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第1篇：貨幣供應(yīng)量范文

不過(guò)，基于近年來(lái)的分析經(jīng)驗(yàn)，過(guò)度強(qiáng)調(diào)貨幣供應(yīng)量指標(biāo)M1、M2已經(jīng)給央行宏觀調(diào)控帶來(lái)了一些壓力，對(duì)經(jīng)濟(jì)和CPI的指示意義在下降。另外，金融市場(chǎng)對(duì)于M2的敏感度也在下降。盯住一個(gè)固定的貨幣供應(yīng)總量目標(biāo)，也不足以反映金融改革和實(shí)體經(jīng)濟(jì)變化帶來(lái)的融資結(jié)構(gòu)變化。

兩會(huì)在即，政府工作報(bào)告按慣例將要公布的M2目標(biāo)依然備受關(guān)注，但現(xiàn)在是時(shí)候給貨幣供應(yīng)量指標(biāo)減負(fù)了。

容易脫鉤的M2目標(biāo)

市場(chǎng)一直以來(lái)高度關(guān)注貨幣供應(yīng)量，自然也對(duì)央行任何改變貨幣供應(yīng)的舉動(dòng)非常敏感，這是因?yàn)檫^(guò)去貨幣供應(yīng)以外匯占款為主，央行的操作簡(jiǎn)單，也能被市場(chǎng)主體準(zhǔn)確解讀。而現(xiàn)在外匯占款減少，流動(dòng)性投放與回籠渠道更為多樣化，增加了SLO、SLF、MLF、PSL，再貸款也在回歸。

在貨幣供應(yīng)結(jié)構(gòu)調(diào)整的大背景下，央行的單個(gè)操作很容易被放大甚至被誤解。貨幣政策的松緊程度取決于所有政策工具的綜合運(yùn)用結(jié)果，央行很難通過(guò)單個(gè)操作傳達(dá)調(diào)控意圖。

M2作為貨幣政策的中間目標(biāo)，調(diào)控難度實(shí)際上也相當(dāng)大。自1999年開(kāi)始為M2設(shè)立預(yù)期目標(biāo)以來(lái)，年末的實(shí)際增長(zhǎng)基本都是偏離目標(biāo)值的，偏離程度還很驚人，從-2.4個(gè)百分點(diǎn)到10.7個(gè)百分點(diǎn)不等。M2作為一個(gè)中間目標(biāo)，與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通脹、就業(yè)等最終目標(biāo)實(shí)際上并沒(méi)有建立很明確的關(guān)系。隨著2014年以來(lái)經(jīng)濟(jì)周期的縮短，邊觀察邊執(zhí)行的貨幣政策越來(lái)越難以提前一年盯住一個(gè)目標(biāo)。

更為重要的是，貨幣供應(yīng)量指標(biāo)已經(jīng)不能準(zhǔn)確說(shuō)明整體環(huán)境寬松與否，過(guò)去兩年已經(jīng)出現(xiàn)了似松實(shí)緊的情況。貨幣供應(yīng)量的信息含量也在不斷減少，之前的歷史經(jīng)驗(yàn)似乎不再適用。

不再是貨幣政策松緊的信號(hào)

過(guò)去兩年的貨幣政策究竟是穩(wěn)健的、寬松的，還是緊縮的？央行認(rèn)為是穩(wěn)健的，但有不少觀點(diǎn)則將2014年底啟動(dòng)的降息降準(zhǔn)周期定性為寬松。

從廣義貨幣供應(yīng)量M2出發(fā)，在實(shí)際GDP增速只有7%左右、CPI不到2%的增長(zhǎng)的情況下，M2余額超過(guò)12.2%（2014）和13.3%（2015）的年增長(zhǎng)似乎是一個(gè)不低的數(shù)值。

但是，社會(huì)融資規(guī)模卻是連續(xù)兩年負(fù)增長(zhǎng)。2014年同比下降4.97%，2015年降幅進(jìn)一步擴(kuò)大至6.37%。央行解釋之所以啟用社會(huì)融資規(guī)模這一指標(biāo)，正是因?yàn)椤袄碚撗芯颗c政策操作都需要能全面、準(zhǔn)確反映金融與經(jīng)濟(jì)關(guān)系的更大口徑統(tǒng)計(jì)指標(biāo)”。我們雖然關(guān)注了早前M2放緩、社融擴(kuò)張的情況，卻似乎在M2增速還算不錯(cuò)的時(shí)候，忽視了社融減速的問(wèn)題。

央行資產(chǎn)負(fù)債表的擴(kuò)張速度也在2014年開(kāi)始下降，到2015年9月甚至出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，基礎(chǔ)貨幣余額到2015年二季度出現(xiàn)環(huán)比負(fù)增長(zhǎng)，三季度時(shí)同比負(fù)增長(zhǎng)。這都為數(shù)據(jù)以來(lái)首次出現(xiàn)。

基礎(chǔ)貨幣減速甚至負(fù)增長(zhǎng)的時(shí)候，貨幣乘數(shù)卻在上升。2015年四季度時(shí)乘數(shù)已升至5.04的高位，與2006年年中時(shí)相當(dāng)，乘數(shù)的歷史低位是在2011年三季度、2008年四季度時(shí)的3.7。這種反差與當(dāng)前經(jīng)濟(jì)持續(xù)下行的格局似乎與理論概念及歷史經(jīng)驗(yàn)相違背。一般而言，經(jīng)濟(jì)增速上升時(shí)，貨幣乘數(shù)上升，經(jīng)濟(jì)減速時(shí)，貨幣乘數(shù)下降。

考慮到貨幣乘數(shù)是由M2與基礎(chǔ)貨幣倒算得來(lái)，它的這種異常應(yīng)當(dāng)并不是理論或歷史經(jīng)驗(yàn)出了問(wèn)題。一方面，M2未能反映整體貨幣供應(yīng)的狀況。這兩年金融體制改革持續(xù)進(jìn)行，表外影子業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)向表內(nèi)，進(jìn)而帶來(lái)流動(dòng)性程度不等的貨幣在不同層次間轉(zhuǎn)移，由M2以上進(jìn)入M2。另一方面，以降準(zhǔn)對(duì)沖外匯占款的下降，及存貸比的上升，提升了銀行創(chuàng)造貨幣的能力，2006年以來(lái)，貨幣乘數(shù)與存款準(zhǔn)備金率表現(xiàn)出明顯的負(fù)相關(guān)性。這與2008年金融危機(jī)以來(lái)發(fā)達(dá)國(guó)家沒(méi)有存準(zhǔn)率工具的調(diào)控明顯不同。

若是從利率看，在M2加速的同時(shí)，貨幣市場(chǎng)利率不降反升，2015年下半年隔夜拆借利率比2015年的底部高出70-100個(gè)基點(diǎn)。

與增長(zhǎng)和通脹的相關(guān)度降低

資本市場(chǎng)和直接融資的發(fā)展，使得M2對(duì)增長(zhǎng)的指示意義正在削弱。

對(duì)比新增M2累計(jì)值同比增速與現(xiàn)價(jià)GDP累計(jì)同比增速，可以發(fā)現(xiàn)，2012年以前，二者具有明顯的正相關(guān)性，當(dāng)M2增速上升后的半年到一年，GDP也會(huì)隨之加速增長(zhǎng)，反之亦然。但是，2012年那一輪的“穩(wěn)增長(zhǎng)”則不然，M2的明顯加速，并沒(méi)有帶來(lái)GDP增速的逆轉(zhuǎn)。這一輪M2自2015年三季度加速，到2016年2月份，經(jīng)濟(jì)仍沒(méi)有顯示出企穩(wěn)跡象，PMI還在繼續(xù)向下。

對(duì)比新增M2累計(jì)值同比增速與CPI累計(jì)同比增速，也有相似的現(xiàn)象。M2作為CPI的先導(dǎo)指標(biāo)，在2012年之前的調(diào)整中，正相關(guān)性表現(xiàn)明顯，2012年那一輪的調(diào)整，M2的上升只產(chǎn)生了微弱的影響。德國(guó)商業(yè)銀行中國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家周浩指出，以前基本可以用M2判斷通脹走勢(shì)，目前也不行了。

換個(gè)角度，從M1和M2增速之差入手，也能看出貨幣指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的弱化。此前多有研究表明，M1與M2差值的擴(kuò)大表明存款活期化，意味著居民和企業(yè)交易活躍，經(jīng)濟(jì)景氣度上升;反之，則表明資金更傾向于定期存款，多余資金從實(shí)體中沉淀，經(jīng)濟(jì)回落。“現(xiàn)在則很難從剪刀差中得出結(jié)論。”周浩表示。

M1增速與M2增速的剪刀差與GDP現(xiàn)價(jià)累計(jì)同比增速在2010年以前，不僅具有明確的正相關(guān)關(guān)系，甚至幾乎同步，但2010年之后二者之間相關(guān)度減弱。在貨幣增速回升的基礎(chǔ)上，2012年的穩(wěn)增長(zhǎng)和2015年年初開(kāi)始的M1與M2剪刀差擴(kuò)大，都未伴隨著GDP的回升。

社科院貨幣政策研究室主任彭興韻指出，如果從長(zhǎng)期的歷史經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，當(dāng)M1相對(duì)M2上升較快時(shí)，物價(jià)也會(huì)隨后上升;M1增速相對(duì)M2下降時(shí)，CPI也會(huì)隨之下降，一般時(shí)滯在半年左右。從目前的M1與M2增速之差的變化看，2016年的CPI走勢(shì)似乎應(yīng)是上升。

不過(guò)近年來(lái)M1與M2的增速之差對(duì)通脹的指示作用卻比較有限。2012年，貨幣政策穩(wěn)增長(zhǎng)降息降準(zhǔn)，M1與M2增速出現(xiàn)明顯回升，但CPI僅僅是企穩(wěn)，沒(méi)有形成持續(xù)上漲。

這種關(guān)系弱化有可能受到勞動(dòng)力要素供給變化的影響。中國(guó)勞動(dòng)年齡人口絕對(duì)數(shù)量在2012年首次凈減少，到2015年已累計(jì)減少1500萬(wàn)人。當(dāng)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的勞動(dòng)力要素?cái)?shù)量下降、質(zhì)量也不足以彌補(bǔ)時(shí)，就會(huì)需要更多的資本支出才能實(shí)現(xiàn)同等規(guī)模的產(chǎn)出。

另一影響因素則是影子銀行的迅速發(fā)展，削弱了貨幣供應(yīng)量指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響力?！靶碌娜谫Y方式并不一定會(huì)反映在M1、M2上?！?交通銀行金融市場(chǎng)部分析師徐躍紅分析認(rèn)為。

結(jié)構(gòu)性貨幣政策的困境

在M2仍然受到很大關(guān)注的情況下，這兩年貨幣政策盡量避免使用總量工具，更多地用定向工具投放流動(dòng)性。如此操作自然可以減輕被輿論冠以“大水漫灌”的壓力，但同時(shí)也更難對(duì)沖因外匯占款減少導(dǎo)致的流動(dòng)性缺口。

貨幣供應(yīng)量指標(biāo)的傳統(tǒng)分析方法不再奏效、對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的指示作用弱化，也反映出了騰挪空間有限的結(jié)構(gòu)性貨幣政策通過(guò)數(shù)量擴(kuò)張，盡管帶來(lái)了商業(yè)銀行的資產(chǎn)負(fù)債表擴(kuò)張，卻還沒(méi)有帶來(lái)總需求的擴(kuò)張和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)回升。這或與融資結(jié)構(gòu)變化有關(guān)。

第一，商業(yè)銀行在2015年救股市放給非銀行金融機(jī)構(gòu)7000億元貸款，置換地方債又增加非存款性金融機(jī)構(gòu)的政府債權(quán)3萬(wàn)多億元，但都很難帶動(dòng)新增投資。

第二，商品房銷(xiāo)售與M1的增速回升高度一致。商業(yè)銀行新增個(gè)人住房貸款增速?gòu)?014年的1%暴漲至2015年的55%，但在去庫(kù)存的背景下，這部分銷(xiāo)售和信貸擴(kuò)張尚未帶來(lái)房地產(chǎn)投資的顯著回升，更沒(méi)能傳導(dǎo)至中上游行業(yè)。

除了救市、地方債、房貸以外，2015年金融機(jī)構(gòu)通過(guò)高貨幣乘數(shù)擴(kuò)張的貨幣還去了哪里？

第2篇：貨幣供應(yīng)量范文

關(guān)鍵詞:通貨膨脹;貨幣供應(yīng)量;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

1 引言

隨著國(guó)際金融危機(jī)的蔓延，從2008年下半年我國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)大幅滑坡，雖然我國(guó)政府采取了有力措施，但經(jīng)濟(jì)目前還未進(jìn)入強(qiáng)勁反彈的道路。從物價(jià)來(lái)看，2007年4月以來(lái)我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平不斷攀升，2007年全年CPI指數(shù)上漲4.8%，2008年2月CPI指數(shù)高達(dá)8.7%，創(chuàng)歷史新高。隨后幾個(gè)月CPI和PPI大幅回落，已連續(xù)數(shù)月為負(fù)值，截至2009年7月份CPI同比下降1.8% PPI降8.2%。同時(shí)貨幣供應(yīng)量高位趨穩(wěn)，2009年7月末，廣義貨幣供應(yīng)量(M2)余額為57.3萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)28.42%，增幅比上年末高10.6個(gè)百分點(diǎn)，比上月末低0.03個(gè)百分點(diǎn);狹義貨幣供應(yīng)量(M1)余額為19.59萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)26.37%，比上月末高1.6個(gè)百分點(diǎn);市場(chǎng)貨幣流通量(M0)余額為3.42萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)11.59%。同時(shí)我國(guó)對(duì)外依存度擴(kuò)大，內(nèi)外失衡，虛擬經(jīng)濟(jì)也在不斷膨脹，央行被動(dòng)投放基礎(chǔ)貨幣。貨幣增長(zhǎng)率上升雖然不是通貨膨脹的唯一原因，但有著密切聯(lián)系，貨幣供應(yīng)量的增加迫使總需求的“主動(dòng)增加”，尤其是促進(jìn)了資產(chǎn)價(jià)格的上漲，然后傳導(dǎo)到食品價(jià)格并引起通貨膨脹，劇烈的通貨膨脹就會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形成極大的沖擊，進(jìn)而影響到經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

2 西方關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹的分析

西方經(jīng)濟(jì)學(xué)一般認(rèn)為:貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)不發(fā)生任何實(shí)質(zhì)性的影響，不影響實(shí)際的經(jīng)濟(jì)變量，貨幣就是中性的，不然貨幣就是非中性的。但是西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)貨幣中性的理解在程度上也不完全一致。代表性觀點(diǎn)有:(1)古典學(xué)派的貨幣中性論主張貨幣經(jīng)濟(jì)只不過(guò)是實(shí)物相互交換的實(shí)物經(jīng)濟(jì)，貨幣僅在商品交換過(guò)程中啟到媒介作用，對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)不發(fā)生實(shí)質(zhì)性的影響。(2)威克塞爾貨幣非中性論，對(duì)古典貨幣數(shù)量論的批判中引入了“自然利率”的概念，認(rèn)為貨幣是影響經(jīng)濟(jì)的重要因素，主要是由于貨幣在資本形成和資本轉(zhuǎn)移中發(fā)揮著重要作用。(3)凱恩斯主義的貨幣非中性論認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)在短期內(nèi)影響就業(yè)、產(chǎn)出和收入等實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)因素，而在長(zhǎng)期內(nèi)則影響價(jià)格。把利率作為貨幣與產(chǎn)出的樞紐，通過(guò)貨幣政策調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)中的貨幣供應(yīng)量。主張貨幣通過(guò)兩個(gè)方面影響實(shí)際經(jīng)濟(jì):貨幣市場(chǎng)決定利率，再通過(guò)利率影響投資，從而影響總需求，導(dǎo)致總產(chǎn)量和總就業(yè)量的變化;貨幣作為一種資產(chǎn)，它與其他金融資產(chǎn)存在替代效應(yīng)。(4)新古典主義的貨幣中性論認(rèn)為，宏觀經(jīng)濟(jì)總量的解釋只是建立在單個(gè)人的最優(yōu)化選擇的基礎(chǔ)上的。盧卡斯、薩金特、華萊士等通過(guò)新古典主義的基本原理，如市場(chǎng)出清、理性預(yù)期和只有實(shí)際變量才至關(guān)重要等應(yīng)用于標(biāo)準(zhǔn)的宏觀經(jīng)濟(jì)模型，得出了貨幣中性的結(jié)論。聲稱(chēng)貨幣主義的短期和長(zhǎng)期不是特別有用的，真正的區(qū)別是預(yù)期與未預(yù)期到的差別，正是由于理性的經(jīng)濟(jì)當(dāng)事人能預(yù)期到系統(tǒng)的貨幣政策，貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)中的實(shí)物變量不產(chǎn)生影響，從而回到了貨幣數(shù)量論的貨幣中性的觀點(diǎn)。

3 貨幣與經(jīng)濟(jì)關(guān)系計(jì)量分析

基于以上的理論分析，控制貨幣存量的增長(zhǎng)率，使其按照一個(gè)或幾個(gè)關(guān)鍵的經(jīng)濟(jì)變量的變化而同步連續(xù)地變化，貨幣當(dāng)局就能提供一個(gè)可為經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的貨幣背景。對(duì)此，本文從國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率(名義國(guó)民收入增長(zhǎng)率)和通貨膨脹率(物價(jià)上漲率)與貨幣存量增長(zhǎng)率之間關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析。下面，我們選擇1978-2008年間的M0供應(yīng)量增長(zhǎng)率和通貨膨脹率、GDP 增長(zhǎng)率(年度數(shù)據(jù))作為我們實(shí)證的數(shù)據(jù)區(qū)間，根據(jù)貨幣數(shù)量論的相關(guān)理論，對(duì)我國(guó)的貨幣供應(yīng)政策的穩(wěn)定性進(jìn)行計(jì)量考察。

(1) GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率與供應(yīng)量增長(zhǎng)率相關(guān)性分析。根據(jù)我們所獲得的數(shù)據(jù)，應(yīng)用統(tǒng)計(jì)計(jì)量分析軟件Eviews，得到了M0供應(yīng)量增長(zhǎng)率與GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率之間的相關(guān)系數(shù)?？梢缘贸?，m0和cpi的相關(guān)系數(shù)為0328686642237996，m0和gdp的相關(guān)系數(shù)為035392280266161正如現(xiàn)代貨幣數(shù)量論和許多實(shí)證所驗(yàn)證的那樣，我國(guó)的貨幣供應(yīng)量與GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率具有較強(qiáng)的相關(guān)性。貨幣的長(zhǎng)期周期性變動(dòng)與相應(yīng)的貨幣收入(或國(guó)民收入)和價(jià)格水平變動(dòng)之間的關(guān)系是比較密切的和穩(wěn)定的。另外，根據(jù)它們之間的點(diǎn)線圖，我們可以得出，M0增長(zhǎng)率與GDP 增長(zhǎng)率、M0增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間的變化具有大致相似的同增同減的長(zhǎng)期趨勢(shì)，即它們具有長(zhǎng)期的一致性。當(dāng)然，它們之間的因果關(guān)系、它們相互之間的變動(dòng)是否是即期還不明顯，我們將在下文給出分析。但是，有一點(diǎn)可以肯定的是，當(dāng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較大時(shí)一定伴隨著貨幣供應(yīng)量的較大的波動(dòng)。

(2) M0供應(yīng)量增長(zhǎng)率、GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率三者之間的因果關(guān)系分析。運(yùn)用Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)，我們可得如下檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)于通貨膨脹不是貨幣供應(yīng)量Granger 原因的原假設(shè)，拒絕它而犯第一類(lèi)錯(cuò)誤的概率是 0.80471，表明通貨膨脹不是M0 增長(zhǎng)率Granger 原因的概率較大，不能拒絕原假設(shè)。而第二個(gè)檢驗(yàn)的相伴概率只有 0.01037，表明我們至少可以在95%的置信水平下，認(rèn)為M0增長(zhǎng)率是通貨膨脹的Granger 成因。對(duì)于GDP 增長(zhǎng)率與M0 增長(zhǎng)率之間的Granger 因果關(guān)系，我們得不出類(lèi)似的結(jié)論。

(3) M2 供應(yīng)量增長(zhǎng)率、GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率回歸分析。由上面的相關(guān)分析和因果關(guān)系分析，我們可以很有理由地運(yùn)用貨幣供應(yīng)量的兩因素模型對(duì)三者進(jìn)行回歸分析。由此，我們得到如下回歸方程:

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

從中我們可以看出回歸系數(shù)都通過(guò)了檢驗(yàn)，并且整個(gè)方程的F 檢驗(yàn)也是顯著的。這也從另一方面說(shuō)明了貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)于物價(jià)水平的波動(dòng)具有顯著地影響。另外，我們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

它的回歸系數(shù)的t值不顯著，方程也不顯著。這說(shuō)明，GDP增長(zhǎng)率和通貨膨脹率之間沒(méi)有顯著的關(guān)系。

4 基本結(jié)論和政策建議

綜合現(xiàn)代貨幣數(shù)量理論和我們上面的計(jì)量分析，我們可以得出以下結(jié)論:改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響是顯著的。同時(shí)，貨幣總量的變動(dòng)是一個(gè)相對(duì)獨(dú)立的過(guò)程，而經(jīng)濟(jì)變動(dòng)受到貨幣變動(dòng)影響的關(guān)系相對(duì)來(lái)說(shuō)是很穩(wěn)定的。因此，當(dāng)貨幣存量的增長(zhǎng)率存在明顯波動(dòng)時(shí)，必然伴隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)。1978年以來(lái)，我國(guó)的貨幣政策在實(shí)際運(yùn)作過(guò)程中基本上遵循著現(xiàn)代貨幣數(shù)量論的政策主張。然而，由于經(jīng)濟(jì)的大幅度增長(zhǎng)，投資的狂熱和相對(duì)無(wú)序，貨幣當(dāng)局無(wú)法摸清經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的規(guī)律而又對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)過(guò)于樂(lè)觀，導(dǎo)致了貨幣供應(yīng)不連續(xù)、不平穩(wěn)、無(wú)規(guī)律地變動(dòng)。這種貨幣供應(yīng)的變動(dòng)在一定程度上造成我國(guó)經(jīng)濟(jì)在八十年代中后期和九十年代中期物價(jià)持續(xù)上漲和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。如在1990-1996年間，我國(guó)的貨幣供應(yīng)總量增長(zhǎng)率平均都在25%以上，由此直接導(dǎo)致了在九十年代中期我國(guó)的泡沫經(jīng)濟(jì)和平均10%以上的通貨膨脹率，給經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了很大的不確定性和危害。同樣的原因也造成了1988年和1989年高通貨膨脹(分別為18.5%和17.8%)和民眾對(duì)經(jīng)濟(jì)前景的恐慌。同時(shí)，由于對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期趨勢(shì)缺乏考慮，貨幣政策造成經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的突發(fā)性反過(guò)來(lái)使得貨幣當(dāng)局在制定和執(zhí)行貨幣政策時(shí)的被動(dòng)性，從而進(jìn)一步造成了經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定。如1997年以來(lái)，我們雖然制止了高通貨膨脹，卻又陷入了持續(xù)的通貨緊縮(1998、1999、2000年的物價(jià)上漲率分別為-2.6%、-3%、-15%)，在某種程度上這不能說(shuō)不是在治理通貨膨脹時(shí)由貨幣政策的突發(fā)性造成的，目前的情況也與此類(lèi)似。對(duì)以上分析結(jié)論，以及我國(guó)當(dāng)前的實(shí)際經(jīng)濟(jì)背景，我們提出以下政策主張:

(1)根據(jù)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期預(yù)期增長(zhǎng)率來(lái)指導(dǎo)貨幣供應(yīng)政策。由于長(zhǎng)期的真實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率是由實(shí)際的勞動(dòng)力增長(zhǎng)率、生產(chǎn)技術(shù)的發(fā)展速度等非貨幣因素決定的。因此，為了使貨幣政策的制定和執(zhí)行不至于對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展沖擊，引起經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定，我們就必須使貨幣總量的增長(zhǎng)率緊跟真實(shí)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期預(yù)期增長(zhǎng)率，進(jìn)行連續(xù)、平穩(wěn)的供應(yīng)貨幣。穩(wěn)定的貨幣供應(yīng)還會(huì)使一般公眾建立起對(duì)貨幣政策的信任，使貨幣當(dāng)局的政策在執(zhí)行時(shí)更為有效和及時(shí)。

(2)貨幣政策應(yīng)以穩(wěn)定物價(jià)水平為目標(biāo)。由于通貨膨脹的心理預(yù)期，當(dāng)貨幣增長(zhǎng)引起物價(jià)水平上漲后，公眾預(yù)期價(jià)格將會(huì)持續(xù)上漲，投資者愿意投資，借款者愿意借款，這樣就使利率不斷上漲，經(jīng)濟(jì)趨于狂熱，結(jié)果泡沫經(jīng)濟(jì)和危機(jī)就隨之而來(lái);反之，物價(jià)下跌后，公眾相反的行為使利率不斷下跌，最后也會(huì)使經(jīng)濟(jì)趨于崩潰，并且這種影響過(guò)程是逐漸的、長(zhǎng)期的。因此，為了消除物價(jià)的惡性影響，盯住穩(wěn)定的物價(jià)目標(biāo)是可取的，而這可以通過(guò)貨幣供應(yīng)量與推動(dòng)物價(jià)漲跌間穩(wěn)定的關(guān)系來(lái)達(dá)到這個(gè)目的，正如我們上文所分析的實(shí)證結(jié)果那樣。

(3)加強(qiáng)貨幣政策在國(guó)家宏觀調(diào)控政策中的主導(dǎo)地位。貨幣需求對(duì)利率的富有彈性，財(cái)政政策對(duì)利率的缺乏彈性，使得財(cái)政政策相對(duì)貨幣政策來(lái)說(shuō)是無(wú)效的。

因?yàn)樨?cái)政政策只是對(duì)現(xiàn)存的貨幣總量進(jìn)行再分配和使用，它排擠了“私人”投資而轉(zhuǎn)為“政府”投資，這種投資的“乘數(shù)”效應(yīng)會(huì)大大降低。而根據(jù)長(zhǎng)期的真實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率所確定的貨幣政策，當(dāng)它與財(cái)政政策共同實(shí)施時(shí)，可產(chǎn)生繁榮的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這已有許多發(fā)達(dá)國(guó)家歷史經(jīng)驗(yàn)所證實(shí)。

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第3篇：貨幣供應(yīng)量范文

幣值的穩(wěn)定對(duì)一國(guó)的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定與發(fā)展乃至社會(huì)的穩(wěn)定都有著重要的影響。1997年的亞洲金融風(fēng)暴使泰國(guó)、韓國(guó)、馬來(lái)西亞、印尼等國(guó)的貨幣大幅貶值，這些國(guó)家的經(jīng)濟(jì)因此也遭受了災(zāi)難性的影響。我國(guó)上世紀(jì)九十年代上半期的通貨膨脹仍然讓我們記憶猶新。2008年爆發(fā)的這場(chǎng)世界金融危機(jī)，是自上世紀(jì)三十年代以來(lái)世界最嚴(yán)重的一場(chǎng)金融危機(jī)，來(lái)勢(shì)兇猛，波及面廣，影響度深，各個(gè)國(guó)家都面臨著貨幣貶值，物價(jià)上漲所帶來(lái)的通脹危機(jī)，這給全球經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了重大損失?？梢?jiàn)，保持幣值穩(wěn)定對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定與發(fā)展極其重要，同時(shí)也是各國(guó)貨幣當(dāng)局的最終目標(biāo)之一。但幣值穩(wěn)定作為貨幣政策的最終目標(biāo)是不容易調(diào)節(jié)與控制的，往往需要一些中介目標(biāo)來(lái)間接調(diào)控。貨幣供應(yīng)量與利率是被各國(guó)廣泛使用的中介目標(biāo)，由于在我國(guó)實(shí)行的是有管制的利率體制，利率的調(diào)節(jié)存在著剛性，其效果往往是滯后的，與實(shí)際的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)相背離。所以，在我國(guó)應(yīng)該更多地考慮以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)。對(duì)貨幣供應(yīng)量的估計(jì)對(duì)于貨幣政策的制定與實(shí)施就變得意義重大。本文將通過(guò)對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量的有關(guān)歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析并預(yù)測(cè)2008年我國(guó)的貨幣供應(yīng)量。

二、幣供應(yīng)量預(yù)測(cè)的模型建立與數(shù)據(jù)整理

（一）貨幣統(tǒng)計(jì)的口徑綜述

按照不同的統(tǒng)計(jì)口徑，貨幣層次一般可以分為三類(lèi)：M0、M1、M2 。國(guó)際貨幣基金組織對(duì)這三種貨幣的統(tǒng)計(jì)口徑作了如下的規(guī)定：

M0=流通于銀行體系以外的現(xiàn)金

M1= M0+商業(yè)銀行的活期存款

M2=M1+準(zhǔn)貨幣（包括定期存款、儲(chǔ)蓄存款、外幣存款以及各種短期信用工具）

我國(guó)關(guān)于貨幣層次的研究較晚，按照國(guó)際貨幣基金組織的統(tǒng)計(jì)口徑，現(xiàn)階段我國(guó)的貨幣化分為以下三個(gè)層次：

M0=流通中的現(xiàn)金

M1= M0+企業(yè)活期存款+農(nóng)村存款+機(jī)關(guān)團(tuán)體部分存款

M2=M1+企業(yè)定期存款+自籌基本建設(shè)存款+個(gè)人儲(chǔ)蓄存款+其他存款

在M0、M1 、M2這三個(gè)指標(biāo)中，M1包括了流通中的現(xiàn)金和銀行的活期存款，是主要的購(gòu)買(mǎi)手段和支付手段，體現(xiàn)著現(xiàn)實(shí)的社會(huì)購(gòu)買(mǎi)力。M1占M2比重的高低體現(xiàn)了貨幣流動(dòng)性的強(qiáng)弱。而對(duì)貨幣流動(dòng)性的強(qiáng)弱的分析，既能夠?yàn)橹醒脬y行宏觀金融調(diào)控提供決策依據(jù)，也有助于中央銀行貨幣政策的實(shí)施效果評(píng)價(jià)。本文以M1為統(tǒng)計(jì)量建立模型進(jìn)行分析。

這里選擇M1作為統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行分析，是因?yàn)樵谖覈?guó)當(dāng)前貨幣市場(chǎng)中，貨幣調(diào)控重點(diǎn)應(yīng)更多關(guān)注M1。2007年8月份廣義貨幣M2同比增長(zhǎng)18.1％，增幅比2004年經(jīng)濟(jì)偏熱時(shí)期最高水平要低1個(gè)百分點(diǎn)。M2的增長(zhǎng)速度尚未創(chuàng)出新高，但不能由此就得出金融運(yùn)行狀況沒(méi)有問(wèn)題的結(jié)論。M2是很重要的金融指標(biāo)，但不能作為判斷金融狀況的唯一依據(jù)，M1與即期經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的關(guān)系更密切，是更重要的指標(biāo)。

在造成M1過(guò)快增長(zhǎng)的三個(gè)原因中，居民儲(chǔ)蓄存款下降會(huì)使M2增速下降，企業(yè)存款活期化不會(huì)對(duì)M2產(chǎn)生影響，這就導(dǎo)致了M2和M1走勢(shì)有較大差異。在M1和M2的走勢(shì)有差異時(shí)，單純依據(jù)M2來(lái)制定調(diào)控政策是不可取的，必須更多地依據(jù)M1的情況。

（二）貨幣供應(yīng)量預(yù)測(cè)模型的建立以及數(shù)據(jù)的整理

1.貨幣供應(yīng)量預(yù)測(cè)模型的建立

貨幣供應(yīng)量的預(yù)測(cè)方法主要有兩種：一是以貨幣需求函數(shù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用回歸技術(shù)進(jìn)行測(cè)算；另一種是依據(jù)貨幣流通速度的變化趨勢(shì)來(lái)測(cè)算（即運(yùn)用貨幣乘數(shù)來(lái)估算）本文將采用第一種方法進(jìn)行測(cè)算。下面對(duì)貨幣回歸預(yù)測(cè)模型進(jìn)行建立并說(shuō)明。

費(fèi)雪現(xiàn)金交易方程式和劍橋?qū)W派的現(xiàn)金余額方程式是對(duì)貨幣需求理論的早期研究。在20世紀(jì)30年代，凱恩斯基于交易性貨幣需求、預(yù)防性貨幣需求和投機(jī)性貨幣需求建立了貨幣需求函數(shù)：L=L1+L2=L1（y）+L2（r）=ky-hr；該函數(shù)表明，貨幣需求與收入成正比，與利率成反比。

在影響人們持有實(shí)際貨幣存量的因素中，收入與其是正相關(guān)的關(guān)系，同時(shí)人們持有的實(shí)際貨幣量與人們持有貨幣的機(jī)會(huì)成本是負(fù)相關(guān)的關(guān)系。我們首先設(shè)定幾個(gè)變量：MD：名義貨幣量；Y：名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；P：相應(yīng)的價(jià)格指數(shù)；I：持有貨幣的機(jī)會(huì)成本。則有：

MD=f(Y,P,WC,I,MDt-1)

其中,MD：名義貨幣總量.根據(jù)2007中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒所得。

MDt-1：滯后變量――由于人們對(duì)貨幣持有量有預(yù)期值，因此我們?cè)谀Ｐ彤?dāng)中添加名義貨幣總量的滯后一期。

Y ：名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）――反映國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)總量水平。從理論上講，GDP越大，對(duì)貨幣的需求越大，進(jìn)而貨幣供給量越大，而且它對(duì)各層次的貨幣供給量影響是同方向的。來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的經(jīng)濟(jì)普查后中國(guó)GDP數(shù)據(jù)解讀之一。

P ：相應(yīng)的價(jià)格指數(shù)（CPI）――零售物價(jià)指數(shù)與通貨膨脹預(yù)期密切相關(guān)，且成正向關(guān)系。零售物價(jià)指數(shù)根據(jù)2007中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒所得。

WC：外匯儲(chǔ)備（FER）――一般來(lái)講，外匯儲(chǔ)備增加越多，貨幣需求越多，貨幣供給量越多。外匯儲(chǔ)備根據(jù)2007中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒所得。

I ：利率（R）―― 一般來(lái)說(shuō)，利率越高，反映居民和企業(yè)持有貨幣的機(jī)會(huì)成本越大，投機(jī)性貨幣需求越少，貨幣供給量越少。既可采用短期利率，也可采用長(zhǎng)期利率，目前我國(guó)利率結(jié)構(gòu)較為合理，采用何種利率差別不大，我們采用活期存款利率。利率根據(jù)中國(guó)人民銀行的官方網(wǎng)站所得。

2.數(shù)據(jù)的整理

對(duì)于上述變量MD、MDt-1、Y、P、I、WC我們搜集了從1988-2007年20年的數(shù)據(jù)。

三、中國(guó)貨幣供應(yīng)量模型的回歸分析

假定1988―2007年貨幣需求與貨幣供給是相對(duì)均衡的，對(duì)所有變量取對(duì)數(shù)，再利用線性回歸方程來(lái)進(jìn)行估計(jì)，并假設(shè)貨幣供給量模型如下:

Ln（MD）=-0.355ln（I）+0.416ln（P）-0.101ln（WC）

（-3.500） （1.584） （-1.574）

+1.564ln（Y）-0.292ln（MDt-1）-5.138

（3.660） （-0.900） （-2.792）

R2=0.9983 2 R2=0.9977

F=1553.591 D.W.=1.2977

由于結(jié)果顯示R2、F值較大，而P、WC、MD的滯后變量的t值均較小，WC、MDt-1前的符號(hào)也未能通過(guò)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn),由此我們推斷解釋變量之間可能存在多重共線性。

多重共線性檢驗(yàn):

1.檢驗(yàn)簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)

通過(guò)計(jì)算， WC、Y之間和MDt-1同WC、Y、I之間存在相關(guān)性，其相關(guān)系數(shù)均高于0.8

2.找出最簡(jiǎn)單的回歸形式

分別做MD與I、P、WC、Y間的回歸

Ln（MD）=-1.551ln（I）+10.988

（1）

（-7.197）（73.389）

R2=0.7421R2=0.7278 F=51.7914 D.W.=0.2990

Ln（MD）=-8.4041ln（P）+49.546（2）

（-2.660）(3.364）

R2=0.2882 R2=0.2423 F=7.0775 D.W.=0.2832

Ln（MD）=0.595ln（WC）+6.264（3）

（26.181）（38.787）

R2=0.9744 R2=0.9730 F=685.4517 D.W.=0.9666

Ln（MD）=1.195ln（Y）-2.911（4）

（51.870） （-11.337）

R2=0.9934 R2=0.9930 F=2690.469 D.W.=0.5610

可見(jiàn)，貨幣供給量與名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響最大，與經(jīng)驗(yàn)相符，因此選（4）為初始的回歸模型

3.逐步回歸

（1）加入變量I，通過(guò)計(jì)算,，可以看到擬合優(yōu)度有所提高,各解釋變量的t值也通過(guò)

（2）分別加入WC、P、MDt-1擬合優(yōu)度雖有提高，但是新加入的變量的t值無(wú)法通過(guò)，因此以MD=f（Y,I）為最優(yōu)，擬合結(jié)果如下：

Ln（MD）=1.075ln（Y）-0.218ln（I） -1.490

異方差性檢驗(yàn):

因?yàn)槔适怯芍醒脬y行控制的，屬于人為變量，因此，如果存在異方差，可能是由I引起的

通過(guò)做ê2i與ln（I）的散點(diǎn)圖，我們可以初步判斷出存在單調(diào)遞增型異方差性

再進(jìn)行G-Q檢驗(yàn)

將原始數(shù)據(jù)按I排成升序，去掉中間4個(gè)數(shù)據(jù)，得到兩個(gè)樣本容量為8的子樣本。對(duì)兩個(gè)子樣本分別作OLS回歸，求各自的殘差平方和RSS1和RSS2

子樣本1：

Ln（MD1）=0.971ln（Y1）-0.372ln（I1） -0.279

RSS1=∑e2i=0.001534

子樣本2:

Ln（MD1）=1.071ln（Y1）-0.221ln（I1） -1.444

RSS2=∑e2i=0.037522

計(jì)算F統(tǒng)計(jì)值:

F=RSS2/RSS1=24.46

在5%的顯著性水平下,自由度為（5,5）的F分布的臨界值為F0.05（5,5）=5.05,據(jù)此拒絕兩組子樣方差相同的假設(shè),表明該總體隨機(jī)干擾項(xiàng)存在單調(diào)遞增型異方差.

再用White檢驗(yàn)

ê2=-1.600+0.334ln（I）-0.014（ln（I）^2）-0.029 ln（I）

（-2.578）（2.419）（-1.558） （-2.438）

* ln（Y）+0.276 ln（Y）-0.012 （ln（Y）^2）

（2.581）（-2.581）

nR2=8.3065P=0.1401

White檢驗(yàn)沒(méi)有拒絕同方差的假設(shè)

去掉交叉項(xiàng)后的輔助回歸結(jié)果為

ê2=-0.150 -0.002ln（I）-0.004（ln（I）^2） +

（-0.732）（-0.358） （0.765）

0.029 ln（Y）-0.001 （ln（Y）^2）

（0.736）（-0.735）

nR2=3.3412P=0.5023

White檢驗(yàn)沒(méi)有拒絕同方差的假設(shè)

四、結(jié)論

雖然White檢驗(yàn)沒(méi)有拒絕同方差的假設(shè),但是由于我們使用的樣本容量不是很大,而且由圖形和G-Q檢驗(yàn)可得到確實(shí)存在遞增型異方差的結(jié)果,綜合以上因素,我們認(rèn)為該模型仍然存在著異方差。

序列相關(guān)性檢驗(yàn)：

從殘差項(xiàng)êt與時(shí)間t的關(guān)系圖看，隨機(jī)干擾項(xiàng)呈現(xiàn)正序列相關(guān)性。

DW檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，查表得dt=1.1 du=1.54

0＜D.W.＜dt=1.1

所以存在一階自相關(guān)。下面再進(jìn)行拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)。含2階滯后殘差項(xiàng)的回歸分析為

于是在顯著性水平為5%下，x20.05(2)=5.99＞LM=7.657,可以判斷原模型存在序列相關(guān)性，但由于êt-2的參數(shù)不顯著，說(shuō)明不存在二階序列相關(guān)性。

模型修正：

我們對(duì)模型同時(shí)進(jìn)行異方差性和序列相關(guān)性的修正：

在5%的顯著性水平下，dl＜D.W.=1.3738＜du, 不能判斷模型已不存在序列相關(guān)性。在進(jìn)行模型分析時(shí)，選擇幾階隨機(jī)干擾的自回歸為解釋變量，主要判斷依據(jù)是D.W.統(tǒng)計(jì)量。所以我們根據(jù)顯示的D.W.統(tǒng)計(jì)量，逐次引入AR（1）,AR（2），并且加上權(quán)數(shù)1/abs（resid）。下面我們?cè)谠幸階R（1）的基礎(chǔ)上引入AR（2）對(duì)模型進(jìn)行進(jìn)一步修正。

在5%的顯著性水平下， du＜D.W.=2.115727＜4-du, 模型無(wú)序列相關(guān)性。

通過(guò)以上分析得出模型的回歸方程為：

Ln（MD）=-0.215021ln（I）+ 1.062128ln（Y） - 1.341276

（-3.895962）（25.11970）（-2.704891）

R2=0.998718R2=0.998323

F=2531.415 D.W.=2.115727

對(duì)回歸模型的預(yù)測(cè)：

根據(jù)社科院藍(lán)皮書(shū)預(yù)測(cè)，2008年中國(guó)GDP年增長(zhǎng)率為9%，由此我們預(yù)測(cè)08年中國(guó)的GDP為271987.59，利率為0.72。由上述回歸方程可得08年名義貨幣總量預(yù)測(cè)的點(diǎn)估計(jì)量為：Ln（MD）=-0.215021*ln（0.72）+1.062128*ln（271987.59）- 1.341276=12.0203

所以MD=166094.212

中國(guó)國(guó)家發(fā)改委設(shè)定2008年的M2貨幣供應(yīng)量為169592.87，相對(duì)誤差為-2.063%

在95%的置信度下，由EVIEWS得出MD0的標(biāo)準(zhǔn)差為8896.729

1） MD0個(gè)值的預(yù)測(cè)區(qū)間為：

^MD0- t0.025（17）* 61+X0(x′X)-1X′0＜MD0＜^MD0+t0.025（17）*61+X0(x′X)-1X′0

即：166094.212 - 2.11 * 8896.729＜MD0＜166094.212 + 2.11 * 8896.729

147322.1138＜MD0＜184866.3102

2） E（MD0 ）的預(yù)測(cè)區(qū)間為：

6X0(x′X)-1X′0≌8896.729

^MD0- t0.025（17）*6X0(x′X)-1X′0＜E（MD0 ）＜^MD0+t0.025（17）*6X0(x′X)-1X′0

即：166094.212 - 2.11 * 8896.729＜E（MD0）＜166094.212 + 2.11 * 8896.729

147322.1138＜E（MD0）＜84866.3102

通過(guò)模型的預(yù)測(cè)，可以得到2008年貨幣供應(yīng)量的值處于（147322.1138，184866.3102）之間，與社科院藍(lán)皮書(shū)的預(yù)測(cè)值對(duì)比可以看出此回歸模型誤差很小。所以，應(yīng)用此模型可以較為準(zhǔn)確地估計(jì)當(dāng)前市場(chǎng)的貨幣供應(yīng)量，進(jìn)而為解決當(dāng)前經(jīng)濟(jì)問(wèn)題提供了依據(jù)。

五、回歸分析的結(jié)論及對(duì)貨幣政策調(diào)控的建議

1.回歸分析的結(jié)論

（1）我國(guó)GDP與貨幣供應(yīng)量存在正向關(guān)系。近幾年我國(guó)M1增長(zhǎng)比GDP增長(zhǎng)快，即M1與GDP的比值越來(lái)越大，達(dá)到世界之最，從1988年的36.95%上升到2007年的59.31%，占據(jù)主導(dǎo)地位，且仍在不斷上升。長(zhǎng)期以來(lái)中國(guó)貨幣的增長(zhǎng)速度大大高于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)速度。

M1與GDP的比值不斷提高，按照貨幣數(shù)量理論，貨幣供給量的增長(zhǎng)速度高于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)速度，其差額將轉(zhuǎn)化為通貨膨脹。中國(guó)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)速度長(zhǎng)期大大高于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)速度，卻沒(méi)有出現(xiàn)貨幣數(shù)量理論所預(yù)期的嚴(yán)重通貨膨脹，其原因在于自愿的或不自愿的。中國(guó)公眾對(duì)貨幣的需求也在不斷的增加，在過(guò)去相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間，多余經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所需的貨幣供應(yīng)被居民作為儲(chǔ)蓄存款而沉淀下來(lái)：中國(guó)的老一輩經(jīng)濟(jì)學(xué)家曾把被動(dòng)增加的儲(chǔ)蓄存款叫做“籠中老虎”。在貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)速度超過(guò)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的情況下，由于缺乏選擇而被動(dòng)積累起來(lái)的居民儲(chǔ)蓄存款實(shí)際上是一種潛在壓力。這種壓力一旦轉(zhuǎn)化為實(shí)際的通貨膨脹，將會(huì)對(duì)中國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重大的影響。因此，中國(guó)人民銀行在控制貨幣供給量時(shí)要充分考慮到GDP這個(gè)重要的影響因素。

（2）我國(guó)利率與M1的貨幣需求存在反向關(guān)系，但利率彈性值都較低，與M1的貨幣需求不顯著。結(jié)果表明，雖然1992年以來(lái)，我國(guó)貨幣政策調(diào)控注重利用利率杠桿調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)，但是效果并不顯著，利率作為中央銀行調(diào)節(jié)M1貨幣需求的金融杠桿作用微乎其微。所以，中國(guó)人民銀行應(yīng)加大對(duì)利率的調(diào)整力度?？偫碚f(shuō)：利率市場(chǎng)化改革邁出實(shí)質(zhì)性步伐。實(shí)施人民幣匯率形成機(jī)制的改革，匯率彈性逐步增強(qiáng)。外匯管理體制改革全面推進(jìn)。由此，我們看到國(guó)家已經(jīng)開(kāi)始重視對(duì)利率的調(diào)節(jié)從而進(jìn)一步控制貨幣供給量。

（3）近幾年我國(guó)的外匯儲(chǔ)備迅速增長(zhǎng)，從理論上講，應(yīng)該對(duì)貨幣需求有所增加。外匯儲(chǔ)備增加主要是源于經(jīng)常項(xiàng)目順差和資本項(xiàng)目順差兩部分，而經(jīng)常項(xiàng)目已計(jì)算在GDP之內(nèi)，所以我們?cè)谶M(jìn)行回歸分析時(shí)，WC影響到其它的變量，存在多重共線，應(yīng)該刪除。

（4）隨著零售物價(jià)指數(shù)（通貨膨脹預(yù)期）上升，對(duì)貨幣需求減少。說(shuō)明物價(jià)上漲時(shí)，人們對(duì)各個(gè)層次的貨幣需求平均傾向減少，等待物價(jià)平穩(wěn)或下跌時(shí)才去購(gòu)買(mǎi)商品的效應(yīng)大于物價(jià)上漲購(gòu)買(mǎi)商品的效應(yīng)。因此從本質(zhì)上看，物價(jià)水平對(duì)貨幣供給量還是有一定影響的，但是從我們建立的模型上看，物價(jià)指數(shù)對(duì)貨幣供給量的影響不顯著，說(shuō)明在我國(guó)的貨幣供給量的宏觀調(diào)控中還存在一定缺陷，需要加以改進(jìn)。

2.貨幣調(diào)控政策的建議

（1）疏通貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道、信貸傳導(dǎo)渠道、金融資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)渠道和匯率傳導(dǎo)渠道，提高貨幣政策工具的市場(chǎng)化程度，降低相關(guān)政府部門(mén)對(duì)金融市場(chǎng)的直接干預(yù)程度，提高利率傳導(dǎo)機(jī)制的成熟程度和傳遞速度，提高存貸期限的靈活性及利率水平的指數(shù)化程度，適度提高國(guó)際資本的流動(dòng)性。

（2）利率是貨幣政策調(diào)控的重要手段。從2004年10月29日至今，我國(guó)3次將1年期基準(zhǔn)利率提高0.27個(gè)點(diǎn)，但并沒(méi)有達(dá)到抑制經(jīng)濟(jì)過(guò)熱的效果，而提高基準(zhǔn)利率水平應(yīng)該主要依據(jù)近期CPI的變化趨勢(shì)。我國(guó)要進(jìn)一步推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革，提高利率杠桿的作用，增大利率變動(dòng)對(duì)投資需求的彈性，充分發(fā)揮利率工具的政策效應(yīng)。

（3）我國(guó)應(yīng)當(dāng)維持物價(jià)指數(shù)的相對(duì)穩(wěn)定。目前中國(guó)經(jīng)濟(jì)存在對(duì)外依存度較高和內(nèi)需不足的結(jié)構(gòu)性問(wèn)題，如果采取擴(kuò)大內(nèi)需來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)，必須維持物價(jià)基本穩(wěn)定，央行應(yīng)當(dāng)采取穩(wěn)?。ɑ蚱o）的貨幣政策。

（4）綜合國(guó)內(nèi)和國(guó)際多種因素，保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展，防止片面追求和盲目攀比經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。通過(guò)對(duì)模型的分析，為保證我國(guó)貨幣市場(chǎng)穩(wěn)健的運(yùn)行，要把08年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值目標(biāo)控制在8%左右。

（5）為了避免“籠中老虎”對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)影響，為了應(yīng)對(duì)公眾對(duì)貨幣需求減少而造成的流動(dòng)性過(guò)剩，中央銀行必須進(jìn)一步加強(qiáng)貨幣緊縮的力度。因此可以提高準(zhǔn)備金率、銷(xiāo)售央行票據(jù)和提高利息率。

第4篇：貨幣供應(yīng)量范文

【關(guān)鍵詞】貨幣供應(yīng)量 股票指數(shù) 對(duì)比研究

一、引言

股票價(jià)格的漲跌不僅關(guān)系著實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，還影響著投資者的未來(lái)投資信心，對(duì)股票價(jià)格波動(dòng)趨勢(shì)有一個(gè)清醒的認(rèn)識(shí)，成為正確投資股市的前提。而影響股票價(jià)格的因素中，貨幣供給量對(duì)股票價(jià)格的影響備受?chē)?guó)內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。同時(shí)，股票價(jià)格反過(guò)來(lái)也會(huì)影響貨幣需求。目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者已分別就這兩者的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究，但鮮有學(xué)者從不同板塊角度來(lái)研究股票價(jià)格與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系。本文擬從不同板塊指數(shù)的角度來(lái)分析貨幣供應(yīng)量和各板塊指數(shù)之間的關(guān)系。通過(guò)探討貨幣供應(yīng)量與不同板塊的股票指數(shù)之間的關(guān)系，以期為投資人及貨幣政策制定者的決策提供一定的參考依據(jù)。

二、理論描述

對(duì)股市價(jià)格波動(dòng)與貨幣供應(yīng)量之間關(guān)系的理論分析，一般來(lái)說(shuō)應(yīng)該主要包括兩個(gè)方面。一是貨幣供應(yīng)量對(duì)股市價(jià)格的影響，可以通過(guò)三種效應(yīng)實(shí)現(xiàn)。（1） 預(yù)期效應(yīng)。即擴(kuò)張性的貨幣政策影響市場(chǎng)參與者對(duì)未來(lái)貨幣市場(chǎng)的預(yù)期，從而改變股市的資金供給量，影響股票市場(chǎng)的價(jià)格和規(guī)模；（2） 投資組合效應(yīng)。寬松的貨幣政策使得人們所持貨幣會(huì)超出日常交易的需要，結(jié)果會(huì)促使部分貨幣進(jìn)入股市尋求收益，導(dǎo)致股市價(jià)格的上漲；（3）股票內(nèi)在價(jià)值增長(zhǎng)效應(yīng)。貨幣供應(yīng)量增加導(dǎo)致利率下降和投資增加，并經(jīng)過(guò)乘數(shù)擴(kuò)張效應(yīng)，導(dǎo)致股票投資收益提高，從而刺激股市價(jià)格的上漲。以上三種效應(yīng)一般來(lái)說(shuō)都是正向的，即貨幣供應(yīng)量增加，則股市價(jià)格上漲。

二是股市價(jià)格對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響。在影響股市價(jià)格和貨幣供求的其他因素不變的條件下，股市價(jià)格的影響主要體現(xiàn)在四種效應(yīng)上：（1）財(cái)富效應(yīng)。股價(jià)上漲，人們的財(cái)富隨之上升，從而對(duì)貨幣的需求也將增加；（2）交易效應(yīng)。一般來(lái)說(shuō)，股價(jià)波動(dòng)往往會(huì)相應(yīng)引致股市交易量的變化，使人們的交易性貨幣需求也隨著變化；（3）資產(chǎn)組合效應(yīng)。股價(jià)上升使人們的資產(chǎn)組合中風(fēng)險(xiǎn)性較大的資產(chǎn)比例增大，在風(fēng)險(xiǎn)偏好程度一定的情況下，人們將重新調(diào)整資產(chǎn)組合，增加風(fēng)險(xiǎn)性較小的短期債券、貨幣等資產(chǎn)的比重，從而使貨幣需求變大；（4）替代效應(yīng)。股市價(jià)格上漲使投資股票的邊際收益相對(duì)增加，從而使人們寧愿減少貨幣持有而投資股市，主要會(huì)對(duì)包括居民儲(chǔ)蓄存款在內(nèi)的廣義貨幣產(chǎn)生替代作用，從而降低人們對(duì)貨幣的需求。在股市價(jià)格波動(dòng)影響貨幣供求的上述四種效應(yīng)中，財(cái)富效應(yīng)、交易效應(yīng)、資產(chǎn)組合效應(yīng)具有正向影響，而替代效應(yīng)則具有負(fù)向影響。因此股票市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)對(duì)貨幣供應(yīng)的沖擊在理論上則是不確定的。

三、實(shí)證分析

本文選取2000年1月至2012年11月的的貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2月度數(shù)據(jù)；并根據(jù)wind資訊指數(shù)中的wind一級(jí)行業(yè)分類(lèi)，選取rch（日常消費(fèi)股指數(shù)）、kx（可選消費(fèi)股指數(shù)）、jr（金融股指數(shù)）、cl（材料股指數(shù)）、yl（醫(yī)療保健股指數(shù)）、gy（工業(yè)股指數(shù)）進(jìn)行對(duì)比分析，并選擇了上證指數(shù)作為驗(yàn)證分析，數(shù)據(jù)來(lái)源于wind數(shù)據(jù)庫(kù)，對(duì)以上原始數(shù)據(jù)均由X12方式消除了季節(jié)性的影響，同時(shí)將以上數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。

（一）單位根檢驗(yàn)

采用Dickey和Fuller（1981）提出的ADF方法對(duì)所有變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，結(jié)論為各變量均為I（1）過(guò)程，除了m0之外。于是選取狹義貨幣供應(yīng)量M1和廣義貨幣供應(yīng)量M2作后續(xù)分析。

（二）協(xié)整分析

本文在單位根檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，采用Engle-Granger兩步法來(lái)檢驗(yàn)各板塊指數(shù)與M1、M2之間的協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表2所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%的顯著性水平上，日常消費(fèi)股指數(shù)、醫(yī)療保健股指數(shù)與M1、M2都不存在協(xié)整關(guān)系，而可選消費(fèi)股指數(shù)、金融股指數(shù)、材料指數(shù)和工業(yè)股指數(shù)與M1、M2都存在協(xié)整關(guān)系，同時(shí)，上證指數(shù)與M1、M2之間也存在協(xié)整關(guān)系，它們之間的回歸系數(shù)如表3所示。

從表3可以得出，可選消費(fèi)股指數(shù)、金融股指數(shù)、材料股指數(shù)和工業(yè)股指數(shù)與M1、M2之間存在著相當(dāng)顯著的協(xié)整關(guān)系。從不同板塊角度分析，與M1、M2的回歸系數(shù)最大，依次是材料股指數(shù)、工業(yè)股指數(shù)、可選消費(fèi)股指數(shù)、金融股指數(shù)。對(duì)其進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，原假設(shè)都為A does not Granger Cause B，結(jié)果如表4所示。

表4顯示，在95%的置信水平下，kx、cl、jr、gy和shz與M1之間存在單向因果關(guān)系。說(shuō)明在更大程度上股市價(jià)格是因，貨幣供應(yīng)量是果，股市價(jià)格的波動(dòng)明顯領(lǐng)先于貨幣供應(yīng)量。而這些板塊指數(shù)與M2之間不存在Granger因果關(guān)系。

四、結(jié)論

筆者運(yùn)用協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)等時(shí)間序列分析方法，對(duì)中國(guó)股市各板塊的股票指數(shù)與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，得出了以下幾點(diǎn)結(jié)論：

（一）日常消費(fèi)股指數(shù)、醫(yī)療保健股指數(shù)與M1、M2都不存在協(xié)整關(guān)系，而可選消費(fèi)股指數(shù)、金融股指數(shù)、材料指數(shù)和工業(yè)股指數(shù)與M1、M2都存在協(xié)整關(guān)系。

（二）從不同板塊角度分析，材料股指數(shù)與M1、M2的相關(guān)性最大，其次是工業(yè)股指數(shù)和可選消費(fèi)股指數(shù)，相關(guān)性最弱的是金融股指數(shù)。

（三）在95%的置信水平下，可選消費(fèi)股指數(shù)、金融股指數(shù)、材料股指數(shù)、工業(yè)股指數(shù)和上證指數(shù)與M1之間存在單向因果關(guān)系，與M2之間不存在Granger因果關(guān)系。

參考文獻(xiàn)

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第5篇：貨幣供應(yīng)量范文

一、貨幣供應(yīng)量作為中間目標(biāo)的無(wú)效性

由于中國(guó)近年來(lái)呈現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、價(jià)格總水平走勢(shì)與貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)情況不一致的現(xiàn)象， 人們開(kāi)始關(guān)注貨幣供應(yīng)量是否適宜充當(dāng)貨幣政策中間目標(biāo)這一問(wèn)題。有一種觀點(diǎn)認(rèn)為，貨幣 供應(yīng)量已不宜作為我國(guó)當(dāng)前貨幣政策的中間目標(biāo)。主要論據(jù)是：

第一，貨幣供應(yīng)量的可控性差。夏斌、廖強(qiáng)認(rèn)為(2001)，“從1996年我國(guó)正式確定M1為貨 幣政策中介目標(biāo)、M0和M2為觀測(cè)目標(biāo)開(kāi)始，貨幣供應(yīng)量目標(biāo)值就幾乎沒(méi)有實(shí)現(xiàn)過(guò)?！?/p>

第二，貨幣供應(yīng)量的相關(guān)性較弱。吳昌妹以相關(guān)分析和回歸分析作為主要分析方法(2002)， 分析了我國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率之間的相關(guān)性。她的研究表明，M1增長(zhǎng)率對(duì)GDP 增 長(zhǎng)率沒(méi)有顯著影響，而M0、M2增長(zhǎng)率對(duì)GDP增長(zhǎng)率的影響比較顯著。貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率 與商品零售物價(jià)指數(shù)(RPI)之間非協(xié)整，沒(méi)有長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，回歸結(jié)果不具解釋性。

我們認(rèn)為，研究貨幣供應(yīng)量與國(guó)民經(jīng)濟(jì)之間的相關(guān)性時(shí)應(yīng)注意時(shí)滯問(wèn)題。一般在研究貨幣供 應(yīng)量與國(guó)民經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系時(shí)，是用當(dāng)期的貨幣供應(yīng)量與當(dāng)期的國(guó)民生產(chǎn)總值或當(dāng)期的價(jià)格 總水平指數(shù)進(jìn)行相關(guān)性分析。這種分析沒(méi)有考慮到時(shí)滯的存在。 貨幣當(dāng)局根據(jù)國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的總體變化發(fā)現(xiàn)，當(dāng)期的貨幣供應(yīng)量擴(kuò)張與下一期的價(jià)格總水平 上升對(duì)應(yīng)，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量與價(jià)格總水平之間應(yīng)該存在一定的時(shí)滯。

二、貨幣供應(yīng)量指標(biāo)的確定

出現(xiàn)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間相 關(guān)性較弱的現(xiàn)象，既可能是因?yàn)樨泿殴?yīng)量的相關(guān)性下降，也可能是因?yàn)樨泿殴?yīng)量本身內(nèi) 涵的確定上有偏差。

我們知道，貨幣供應(yīng)量的定義方法有兩種，即功能法和實(shí)證法。越來(lái)越多的學(xué)者認(rèn)為，實(shí)證 法 貨幣供應(yīng)量定義的政策意義遠(yuǎn)大于功能法，因而成為貨幣供應(yīng)量定義的主流。實(shí)證法貨幣供 應(yīng)量要求貨幣供應(yīng)量的范圍應(yīng)該是動(dòng)態(tài)的，而不應(yīng)該是靜態(tài)的。應(yīng)該根據(jù)一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的貨 幣化程度以及貨幣性資產(chǎn)的供應(yīng)和創(chuàng)新情況進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整。

中國(guó)于1994年公布貨幣供應(yīng)量后，僅在1995和2001年對(duì)貨幣供應(yīng)量指標(biāo)進(jìn)行過(guò)微調(diào)，沒(méi)有能 根據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)貨幣化和金融深化的發(fā)展進(jìn)程實(shí)施相應(yīng)的調(diào)整，這很有可能會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量 相關(guān)性的減弱。

就目前情況看，一般認(rèn)為中國(guó)人民銀行公布的貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)口徑有問(wèn)題。問(wèn)題的焦點(diǎn)在于 居民活期儲(chǔ)蓄存款、證券交易保證金和外幣存款是否應(yīng)在適當(dāng)?shù)呢泿殴?yīng)量統(tǒng)計(jì)口徑中體現(xiàn) 出來(lái)。

是否把股民證券交易保證金存款計(jì)入貨幣供應(yīng)量這個(gè)問(wèn)題，在理論界曾產(chǎn)生過(guò)激烈爭(zhēng)論。央 行貨幣政策委員會(huì)2001年決定，把股民保證金存款計(jì)入貨幣供應(yīng)量。問(wèn)題是世 界上很少有國(guó)家把股民保證金存款作為M2來(lái)統(tǒng)計(jì)。股民保證金存款屬于投機(jī)性貨幣需求， 其貨幣供應(yīng)量層次應(yīng)該在M3或以上，而我國(guó)目前的貨幣供應(yīng)量只有M0、M1、M2，沒(méi) 有M3，因而只能計(jì)入M2?？梢?jiàn)，把股民保證金存款計(jì)入M2具有一定的不合理性和暫時(shí) 性。

至于居民活期儲(chǔ)蓄存款，隨著借記卡等新型支付手段得到廣泛運(yùn)用，把居民儲(chǔ)蓄存款中可以 直接用于支付和清算的部分計(jì)入M1可以說(shuō)是一種必然也是必需。目前簡(jiǎn)單地把居民儲(chǔ)蓄存 款計(jì)入M2不符合實(shí)際情況。

外幣存款雖然目前不具備普遍的清償功能，但是我國(guó)作為一個(gè)發(fā)展中大國(guó)，在加入世貿(mào)組織 以后，逐步實(shí)現(xiàn)人民幣資本項(xiàng)目的可自由兌換已成必然，加上金融全球化進(jìn)程的進(jìn)一步加快 ，外幣存款也應(yīng)當(dāng)在適當(dāng)層次的廣義貨幣中加以反映。

在貨幣供應(yīng)量指標(biāo)存在這么多問(wèn)題的情況下，即使實(shí)證研究表明貨幣供應(yīng)量與國(guó)民經(jīng)濟(jì)之間 相關(guān)性較弱，也不能簡(jiǎn)單地拋棄貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中間目標(biāo)，而 應(yīng)該考慮怎樣對(duì)貨幣供應(yīng)量進(jìn)行修正，使貨幣供應(yīng)量能夠充當(dāng)貨幣政策的中間目標(biāo)。

三、貨幣供應(yīng)量的可控性

部分學(xué)者認(rèn)為應(yīng)該拋棄貨幣供應(yīng)量這個(gè)中間目標(biāo)的另一個(gè)重要理由是，中央銀行未能很好地 控制貨幣供應(yīng)量。

中國(guó)貨幣供應(yīng)量的控制性差可能有兩個(gè)原因，一是中央銀行并不想真正地控制它；

還有一種可能是，中央銀行想控制但無(wú)法控制。這 又分兩種情況，一種是中央銀行的獨(dú)立性不強(qiáng)，中央銀行調(diào)控貨幣供應(yīng)量時(shí)受到鉗制；另一 種情形是，中央銀行想控制貨幣供應(yīng)量時(shí)，受其他政府目標(biāo)的制約而無(wú)法實(shí)施。

在一定的貨幣乘數(shù)(m)下，貨幣供應(yīng)量(Ms)取決于基礎(chǔ)貨幣量(B)，基礎(chǔ)貨幣緊縮必然會(huì)導(dǎo)致 貨幣供應(yīng)量緊縮。我們研究發(fā)現(xiàn)，近幾年我國(guó)基礎(chǔ)貨幣的緊縮，存在著其他因素的干擾，這 個(gè)因素主要是我國(guó)實(shí)行有管理的浮動(dòng)匯率制度。

毫無(wú)疑問(wèn)，這種匯率制度使貨幣當(dāng)局無(wú)法按貨幣供應(yīng)量目標(biāo)隨心所欲地投放基礎(chǔ)貨幣。貨幣 供應(yīng)量的目標(biāo)值沒(méi)有實(shí)現(xiàn)，并不是貨幣供應(yīng)量本身不可控制，而是這種匯率制度使得中央銀 行無(wú)法控制貨幣供應(yīng)量。

四、貨幣供應(yīng)量目標(biāo)與利率的市場(chǎng)化

人們?cè)谟懻撠泿殴?yīng)量目標(biāo)時(shí)，有一個(gè)共同的看法，就是中國(guó)現(xiàn)階段貨幣流通速度、貨幣乘 數(shù)不穩(wěn)定，導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量可控性差。

貨幣流通速度下降的原因有很多，可能是因?yàn)槭苌鐣?huì)福利 體制改革和就業(yè)壓力加大的雙重影響。出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)，居民的貨幣需求函數(shù)向右移動(dòng)，使 得實(shí)現(xiàn)同樣的GDP規(guī)模需要更多的貨幣存量，表現(xiàn)為貨幣流通速度下降。另一方面，中國(guó)正 處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌階段，貨幣化對(duì)貨幣流通速度的下降有一定的作用(易綱，1996)。

這種不穩(wěn)定表明，現(xiàn)階段我國(guó)的貨幣需求函數(shù)是不穩(wěn)定的。但正如 米什金所說(shuō)(1998)，決定選擇哪種政策目標(biāo)的關(guān)鍵因素是IS和LM曲線的相對(duì)不穩(wěn)定性。因此 ，貨幣需求函數(shù)近年來(lái)呈現(xiàn)的不穩(wěn)定性并不能自然地導(dǎo)出這樣的結(jié)論：應(yīng)放棄貨幣供應(yīng)量目 標(biāo)轉(zhuǎn)而采取利率目標(biāo)。

第6篇：貨幣供應(yīng)量范文

關(guān)鍵詞:貨幣供應(yīng)量;通貨膨脹;貨幣政策

中圖分類(lèi)號(hào):F832　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A　文章編號(hào):1006-1428(2010)010-0033-05

一、引言

對(duì)于貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹二者關(guān)系,理論界看法不一。傳統(tǒng)貨幣數(shù)量派認(rèn)為,貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹成正相關(guān)關(guān)系,貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)引起物價(jià)的上漲。反之則導(dǎo)致物價(jià)的下降。而國(guó)內(nèi)外不斷出現(xiàn)的一些新情況對(duì)這一觀點(diǎn)提出了嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。貨幣主義學(xué)派弗里德曼和KUTINER(1992)的檢驗(yàn)表明貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的因果關(guān)系消失。龔六堂、鄒恒甫(2002)發(fā)現(xiàn)美國(guó)自1980年代以后,貨幣供應(yīng)量的改變與通貨膨脹基本沒(méi)什么關(guān)系。出于對(duì)貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹相關(guān)性大幅削弱的考慮,新西蘭、加拿大、英國(guó)、以色列等二十幾個(gè)國(guó)家直接采用通貨膨脹率本身作為貨幣政策目標(biāo),實(shí)施了通貨膨脹目標(biāo)制。近年來(lái),我國(guó)的貨幣供應(yīng)量增速遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)經(jīng)濟(jì)增速,存在大量超額貨幣供應(yīng)問(wèn)題,但并未引起惡性通貨膨脹,進(jìn)而形成貨幣供應(yīng)量持續(xù)增長(zhǎng)與物價(jià)平穩(wěn)甚至下降并存的“中國(guó)之謎”。一些學(xué)者甚至通過(guò)實(shí)證分析得出貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹成反向變動(dòng)的結(jié)論(易綱,1996;帥勇,2002;伍志文,2002),進(jìn)而對(duì)我國(guó)央行以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)進(jìn)行宏觀調(diào)控提出了質(zhì)疑。本文將利用1986年以來(lái)貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的數(shù)據(jù)。運(yùn)用圖示法和模型檢驗(yàn),對(duì)各層次貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的相關(guān)性、因果關(guān)系進(jìn)行分析檢驗(yàn),對(duì)近年來(lái)二者之間關(guān)系的變化作一簡(jiǎn)單闡釋,進(jìn)而提出政策建議。

二、數(shù)據(jù)模型及實(shí)證檢驗(yàn)

為厘清通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系。本文以1986～2008年CPI、M0、M1、M2、GDP年度增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)為樣本,進(jìn)行分析。分析采用兩種方法:一是圖示法,通過(guò)描繪上述指標(biāo)的變動(dòng)軌跡,簡(jiǎn)單直觀地反映變量之間的關(guān)系;二是進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn),通過(guò)模型分析闡釋變量之間的關(guān)系。

(一)圖示法

圖1反映了CPI、Mo、M,、M:增長(zhǎng)情況,圖2分別反映了貨幣供應(yīng)量超經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的幅度,即M0、M2、M2與GDP、CPI之和的差額。

若貨幣供應(yīng)量與CPI有較強(qiáng)的相關(guān)性,曲線CPI與M0、M1、M2之間應(yīng)呈現(xiàn)較好的擬合性,波動(dòng)趨勢(shì)應(yīng)大體保持一致。

從實(shí)際情況看,如圖1所示,除個(gè)別年份外,曲線M2與CPI整體上呈現(xiàn)較強(qiáng)的一致性。1990～1994年,由于投資需求的擴(kuò)張,CPI逐步上行,1994年CPI達(dá)到24.1%,與此同時(shí),這一階段M2呈震蕩上行,由1990年的26.5%增長(zhǎng)到1994年的34.5%。隨后,由于國(guó)家采取了一系列的緊縮措施,M:增長(zhǎng)逐年下降至1998年的14.8%,CPI也逐年下降至1998年的一0.8%。1998～2002年,我國(guó)通貨緊縮,1998、1999、2002年CPI負(fù)增長(zhǎng),2000、2001年CPI增長(zhǎng)在1%以內(nèi),與此相適應(yīng),此階段我國(guó)存款準(zhǔn)備金連續(xù)下調(diào),但貨幣供應(yīng)量M2仍保持了一個(gè)低增長(zhǎng)態(tài)勢(shì),5年年均增長(zhǎng)15.2%。2003年CPI上行,M2增長(zhǎng)加快;受一系列緊縮措施影響,2003～2005年CPI有所下降,M2增幅在2003年達(dá)到高點(diǎn)后趨于下降。

曲線M0、M1波動(dòng)幅度較大,總體上與CPI的一致性不甚明顯,但部分年份還是有較強(qiáng)的擬合性。1987～1988年通脹期間,M0超常增長(zhǎng):1990～1992年CPI上行期間,M0、M1均較快增長(zhǎng);2002-2003年CPI逐步上升,隨后出現(xiàn)回落,M0、M1也呈相同增長(zhǎng)態(tài)勢(shì):2005～2007年,CPI逐年上漲,M1增幅也逐年上升。

若貨幣供應(yīng)量與CPI有較強(qiáng)的相關(guān)性,(M-GDP-CPI)的數(shù)值不會(huì)波動(dòng)太大,應(yīng)該在一個(gè)窄區(qū)間里波動(dòng)。而實(shí)際情況看,如圖2所示,從整個(gè)態(tài)勢(shì)看,貨幣供應(yīng)量(M2、M1、M0)增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率和CPI的差額分為兩個(gè)階段:1986～1996年差額波動(dòng)幅度較大,在21%～20%區(qū)間內(nèi),最高達(dá)21.1%,最低為19.8%,屬發(fā)散態(tài)勢(shì),貨幣供應(yīng)量與CPI相關(guān)性不強(qiáng):1996～2008年波動(dòng)幅度明顯減少,趨于收斂,大部分年份的差額在10%至～5%之間,貨幣供應(yīng)量與CPI呈較好的相關(guān)性。分單條曲線分析,曲線(M2-GDP-CPI)波動(dòng)幅度明顯小于另外兩條,曲線(M0-GDP-CPI)波動(dòng)幅度最大,M2與CPI的相關(guān)性明顯強(qiáng)于M1、M0與CPI的相關(guān)性。

(二)M與CPI相關(guān)性檢驗(yàn)

本文運(yùn)用SPSS對(duì)CPI與M0、M1、M2分別進(jìn)行線性回歸,檢驗(yàn)變量之間的相關(guān)性及相關(guān)性的顯著程度。

根據(jù)SPSS輸出表格,回歸分析結(jié)果如下:

CPI=1.429+0.293M0

(R2=0.184　T=2.18　P=0.041)

β值為0.293,可見(jiàn)CPI與M0的相關(guān)性很弱,而且相關(guān)性的顯著性也很弱。

CPI=2.929+0.188M1

(R2=0.033　T=0.841　P=0.410)

β值為0.188,可見(jiàn)CPI與M1的相關(guān)性很弱,而且相關(guān)性的顯著性也很弱。

CPI=-7.679+0.661M2

(R2=0.339　T=3.279　P=0.004)

β值為0.661,可見(jiàn)CPI與M2的相關(guān)性較與M0、M1的強(qiáng),而且相關(guān)性的顯著性也比M0、M1的強(qiáng)。

(三)分階段:CPI與M2相關(guān)性及因果檢驗(yàn)

如上所述,CPI與M0、M1相關(guān)性較弱,CPI與M2存在較強(qiáng)相關(guān)性。因此,我們將對(duì)CPI與M2相關(guān)性進(jìn)一步深入討論。考慮兩種方式:一是對(duì)兩個(gè)時(shí)間段數(shù)據(jù)――1986～1996、1997～2008年兩個(gè)階段分別進(jìn)行討論,分析不同時(shí)間段CPI與M2的相關(guān)性;二是對(duì)CPI與M2進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),探詢二者是否有因果關(guān)系。

1　分時(shí)間段討論

根據(jù)SPSS輸出表格,回歸分析結(jié)果如下:

1986～1996:

CPI=12.64-0.05M2

(R2=0.001　T=-0.099　P=0.923)

β值為-0.05,可見(jiàn)在1986～1996年期間,CPI與M2的相關(guān)性很弱,而且相關(guān)性的顯著性也很弱。

1997～2008:

CPI=-6.833+0.529M2

(R2=-0.202　T=1.591　P=0.143)

β值為1.098,可見(jiàn)在1997～2008年期間,CPI與M2的相關(guān)性較強(qiáng),而且相關(guān)性的顯著性也較強(qiáng)。與1986～1996年的檢驗(yàn)結(jié)果相比,1997～2008年檢驗(yàn)結(jié)

果的B值、R2、T值都有較大上升,這說(shuō)明,在1997～2008年這個(gè)區(qū)間,CPI與M2的相關(guān)性和相關(guān)性的顯著性都有所增強(qiáng)。

2　對(duì)CPI與M2進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)

運(yùn)用1986～2008年度數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),結(jié)果如下:

上述結(jié)果表明,“M2 does not Granger Cause CPI”一欄中,由于Probability的值(0.01012)小于0.05,我們可以得出M2對(duì)CPI存在格蘭杰因果關(guān)系;“CPIdoes not Granzer Cause M2”一欄中,由于Probability的值(0.65853)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0.05,我們可以得出CPI對(duì)M2不存在格蘭杰因果關(guān)系。

三、對(duì)通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的進(jìn)一步探討

(一)總體上:M2與CPI相關(guān)性較強(qiáng),說(shuō)明控制通脹的一個(gè)關(guān)鍵性因素還是貨幣供應(yīng)量

總體而言,貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間關(guān)系某種程度上可以通過(guò)費(fèi)雪方程式解釋。費(fèi)雪方程式從交易角度進(jìn)行分析:MV=PY。其中:M為貨幣數(shù)量(能動(dòng)量),V為貨幣流通速度(恒量,取決于制度及收入周期),P為價(jià)格水平(被動(dòng)量),Y是產(chǎn)出(恒量)。M決定P的價(jià)值,二者成正比。費(fèi)雪認(rèn)為短期內(nèi)V、Y是不變的,因?yàn)関有社會(huì)制度和習(xí)慣等因素決定的,所以長(zhǎng)期內(nèi)比較穩(wěn)定。同時(shí)在充分就業(yè)條件下,社會(huì)商品和勞務(wù)總交易量,即Y也是一個(gè)相當(dāng)穩(wěn)定的一個(gè)因素。這樣,交易方程式就轉(zhuǎn)化為貨幣數(shù)量論。而且,貨幣數(shù)量論提供了價(jià)格水平變動(dòng)的一種解釋:價(jià)格水平變動(dòng)僅源于貨幣數(shù)量的變動(dòng),當(dāng)M變動(dòng)時(shí),P作同比例的變動(dòng)。

根據(jù)流動(dòng)性的大小,可將貨幣供應(yīng)量劃分不同的層次加以測(cè)量、分析和調(diào)控。我國(guó)現(xiàn)階段也是將貨幣供應(yīng)量劃分為三個(gè)層次:M0指流通中現(xiàn)金,即在銀行體系以外流通的現(xiàn)金;M1是狹義貨幣供應(yīng)量,即M0+企事業(yè)單位活期存款;M2是廣義貨幣供應(yīng)量,即M1+企事業(yè)單位定期存款+居民儲(chǔ)蓄存款。由于各層次貨幣供應(yīng)量的內(nèi)涵差異較大,不同層次的貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的相關(guān)性強(qiáng)弱有較大差別。在這三個(gè)層次中,Mo與消費(fèi)變動(dòng)密切相關(guān),是最活躍的貨幣;M1反映居民和企業(yè)資金松緊變化,是經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的先行指標(biāo),流動(dòng)性僅次于M0;M2流動(dòng)性偏弱,但反映的是社會(huì)總需求的變化和未來(lái)通貨膨脹的壓力狀況,通常所說(shuō)的貨幣供應(yīng)量,主要指M2。M0、M1包含的范疇較窄,不能反映社會(huì)總需求的變化狀況,相應(yīng)地二者與通貨膨脹的相關(guān)性較差。M2可以較好地反映社會(huì)總需求的變化狀況,M2增多,全社會(huì)貨幣供應(yīng)量增多,直接導(dǎo)致通貨膨脹壓力上升。因此,M2與通貨膨脹存在較強(qiáng)的相關(guān)性。

(二)不同時(shí)間段相關(guān)性強(qiáng)弱的解釋

1、1986～1996年:貨幣供應(yīng)量M2與CPI相關(guān)性不強(qiáng),其原因在于貨幣化進(jìn)程吸納大量貨幣與貨幣流通速度的下降

費(fèi)雪方程式將貨幣流通速度視為恒量,在一定時(shí)期不會(huì)變化。同時(shí),也沒(méi)有考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和經(jīng)濟(jì)體制或結(jié)構(gòu)的變化。但實(shí)際上,上述兩個(gè)因素是在不斷發(fā)展變化的,這一變化在1986至1996年期間顯得尤為突出。這一階段,我國(guó)貨幣流通速度不斷下降,受經(jīng)濟(jì)體制或結(jié)構(gòu)的變化,貨幣化進(jìn)程很快,這也影響了這一階段M2與CPI的相關(guān)性。

貨幣流通速度是在發(fā)生變化的,研究通貨膨脹必須考慮貨幣流通速度。夏斌(2003)認(rèn)為,1985年以來(lái)M2的流通速度不斷下降,這一過(guò)程非常平滑:左孝順(1999)運(yùn)用林繼肯教授的模型計(jì)算的結(jié)果表明,我國(guó)貨幣流通速度從1986年的1.5484下降至1996年的0.8785,下降了43.26%。貨幣流通速度下降使得經(jīng)濟(jì)中的實(shí)際貨幣需求的增長(zhǎng)快于GDP的增長(zhǎng),同樣規(guī)模的經(jīng)濟(jì)需要更多的貨幣媒介,貨幣供應(yīng)量超經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的增長(zhǎng)并沒(méi)有轉(zhuǎn)換為通貨膨脹,而是被貨幣流通速度下降所抵消掉了。

除此之外,貨幣化進(jìn)程也是分析發(fā)展中國(guó)家在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中物價(jià)水平變動(dòng)的一個(gè)重要因素。易綱(1995)費(fèi)雪方程式進(jìn)行了拓展:將生產(chǎn)總值分為兩部分――貨幣化部分和非貨幣化部分。

Y=λY+(1-λ)Y

入是貨幣化部分在生產(chǎn)總值中的比例,(1-λ)Y反映了自產(chǎn)自銷(xiāo)、自給自足、沒(méi)有進(jìn)入市場(chǎng)的產(chǎn)出。引入貨幣化概念后,費(fèi)雪方程式變?yōu)?

MV=λPY

對(duì)此式取自然對(duì)數(shù),然后微分,有:

M'=-V'+λ'+P'+Y'

由上式,在分析貨幣增長(zhǎng)率與通貨膨脹的關(guān)系時(shí),還應(yīng)考慮貨幣流通速度升降、貨幣化進(jìn)程狀況和生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)情況。

由于經(jīng)濟(jì)貨幣化進(jìn)程的原因,貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)速度往往要超過(guò)經(jīng)濟(jì)正常增長(zhǎng)所需要的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)速度,多余的貨幣用于媒介新的貨幣化部門(mén)。1986～1996年11年,M2的平均增長(zhǎng)率為26.54%,平均通貨膨脹率為11.31%,GDP平均增長(zhǎng)率為10.05%。貨幣增長(zhǎng)率大于通貨膨脹率與GDP增長(zhǎng)率之和5.18個(gè)百分點(diǎn)。這表明,在這一段時(shí)間內(nèi),確實(shí)有大量的貨幣沉淀下來(lái)以適合超常的貨幣需求,即被貨幣化過(guò)程吸收。不可忽視的是,改革開(kāi)放以來(lái)快速的貨幣化進(jìn)程在1985年后有逐步放緩的趨勢(shì),主要表現(xiàn)在中國(guó)經(jīng)濟(jì)吸收超量貨幣發(fā)行的潛力在下降,超量的貨幣發(fā)行轉(zhuǎn)而通過(guò)通貨膨脹釋放出來(lái)。這11年間出現(xiàn)過(guò)兩次明顯的通貨膨脹(1988～1989,1993～1994),M2的增長(zhǎng)率低于CPI與GDP增長(zhǎng)率之和。

2、1997～2008年:M2與CPI相關(guān)性十分顯著

這一階段,我國(guó)的貨幣化過(guò)程逐漸放緩,貨幣流通速度下降的幅度較前一階段有所減緩,相應(yīng)地,1997至2008年M2與CPI呈現(xiàn)較為顯著的相關(guān)性。這一結(jié)果體現(xiàn)在政策操作層面上就是,1996年央行正式將貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)。我國(guó)目前實(shí)施的貨幣政策基本框架是通過(guò)采用多種貨幣調(diào)控政策,間接地調(diào)控貨幣政策的中介目標(biāo)――貨幣供應(yīng)量。

同時(shí),這一階段出現(xiàn)的一個(gè)新問(wèn)題就是資產(chǎn)市場(chǎng)與商品期貨市場(chǎng)的蓬勃發(fā)展,其規(guī)模占經(jīng)濟(jì)總量的比重越來(lái)越大,使得通貨膨脹易受資產(chǎn)市場(chǎng)、商品期貨市場(chǎng)的影響。

Fisher(1911)甚至認(rèn)為,貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)首先引致資產(chǎn)價(jià)格的上升然后才是消費(fèi)物價(jià)的上升。在分析貨幣需求我們可以將資產(chǎn)市場(chǎng)因素引人,通過(guò)資產(chǎn)組合貨幣需求模型加以分析。

產(chǎn)品市場(chǎng)與資產(chǎn)市場(chǎng)是相通的,二者的連通效應(yīng)使得貨幣政策的資產(chǎn)價(jià)格效應(yīng)變得更加復(fù)雜,相應(yīng)的我們可以對(duì)貨幣供求模型進(jìn)行擴(kuò)展。阿貝爾和伯納克(Abel and Bernanke,2001,pp.260-262)的資產(chǎn)組合貨幣需求模型涵蓋了所有貨幣資產(chǎn)與非貨幣資產(chǎn)的貨幣供求擴(kuò)展均衡,可用下式表示:

Md+NMd=Ms+NMs

其中,NMs為非貨幣資產(chǎn)的供應(yīng),NMd為非貨幣資產(chǎn)的需求,Ms為貨幣供應(yīng),Md為貨幣需求。

將上式稍加變形,得

Ms-Md=NMd-NMs

從模型我們可以看出,貨幣供應(yīng)量分為兩部分,

一部分進(jìn)入商品市場(chǎng),影響實(shí)際產(chǎn)出和商品價(jià)格,另一部分進(jìn)入資產(chǎn)市場(chǎng),影響資產(chǎn)價(jià)格。

這樣一來(lái),一方面,資產(chǎn)市場(chǎng)可以吸納部分貨幣供應(yīng),資產(chǎn)市場(chǎng)的貨幣需求與商品市場(chǎng)的貨幣需求有很強(qiáng)的替代效應(yīng)?？紤]到商品市場(chǎng)與資產(chǎn)市場(chǎng)之間的連通性,超過(guò)商品市場(chǎng)需求的貨幣供應(yīng)量如果沒(méi)有引起商品價(jià)格的普遍上漲,這些超額貨幣供應(yīng)量就會(huì)流入資產(chǎn)市場(chǎng),成為推動(dòng)資產(chǎn)價(jià)格泡沫的資金來(lái)源。從我國(guó)實(shí)際情況看,幾個(gè)典型時(shí)期對(duì)這一命題正反擬合較好。一是1994年左右的高通貨膨脹與較低的股市增長(zhǎng)相適應(yīng)。二是1999年至2002年的房地產(chǎn)價(jià)格上升與通貨緊縮相伴隨。三是2003年至2007年房地產(chǎn)價(jià)格大幅攀升與較低的通貨膨脹相匹配。2003年以來(lái),我國(guó)形成了較強(qiáng)的貨幣升值壓力,由此導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣大量投放,造成流動(dòng)性泛濫,形成升值壓力的貨幣化。人民幣匯率升值壓力貨幣化后形成了超額的貨幣供給,但近年來(lái)我國(guó)CPI并沒(méi)有出現(xiàn)明顯上漲,超額的貨幣供給更多的是流向了資產(chǎn)市場(chǎng),導(dǎo)致了前幾年我國(guó)資產(chǎn)價(jià)格(房地產(chǎn)價(jià)格、股票價(jià)格)的上揚(yáng)。

另一方面,資產(chǎn)價(jià)格對(duì)通貨膨脹具有反作用,資產(chǎn)價(jià)格既可能影響當(dāng)前通貨膨脹也可能通過(guò)預(yù)期影響未來(lái)通貨膨脹。資產(chǎn)價(jià)格的上漲提高通貨膨脹水平是通過(guò)多渠道來(lái)實(shí)現(xiàn)的,其主要的機(jī)制為:資產(chǎn)價(jià)格的上漲通過(guò)財(cái)富效應(yīng)、托賓Q效應(yīng)、預(yù)期與信用渠道促進(jìn)消費(fèi)與投資的較快增長(zhǎng),從而拉動(dòng)總需求,使得物價(jià)處于較高水平。而這一過(guò)程可以進(jìn)一步導(dǎo)致更高的通貨膨脹預(yù)期,原因在于資產(chǎn)價(jià)格的迅速上漲,使得私人部門(mén)產(chǎn)生更高的商品與服務(wù)價(jià)格的預(yù)期,這樣可能會(huì)在實(shí)際上真正的出現(xiàn)更高的通貨膨脹率。相反,資產(chǎn)價(jià)格的下跌對(duì)物價(jià)則有負(fù)向效應(yīng)。

通貨膨脹易受商品期貨價(jià)格影響。近年來(lái)。石油、金屬和農(nóng)產(chǎn)品等商品期貨市場(chǎng)發(fā)展迅速,許多商品的現(xiàn)貨價(jià)格直接由交易所期貨市場(chǎng)主導(dǎo)。以石油為例,1970年代以前,油價(jià)由石油生產(chǎn)商和石油公司的長(zhǎng)期合同確定,但現(xiàn)在主要由石油期貨市場(chǎng)確定。隨著商品期貨交易可以直接用現(xiàn)金而非貨物來(lái)交割,在全球流動(dòng)性充裕、低利率和美元貶值的環(huán)境下,與商品有關(guān)的投機(jī)活動(dòng)增加,加劇了短期價(jià)格波動(dòng)。通過(guò)價(jià)格的國(guó)際傳導(dǎo),這些大宗商品的價(jià)格變化對(duì)我國(guó)價(jià)格指數(shù)造成較大影響,削弱了CPI的可控性。同時(shí),傳統(tǒng)金融下貨幣與商品對(duì)應(yīng)關(guān)系已經(jīng)不復(fù)存在,貨幣不僅是商品交易的媒介,還是資產(chǎn)市場(chǎng)、期貨市場(chǎng)的交易媒介,貨幣在各類(lèi)市場(chǎng)之間迅速流動(dòng)的投機(jī)行為也增加了資產(chǎn)價(jià)格、期貨價(jià)格的波動(dòng)。由于商品的期貨市場(chǎng)價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格存在著較強(qiáng)的傳導(dǎo)性,期貨價(jià)格的波動(dòng)又加劇了現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)。貨幣政策在關(guān)注商品現(xiàn)貨價(jià)格的同時(shí),還要關(guān)注期貨價(jià)格,要針對(duì)期貨市場(chǎng)價(jià)格的變化,及早作出響應(yīng)。

(三)對(duì)在不同通貨膨脹區(qū)間內(nèi)M2與CPI相關(guān)性的關(guān)注

實(shí)際通貨膨脹率在很大程度上取決于人們對(duì)通貨膨脹的預(yù)期,通貨膨脹的真正危機(jī)在于它可能使整個(gè)經(jīng)濟(jì)崩潰,而導(dǎo)致崩潰的原因也在于預(yù)期(易綱,1995)。因此,文章假設(shè),在一般情況下,低通脹時(shí)期M2與CPI相關(guān)性更強(qiáng),高通脹時(shí)期M2與CPI相關(guān)性較弱。并試圖對(duì)上述假設(shè)進(jìn)行實(shí)證,以5%為界限,將CPl分為兩組,對(duì)M2與CPI相關(guān)性進(jìn)行了檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果并不支持以上判斷。究其原因,可能在于樣本容量不夠大或是貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的科學(xué)性不夠等,尚有待于進(jìn)一步研究,但本文并不否定通貨膨脹預(yù)期的重要性。

四、結(jié)論與政策建議

(一)貨幣政策應(yīng)當(dāng)關(guān)注資產(chǎn)價(jià)格

貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹存在較強(qiáng)的相關(guān)性。作為以維護(hù)幣值穩(wěn)定為己任的我國(guó)央行,在制訂和實(shí)施貨幣政策的時(shí)候,應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持將貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo),通過(guò)調(diào)控貨幣供應(yīng)量防止通貨膨脹。同時(shí),要適應(yīng)形勢(shì)的變化,不斷拓展央行視野,關(guān)注資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng),但不是直接去調(diào)控資產(chǎn)價(jià)格。央行對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響間接和有限,而且缺乏可靠的實(shí)證模型來(lái)估算資產(chǎn)價(jià)格的合理值,很難判斷資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)是否處于合理區(qū)間。從國(guó)際經(jīng)驗(yàn)來(lái)看,絕大多數(shù)國(guó)家的貨幣政策操作都不追隨資產(chǎn)價(jià)格,只是密切關(guān)注資產(chǎn)價(jià)格的變化。貨幣政策是否應(yīng)對(duì)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)做出反應(yīng),取決于這種資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的關(guān)聯(lián)和影響程度。

(二)控制通貨膨脹要加強(qiáng)對(duì)預(yù)期的引導(dǎo)

預(yù)期在通貨膨脹的發(fā)展中起著重要作用。低通貨膨脹時(shí),其預(yù)期是收斂的,可以通過(guò)控制貨幣供應(yīng)量引導(dǎo)預(yù)期,抑制通貨膨脹的發(fā)展;而當(dāng)通貨膨脹高漲,發(fā)展到高通脹時(shí),其預(yù)期是發(fā)散的,一旦通貨膨脹預(yù)期形成便難以通過(guò)控制貨幣供應(yīng)量來(lái)抑制通貨膨脹或者說(shuō)控制貨幣供應(yīng)量的效用大大降低。因此,央行既要考慮貨幣供應(yīng)量的作用,也要考慮預(yù)期的作用。歐洲中央銀行貨幣政策戰(zhàn)略的兩大支柱就是這種思維的體現(xiàn)。當(dāng)前,穩(wěn)定預(yù)期就成為我國(guó)央行調(diào)控的一個(gè)非常重要的任務(wù)。穩(wěn)定預(yù)期又對(duì)央行工作提出了更高要求。央行要不斷提升自身公信力,加強(qiáng)對(duì)輿論的引導(dǎo),穩(wěn)定公眾預(yù)期,防止因預(yù)期不穩(wěn)而導(dǎo)致通脹出現(xiàn)螺旋上升。

(三)央行在調(diào)控貨幣供應(yīng)量的同時(shí),要關(guān)注貨幣的流向和結(jié)構(gòu)

基于貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹存在較強(qiáng)相關(guān)性這一現(xiàn)狀,央行要繼續(xù)堅(jiān)持貨幣供應(yīng)量這一中介目標(biāo),通過(guò)調(diào)控貨幣供應(yīng)量去控制通貨膨脹。同時(shí),由于貨幣媒介的范疇在不斷擴(kuò)大,已經(jīng)由傳統(tǒng)的商品市場(chǎng)擴(kuò)展到資產(chǎn)市場(chǎng)、期貨市場(chǎng)。央行在控制貨幣供應(yīng)量總量的同時(shí),也要關(guān)注和研究貨幣的流向和結(jié)構(gòu)這一問(wèn)題。要監(jiān)測(cè)貨幣在各個(gè)市場(chǎng)的分布和流動(dòng)情況,厘清貨幣流動(dòng)對(duì)通貨膨脹的影響,防止貨幣流動(dòng)對(duì)物價(jià)水平造成沖擊。要研究貨幣流動(dòng)的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)因素,譬如自有資金比率的提高和杠桿率的降低就直接影響到貨幣在資產(chǎn)市場(chǎng)的流動(dòng)。當(dāng)由于杠桿率提高驅(qū)動(dòng)資金流向資產(chǎn)市場(chǎng),導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格的上升,貨幣的流動(dòng)對(duì)通貨膨脹影響較大;而資產(chǎn)價(jià)格上升主要由自有資金驅(qū)動(dòng)時(shí),則是權(quán)益資本升值的一種體現(xiàn),一般不會(huì)對(duì)通貨膨脹帶來(lái)大的沖擊。

參考文獻(xiàn):

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[2]夏斌,高善文,陳道富,中國(guó)貨幣流通速度變化與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)[J],金融研究,2003;12

[3]左孝順,貨幣流通速度的變化:中國(guó)的例證(1978-1997)[J],金融研究,1999;6

[4]王海龍,宋建江,胡國(guó),人民幣升值壓力、貨幣失衡與資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)[J],金融研究(實(shí)務(wù)版),2007;4

第7篇：貨幣供應(yīng)量范文

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；股票指數(shù)；動(dòng)態(tài)相關(guān)；波動(dòng)溢出效應(yīng)

0 引言

我國(guó)股票市場(chǎng)是政府主導(dǎo)的制度創(chuàng)新和市場(chǎng)自身發(fā)展共同推動(dòng)的新興市場(chǎng)，股票資產(chǎn)價(jià)格的走勢(shì)除了受到宏觀經(jīng)濟(jì)和各項(xiàng)制度變革的影響外，還受到以貨幣政策為代表的一系列宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整的影響。當(dāng)前貨幣政策正經(jīng)歷轉(zhuǎn)型，由“適度寬松”的貨幣政策轉(zhuǎn)向“穩(wěn)健”的貨幣政策，控制信貸和貨幣投放量，此時(shí)關(guān)注貨幣供給量與股價(jià)之間的關(guān)系有特殊的意義。

已有文獻(xiàn)主要從兩方面研究股票價(jià)格與貨幣政策之間的關(guān)系。一方面從股市在貨幣傳導(dǎo)機(jī)制中的作用出發(fā)：貨幣供應(yīng)量的變化會(huì)通過(guò)一定的傳導(dǎo)機(jī)制影響到股票價(jià)格；股票價(jià)格變動(dòng)也會(huì)對(duì)貨幣需求產(chǎn)生影響，因而認(rèn)為貨幣政策應(yīng)該關(guān)注股票價(jià)格。如孫華妤馬躍（2003），郭金龍 李文軍（2004）。另一方面從股票價(jià)格對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響出發(fā)，認(rèn)為股票價(jià)格具有信號(hào)顯示作用，貨幣政策應(yīng)該關(guān)注股票價(jià)格。如呂江林（2005），王虎，王宇偉，范從來(lái)（2008），周暉（2010）。

這些文獻(xiàn)基本都持“關(guān)注”而非“盯住”股票價(jià)格的觀點(diǎn)（瞿強(qiáng), 2001）。所謂“關(guān)注”就是貨幣政策的變動(dòng)會(huì)參考股票價(jià)格,但不會(huì)為此直接變動(dòng)；所謂“盯住”就是貨幣政策隨著資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)而變化。而且這些觀點(diǎn)最終統(tǒng)一于貨幣供應(yīng)量,因?yàn)榉烙鶒盒酝ㄘ浥蛎浭秦泿耪叩闹饕康闹?而貨幣政策的執(zhí)行是通過(guò)貨幣供應(yīng)量來(lái)操作的。

已有文獻(xiàn)對(duì)兩者之間的波動(dòng)影響研究不夠。貨幣政策的目標(biāo)之一是保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)，而波動(dòng)是平穩(wěn)的相反度量，因此研究?jī)烧咧g的波動(dòng)溢出效應(yīng)，貨幣政策是否將股價(jià)波動(dòng)的信號(hào)納入調(diào)整目標(biāo)具有重要的意義。

1 模型及樣本選取

1.1 動(dòng)態(tài)相關(guān)性模型

為研究貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系，建立自回歸VAR模型。模型如下：

（1）

yt是m維內(nèi)生變量向量；xt是d維外生變量向量；εt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于與貨幣供應(yīng)量和股票價(jià)格相關(guān)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量較多，且關(guān)系較為復(fù)雜，目前沒(méi)有統(tǒng)一的模型，本文只選取貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格兩個(gè)內(nèi)生變量建模。

1.2 波動(dòng)相關(guān)性模型

金融市場(chǎng)中不同因素之間是相互關(guān)聯(lián)的，并受到相同的可獲得信息集的影響，單個(gè)金融市場(chǎng)受到自身過(guò)去波動(dòng)的影響，而不同的市場(chǎng)之間，也往往存在著相互的波動(dòng)影響。這種市場(chǎng)間收益率和波動(dòng)的傳導(dǎo)關(guān)系就稱(chēng)為“波動(dòng)溢出效應(yīng)”。用于刻畫(huà)多元變量和多個(gè)市場(chǎng)間波動(dòng)溢出效應(yīng)的模型主要有：VECH模型和BEKK模型。本文依據(jù)根據(jù)AIC和SC統(tǒng)計(jì)量選取VECH（1，1）模型對(duì)股票價(jià)格和貨幣供應(yīng)量的波動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行分析。該模型為：

（2）

在擾動(dòng)項(xiàng)服從正態(tài)分布的假定條件下，對(duì)VECH模型的參數(shù)通過(guò)最大化似然函數(shù)（3）進(jìn)行估計(jì)：

（3）

其中θ表示待估計(jì)的未知參數(shù)，T是觀測(cè)統(tǒng)計(jì)量。

1.3 數(shù)據(jù)的選取

數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，選取1996年1月～2010年11月的貨幣供應(yīng)量月度數(shù)據(jù)和上證指數(shù)月度數(shù)據(jù)為分析樣本。對(duì)所有數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù),用LnM2t 表示第t月貨幣供應(yīng)量,同理,LnSSt表示第t月上證指數(shù)。

2 實(shí)證結(jié)果及分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

選擇帶有滯后項(xiàng)和截距項(xiàng)的形式,利用ADF檢驗(yàn)判斷LnM2t和LnSSt序列的平穩(wěn)性。上證指數(shù)檢驗(yàn)t的統(tǒng)計(jì)量為-1.6389,明顯大于顯著性水平10%的Mackinnon臨界值-2.5760;對(duì)貨幣供應(yīng)量指數(shù)序列進(jìn)行檢驗(yàn),ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量為1.3271,大于顯著性水平10%的Mackinnon臨界值-2.5760,說(shuō)明兩者即使在10%的顯著性水平下也不能拒絕原假設(shè),樣本序列具有非平穩(wěn)性。但對(duì)它們一階差分后構(gòu)成的新序列LnM2t和LnSSt的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示一階差分序列平穩(wěn),見(jiàn)表1。因此,需要考慮股票指數(shù)和貨幣供應(yīng)量是否存在協(xié)整關(guān)系。

2.2 協(xié)整性檢驗(yàn)

當(dāng)向量時(shí)間序列中存在惟一協(xié)整關(guān)系時(shí),一般采用恩格爾-格蘭杰法（ EG兩步法） 。用OLS法估計(jì)得到的上證指數(shù)和貨幣供應(yīng)量的協(xié)整回歸方程為:

（4）

ADF值小于顯著性水平為1%的臨界值,說(shuō)明上證指數(shù)和貨幣供應(yīng)量不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系,因此需要建立差分VAR模型。

根據(jù)AIC和SC統(tǒng)計(jì)量,選擇模型最優(yōu)滯后階數(shù)為k=1。

2.3 VAR模型估計(jì)和因果檢驗(yàn)

貨幣供應(yīng)量與股票指數(shù)的VAR模型如下：

（5）

由式（4）所得估計(jì)結(jié)果,貨幣供應(yīng)量對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格沒(méi)有顯著影響,而房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)貨幣供應(yīng)量也沒(méi)有非常顯著的影響。

2.4 MGARCH-VECH模型的識(shí)別與估計(jì)結(jié)果

由于貨幣供應(yīng)量與股票指數(shù)之間不存在顯著動(dòng)態(tài)相關(guān)關(guān)系，本文建立波動(dòng)相關(guān)模型如下：

（6）

（7）

根據(jù)AIC和SC統(tǒng)計(jì)量，采用VECH（1,1）模型對(duì)股票價(jià)格和貨幣供應(yīng)量的波動(dòng)效應(yīng)分析。

參數(shù)A1（1,1）、A1（2,2）、B1（1,1）、B1（2,2）顯著，表明貨幣供應(yīng)量和股票指數(shù)的波動(dòng)具有明顯的ARCH效應(yīng)，即貨幣供應(yīng)量和股票指數(shù)的波動(dòng)對(duì)它們自身的沖擊強(qiáng)烈。

參數(shù)A1（1,2）、 B1（1,2）均不顯著，表明貨幣供應(yīng)量和股票指數(shù)之間的聯(lián)動(dòng)不存在明顯的ARCH效應(yīng)，即兩者之間不存在顯著的波動(dòng)溢出效應(yīng)。

我國(guó)是發(fā)展中的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家,很多貨幣政策操作機(jī)制還有待完善,股票市場(chǎng)的效率還有待提高。傳統(tǒng)理論盡管可以解釋股票價(jià)格與貨幣供應(yīng)量的波動(dòng)存在一些長(zhǎng)期變化的相似性,卻對(duì)實(shí)證中發(fā)現(xiàn)的貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格不存在顯著波動(dòng)溢出效應(yīng)的現(xiàn)象不能進(jìn)行解釋。

本文認(rèn)為,對(duì)于貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格不存在顯著的波動(dòng)溢出關(guān)系,可以從兩方面得到答案。一方面股票價(jià)格波動(dòng)對(duì)貨幣需求的影響主要體現(xiàn)在財(cái)富效應(yīng)、交易效應(yīng)和替代效應(yīng)三個(gè)方面。財(cái)富效應(yīng)和交易效應(yīng)增大了貨幣需求，而替代效應(yīng)減少了貨幣需求。由于這三種效應(yīng)對(duì)貨幣需求的作用方向不完全相同,進(jìn)而影響貨幣供應(yīng)量對(duì)股票價(jià)格的控制力,致使股票價(jià)格波動(dòng)對(duì)貨幣需求的影響具有某種不確定性,或者說(shuō)股票價(jià)格波動(dòng)影響了貨幣需求的穩(wěn)定性。另一個(gè)方面是貨幣政策預(yù)期效應(yīng)的弱化作用。貨幣政策預(yù)期會(huì)調(diào)整投資者對(duì)股票資產(chǎn)需求，引起股價(jià)波動(dòng)，貨幣政策的時(shí)滯效應(yīng)弱化了貨幣政策效力，從而貨幣供應(yīng)量與股價(jià)之間不存在明顯的波動(dòng)溢出效應(yīng)。

3 結(jié)論及政策建議

本文基于動(dòng)態(tài)相關(guān)模型（VAR）和波動(dòng)相關(guān)模型（VECH）對(duì)貨幣供應(yīng)量和股票指數(shù)的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析?？偟恼f(shuō)來(lái)，一方面貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格動(dòng)態(tài)相關(guān)性不顯著，央行實(shí)施貨幣政策應(yīng)主要調(diào)控經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)，而無(wú)需“盯住”股票市場(chǎng)；另一方面，股價(jià)與貨幣供應(yīng)量之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)并不明顯，但當(dāng)股價(jià)過(guò)度波動(dòng)影響經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展時(shí)，也會(huì)干擾貨幣政策有效性，央行應(yīng)關(guān)注股價(jià)波動(dòng)，需對(duì)過(guò)度波動(dòng)政策調(diào)控，維護(hù)股票市場(chǎng)健康發(fā)展。

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第8篇：貨幣供應(yīng)量范文

[關(guān)鍵詞]居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù) 貨幣供應(yīng)量 滯后期效應(yīng)

一、相關(guān)簡(jiǎn)介

貨幣供應(yīng)量，是指一國(guó)在某一時(shí)點(diǎn)上為社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)轉(zhuǎn)服務(wù)的貨幣存量，它由包括中央銀行在內(nèi)的金融機(jī)構(gòu)供應(yīng)的存款貨幣和現(xiàn)金貨幣兩部分構(gòu)成。參照國(guó)際通用原則，根據(jù)我國(guó)實(shí)際情況，中國(guó)人民銀行將我國(guó)貨幣供應(yīng)量指標(biāo)分為以下四個(gè)層次：（1）M0：流通中的現(xiàn)金；（2）M1：M0+企業(yè)活期存款+機(jī)關(guān)團(tuán)體部隊(duì)存款+農(nóng)村存款+個(gè)人持有的信用卡類(lèi)存款；（3）M2：M1+城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款+企業(yè)存款中具有定期性質(zhì)的存款+外幣存款+信托類(lèi)存款；（4）M3：M2+金融債券+商業(yè)票據(jù)+大額可轉(zhuǎn)讓存單等。從貨幣供應(yīng)量的定義中可以看出，擴(kuò)大貨幣供給量的途徑不外乎兩條：一是增加基礎(chǔ)貨幣，二是提高貨幣乘數(shù)。

消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是根據(jù)與居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價(jià)格統(tǒng)計(jì)出來(lái)的物價(jià)變動(dòng)指標(biāo)，通常作為觀察通貨膨脹水平的重要指標(biāo)。消費(fèi)物價(jià)指數(shù)測(cè)量的是隨著時(shí)間的變化，包括200多種各式各樣的商品和服務(wù)零售價(jià)格的平均變化值。這200多種商品和服務(wù)被分為8個(gè)主要的類(lèi)別。在計(jì)算消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)時(shí)，每一個(gè)類(lèi)別都有一個(gè)能顯示其重要性的權(quán)數(shù)。這些權(quán)數(shù)是通過(guò)向成千上萬(wàn)的家庭和個(gè)人調(diào)查他們購(gòu)買(mǎi)的產(chǎn)品和服務(wù)而確定的。消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的計(jì)算公式為：CPI=（一組固定商品按當(dāng)期價(jià)格計(jì)算的價(jià)值/一組固定商品按基期價(jià)格計(jì)算的價(jià)值）×100。采用的是固定權(quán)數(shù)按加權(quán)算術(shù)平均指數(shù)公式計(jì)算，即K拔=ΣKW/ΣW，固定權(quán)數(shù)為W，其中公式中分子的K為各種銷(xiāo)售量的個(gè)體指數(shù)。

二、貨幣供應(yīng)量與CPI之間的傳導(dǎo)機(jī)制

從傳統(tǒng)的費(fèi)雪交易方程式MV=PY可以看出，在貨幣流動(dòng)速度變化不大的情況下（實(shí)際上貨幣流通速度是一個(gè)制度變量，短時(shí)間內(nèi)變化不大），貨幣供應(yīng)量速度變化與價(jià)格水平變化具有下列關(guān)系：dm/M=dp/P+dy/Y。其中dm/M、dp/P、dy/Y分別代表貨幣供應(yīng)量、價(jià)格水平和產(chǎn)出的變化。從直觀上來(lái)看，在社會(huì)商品生產(chǎn)一定的情況下，貨幣供應(yīng)量增加會(huì)直接導(dǎo)致價(jià)格水平的上升。從傳導(dǎo)機(jī)制來(lái)看，貨幣供應(yīng)量增加從三方面對(duì)CPI產(chǎn)生直接或潛在影響：一是貨幣供應(yīng)量增加可能會(huì)使實(shí)際利率降低，刺激投資需求，投資需求增大會(huì)使上游工業(yè)品價(jià)格指數(shù)上漲過(guò)快，從而導(dǎo)致下游的CPI面臨上漲的壓力，目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中這種現(xiàn)象較為明顯；二是貨幣供應(yīng)量增加會(huì)使居民通脹預(yù)期增強(qiáng)和財(cái)富效應(yīng)顯現(xiàn)，社會(huì)消費(fèi)需求增大，直接對(duì)CPI上升產(chǎn)生直接推動(dòng)力；三是本國(guó)貨幣供應(yīng)量增加使本國(guó)貨幣有貶值趨勢(shì)，從而刺激出口抑制進(jìn)口，影響國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)的供求關(guān)系，對(duì)國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)的價(jià)格水平產(chǎn)生影響。

從CPI的構(gòu)成來(lái)看，包括食品、煙酒及用品、衣服、家庭設(shè)備及維修服務(wù)、醫(yī)療保健及個(gè)人用品、交通和通信、娛樂(lè)教育文化用品及服務(wù)、居住等八類(lèi)與居民生活消費(fèi)密切相關(guān)的商品，貨幣供應(yīng)量變化對(duì)不同商品的影響有所區(qū)別。因此，貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)CPI影響可能有一個(gè)時(shí)滯，即潛在購(gòu)買(mǎi)力的貨幣轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)購(gòu)買(mǎi)力的時(shí)間跨度，因?yàn)闆Q定這個(gè)時(shí)滯的因素較多且較為復(fù)雜，與整體社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)結(jié)構(gòu)等因素密切相關(guān)，但從總體來(lái)看，影響貨幣供應(yīng)量變化對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格水平變化的因素有兩方面：一方面是消費(fèi)者對(duì)通貨膨脹的預(yù)期，如果消費(fèi)者預(yù)期未來(lái)通貨膨脹水平較高，居民會(huì)提前消費(fèi)，那么貨幣供應(yīng)量變化對(duì)價(jià)格水平變化影響時(shí)滯較短，反之則較長(zhǎng)；另一方面是社會(huì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)情況，如果整個(gè)社會(huì)處于消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)階段，貨幣供應(yīng)量變化對(duì)價(jià)格變化影響則存在一個(gè)相對(duì)較長(zhǎng)的時(shí)滯。

三、我國(guó)CPI與貨幣供應(yīng)量的情況

2012年中國(guó)CPI指數(shù)：

2012年2月9日，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布1月份宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。2012年1月份，全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平同比上漲4.5%。

2012年3月9日，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布2月份，全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平同比上漲3.2%。

2月份，全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平環(huán)比下降0.1%。

2012年4月9日，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布3月份，全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平同比上漲3.6%。

3月份，全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平環(huán)比上漲0.2%。

2012年4月份，全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平同比上漲3.4%。4月份，全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平環(huán)比下降0.1%。

伴隨著CPI同比開(kāi)始進(jìn)入回落通道，預(yù)計(jì)下半年通脹將重回2時(shí)代。相應(yīng)地，在目前的形勢(shì)下，今年的貨幣政策將由名義上的“穩(wěn)健”轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shí)質(zhì)性的“寬松”，6月降息政策或?qū)?dòng)。（以下圖表來(lái)自東方財(cái)富網(wǎng)）

2011年以來(lái)，我國(guó)貨幣政策從適度寬松轉(zhuǎn)向穩(wěn)健，貨幣信貸增長(zhǎng)速度明顯低于上年同期。2010年2月末，廣義貨幣供應(yīng)量（M2）的增幅比上月末低1.46個(gè)百分點(diǎn)，比2010年同期增速下降9.78個(gè)百分點(diǎn)；狹義貨幣供應(yīng)量（M1）的增幅比上月末上漲1.97個(gè)百分點(diǎn)，但比2010年同期增速下降19.42個(gè)百分點(diǎn)；市場(chǎng)貨幣流通量（M0）余額為47270.24億元，同比增長(zhǎng)10.27%，增幅比上月末下降9.03個(gè)百分點(diǎn)，比2010年同期增速下降11.71個(gè)百分點(diǎn)。2011年，實(shí)現(xiàn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）47.1萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)9.2%，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）同比上漲5.4%。

根據(jù)在國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和東方財(cái)富網(wǎng)收集到了從2008年1月至2012年4月的CPI和貨幣供應(yīng)量的相關(guān)數(shù)據(jù)，我用表格作了相應(yīng)統(tǒng)計(jì)，以便幫助我對(duì)數(shù)據(jù)的分析以及模型的構(gòu)建。

四、模型構(gòu)建

我國(guó)將貨幣供應(yīng)量劃分為三個(gè)層次：M0、M1 和M2。我國(guó)將M2作為貨幣政策的中介目標(biāo)以達(dá)到穩(wěn)定物價(jià)的目標(biāo)。所以我選擇我國(guó)2008 年1月至2012 年4月的M2和CPI的月度數(shù)據(jù)作為分析的基礎(chǔ)。廣義貨幣供應(yīng)量和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)分別以M2和CPI來(lái)表示，并且對(duì)數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，是為了消除模型的數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差，用（LN+變量）來(lái)表示，并且采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為減少數(shù)據(jù)處理過(guò)程中的誤差，先對(duì)數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再做協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)分析變量間存在的關(guān)系，然后便可以建立模型分析M2變化對(duì)CPI影響的時(shí)滯。

筆者先對(duì)此數(shù)據(jù)做了最小二乘回歸分析，得出如下結(jié)果：

可由該模型看出，解釋變量X（即貨幣供應(yīng)量）對(duì)Y（即居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)）的解釋能力不太好，X對(duì)Y的相伴概率高于5%，擬合優(yōu)度很低，DW檢驗(yàn)相距2也是挺遠(yuǎn)的，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也很低，其相伴概率也超過(guò)了5%，看上去模型基本不能說(shuō)明什么問(wèn)題，可是，當(dāng)我們看其實(shí)際值，擬合值和殘差的圖像時(shí)，發(fā)現(xiàn)了一些問(wèn)題，如下圖：

從圖中可看出實(shí)際值和擬合值的波動(dòng)幅度以及波動(dòng)步調(diào)基本一致，可就是差了一個(gè)區(qū)間，所以從圖像我猜想M2的變化對(duì)CPI的影響具有滯后性影響。有了這個(gè)猜想后，我先檢驗(yàn)M2與CPI的平穩(wěn)性。

筆者先對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)它的平穩(wěn)性，以保證分序列之間確實(shí)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。我運(yùn)用Eviews5.0 進(jìn)行ADF 的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下面表1 所示：

根據(jù)判斷標(biāo)準(zhǔn)，該序列Y是符合平穩(wěn)標(biāo)準(zhǔn)的，所以可以使用。

同樣的方法檢測(cè)序列X，如圖：

從結(jié)果可以判斷序列X有單位根，所以對(duì)序列X進(jìn)行一階差分序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如下圖：

根據(jù)判斷標(biāo)準(zhǔn)，此時(shí)該序列X是是符合平穩(wěn)標(biāo)準(zhǔn)的，所以可以使用。

筆者用EGNR法對(duì)M2和CPI進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。筆者先用CPI對(duì)M2進(jìn)行回歸，然后對(duì)其殘差做ADF 檢驗(yàn)，結(jié)果如表2 所示。在1%水平、5%水平和10%水平的顯著水平下，t 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值均小于相應(yīng)的臨界值，所以拒絕原假設(shè)，表明該殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即說(shuō)明M2和CPI之間存在協(xié)整關(guān)系。

從結(jié)果可判斷序列e無(wú)單位根，序列X與序列Y協(xié)整。

既然M2和CPI之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，為了考察M2對(duì)CPI的影響，我選擇用M2的月增長(zhǎng)量M2Z作為解釋變量，以CPI月度同比指數(shù)CPIZ為被解釋變量進(jìn)行深入研究。

首先估計(jì)回歸模型：CPIZ=α+βoM2Z+U，結(jié)果見(jiàn)表3。從回歸結(jié)果來(lái)看，M2Z的t 統(tǒng)計(jì)量值為-1.64相對(duì)于常數(shù)項(xiàng)C 的t 統(tǒng)計(jì)量值175.67不顯著，表明當(dāng)期M2的變化對(duì)當(dāng)期CPI的影響在統(tǒng)計(jì)意義上不明顯。

為了分析M2變化對(duì)CPI的滯后性影響，我對(duì)6個(gè)月的分布滯后模型進(jìn)行驗(yàn)證比較，結(jié)果如下表所示：

從上圖回歸結(jié)果來(lái)看，M2Z各滯后期的系數(shù)逐步增加表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響要經(jīng)過(guò)一段時(shí)間才能逐步顯現(xiàn)，但各滯后期的系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量值不顯著，因此還不能據(jù)此判斷滯后期究竟有多長(zhǎng)。所以我再做12個(gè)月的分布滯后模型的估計(jì)，結(jié)果如下：

從上表得知，由M2Z至M2Z（-9）的回歸系數(shù)都不顯著異于零，而M2Z（-10）的回歸t 的統(tǒng)計(jì)量值為1.89E-05，在5%水平的顯著水平下拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，這是我用分布滯后12個(gè)月的模型進(jìn)行分析總結(jié)所得出的結(jié)果。這可以說(shuō)明，當(dāng)期M2的變化對(duì)CPI的影響是在10個(gè)月之后才明顯表現(xiàn)出來(lái)的。

為了研究M2對(duì)CPI影響的持續(xù)性，觀察表格。根據(jù)表中數(shù)據(jù)可得知，t 統(tǒng)計(jì)量值顯著是從滯后10個(gè)月開(kāi)始的，一直到滯后12個(gè)月為止；通過(guò)回歸系數(shù)也可了解到廣義M2的變化對(duì)CPI的影響在滯后12個(gè)月達(dá)到了最大值。

五、結(jié)論分析

通過(guò)對(duì)貨幣供應(yīng)量對(duì)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的滯后性分析，了解到我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響具有明顯的滯后性，滯后期大約為10個(gè)月，且有持續(xù)的滯后影響，持續(xù)的長(zhǎng)度大約為3個(gè)月，其影響力度先遞增然后遞減。綜上所述，我們不僅要注重合理選擇貨幣政策的中間變量，以求進(jìn)一步完善貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，優(yōu)化流通效率，重視流動(dòng)性疏導(dǎo)；而且也要加強(qiáng)對(duì)貨幣供應(yīng)量的預(yù)測(cè)研究，保證其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)之間的協(xié)調(diào)性；同時(shí)我們也要注重政策之間的相互協(xié)調(diào)與配合。在考慮到時(shí)效性的情況下，在執(zhí)行經(jīng)濟(jì)政策的過(guò)程中要多加謹(jǐn)慎，并加強(qiáng)對(duì)國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)走勢(shì)和各個(gè)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域發(fā)展?fàn)顩r作出提前分析和判斷。要及時(shí)發(fā)現(xiàn)新情況、新問(wèn)題，并對(duì)此進(jìn)行深入分析，制定相關(guān)的有效政策，以保證政策的有效、順利的執(zhí)行，以促使我國(guó)經(jīng)濟(jì)有效、高效的發(fā)展。

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第9篇：貨幣供應(yīng)量范文

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；房?jī)r(jià)；實(shí)證關(guān)系

中圖分類(lèi)號(hào)：F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2012）02-0-01

我國(guó)的貨幣供應(yīng)量1998年至2009年之間增加了近6倍，這些變化我們或許不能很直觀的感受到，但是我們的樓市價(jià)格節(jié)節(jié)攀升，我們都能切實(shí)的感受到。貨幣學(xué)派的代表人物弗里德曼曾經(jīng)說(shuō)過(guò)“無(wú)論何時(shí)何地，物價(jià)都是貨幣現(xiàn)象”。那么中國(guó)的樓市價(jià)格瘋長(zhǎng)，是貨幣現(xiàn)象嗎？

一、現(xiàn)實(shí)闡述與理論分析

(一)貨幣政策是政府調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重要手段，我國(guó)M2呈快速增長(zhǎng)趨勢(shì)

貨幣政策是政府調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重要手段，由于當(dāng)前我國(guó)的利率并沒(méi)有完全市場(chǎng)化，所以貨幣供應(yīng)量是金融調(diào)控中最重要的中介目標(biāo)。近年來(lái)，我國(guó)廣義M2呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)趨勢(shì)，2009年M2增長(zhǎng)率為27.68%，遠(yuǎn)高于同期通貨膨脹率與GDP增長(zhǎng)率之和，由此計(jì)算金融相關(guān)率(M2/GDP)為1.7803，經(jīng)濟(jì)貨幣化程度較高。

(二)房地產(chǎn)是資金密集型產(chǎn)業(yè)，我國(guó)房?jī)r(jià)大幅攀升

近年來(lái)，我國(guó)一些大中城市房?jī)r(jià)的逐年攀升，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于同期居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，2009年居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)是99.3，在同期房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)中，土地交易價(jià)格指數(shù)是105.4。

(三)房地產(chǎn)價(jià)格與市場(chǎng)貨幣供應(yīng)量理論關(guān)系

我國(guó)對(duì)外貿(mào)易持續(xù)出現(xiàn)順差，截至2010年底，外匯占款超過(guò)23萬(wàn)億元，加劇了國(guó)內(nèi)流動(dòng)性過(guò)剩的局面，大量的資金流入房地產(chǎn)行業(yè)，極大的促進(jìn)了房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展?？梢?jiàn)房?jī)r(jià)和我國(guó)的貨幣供應(yīng)量之間是存在緊密關(guān)系的。以下部分將運(yùn)用計(jì)量模型對(duì)二者的具體聯(lián)系作出分析，并得出進(jìn)一步的結(jié)論。

二、計(jì)量分析

(一)數(shù)據(jù)選取和說(shuō)明

本文選取1998年-2009年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，變量為歷年商品房屋銷(xiāo)售價(jià)格，貨幣供給量M2。商品房屋銷(xiāo)售價(jià)格以及貨幣供應(yīng)量M2均來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2010年統(tǒng)計(jì)年鑒。

(二)回歸結(jié)果

1.模型構(gòu)建

本文運(yùn)用以上數(shù)據(jù)，在誤差糾正模型(ECM)框架下利用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法對(duì)我國(guó)商品房銷(xiāo)售價(jià)格與貨幣供給量的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證性檢驗(yàn)。分別記為基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量(MB)和房地產(chǎn)價(jià)格(HP)。

方程：HPt=c+βMBt+ut(1)

其中HPt表示商品房?jī)r(jià)格，c表示常數(shù)項(xiàng)，MBt表示貨幣供給量，u表示誤差項(xiàng)，t表示時(shí)間項(xiàng)，β表示變量的系數(shù)。

2.單位根檢驗(yàn)

本文采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，應(yīng)對(duì)各個(gè)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因?yàn)槿糇兞恐g的階數(shù)不同，就無(wú)法建立模型進(jìn)行分析。

首先時(shí)間序列圖大致可以看出序列的平穩(wěn)性。我們發(fā)現(xiàn)不是平穩(wěn)的，因此我們要進(jìn)行下一步單位根檢驗(yàn)，并且進(jìn)行協(xié)整。

其次，對(duì)數(shù)據(jù)采用ADF單位根檢驗(yàn)。

變量序列基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量(MB)和房地產(chǎn)價(jià)格(HP)均在1%的顯著性水平下存在單位根，都不是平穩(wěn)序列。而它們的一階差分在10%的顯著水平上均為一階單整序列。這說(shuō)明變量的一階差分具有平穩(wěn)性，均為I(1)序列。

3.協(xié)整檢驗(yàn)

在HP和MB的時(shí)間序列都是一階單整基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)他們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。采用EG兩步法。

首先對(duì)方程(1)做回歸:

可以得到：HP=1563.156+0.017933MB

(15.27193) (15.24943)

R-squared=0.958771 Durbin-Watson stat=1.316637 F-statistic=232.5451

由以上數(shù)據(jù)結(jié)果可以看出模型統(tǒng)計(jì)性質(zhì)較好，故不對(duì)模型進(jìn)行相關(guān)修改。

第二步，對(duì)回歸殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。利用ADF檢驗(yàn)方程(2)，最大滯后項(xiàng)數(shù)為1。得出檢驗(yàn)結(jié)果，ADF統(tǒng)計(jì)值為-6.293560，對(duì)應(yīng)的10%的顯著水平的臨界值為-4.541245，可以接受零假設(shè)，即回歸殘差是一個(gè)一階平穩(wěn)的時(shí)間序列。由此，可以判斷MB和HP之間具有協(xié)整關(guān)系，即非平穩(wěn)時(shí)間序列HP和MB之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。

4.格蘭杰檢驗(yàn)

由上面的回歸分析，我們可以發(fā)現(xiàn)貨幣供給量(MB)對(duì)商品房的平均銷(xiāo)售價(jià)格(HP)有很好的解釋能力。商品房的平均銷(xiāo)售價(jià)格與貨幣供給量之間有相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.958，有很強(qiáng)的擬合度。貨幣供給量每增加1億元，對(duì)商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格有0.0179元/平方米的貢獻(xiàn)。

我們利用格蘭杰因果檢驗(yàn)來(lái)研究?jī)烧呤欠窕橐蚬P(guān)系。以下為進(jìn)行Granger檢驗(yàn)滯后2項(xiàng)的檢驗(yàn)結(jié)果。

由于滯后期對(duì)于檢驗(yàn)結(jié)果有很大敏感度，故滯后一期和兩期。由表滯后兩期可以看出，對(duì)于模型來(lái)說(shuō)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值很大，原假設(shè)被拒絕，所以，貨幣供給量增長(zhǎng)是商品房銷(xiāo)售價(jià)格增長(zhǎng)的Granger原因；同時(shí)，20.1856，對(duì)于F統(tǒng)計(jì)值來(lái)講也比較大，所以，商品房銷(xiāo)售價(jià)格增加也是貨幣供給量增長(zhǎng)的短期Granger原因。

參考文獻(xiàn)：

[1]王曉明,施海松.資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)形勢(shì)下貨幣政策工具的宏觀調(diào)控效應(yīng)比較研究[J].上海金融,2008.