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货币供给量范文1
【关键词】M0 M1 M2 CPI VAR模型
一、引言
我国自改革开放以来经历了多次货币政策的改革和调整，当前实行稳健的货币政策，对货币供给和通货膨胀的研究一直是我国宏观经济关注的焦点。目前对于货币供给量和通货膨胀率之间关系的研究，主要分为两种观点，一是通货膨胀率与货币供给量之间存在稳定的显著的相关关系；二是两者不一定有长期稳定的关系。
传统观点认为通货膨胀的原因是纸币发行量超过商品流通中的实际需要量而引起货币贬值，货币供应量会直接对通货膨胀产生影响。然而现阶段部分研究指出通货膨胀会通过贷款或生产环节反作用于货币供应量。因此本文将在已有研究的基础上，选取1996年1月至2015年7月的CPI、MO、M1和M2月度数据，利用VAR模型，研究货币供应量及通货膨胀之间是否具有稳定的双向传导关系。本文在借鉴前人研究成果的基础之上，从长期和短期两种状态下研究三个层次货币供应量对通货膨胀的影响情况，具有现实意义。
二、货币供应量与CPI传导理论分析
在货币主义经济学中，通货膨胀产生原因为：当市场上货币流通量增加，人民的货币所得增加，购买力上升，影响物价之上涨，造成通货膨胀。该理论被总结为一个非常著名的方程费雪方程：MV=PT，通过变换可以能到如下关系式：π=m―y+v（π为通货膨胀率，m为货币增长率，v表示流通速度变化率，y为产量增长率），表明通货膨胀来源于三个方面：货币流通速度的变化、货币增长和产量增长，也就是说，货币供给的增加是通货膨胀的基本原因。
三、实证分析
（一）数据采集和预处理
本文选择M0、M1和M2分别作为货币供应量，这三项指标从不同的统计口径和货币流通的层次充分反映了货币供应量的变化，对分析和预测有着重要的现实意义。通货膨胀采用居民消费物价指数CPI进行评价。
选取1996年1月-2015年7月月度数据进行分析，数据来自万得数据库，在数据分析前已对数据进行对数处理。
（二）货币供应量与通货膨胀长期传导机制分析
1.数据平稳性检验
本文采用ADF方法对数据的平稳性进行检验。LNM0、LNM1和LNCPI在1%置信水平下非平稳，LNM2数据非平稳。将各组数据进行一阶差分之后再次检验，各组数据平稳，因此通货膨胀率和各层次货币供给量是同阶单整数据，因而可以对其进行进一步协整分析。
2.滞后期的确定
根据AIC等信息准则来确定该如何选择滞后期。需要选择AIC、SC等指标中的数值最小值所对应的滞后期的最大值。且满足模型的平稳性检验，由此确定LNM2与LNCPI、LNM1与 LNCPI的滞后阶数为2，LNM1与 LNCPI滞后阶数为1。
3.协整检验
CPI与M0、M1、M2都是一阶单整序列，所以可以采用Johansen协整检验。经反复试验，在Eviews中得出的Johansen检验结果总结如下：
从上表得知，LNM2与LNCPI由于假设统计量23.81大于检验统计量15.49，即在5%的显著水平下拒绝没有协整方程的原假设，说明至少有一个协整方程；由于假设统计量2.40小于检验统计量3.84，即在5%的显著水平下不拒绝至多一个协整方程的原假设，表明至少有一个协整方程。同理得出LNM1与LNCPI至少有一个协整方程；LNM0与LNCPI至少有两个协整方程。
4.VAR模型估计
（1）VAR模型建立
根据模型估计结果我们可以写出三组标准型VAR模型的估计结果，分别为：
a.LNM2与CPI的VAR模型如下：
LNM2=-0.98+1.65LNM2t-1-0.66LNM2t-2+0.03LNCPIt-1
+0.2LNCPIt-2+e1t
LNCPI=0.27+0.02LNM2t-1-0.02LNM2t-2+1.05LNCPIt-1
-0.11LNCPIt-2+e2t
b.LNM1与CPI的VAR模型如下：
LNM1=-1.44+1.45LNM1t-1-0.46LNM1t-2+0.26LNCPIt-1
+0.08LNCPIt-2+e1t
LNCPI=0.25+0.02LNM1t-1-0.02LNM1t-2+1.04LNCPIt-1
-0.11LNCPIt-2+e2t
c.LNM0与CPI的VAR模型如下：
LNM0=-2.83+0.96LNM0t-+0.70LNCPIt-1++e1t
LNCPI=0.16+0.0003LNM0t-1+0.96LNCPIt-1+e2t
（2）脉冲响应函数
LNCPI与LNM2的VAR模型脉冲响应函数输出结果如下：
上图中，图Response of LNCPI to LNM2是LNCPI向LNM2实施冲击，CPI的响应函数时间路径，响应路径一直为正，第1期后逐期上升，在第5期之后趋于稳定，说明CPI的变动会引起后面各时期M2的变动，且增长的弹性系数呈现变大后趋于稳定的规律；图Response of LNM2 to LNCPI是M2对CPI实施冲击，响应函数一直为正，且呈现先小幅缓慢上升的趋势，说明M2的变动会引起后面各时期CPI的变动。同理得到结论，CPI的变动会引起后面各时期M1的变动，且增长的弹性系数呈现变大后趋于稳定，M1的变动会逐渐引起后面各时期CPI的变动；CPI的变动对后面各时期M0的变动影响并不显著， M0的变动会引起后面各时期CPI的变动。
5.Granger因果关系检验
从检验结果看，LNCPI不是LNM2的Granger原因的概率是0.011，说明通货膨胀对M2的有着很大的推动作用；LNM2不是LNCPI的Granger原因的概率是0.107，说明M2对通货膨胀有着一定的推动作用，但是这种作用并不是很明显。同理得出结论通货膨胀对M1产生很大的影响；M1对通货膨胀有着一定的推动作用；通货膨胀对M0的有着很大的推动作用；M0对通货膨胀没有显著影响。
（三）货币供应量与通货膨胀短期传导
1.脉冲响应
本文选取2010年―2011年两年的月度数据，对货币供应量与通货膨胀短期传导机制进行分析，首先通过对数据的平稳性检验可知四组时间序列数据均为同阶单整，经过协整检验后建立三组VAR模型，得到三组脉冲响应结果：短期CPI的变动会小幅度引起后面各时期M2的反向变动，M2的变动会小幅度引起后面各时期CPI的变动；CPI的变动只会小幅度引起后面各时期M1的变动，M2的变动会小幅度引起后面各时期CPI的变动；CPI的变动对后面各时期M0的变动影响并不显著，M0对CPI实施冲击，在第一期至第三期响应函数一直为负，第二期后且呈现稳定上升的趋势，在三期滞后为正，第五期达到峰值，后趋于平稳。
2.Granger因果检验
从短期Granger检验结果看，M0、M1和M2均不是CPI的Granger原因，说明在短期货币供给不会产生通货膨胀。值得关注的是LNCPI不是LNM0的Ganger原因的概率为0.0061，表明M0有很大程度上收到CPI的影响，也就是说在短期情况下CPI会反作用于M0。
四、结论
货币供应量和通货膨胀变动的长期均衡实证分析表明，在长期状态下，我国M0与通货膨胀并不存十分显著的长期均衡关系。M1与M2会对通货膨胀产生一定影响。同时CPI也会反作用于M0、M1和M2，因此可以说M1、M2与通货膨胀之间存在双向因果关系。在长期分析中这可能是我国货币政策产生的效果。从脉冲响应分析来看，对CPI产生的冲击，M1会早于M2作出反应。货币供应量和通货膨胀短期均衡实证分析表明，在短期状态下，我三个层次的货币供给量都不存在稳定的均衡关系，但CPI的变动会对M0产生显著影响。
参考文献：
[1]马方方，田野.中国货币供给量与通货膨胀关系的理论和实践[J].金融理论与实践，2011，09.
[2]冷松，徐美银.货币供给量与通货膨胀关系的实证分析[J].商业时代，2011，31.
货币供给量范文2
关键词外汇储备 货币供应量 影响机制
文章编号1008-5807（2011）05-007-02
一、研究背景
自1994年我国汇率改革以来，我国的外汇储备一直处于增长状态。截止到2010年12月，我国外汇储备已增加至28473.38美元。我国已成为外汇储备最多的国家，主要的储备资产是美元、日元、欧元等。
一国的外汇储备，对于调节经济增长和保持经济内外均衡有重要作用。外汇储备对于维护国家信用、防范国际金融风险维护金融稳定具有重要的意义。但外汇储备规模不是越多越好。近年来，我国经济经常项目和资本项目双顺差，带来了诸如流动性过剩、持汇成本过高及储备资产多样化等诸多问题。首先，我国高额外汇储备资产投资结构单一，投资水平有限。将外汇资产用于持有美国国债等货币金融权，而不是用于实际的生产经营活动，产生了很大的机会成本。并且我国外汇储备的资产构成中，70%左右是美元资产，随着美元贬值，我国外汇储备资产的安全性和收益性受到影响。这种双重的成本冲击，使外汇持汇成本很高。另一方面，随着我国外汇储备增加，央行大量购买外汇，投放基础货币，经过货币成数的放大效应，我国货币供应量也不断增加。截止2010年12月，我国M2为725851.79亿人民币，同比增长19%， M1为266621.54 亿人民币，同比增长20%，M0为44628.17亿人民币，同比增长17%。随着货币供应量的增加，我国也面临着很大的通胀压力。
货币政策作为我国宏观调控的重要手段，对我国经济调节具有重要的作用。货币供应量作为货币政策的中介目标之一，对货币政策的传导有重要作用。因此，研究外汇储备对货币供应量的传导机制，外汇储备对货币政策有效性影响有重要的意义。本文采取理论分析和实证分析相结合的方法，对外汇储备和货币供应量的影响机制进行研究。
二、模型设定
（一）理论基础
在现代银行制度下，货币供给方程为：MS=m*B，其中，m 为货币乘数，B 为基础货币。基础货币（B）是指能创造存款作用的商业银行创造更多货币的基础，它包括创造存款的商业银行和金额机构在中央银行的存款准备金与流通在银行体系以外的通货两者之和。前者包括商业银行在中央银行的法定存款准备金以及超额准备金，用BD 表示；后者用C 表示。那么，B=BD+C。下面我们利用简化的中央银行资产负债表来说明外汇储备和货币供给量之间的内在作用机制，进而分析我国外汇储备对货币供给量的影响。资产包括：国外净资产（NFA）、对金融机构信贷（BA）、对政府信贷（GA）、其他资产（OA；负债包括：流通中的现金（C）、存款准备金（BD）、政府存款（GL）、其他负债（含自有资本）（OL）。
根据资产负债表的平衡原理：资产=负债，可得：
NFA+BA+GA+OA=C+BD+GL+OL
通过前面分析我们知道，基础货币B=C+BD，则B=NFA+BA+（GA-GL）+（OA-OL）。由于中央银行对金融机构信贷，对政府信贷和其他净资产共同构成国内净资产（NDA），即是：NDA=BA+（GA-GL）+（OA-OL）。那么，基础货币=国外净资产+国内净资产，B=NFA+NDA。又因外汇储备（R）用外币计量，通过e（直接标价法下的汇率）折算成本币则：B=e*R+NDA。用增量法表示：B=e*R+NDA。从这些公式中我们不难看出：基础货币是外汇储备的同项线性函数，即在其它前提条件不变的情况下，外汇储备的增加直接导致基础货币的增加。
进一步分析，中央银行发行的基础货币B 在整个金融银行系统中还通过货币乘数m 放大。用公式表示为：MS=m*e*R+m*NDA。
（二）设定形式
本文用M2 作为货币供给量的代表值。理由有以下几点：其一，M2 与银行活动的联系比其它层次更紧密；其二，M2 具有易于控制和包括范围广的优点，可以更好的与外汇占款联系起来。
本文选择1994――2008 年共17个样本的相关经济数据进行实证分析。之所以选择从1994 年开始，是考虑到1994 年我国外汇体制实行重大改革。所有数据均来自各年度《中国统计年鉴》和《中国经济年鉴》。基于尽量避免数据的波动对分析结果造成影响，数据取其对数，即：货币供给量表示为LN（M2），外汇储备表示为LN（WH）。
模型的形式为：
三、模型估计
OLS对模型进行估计，得到以下结果
LNM2 = 1.56*LNWH -10.6
(0.07) (0.89)
21.13 12.12
R2=0.97 DW=0.26
四、模型检验与修正
根据残差图及DW值，我们发现模型存在一阶自相关。对修正后的模型进行ARCH-LM检验，拒绝原假设，说明模型不存在ARCH效应。
所以，最终的模型为：
LNM2 = 2.92*LNWH - 29.37+ [AR (1) =0.91]
（0.61） （9.12） （0.03）
4.75-3.22 27.83
R2=0.99 DW=1.91
五、结论
通过理论分析，我们知道：在现有的经济条件下，外汇储备变动是货币供应量变动的重要因素之一。外汇储备影响货币供应量主要通过以下途径：
首先，外汇储备增加，减少货币政策的独立性。外汇储备的高额增长，迫使中央银行大量买进外汇，同时投放基础货币，经过货币乘数的放大效应，最终带来货币供给量的迅猛增长。货币供应量作为货币政策的中介目标，又进一步影响货币政策的有效性；另外，外汇储备对货币供应量影响，加剧了货币的内生性，即货币供给受制于经济因素影响，货币当局无法完全控制货币供应量的大小；最后，外汇储备对货币供应量的影响，对外汇政策及货币政策的协调性产生影响。根据蒙代尔-弗莱明模型，外汇汇率稳定、货币政策独立性及资本自由流动存在不可能三角。
在模型的实证分析中，也证明了这一结论，即货币供给量M2对外汇储备的弹性为2.92，这说明外汇储备每增加1个百分点,货币供给量M2就会增加2.92个百分点。货币供给量被动增加，使央行面临通胀压力，影响我国货币政策的有效性和独立性。
六 、政策建议
首先，优化外汇储备结构，适度控制外汇储备规模。其一，改善我国现有的贸易制度，经济增量增长的同时，注重我国经济质量的增长。从贸易顺差和外商直接投资等渠道，适度控制我国外汇储备的增长；其二，控制投机性资本流入，放松资本海外投资的限制。目前人民币存在升值预期，加之国家可能完全放开资本账户，要防范投机性资本流入对外汇储备增加与金融稳定产生的不利影响。除了设立国家基金进行海外投资以外，扩宽人民币国际化渠道，支持对外直接投资。
其次，减少外汇增长过快的制度性因素，进一步探索外汇体制改革。改革现行的结售汇制度，建立多级外汇储备体系，发挥商业银行、企业在结售汇中的作用，减轻中央银行的压力。另外，在扩大外汇交易主体的同时，扩大外汇交易品种，开发避险交易工具，增加外汇市场的交易深度。
最后，不断完善货币政策工具，发挥公开市场业务在我国外汇体系中的作用。在发挥传统的货币政策工具作用时，要不断完善，使之与财政政策、外汇政策等国家宏观调控政策相匹配相协调。另外，发挥央行票据、国债在外汇调节中的作用。
参考文献：
[1]光，张斌．外汇储备持续积累的经济后果.经济研究，2007年第4期：18-29.
[2]高领军．外汇储备和M2相互关系各国比较分析及对我国启示.对外经济贸易大学学报，2007年第10期.
货币供给量范文3
关键词：物价水平 外汇储备 货币供给量 VAR模型
引言
2002年至2008年期间，我国外商投资和出口贸易一直保持高速增长状态，国际收支资本项目和经常项目双顺差使外汇市场持续供大于求，外汇储备规模不断扩大。2008年金融危机致使外汇储备增长率有所减缓，但是储备规模依然持续增大。2011年底我国外汇储备首次突破3万亿美元，达到3.18万亿美元，2012年我国外汇储备规模达到3.31万亿美元，2013年第3季度更是实现3个月连续环比上涨。外汇储备快速增加引致的外汇占款使得基础货币投放量也快速增加，在其他经济变量不变的情况下，通过货币乘数效应增加了货币供给，会形成物价上涨压力，带来了通货膨胀。
国内外对外汇储备与物价之间关系的研究大多集中在货币数量论的理论分析框架内。Heller（1976）&Mohsen（1997）等从较长的历史时期来考察外汇储备与物价波动的关系，认为两者之间存在正相关关系，且与通货膨胀对外汇储备作用方向相比，外汇储备对通货膨胀的作用方向较强。李杨（1997）、裴平（2006）等认为由于人民币汇率缺乏弹性，外汇储备增长会带来货币供给量的大幅增加，从而会间接影响物价水平。曲强、张良（2009）基于货币数量论构建了货币冲销缓解通货膨胀压力的理论模型，对外汇储备增加和货币冲销对物价水平以及社会产出的动态影响进行考察，结果表明外汇储备增加具有明显的通货膨胀效应。周双（2012）发现外汇储备增加具有明显的通货膨胀效应，但对产出水平解释并不显著。
通过梳理过往文献，加之我国外汇储备世界第一、外汇储备量持续增长的现状，一个具有现实意义的问题被凸显出来：我国外汇储备对我国物价水平会带来怎样的影响及影响程度多大？外汇储备如何作用货币供给量进而影响物价水平？本文以2002年第3季度到2013年第3季度的数据为基础，在VAR模型中引入货币供给量来考察外汇储备、货币供给量、物价水平三者的关系。
外汇储备、货币供给量与物价水平相互关系理论机理
货币供给量是联结外汇储备和物价水平的中间变量，因此，分析外汇储备最终影响物价水平首先要分析外汇储备和货币供应量的关系。根据央行的资产负债表：
基础货币=国内信贷+国外净资产-其他负债和成本
其中，外汇储备是国外净资产中重要的组成部分，因此，根据上述等式，外汇储备和基础货币具有正相关关系，两变量之间函数关系可以表示为：B=f（FER）。由于乘数效应的存在，货币供给量和基础货币的关系可以表示为：M=B*K，其中B为基础货币，K为货币乘数。可以看出，外汇储备的变动会通过乘数效应扩张货币供给量。
扩张的货币供给量投放会直接增加社会总需求。由于供给刚性的存在，短期内供给调整无法满足增加的社会总需求，最终货币供给量的扩张会使得社会需求大于社会供给，商品市场上就会出现价格上涨，两变量之间存在函数关系，即P=f（M）。从而外汇储备对物价的传导机制可以简略表示如下：
外汇储备增加（减少）外汇占款上升（下降）基础货币增加（减少）货币供应量上升（下降）物价上涨（下跌）
然而，国内商品价格的上涨会减弱本国出口商品的竞争力，货币供给量增长带来的低利率环境会弱化对外资的吸引力，从而导致国际收支的顺差会不断减小。国际收支的这种变化会通过外汇储备作用于物价的传导路径发挥作用。所以，外汇储备与价格变动之间存在一种理论上的均衡，外汇储备到物价的传导机制不是单向的。
本文将构造如下函数分析外汇储备和物价之间的相互关系：P=f（FER，M，Y）。
实证检验
（一）数据选取与处理
本文数据样本期为2002年3季度到2013年3季度，包含四个变量：消费者价格指数（CPI）、国内生产总值（GDP）、货币供给量（M2）、外汇储备（FER）。其中，消费者价格指数、国内生产总值、货币供给量来自于中经网；外汇储备来自瑞思数据库。由于缺乏我国CPI的季度数据，将CPI月度数据转换成季度数据，并进一步以2002年3季度为基期，建立CPI的定基数据。为探究实际变量间的关系，本文把国内生产总值、货币供应量、外汇储备均对定基CPI进行折实，获得相应变量的实际变量。由于GDP季节性特征明显，将实际国内生产总值用X12程序进行季节调整。为消除异方差性，对所有变量取自然对数，获得国内生产总值、实际货币供应量、实际外汇储备和居民消费价格指数的变量：LY、LM2、LFER、LP。
（二）平稳性检验
在建立VAR模型之前，需要首先对数据进行平稳性检验，以防止“伪回归”现象。
表1显示：LP、LY、LM2和LFER均为非平稳数列。对LP、LY、LM2和LFER取一阶差分后，分别记为DLP、DLY、DLM2和DLFER并进行ADF检验，结果显示：所有差分后的序列在5%的显著性水平都是平稳的，即都是一阶单整序列。因此，可以根据一阶差分后的序列建立VAR模型。
（三）VAR模型的脉冲响应
基于本文数据特征与AIC信息准则，通过反复实验，本文选取VAR模型的滞后阶数为2阶。同时，模型的残差通过了自相关检验。这里主要考察物价水平、货币供应量和外汇水平之间的动态关系，结果如图1、2、3、4所示。
从图1可以看出货币供给量冲击对物价具有正向影响。开始这种冲击影响不断增加，在第2季度达到顶峰，随后影响不断下降，直至第4季度冲击的影响接近于零之后又开始上升。货币供给量对物价的效应大概维持8个季度，说明增加货币供给量可以提升物价。
从图2可以看出外汇储备的冲击对货币供给量有正向影响，且这种影响是递减的。第1季度即达到最大值0.1。在第2季度时，脉冲图形中出现一个拐点，其值为0.05，在第2季度之后冲击下降幅度有所减弱，持续时间大约维持8个季度。这一方面表明外汇储备的增加会导致货币供给量上升，另一方面，递减的影响从侧面说明了央行发行票据等一系列货币冲销操作的有效性。
图3中物价对外汇储备的响应变化趋势几乎与图2中货币供给量对外汇储备的响应大致相同。外汇储备的冲击效果在第1季度达到最高峰0.04，随后冲击效应递减。这种冲击效应能够维持8个月左右。但是图2较图1中拐点的出现滞后了1个季度，在第3季度图形出现拐点。比较图2和图3，不难得出外汇储备通过中间变量（货币供应量）影响物价的机制是存在的，且货币政策存在时滞性。
图4反映了外汇储备对物价冲击的负向响应。开始负向的影响不断增加，在第2季度达到顶峰-0.08，随后这种负向的影响开始减弱。一直到大约第7季度，物价的冲击效应消失。这说明了我国可能存在外汇储备对价格的反馈机制，即价格的上升可以减少外汇储备量。
结论
本文在对相关文献理论体系进行梳理的基础上，构建VAR模型实证分析了外汇储备对物价水平的影响和传导机理。本文研究结果显示：
第一，外汇储备增加会形成物价上涨压力，外汇储备减少则会促使物价下跌。我国作为外汇储备第一大国，拥有大量外汇储备，且外汇储备量依然在快速增长，因此，为了实现物价稳定的目标，需要考虑外汇储备对物价的冲击。
第二，外汇储备增加会扩大货币供给量规模，并且货币供给量增加会对物价有正向影响。这充分说明在我国外汇储备经货币供给量影响物价水平的路径是存在的，外汇储备可以通过作用于货币供给量间接影响物价。即使较大的外汇储备量增加只带来较小的物价变动，外汇储备对物价水平的直接影响程度不大，但是不能忽视经货币供给量影响物价水平的间接影响。外汇储备通过货币供给量影响物价水平的传导机制也从侧面为央行冲销操作的有效性提供了理论依据。
第三，我国物价水平的上升会减少外汇储备量。这表明外汇储备与价格变动之间不仅存在理论上的均衡，在我国，这种均衡在实践中也存在，外汇储备影响物价的传导机制不是单向的。因此，当价格水平受到很好控制时，除了政策作用外，还混合了物价水平和外汇储备之间双向传导机制的作用。
参考文献：
1.Mousen Bahmani-Oskooee，Jannardhanan Alse.Error-Correction Models and Cointegration：International Reserves and World Inflation.Economic Note，1997，Vol.26
2.李扬.外汇体制改革与中国的金融宏观调控[J].国际经济评论，1997（Z3）
3.裴平，吴金鹏.论人民币内外价值偏离[J].经济学家，2006（1）
货币供给量范文4
[关键词]货币供应量 GDP平减指数 GDP 货币中性 VAR模型
一、概述
货币学派认为货币供应量对经济具有短期影响,长期中货币数量的作用主要影响价格以及其他用货币表示的量,而不能影响实际国内生产总值,货币短期内非中性,长期内是中性。聂巧平,王海花(2006)通过分析1978年~2004年的数据得出,货币供给的增长变动对物价变动有重要影响,但货币数量与价格之间不存在协整关系,货币非中。张立华(2003)分析1989年~1999年的货币供给、经济增长率和物价指数变动率得出我国货币供给是被动适应经济变化的,货币完全中性。本文通过研究货币供给量的变动与产出变动和物价变动之间的相互关系,分析三者之间的联动机制,得出我国货币在长短期都为非中性的。
二、数据说明和分析方法
在综合前述学者的研究成果后,选择广义货币供应量(M2)作为货币政策的代表变量,选取反映产出的指标为GDP,反映价格的指标为GDP平减指数,本文中的GDP和M2的原始数据为1978-2007年的年度数据,取自《中国统计年鉴》。实际M2、实际GDP均为经GDP平减之后的数据,GDP平减指数(PJ)是作者根据相应年份的名义GDP与实际GDP计算得到。将上述指标取对数为LNNM2,LNGDP,LNPJ。
三、实证分析
为建立VAR模型,需要检验时间序列的平稳性,结果如表1。
由上表知,时间序列DLNGDP、DLNNM2 在5%的显著性水平上通过了平稳性检验,DLNPJ在10%的显著性水平上通过了平稳性检验,则差分后的时间序列为平稳序列。对数的一阶差分值代表各变量的增长率或变动率。
1. Johansen协整检验
由表2可知GDP增长率与PJ增长率存在协整关系。产生这种情况的原因可能是实际GDP增长率对PJ指数上涨有同向滞后影响,产出的增长即社会总需求增长会推动价格的上涨。由表3与表4知货币供应量的增长率分别与产出增长率和物价增长率存在协整关系,这说明货币供应量的变化对产出和物价变动有显著的影响。由表5所示DLNNM2与DLNGDP、DLNPJ之间存在一次协整,表明这三者存在长期稳定的均衡关系。
Yt 表示系统内生变量的向量组。在模型的每一个方程中,内生变量对模型的全部内生变量的滞后项进行回归,估计全部内生变量的动态关系。变量滞后2阶的确定依据是AIC和SC准则:AIC=-12.35846;SC=-11.35059。我们建立如下VAR(2)模型:
3. 脉冲响应分析
满足稳定性条件的VAR模型得脉冲响应函数描述了一个内生变量对误差冲击的反应。由图1可知,当给定实际M2增长率1个标准差的冲击之后,实际GDP增长率有正向响应,且响应在第2期达到最大,于第5期达到最小,随后逐期上升。实际GDP增长率对其自身的一个标准差新息立刻有较强反映,随后逐期下降并略有波动。GDP增长率对自身的冲击与对M2增长率的冲击反映除略有强弱区别外,冲击轨迹基本相同。
由图2可知,当给定实际M2增长率1个标准差的冲击之后,GDP平减指数增长率的当期响应值为0,但随后快速上升,在第2期达到最大值,在第9期时渐进于0。当给产出GDP增长率1个标准差的冲击之后,GDP平减指数增长率在当期的响应值为0,在第三期达到最大值,随后对产出增长率冲击的响应与对货币供应量冲击的响应基本一致,这说明,货币供应量对物价的作用机制主要是通过产出影响,且产出对物价有同向滞后影响。
由图3可知,货币供应量的增长率受产出增长率的冲击会有明显的正响应,在第2期达到最低点后逐步上升。对物价变动的冲击存在滞后性,物价变动对货币供应量增长率的冲击到第3期后由负变正,并在第5期达到最大值。DLNNM2受自身的冲击较大,第2期后表现强烈的波动性,表明央行通过调控货币供应量来应对刺激经济增长和稳定物价这一相矛盾目标的艰巨性。
四、结论及建议
1. 通过Johansen协整检验发现作为货币政策中介目标的货币供应量与产出和物价存在长期的均衡关系,说明三者之间存在联动机制,我国的货币政策在经济发展中的作用是显著的。
2. 脉冲响应分析表明货币供应量的变化对产出的影响是迅速的,对物价变动的影响滞后,滞后期为1年半左右,但从总体上看,货币供应量对产出和物价影响的期间大致相同。不管从长期还是短期看,我国的货币非中性。由于我国的货币政策是顺周期以适应经济发展的需要,投放的货币量往往超过目标值,但超量投放并没有对物价造成大的冲击。这可归因于货币流通速度的扰动,近30年我国货币流通速度呈逐年下降的趋势,这会削弱货币供给增加的影响。以货币供应量为中间目标的货币政策对经济发展既有引导作用又有滞后影响。
3. 产出、物价和货币供应量的变化具有较强的惯性,采用货币渠道的理论支柱――托宾Q理论可解释为,宽松的货币政策影响企业权益价格上升,Q值上升,进而影响投资并最终反映在总体经济产出上。另外,三者的惯性可能与经济增长的模式有关。长期以来,拉动我国经济增长的主要力量是投资和出口。近30年来,货币政策对产业结构调整的引导作用较弱,货币的内生性反映凸显。理顺货币的传导机制,调整产业结构及经济增长模式以适应经济的可持续增长。
参考文献:
货币供给量范文5
关键词:贷款基准利率;Shibor;基础货币被动投放
Abstract:Money supply is the intermediate objective of China's monetary policy. One of the essential variables that influence money supply is interest rate. Generally speaking,the interest rate is negatively related to a country's money supply, however,this relationship needs to be reexamined in China where the monetary base is passively released to the economy. Consider that China is in the transition period of the interest rate marketization,when the regulated interest rate coexists with the benchmark interest rate Shibor which is now developing,it is necessary to use Shibor as the intermediate variable to analyze the influence of the change of regulated interest rate on the money supply.
Key Words:benchmark interest rate of loans,shibor,passive release of monetary base
中图分类号:F822.0 文献标识码:A文章编号:1674-2265(2009)11-0021-04
一、问题的提出
伴随着我国持续的国际收支双顺差,外汇占款在我国基础货币中所占比率不断上升。从2003年的48.1%到2009年7月的74.03%――基础货币被动投放的格局在短期内难以改变,并由此造成流动性的被动增加。在这一大背景下,我国经济却有着两种截然不同的经历。从2007年开始到2008年9月美国次贷危机演变为影响全球的金融危机之时,抑制经济由偏快走向过热、控制流动性过剩和通货膨胀一直是国内宏观调控的主旋律。中国人民银行通过多次发行央行票据,频繁上调准备金率(从2006年7月到2008年3月,央行连续16次上调法定存款准备金率)和金融机构存贷款基准利率(2007年上调了6次)来表现调控经济的方向和决心。然而,这一形势在2008年9月发生了转折――虽然基础货币大量被动投放的局面没有缓解――但我国突然面临着经济紧缩的危险,流动性过剩和通货膨胀的压力仿佛瞬间消失了,央行的利率政策也随之急速逆转,从2008年9月16日到12月23日短短三个月的时间内五次下调金融机构存贷款基准利率。在国内经济冰火两重天的境遇中,央行都逆势而又频繁地调整了存贷款基准利率,以图维持经济的健康发展。可以看到,我国的通货膨胀率在经济逆转前得到了一定的控制;从金融危机爆发至今,国内经济也开始回暖,整个经济的发展轨迹没有大起大落。在这一过程中,对利率调控的有效性存有争论。对于2007年央行连续上调利率的货币政策,有学者不以为然,认为我国逐步开始显现的“金融脱媒”以及作为经济主体的企业对利率的不敏感性导致利率政策调控无效,与此相反的观点则指出我国应加强利率机制在货币调控中的作用,因为这顺应了全球趋势和中国货币调控机制的改革方向。利率调控在我国货币政策中的作用已成为一个争鸣的焦点,因研究视角不同,得出的结论也不同。其中从基础货币大量被动投放这一宏观经济背景出发,已有研究通过定性分析指出基础货币被动投放导致利率调节功效缺失。本文从定量分析出发,利用2007年1月至2009年7月(我国利率调控频繁期)的月度数据,通过考察利率与货币供应量之间的关系以对这一问题作出再次审视。数据来源为中国人民银行网站和上海银行间拆借利率网站。
目前,我国的存款利率上限和贷款利率下限仍处于管制之中,央行的利率政策主要是对金融机构的存贷款基准利率进行调整。与此同时,我国继续推进利率市场化改革,积极培育真正的市场基准利率,于2007年1月4日推出上海银行间拆放利率Shibor,其将来的作用类似于美国联邦基金利率或伦敦银行同业拆借利率Libor。要在这一过渡时期分析我国利率与货币供应量的关系,就应分为两部分:一是考察目前的管制利率与市场利率的联动性;二是运用时间序列的计量经济方法分析市场利率与货币供应量之间是否存在格兰杰因果关系。
二、管制利率与Shibor的联动性
从银行主体性的角度考虑,此处的管制利率选择金融机构的贷款基准利率。Shibor目前有隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月及1年八个品种。基于匹配性,此处贷款基准利率选择六个月以内(含六个月)和六个月至一年(含一年),Shibor选择6个月和1年两种,用EViews5.0得到的图形如图1-2(考虑到节假日因素,Shibor曲线出现个别断点)。
从图1-2可以十分清晰地看出,无论是6个月的Shibor还是1年的Shibor都与相应期限的贷款基准利率有着几乎一致的变化步调,这说明央行对于基准利率的人为调整可以准确地控制较长期的市场利率水平。由于Shibor的期限大部分是短期,同时短期利率水平能够更及时地反映出市场资金的供求状况,所以有必要对代表Shibor不同期限的利率水平走向作出比较。这里选取隔夜、1周、1个月和6个月的Shibor数据。图3-4显示,Shibor的期限结构渐趋明显。2007、2008年的短期Shibor波动幅度明显,但从波动轴心看,6个月以下的Shibor水平与6个月的Shibor有明显的相关性;2009年的Shibor持续在低位运行。用均值得到的结果更清晰地显示出这一点。由此可以得出,目前央行对管制基准利率的调整不仅可以准确地影响以Shibor为代表的相应期限的市场利率,同时还借助利率期限结构影响整个市场利率水平。
三、Shibor与货币供应量关系的实证分析
货币供应量是一国经济冷暖的重要指示器。中央银行通过直接增减基础货币和间接调整货币乘数来控制货币供应量的大小。如果一国的货币供应量超过了实体经济的需求,就会出现流动性过剩,对经济发展产生不利影响;同时,当一国需要大力发展实体经济时,也需要货币供应量有相应的增加,这两种情况正是2007年以来至今我国经济的写照。中央银行对利率的调整可以通过影响货币乘数影响货币供给,同时货币供给的大小也影响着利率的高低。一般来讲,在货币需求没有明显变化的情况下,利率水平与货币供给成反比关系。但是这样的关系是以央行主动投放基础货币为假定前提的,而我国央行对利率的调控――无论是2007年的经济膨胀还是2008年的经济紧缩――大背景都是被动投放基础货币。在这种情况下,利率水平与货币供给能否相互解释就需要用我国的实际经济数据予以考察。
上文已经指出我国央行对贷款利率的调整可以影响以Shibor为代表的市场利率的同步变化。下面就以交易最活跃的1周和6个月Shibor为例,以M1表示货币供应量,运用时间序列的计量经济方法分析我国利率与货币供应量的关系。数据为2007年1月至2009年7月的月度数据,其中Shibor为各月末的20日均值。为消除异方差的影响,Shibor与M1采用自然对数的形式。
(一)时间序列的趋势判断
恰当地描述有趋势的行为的统计模型是把时间序列写成是独立同分布序列, ,。
的回归结果如下,M1以亿元为单位。
的回归结果如下,
以 %为单位。
的回归结果如下,
以%为单位。
、 和都有统计显著的时间趋势,所以在单位根检验中需要加进时间趋势。
(二)单位根检验
对相关变量进行协整分析之前先要对变量平稳性作检验。单位根检验是判断时间序列平稳性最常用的方法,单位根检验方法主要有DF检验法、ADF检验法和PP检验法,这里使用扩展的迪基―富勒(ADF)检验。取一阶滞后的ADF检验的基本方程为:
,式中虚拟假设是
对立假设是 。 、 和
的ADF检验结果为:
即使在10%的显著性水平上也不能拒绝原假设,所以、和 均存在单位根。对 、和取一阶差分再作ADF检验。由于已取差分,不再加入时间趋势,检验结果为:
由上表看出,和 的一阶差分序列为平稳时间序列,即和 遵循I(1)过程。但是,在取一阶差分后仍为非平稳序列。事实上,在对 进行二阶差分后,即在1%的置信水平上为平稳序列。如下表所示:
因为序列 和序列的单整阶数不同,所以找不到 使 为
过程,即无法解释 的变化。而和 是两个 过程,这意味着可能存在使 为过程,需对和进行协整检验。
(三)协整检验
时间序列和 均存在单位根并且同为 过程,此时可进行协整检验,考察两者是否存在长期均衡关系,也为下一步的格兰杰因果检验形式的选择作准备。协整检验有两种,一种是对回归残差的平稳性进行检验的恩格尔―格兰杰两步法,另一种是对回归系数进行整体检验的Johansen协整检验。此处采用恩格尔―格兰杰两步法。
和存在时间趋势,协整检验的回归方程为 ,对残差 作ADF检验,如果 存在单位根,则和
不存在协整关系。
取为 , 为 ,作上述回归,得到估计的回归方程为
,对由此得到的残差序列作ADF检验,取一阶滞后,即对和回归,结果如下:
存在单位根,所以 和不存在协整关系,两者无长期均衡关系。
(四)格兰杰因果检验
由于不平稳时间序列和 之间不存在长期稳定的协整关系,对它们之间的因果关系检验就需要先将变量差分平稳化处理后再用格兰杰因果关系检验法。 和序列均为 ,对
和 进行检验。
一阶滞后的检验结果如上。
二阶滞后的检验结果如上。
可以看出,不论是检验是否是
的葛兰杰原因,还是检验 是否是
的格兰杰原因,p值都在可接受的水平之上,所以都接受了彼此不是葛兰杰原因的假设,即和不存在因果关系,1周Shibor的变化不导致M1的变化,M1的变化也不导致1周Shibor的变化。
四、结论与启示
在首先考察了作为央行利率调控对象的贷款基准利率与正在逐步培育的市场基准利率Shibor之间的关系后发现,央行对管制利率的改动不仅对市场有信号作用,而且确实影响着整个市场利率水平。但是对市场利率与货币供应量的实证分析表明,两者之间不存在长期均衡关系,也不能作为彼此的格兰杰原因。也就是说,贷款基准利率的变动虽然能影响市场利率走向,但并不能带来货币供应量的变化,央行的利率调控政策对经济形势的走向缺乏逆势的作用力。
这说明,主动投放基础货币情况下利率对货币供应量的反向影响并不适用于被动投放基础货币的情形。在我国,基础货币的被动投放比例越来越高,这就意味着央行通过利率调控经济的能力逐渐减弱。
最后需指出的是,由于作为文中重要指标的市场利率Shibor于2007年1月4日才推出,样本数相对较少,在基础货币被动投放的局面仍将持续的情况下,应对Shibor与货币供应量的关系跟踪观察以对我国利率调控的效果作出准确评价。
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货币供给量范文6
摘要：本文通过对货币理论的探讨，较为深入地解析了货币的定义与统计概念，研读相关的国际标准，根据中国的实际情况和中国货币层次的划分，总结中国货币层次划分特点，根据各相关研究，结合中国的实际情况及实践情况得出相应结论。
关键词：货币供应量；统计研究；中国实践
一、货币理论及层次划分
1.1货币的定义
货币是金融中介机构的负债，包括流通中现钞、可转让存款和近似的公众金融资产，其中，金融中介机构主要指存款金融部门，金融工具包括以本币面值和外国货币面值两种。货币有四种基本功能，能够作为交换工具、价值储藏、记账单位和延迟支付的标准。
1.2中国货币层次的划分
由于每个国家的经济发展状况、金融制度以及金融发展情况的不同，各个国家的货币层次划分和统计范畴也各不相同。以美国、欧盟、日本和中国为例，其货币层次划分如下：
M1=流通中现金+活期存款；
M2=M1+储蓄存款+定期存款+其他存款+证券客户保证金。
二、中国实践及相关研究
2.1中国人民银行的四次修订调整
自1994年10月规定颁布以来，2001年6月，2002年初，2003年，2011年10月进行了修订。目前，中国人民银行将非存款类金融机构在存款类金融机构的存款和住房公积金存款纳入M2的统计范围。
2.2尚待实践的几个金融工具
改革开放以来，随着我国金融市场飞速发展，金融改革持续深化，货币在境内外的流动加大，创新金融资产的出现及交易量激增，创新金融机构的出现，部分金融资产的流动性发生变化。为此，现行的货币供应量统计方案不能全面反映金融市场的变化，对货币政策的制定产生了一定的影响。对以下几项金融工具的货币供应量统计调整还有待实践：
（一）银行卡项下的个人人民币活期储蓄存款
在1994年统计货币供应量时，我国银行业的电子设备水平较为落后，个人使用银行卡进行的交易量也很小。因此，银行卡项下的个人人民币活期储蓄存款不包括在当时的M1中，而将其统计在广义货币M2中。第三次修订调整之后，个人持有的信用卡类存款已计入M1，但个人活期存款中属于借记卡可调用部分还未划入M1。
（二）应解汇款及临时存款、汇出汇款、汇入汇款和本票
在现行的货币供应量统计中，应解汇款和临时存款计入在广义货币M2内，汇出汇款、汇入汇款和本票则没有统计在货币供应量统计中。
央行认为，应解汇款及临时存款、汇出汇款、汇入汇款、本票是金融机构吸收的一种临时性的存款，且其存款期限较短。从IMF2000年《货币与金融统计手册》中关于可转让性存款的定义看，这些存款均是一种可转让存款，应归入M1。
（三）银行承兑汇票
按照IMF2000年《货币与金融统计手册》第138条对银行承兑汇票的定义“银行承兑汇票即便没有发生资金的交换，也被视为一种实际金融资产。”目前我国签发的银行承兑汇票最长期限不超过6个月，并且在票据未到期前持票人可以在银行办理贴现或背书转让给第三者。因此，银行承兑汇票是具有一定流动性的，是类似于一种短期金融债券的金融工具。从银行承兑汇票这种金融资产的支付功能、流动性、对经济的影响和IMF2000年《货币与金融统计手册》第310条“存款性公司发行的银行承兑汇票能够在有效的二级市场进行交易，则其可以归入广义货币。”分析，央行建议将已签发的银行承兑汇票计入M3。
（四）短期政策金融债券和债券回购协议
短期政策金融债券和债券回购协议都是具有一定流动性的金融资产，从IMF2000年《货币与金融统计手册》第309条的建议“由存款性公司发行的一些股份之外的一些短期证券如果在期满之前进行交易，能够以合理的时滞和接近于面值的价格转换为现金或可转让存款，因此它们通常都归入广义货币总量。”
1994年公布货币供应量统计时，我国还没有短期政策金融债券这种金融工具，债券回购协议的交易也不大，当时未将其二者计入货币供应量统计。2003年存款性公司发行的短期政策金融债券和债券回购协议的存量有限，统计上也存在困难，因此，2003年第三次修订中未考虑这部分。但现在，随着二者规模的扩大和流动性的提高，学界广泛赞同应将其纳入M2。
（五）其他金融性公司在银行的存款
1994年以前，我国其他金融性公司的数量和业务量均较少，相应地在银行的存款数量也不多，对当时的货币供应量统计影响不大，故未将其在银行的存款纳入货币统计范畴。随着金融市场的创新和发展，2011年10月，中国人民银行将非存款类金融机构在存款类金融机构的存款纳入M2的统计范围。
央行认为，对于担保公司、养老基金公司、期货公司等其他金融性公司在存款性公司的存款，由于目前统计上存在一定困难，暂不考虑计入货币供应量统计，未来条件成熟后再进行研究和统计。
（六）住房公积金存款
住房公积金是指职工及其所在单位按规定缴存的具有保障性和互的职工个人住房基金，归职工个人所有。住房公积金是1994年后新出现的金融工具，当时保险公司在存款性公司的存款量不大，因此，在1994年公布公布货币供应量统计时并不包括这一部分的内容。2011年10月，中国人民银行将住房公积金存款纳入M2的统计范围。
参考文献
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