间也存在明显的相关性。本文将通过构建货币乘数的协整方程和误差修正方程来进一步揭示它们之间的相互关系。

样本数据说明和模型变量选择

因为月度和季度数据难以获得，本文采用年度数据（1990-2011年）。狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2分别由狭义货币供给量M1和广义货币供给量M2与基础货币（流通中的现金和金融机构在中央银行的储备之和）之比计算得到。由于目前我国的电子货币主要以银行卡的形态存在，因此，有关电子货币的数据用银行卡数据来代替，数据取自相关年度《中国金融年鉴》和中国人民银行网站，2011年度银行卡数据取自CEIC中国经济数据库。

就我国当前电子货币发展所处的阶段来看， 电子货币对现金和活期存款的替代作用较为明显， 电子货币的使用对货币乘数的影响也主要是通过与现金、准备金和活期存款相关的因素来影响货币乘数。在此， 本文选择现金漏损率、存款准备金率和电子货币使用率来揭示电子货币的使用和货币乘数变动之间的相关关系。

现金漏损率k。现金漏损率为流通中的现金和活期存款之比。现金漏损率上升，一方面，商业银行为了应付客户提取现金的需要必需保留更多的超额准备金，这样商业银行用于贷款和投资的资金必然减少，其存款货币创造能力会下降；另一方面，商业银行原始存款的减少会使其信用创造能力降低。这都会导致货币乘数的下降，因此，现金漏损率与货币乘数负相关。电子货币取代流通中的现金并使其部分转化为活期存款，这会降低现金漏损率，提高货币乘数。

存款准备金率r。存款准备金率为商业银行在中央银行的储备与存款总额（包括活期存款、定期存款、储蓄存款和其他存款）之比。存款准备金率的提高使商业银行用于贷款和投资的资金减少，这会降低商业银行的存款货币创造能力，使货币乘数下降。因此，存款准备金率与货币乘数负相关。电子货币交易额的增加使银行卡账户上的资金清算额加大，其赎回所需要的等值传统货币的数量也就越多，这样会使商业银行增加用于结算的储备金，使存款准备金率上升，货币乘数下降。

电子货币使用率eu。电子货币使用率为银行卡交易额和GDP之比。电子货币使用率代表着电子货币被用作交易媒介的程度，它既能说明电子货币替代现金的程度，又能说明电子货币交易结算的规模。电子货币使用率的提高会通过电子货币替代现金并使其部分转化为活期存款降低现金漏损率，从而使货币乘数增大；电子货币结算规模的扩大会使商业银行增加用于结算的储备金，通过提高存款准备金率使货币乘数减小。对货币乘数的最终影响取决于这两种作用机制力度的大小。

实证过程

（一）平稳性检验

为了防止伪回归的发生，需要对各变量进行平稳性检验。检验方法采用单位根检验中的ADF方法。检验结果如表2所示，m1、m2、k、r和eu在5%的显著水平下是非平稳的；而经过一阶差分变换后，D（m1）、D（m2）、D（k）、D（r） 和D（eu）在5%的显著水平下是平稳的。即m1、m2、k、r和eu都是一阶单整的，满足协整检验的前提。

（二）Johansen协整检验

本文采用多变量的协整检验方法—Johansen协整检验，这种方法是由Johansen和Juselius于1990年提出的，该方法做多变量协整检验时能精确地检验出协整向量的数目。经检验并比较Johansen协整检验的五种趋势假设的结果，选择有常数项，没有时间趋势项的模型进行检验。Johansen协整检验结果见表3。

协整检验的结果表明，对于m1和k、r、eu，特征根迹检验和最大特征根检验都在5%的显著水平下拒绝了0个协整向量的原假设，说明四个序列之间至少存在1个协整向量；需进一步检验至少1个协整向量的原假设，结果特征根迹检验和最大特征根检验都不能在5%的显著水平下拒绝原假设，说明m1和k、r、eu之间只存在1个协整向量；同理，协整检验结果表明，m2和k、r、eu之间也只存在1个协整向量。即m1和k、r、eu之间以及m2和k、r、eu之间都存在长期均衡关系。

（三）建立误差修正模型

由于m1和k、r、eu之间以及m2和k、r、eu之间都存在协整关系，因此可以构建m1和m2的协整方程：

（1）

（2）

由（1）和（2）可得m1和m2的误差修正项为：

（3）

（4）

进一步，可构建误差修正模型。m1和m2的误差修正方程的估计结果为：

（5）

（6）

两个误差修正方程的拟合优度R2都较高，说明m1和m2的误差修正方程拟合效果较好。

对实证结果的分析

m1和m2的协整方程（1）和（2）以及误差修正方程（5）和（6）表明我国货币乘数和电子货币使用率、存款准备金率以及现金漏损率之间存在长期均衡关系和短期动态关系。

在长期均衡关系中，电子货币使用率eu与狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2均呈显著的负相关关系，即电子货币使用率的提高会使货币乘数下降。电子货币的使用依托于商业银行的转账结算服务，电子货币使用率的上升会提高商业银行的转账结算规模，增加商业银行清算准备金的需求量，这会通过提高存款准备金率而降低货币乘数。实证分析的负相关关系说明，我国电子货币使用率的提高降低现金漏损率使货币乘数增大的作用要弱于其提高存款准备金率使货币乘数减小的作用。现金漏损率k和存款准备金率r对狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2的影响都显著为负，这说明传统货币乘数的影响因素仍在发挥着明显作用。电子货币使用率的提高降低了现金漏损率，商业银行的信用创造能力和存款货币创造能力下降，这使货币乘数增大。电子货币使用率的提高增加了商业银行的清算准备金，提高了商业银行的存款准备金率，商业银行用于贷款和投资的资金减少，存款货币创造能力降低，这使货币乘数下降。

在短期，误差修正方程的误差修正项ecm的系数反映了m1和m2偏离长期均衡时的调整速度，其都显著为负说明当m1和m2偏离长期均衡时，经济力量将以一定的力度将其从非均衡拉回均衡状态。就m1而言，当短期波动偏离长期均衡时，经济力量会以-0.95的速度将其拉回均衡态，即m1与长期均衡的偏差需要大约1年的时间得以纠正；而m2的调整速度为-0.55，即m2与长期均衡的偏差在下一年约55%会得到纠正。Δkt-1的系数都显著为正说明短期内现金漏损率降低会使货币乘数减小，这与长期的结果相反。本文认为，人们对现金的需求是从供给和需求两个角度影响货币流通的，在短期，电子货币使用率的提高加速了货币流通速度，进而缩短了货币的循环周期，从而降低了货币乘数，但这个观点需进一步研究才能得以证实。

结论及启示

电子货币使用率的提高对货币乘数有双重作用：一方面，电子货币被用作交易媒介的程度越高，商业银行需保留的清算储备金会越多，这会通过提高存款准备金率而降低货币乘数；另一方面，电子货币使用率的提高使其对现金和活期存款有着明显的替代作用，这会通过降低现金漏损率而提高货币乘数。和西方国家相比，虽然我国还处于电子货币发展的初级阶段，但是近年来电子货币用于交易媒介的程度已越来越高并呈加速发展的趋势，这大大提高了商业银行的存款准备金率并使当前我国的货币乘数出现了小幅度的下降。

电子货币使用率的提高对货币乘数的双重作用增加了影响货币乘数的因素，增强了货币乘数的不稳定性。在影响货币乘数的因素中，央行可以通过法定准备金政策控制存款准备金率，而现金漏损率和电子货币使用率则取决于人们对交易媒介的偏好和我国金融科技的发展程度，是经济运行中的内生变量，央行能控制因素所占比例的降低增加了货币乘数的内生性。货币乘数不稳定性和内生性增强使中央银行预测货币乘数的变化，进而通过调整基础货币控制货币供给量的难度加大，这使我国以货币供给量作为中介目标的货币政策效果大打折扣，降低了货币政策有效性。所以央行在实施货币政策时，应当将电子货币的使用对货币乘数变动的影响考虑进去，加强对电子货币的统计与控制，从而提高货币政策的有效性。

有学者认为，由于目前我国中央银行还没有对电子货币收缴存款准备金，理论上现金漏损率的降低会使货币乘数无限上升，从而导致中央银行丧失维持货币政策有效性的能力。但是，一方面，目前我国还没有纯粹意义上的电子货币，我国银行卡存款额也同商业银行存款一样受法定准备金政策的制约；另一方面，本文实证结果表明，电子货币使用率的提高对货币乘数的影响并不是单一的扩张，也有通过提高商业银行的存款准备金率使货币乘数减小的作用。因此，目前来看，我国的货币乘数不但不会无限上升，而且可能会下降。

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