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貨幣供應量范文1
關鍵詞：貨幣供應量；貨幣中性；理論研究；實證研究
中圖分類號：F820 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2013）05-000-01
一、國外研究綜述
1.理論研究綜述
20世紀30年代凱恩斯革命以來，貨幣政策作為金融宏觀調控工具已走上歷史舞臺。但對貨幣政策的有效性，西方經濟學界一直爭論不休：凱恩斯學派重視貨幣政策的作用，主張“相機抉擇”；貨幣學派不重視貨幣政策的作用，主張“單一規則”；理性預期學派完全否定貨幣政策的作用，提出“政策無效性命題”。
（1）貨幣中性論
在古典經濟學看來，貨幣只不過是覆蓋于實物經濟上的一層“面紗”，對實際經濟并不產生影響。古典學派貨幣中性論的理論基礎是薩伊定律和瓦爾拉斯的一般均衡理論。與古典學派一樣，傳統貨幣數量論也認為貨幣是中性的?？梢酝ㄟ^劍橋方程和費雪方程清楚地說明這一問題：
M=kPY （劍橋方程） （1.1）
MV=PY （費雪方程） （1.2）
這兩個方程表達了同一實質關系：即國民收入水平（Y）與價格水平（P）貨幣供應量（M）之間的數量關系。假定k（貨幣需求總量和國民收入的比例）或V（貨幣流通速度）不變，Y也不變，則M的變化將完全體現在P的變化上，所以貨幣是中性的。帕廷金通過引入“實際余額效應”建立了一種修正的貨幣中性理論。他認為，貨幣數量的變化會產生“實際余額效應”，改變對物品的總需求水平，從而對物價水平產生向上或向下的壓力，進而從反方向再次產生“實際余額效應”，影響總需求水平。最終達到與貨幣量同比例變動，因而不會對實際經濟變量產生實質性影響。在有關貨幣中性理論中，最激進的是理性預期學派，代表人物是盧卡斯、薩金特和華萊士。他們認為經濟分析中短期和長期的區別并無意義，關鍵是預期到和沒有預期到。理性人會充分利用一切信息，對政府行為提前作出反應，從而使得貨幣政策完全失效。
（2）貨幣非中性論
首先和貨幣“面紗”決裂的是瑞典經濟學家威克塞爾，他認為貨幣不是“面紗”，而是影響經濟的重要因素，并提出著名的累積過程理論，將利率分成貨幣利率和自然利率。他認為貨幣對經濟的影響是通過使貨幣利率與自然利率的背離來實現的。然而，真正指出貨幣對經濟有著巨大作用的還是凱恩斯。他認為只有在充分就業水平上的貨幣才是中性的，而經濟通常是低于充分就業水平的，此時貨幣是非中性的。在經濟蕭條和存在失業時期，央行可以實施擴張性的貨幣政策，增加貨幣供給，降低利率，刺激投資，增加有效需求，從而擴大就業，增加產出。
新凱恩斯主義則試圖為凱恩斯宏觀理論尋找微觀經濟學基礎。他們從合同的長期性、效率工資論以及集體談判理論出發論證工資黏性，從菜單學說、交錯價格調整以及投入產出關聯論出發去論證價格黏性，多方面進一步完善了凱恩斯學派的貨幣非中性論。
（3）短期貨幣非中性和長期貨幣中性論
以弗里德曼為代表的現代貨幣主義理論吸收了凱恩斯主義的某些分析方法，尤其是在貨幣的傳遞機制上。弗里德曼的貨幣對總支出和產量實際發生影響的傳遞機制假說與凱恩斯學派的理論存在著顯著的不同。凱恩斯強調了利率的作用，而弗里德曼則強調現金余額的作用。貨幣主義認為短期內貨幣能影響實際經濟變量，導致經濟波動，貨幣是非中性的；長期來看，經濟中的實際變量僅由實物因素決定，貨幣不能影響實際變量，從長期來看它能影響的名義變量只能是價格，貨幣是中性的。
2.實證研究回顧
Friedman& Schwartz（1963）通過對美國自1867年起近百年的歷史數據進行實證，發現貨幣存量的周期變動與實際國民收入或經濟活動周期變動之間存在密切關系，貨幣總是正向超前于產出。Sims（1972）第一次在貨幣的實際效應爭論中引入了Granger因果檢驗，發現美國的數據明顯表明貨幣是引起名義GDP的Granger原因，貨幣的歷史行為有助于預測未來的國民生產總值。Mc Candles&Web（1995）通過對110個國家、30年期間的數據進行分析，得出兩個主要結論：（a）通脹與貨幣供應增長率的相關系數幾乎為1，（b）在通脹或貨幣與實際產出的增長率之間沒有相關性。
二、國內研究綜述
1.理論研究綜述
國內經濟理論界結合我國的實際經濟情況對我國的貨幣供應量與經濟增長的關系進行了研究。厲以寧（（1991），袁志剛（（1993）分析了轉型過程中中國經濟非均衡運行的特點，由于不存在完善的市場，不存在靈敏的價格體系，所以在短期內需求管理的擴張政策可能是有效的。陳學彬（1998）認為中央銀行對當前經濟運行狀況的了解比公眾更具信息優勢，使得中央銀行可以利用其信息優勢來刺激經濟增長。林繼肯提出“貨幣雙重論”，認為貨幣是中性和非中性的統一，是雙重的。貨幣是中性的，說明貨幣的作用是由商品生產和流通決定的；貨幣是非中性的，說明貨幣對商品生產和流通發揮著積極或消極的作用。同時，這種非中性又是與中性同時存在的，貨幣的作用離不開商品的生產和流通這一基礎。
2.實證研究回顧
貨幣供應量范文2
關鍵詞：貨幣政策；貨幣供應量；股票市值
中圖分類號：F83
文獻標識碼：A
文章編號：1672.3198（2013）04.0111.02
1引言
中國人民銀行從 1998 年起確立貨幣供給量作為中間目標的地位，這標志著中央銀行調控經濟的手段越來越市場化。另外，隨著近年股票市場價格的大幅波動，股票市場也成為投資者重點關注的資本市場，居民儲蓄進入股票市場，居民投資股票市場在家庭財富中所占的比重也逐步提高，在這一系列的背景下，投資者研究貨幣供應量及貨幣政策的走向對股票市場的影響具有重大意義，有利于投資者了解貨幣政策特別是貨幣供應量的變化和股票市場的關系，從而做出科學的投資決策。
2文獻綜述
從國內外大量的文獻參考資料來看，主要有以下的作者關于貨幣政策對股票市場的影響分析，得出結論比如Hamburger，Kochin（1996）不同貨幣政策（貨幣供應量、利率）對股票市場價格指數的影響期限不同。陳姝（2009）經過實證分析，表明貨幣政策調整會對股票收益產生影響，但經檢驗每次股票收益的變化都不相同。冰（2010）實證分析我國貨幣政策影響股票市場的利率渠道和貨幣供應量渠道之間關系，結論表明我國的貨幣政策對股票市場影響不大的結論。萬解秋、徐濤研究認為，貨幣供應量擾動對我國股票市場產生一定程度的影響，但影響不大。M1沖擊對股市影響更大，但影響存在一個月的時滯，而M0、M2沖擊對股市沒有產生明顯的影響。
國內有關貨幣供應量與股票價格之間的關系進行了實證研究。從研究的角度看，學者的研究一般分為兩類：一類主要關注股票市場對貨幣政策宏觀經濟政策制定的影響，大多數學者在探討貨幣政策要不要把股票市場作為決策因素加以考慮；而另一類則主要關心貨幣政策等宏觀經濟政策對股票市場價格指數的影響。如王曉芳等通過實證分析得到 M2 與上證綜指的相關系數達到0.85，但是該文的分析比較簡單，但未闡明對數據的具體處理方法。孫華妤等應用動態滾動式的計量檢驗方法發現所有貨幣數量（ M0、 M1 和 M2） 對股票市場價格都沒有影響。于長秋通過協整檢驗和格蘭杰因果檢驗的方法分別對我國股票價格與不同層次貨幣供應量的關系進行了分析，結果說明股票價格與貨幣供應量之間存在長期均衡的協整關系，股票市場價格波動與貨幣供應量變化存在格蘭杰因果關系，而且二者相互影響。
3貨幣供應量對上證指數的實證分析
本文從2007到2012年貨幣供應量與上證指數之間來分析，貨幣供應量對股票市場的實證分析。
3.1貨幣供給量與股票市場的關系
本文的主要目的在于檢驗新世紀以來我國各個層次的貨幣供應量和股票市場價格之間的相互影響關系。貨幣供應量對股票市場價格指數的影響分為直接、間接影響：直接影響是M0、M1、M2等貨幣供應量的變化直接影響股票市場的投資收益，間接影響是投資者對貨幣政策的走向預期，從而影響股市的價格波動。
貨幣供應量方面的指標選取 M0、M1和 M2作為衡量指標，樣本期間為 2007年1月到2012年12月，數據來源于中國人民銀行統計數據庫。數據處理均采用Eviews3.1軟件。根據《中國人民銀行貨幣供應量統計和公布暫行辦法》，我國的各層次貨幣供應量的統計口徑如下：
M0：流通中現金；
M1：M0 +企業存款+機關團體部隊存款+農村存款+信用卡類存款；
M2：M1+城鄉居民儲蓄存款+企業存款中具有定期性質的存款+外幣存款+信托類存款。
2007年到2012年貨幣供應量數據如表1所示。
分析貨幣供應量對股票市場的影響，主要通過貨幣的增速M1、M2來分析股票市場的變化，M1-M2是股市資金流入流出的重要指標之一，若M1-M2的數值變大，表明企業居民存款活期形式理財，企業和居民交易頻繁，經濟景氣指數上升。若M1-M2數值縮小，表明企業和居民傾向選擇將資金以定期的形式投資理財，未來可選擇投資股票市場的機會將受限，企業居民手中閑置資金從實體經濟中存貯下來，經濟運行指數將回落。 貨幣供應量與股票市場之間的實證關系表明，M1-M2數值與上證指數呈現較為明顯的正向關系。M1-M2數值的拐點對股指有指示作用。圖1是2008年到2012年M1-M2與上證指數的變化關系圖。從圖中可以兩者走勢基本一致。
3.2貨幣供應量對上證指數的實證分析
（1）樣本數據的選取。
根據中國人民銀行統計公布的貨幣供應量：流通中的現金M0、狹義貨幣M1、廣義貨幣M2作為貨幣供應量指標；選用上證指數收盤指數作為股市市場價格方向標，以SZ表示上證A指數，取樣為2008年1月至2012年12月。分析步驟如下：首先，檢驗上證A指數變量與貨幣供應量指標變量各自的平穩性，本文采用ADF檢驗法；其次，經過 ADF檢驗，如果在取樣時間序列具有相同的單整階數，則對它們進行協整檢驗；再次，使用格蘭杰因果檢驗方法，分別檢驗M0、M1和 M2與上證A指數（SZ）的關系；最后，對數據進行回歸分析，計算出股票價格指數與貨幣供應量不同層次M0、M1和 M2之間的影響程度
（2）單位根檢驗。
總體而言，差不多所有表示絕對量指標的宏觀經濟變量都是非平穩的、存在時間趨勢。因此，分析經濟變量模型時，進行方程估計和相關檢驗，通常都需要進行單位根檢驗，以考察經濟變量是否存在時間趨勢，進一步分析是否有必要采用協整分析方法。首先，檢驗被分析時間序列變量是否具有單位根。經過ADF檢驗模型檢驗，M0序列是一階單整。同樣，M1、M2上證指數序列均是一階單整。
（3）格蘭杰檢驗。
根據Granger因果關系檢驗的有一個前提是變量具有平穩性，假如變量不平穩，則必須是協整的；所以可以進Granger因果關系檢驗，輸出結果如表2所示。
4結論
通過貨幣供應量與股票市場的實證分析可以看出，就Granger因果關系檢驗結果判斷，從流通中的現金M0還是從狹義貨幣供應量M1及廣義貨幣供應量M2層次分析，與股票市場價格指數都是相互影響的。
從Granger因果關系分析可以看出，上證指數對貨幣供應量的作用不明顯，但貨幣的供應量在一定程度上會影響上證指數。中央銀行作為宏觀經濟調控及貨幣政策制定者，更應關注資本市場價格波動，在進行貨幣政策執行和操作時考慮資本市場的發展。投資者應關注銀行的政策調整，如2013年貨幣政策的放松將對證券市場的注入活力；投資者根據貨幣政策的走向，能準確把握股票市場的買賣時機。
參考文獻
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貨幣供應量范文3
一、引言
貨幣因素對股票市場有較大的影響得到普遍的認同,但貨幣政策如何影響股票市場沒有定論。大部分研究都側重于分析資本市場怎樣將貨幣政策的信息傳導到實物經濟,忽略貨幣政策如何傳導到資本市場。如一些學者分析貨幣資本市場傳導效應對托賓q效應、企業的資產負債表效應、家庭的財富效應、家庭的流動性效應的分析,都有M增加而P增加的機制,都將此過程視為理所當然,沒有作具體分析。
本文在前人研究的基礎上,對貨幣供應量對股票市場影響的具體途徑進行分析,主要分為直接效應和間接效應。
二、直接傳導效應
貨幣供應變化直接導致股票價格變化,早有研究。實證方面,Sprinkel通過比較股票價格和貨幣供應增長率的圖形,提出股票價格是過去貨幣供應變化量的直接函數。Homa和Jaffee則通過建立貨幣供應量與股票價格的回歸方程,來說明貨幣供給對股票價格具有直接影響。
貨幣供應對股票價格的直接影響主要反映在對股票的需求上:第一條途徑,貨幣供應增加,居民手中的現金增加,流動性過剩,資本市場成為現金流向地,股票需求增加。股股熱錢流入,一步步推高股價。特別是股票等有價證券日益成為財富貯藏的重要手段時,效果更為明顯。具體的傳導機制為M居民手中現金超過意愿持有金額股票等有價證券需求增加p。第二條途徑考慮到人們預期的作用。經濟理論的普及,人們對于貨幣供應量變化與未來通貨膨脹的關系有一定了解,貨幣供應增加,人們預期通貨膨脹將起,為財富保值增值,股市最少可以抵御通脹[1],股票需求增加。M預期通貨膨脹為財富保值增值股票需求增加p。
三、間接效應
(一)利率機制
利率機制下,貨幣供應通過影響利率水平,進而影響股票價格,整體分為兩個階段。首先是貨幣供應對利率的影響。利率決定理論包括古典供求關系決定理論、可貸資金理論與流動性偏好理論。古典理論將利率變化取決于投資流量和儲蓄流量的均衡?？少J資金理論從流量角度融合貨幣因素和實際因素?？少J資金需求分為購買實物資產的投資者的實際資金需求,它隨著利率的上升而下降以及家庭和企業對貨幣需求量的增加,即為了增加其實際貨幣持有量而借款或少存款。供給也來自于兩方面:家庭、企業當期愿意儲蓄的部分(實質部分)和政府、銀行體系決定的當期實際貨幣供給量的增加部分(貨幣因素)。這兩方面因素變化,都將導致利率變化。凱恩斯流動性偏好理論將需求交易、謹慎性、投機性需求且為內生變量,貨幣供給為外生變量,貨幣供求因素共同影響利率。貨幣供給增加對利率產生的效應有四種:流動性效應、收入效應、價格水平效應和通貨膨脹預期效應。流動性效應指出貨幣供給增加將使利率下降,而其他三種效應都使利率上升。流動性效作用比較直接,短期表現明顯,后三者在更長的期限內慢慢顯現。利率變動對股票價格的影響表現之一為財富積累效應。利率下降,儲蓄生息較少,且未必能抵御通貨膨脹的侵蝕,機會成本較大。出于資產保值增值需要,人們更樂于將資金投入相對收益較高的股市,股票需求增加,股價上升。其二是利率變化的政策信號效應。根據有效市場理論,市場反應各種信息。利率作為影響宏觀經濟的重要變量,市場會消化這一信息做出調整。同時,投資者會調整對經濟的未來預期,從而調整自己的資產組合,引起股價波動。綜上所述,利率機制對股票價格的影響受很多因素的影響,最終效果難以定量。當貨幣需求相對穩定時,Mr(短期)安全資產收益率資金流入股市P。第一個環節,利率長期趨于上升,且貨幣需求不斷變化,利率傳導機制最終結果難以定論,甚至可能得出相反結論。以上流程圖建立在比較理想的前提假設下的傳導機制。
(二)通貨膨脹機制
通貨膨脹理論有很多,對于引起推動通貨膨脹的因素看法不一,但貨幣供應是通貨膨脹的重要影響因素之一沒有爭議。通貨膨脹是紙幣時代的產物,特別是信用貨幣創造體制下,表現更為明顯。
通貨膨脹從幾個方面對股票價格產生影響。首先,貨幣大量發行,多于經濟生產需要,會導致貨幣貶值,物價上漲,股票作為金融資產的一種,其名義價格會趨升。MпP。
其次,通貨膨脹會影響企業的成本和收益,影響企業的基本面狀況?；久媸怯绊懝蓛r的重要因素,因而導致股票價格變動。Mп企業收入、企業成本企業利潤?P?.具體企業利潤變化考察因各企業情況不同而不同。從整體上說,Mп企業利潤名義量P。
再次,通貨膨脹下,現金持有成本高,存款利息不一定能覆蓋通貨膨脹影響,如彼得林奇等所說,股票投資才是最佳的選擇。替代效用:Mп實際利率(甚至<0)股票替代存款股票需求P。
第四,預期作用。當貨幣供應量增加導致通貨膨脹,人們預期通貨膨脹水平會繼續升高,投資者持有股份可得的未來股利的購買力下降,股票實際價值降低,相當于被征“通貨膨脹稅”。要求更高的收益。根據股利折現模型模型,在股利不變的情況下,期望收益提高,會導致股價下降。發放股利的能力取決于公司的盈利水平,通貨膨脹又會對公司的盈利水平產生影響,也會對股價產生沖擊。
(三)價值傳導機制
根據貨幣銀行學理論,增加貨幣供應量其中一個非常重要的原因是滿足生產力發展的需要。貨幣真正所代表的是對實體財富的支配權,生產力水平不斷提高,生產技術不斷創新,新產品新工藝的層出不窮。這些新創造的物品都需要額外增加的貨幣維持其交易流通,從而促進經濟的進一步發展,否則會導致越來越嚴重的通貨緊縮。金本位時代,制約經濟發展的最關鍵的原因,貨幣供應不足。從這一層面上說,貨幣供應量增加,促進國民經濟的發展,從籌資者的角度,有利于企業發展,增加利潤,提高企業的投資價值,推動股價上漲;從投資者一方,經濟發展水平提高,人民擁有的財富增加,投資組合中的股票需求量增加,也會使股價發生波動。另外,從股票估值模型中,幾個決定性因素如股利水平、股利增長率、無風險利率、風險溢價都與貨幣供應量相關。貨幣供應的變化會導致股價變動。以GDP反映國民經濟發展狀況,代表整個企業主體的價值增值,從這個社會來看,MGDPP。這兩個環節由多個主體的共同作用,省略中間環節。
四、總結
貨幣供應量從四個途徑影響股票價格,直接效應比較直觀易懂,由于中國仍將貨幣供應量最為貨幣政策調控工具,其影響力仍然較大。其他效應牽涉主體較多,互相作用,可能會抵消部分貨幣的傳導效應。無法度量各自的變化程度,因此只能簡化一些條件,找出一般的規律。
貨幣供應會影響股票價格,但對股票價格的影響程度除前文分析因素外,還受到客觀環境等方面的限制。如資本市場發展程度。只有當資本市場發展較成熟,股權在資產組合中占有較大的比重,因而投資者對貨幣因素敏感性增加,對股價影響更大。金融市場的一體化程度,當債務市場與股票市場、貨幣市場與資本市場在某種程度上一體化時,資金能在不同的市場間迅速流動,貨幣的傳導就更為迅速。
貨幣供應量范文4
提要：實證研究表明：在長期，國內生產總值與貨幣供應量之間存在均衡的協整關系，且二者之間存在因果關系；在短期，貨幣供應量對國內生產總值的影響性質與長期基本相同，但M2對國內生產總值的影響是反向的，即M2增長，國內生產總值反而會下降。因此，國家在制定貨幣供應政策時要以推動GDP的增長為目的，在制定利率政策時要考慮均衡的利率，同時還要綜合運用財政政策，增強貨幣政策的靈活性和可持續性。
在現代市場經濟中，貨幣供應量與經濟的增長有著密切聯系。分析貨幣供應量的變動與經濟增長之間的關系，對于制定正確的宏觀經濟調控政策具有重要的意義。
一、數據來源和統計方法
（一）數據說明。本文主要是檢驗我國實行的貨幣政策對經濟增長的影響。因此，在貨幣政策方面，選用了不同層次的貨幣供給量M0、M1、M2作為研究對象；在反映國家經濟增長方面，國內生產總值可根據核算價格標準的不同，分為名義GDP和實際GDP。因為貨幣供應量的變動會引起價格水平的變動，進而影響名義GDP的變動。因此，本文選用了名義國內生產總值作為研究對象。其中，各層次貨幣供應量的統計口徑如下：
M0：流通中現鈔；
M1：M0+活期存款；
M2：M1+定期存款+儲蓄存款+其他存款。
本文數據均來自2009年統計年鑒，樣本區間為1990～2008年，數據處理使用Eviews5.1軟件。
由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現象，所以對名義GDP和3種貨幣供應量進行自然對數變換，分別用lnGDP、lnM表示自然對數的名義國內生產總值、貨幣供應額。
（二）統計方法。本文運用協整檢驗和Granger因果檢驗的方法對我國國內生產總值與不同層次貨幣供應量的關系進行分析。具體分為以下四個步驟：
1、單位根檢驗。經濟的時間序列大多是非平穩的，采用非平穩的時間序列來研究變量之間的相互關系，很可能會出現謬誤回歸，得出錯誤的結論。為了避免謬誤回歸的出現，在對時間序列進行分析時，首先要進行序列的平穩性檢驗。單位根檢驗是平穩性檢驗常用的方法，包括DF檢驗和ADF檢驗。為消除誤差項自相關的影響，一般采用ADF檢驗。
2、協整檢驗。一些時間序列，雖然自身是非平穩的，但是它們的某種線形組合卻是平穩的，這個線形組合反映了變量之間長期穩定的關系，稱為協整關系。具有協整關系的時間序列是不會產生謬誤回歸的。通常對雙變量進行協整檢驗時，一般采用Engel和Granger的二階段分析法。
3、誤差修正模型。根據Granger定理，有協整關系的變量之間一定存在誤差修正模型，它反映了變量之間的短期動態影響關系。我們通過差分把非平穩序列變換為平穩序列時，不僅經濟變量關系的長期信息會喪失，還會導致回歸模型序列具有相關性，使回歸分析失效。而誤差修正模型則可以克服這些問題，不僅能夠保留變量關系的長期動態信息，而且還能夠保證回歸分析的有效性。
4、Granger因果檢驗。Granger曾指出，若變量之間存在協整關系，則這些變量之間至少存在一個方向上的Granger因果關系，Granger因果關系是描述兩變量相互作用影響的一種統計關系，它是基于
雙變量VAR來實現的。
二、檢驗結果與分析
（一）ADF檢驗結果。表1是對我國國內的生產總值與不同層次的貨幣供應量進行ADF檢驗的結果。（表1）從中可以看出，原序列lnGDP的ADF檢驗統計量是-0.622529，大于顯著性水平為10%的臨界值-2.660551，表明原序列是非平穩的，但經過一階差分后的ADF統計量是-2.7129，小于臨界值-2.673459，是平穩的，即非平穩序列lnGDP經過一階差分平穩，是一階單整序列。同理，lnM0、lnM1、lnM2的水平序列均沒有通過數據平穩的假設，是不平穩的，而一階差分序列通過了假設，是平穩的，因此這些經濟變量的時間序列都是一階單整的，可以進行變量間的協整檢驗。
（二）協整檢驗結果。本文采用Engle-Granger兩步檢驗法檢驗lnGDP與lnM是否協整。首先用最小二乘法對lnGDP與lnM進行協整回歸，然后再對協整回歸得到的殘差進行單位根檢驗，若殘差序列平穩，則說明存在協整關系，否則不存在。檢驗結果見表2。（表2）可知，由于序列e0、e1、e2的檢驗統計量值均小于臨界值，可以認為估計殘差序列e為平穩序列，這表明lnGDP與lnM0、lnM1、lnM2存在長期穩定的均衡關系，即協整關系。
lnGDP＝1.298366＋1.072621lnM0（1）
（5.2646）（40.85478）
lnGDP＝2.42845＋0.837883lnM1（2）
（11.66）（42.9697）
lnGDP＝2.37＋0.7757lnM2（3）
（14.6576）（55.7063）
方程（1）～（3）為兩變量間的協整方程，即變量間長期均衡關系。協整檢驗結果表明，貨幣供給量與國內生產總值之間存在協整關系，貨幣供給量與國內生產總值正相關，擴張的貨幣政策能夠推動國內生產總值的增加，促進經濟的增長。緊縮的貨幣政策能減緩經濟的增長，貨幣供給量對國內生產總值有重要影響。
（三）誤差修正模型。根據定理，若干單整變量只要存在協整關系，就可以建立誤差修正模型，采用Eviews5.1軟件可以得到：
lnGDP＝0.075＋0.557lnM0＋0.6277et-1
lnGDP＝0.055＋0.5514lnM1-0.2754et-1
lnGDP＝-0.0298＋0.96lnM2-0.1575et-1
協整方程描述了變量間的長期關系，誤差修正模型描述了變量間的短期關系。誤差修正模型可以確定變量間的相互調整速度和短期互動影響力。
從模型中可以看出，如果M0變化1%，會引起國內生產總值變化57.7%，誤差修正系數為0.6277。如果M1變化1%，會引起國內生產總值變化55.14%，誤差修正系數為-0.2754，符合反向調整機制，當期短期波動與長期均衡的偏離有27.54%會在下期得以調整。如果M2變化1%，會引起國內生產總值變化96%，誤差修正系數為-0.1575，符合反向調整機制，當期短期波動與長期均衡的偏離有15.75%會在下期得以調整。因此，我國貨幣供給量的變化對經濟的增長有明顯的促進作用。
（四）Granger檢驗。對經濟變量兩兩進行Granger檢驗，結果如表3、表4、表5所示。(表3、表4、表5)
通過因果檢驗可以看出，lnM0、lnM1、lnM2均為引致lnGDP變化的Granger原因，而lnGDP是引致lnM2變化的Granger原因。因此，在Granger意義上，貨幣供應量與經濟增長之間存在因果關系，相互影響，形成一個復雜的循環。即一方面貨幣供應量的變化會引起經濟增長的變化；另一方面經濟增長的變化也會引起貨幣供應量的變化，這表明貨幣政策和經濟增長之間存在一定的互動關系。
三、政策建議
從以上的實證分析可以得出以下結論：從長期看，貨幣供給量是推動經濟增長的主要因素。由于貨幣政策能夠通過貨幣供給量來影響國內生產總值，因此可以通過實施適宜的貨幣政策對經濟增長進行宏觀調控。由于在長期中貨幣供給量對經濟的增長具有正向影響，緊縮性的貨幣政策可以抑制經濟的過快增長，而穩定的貨幣供應量可以避免消費和投資的過快增長，可以有效穩定市場經濟，防止通貨膨脹的發生。
主要參考文獻：
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貨幣供應量范文5
摘 要 本文介紹了符合金融系統預測規律的ARIMA時間序列模型,并根據我國貨幣供應量世紀數據對2010年1月至2010年12月的貨幣供應量進行了預測檢驗。實證預測結果顯示與實際M2相對照,其相對誤差均控制在5%以內,該模型的預測效果相對較好,說明ARIMA模型能比較準確的預測我國貨幣供應量走勢,可為我國貨幣供應量的預測和走勢提供可靠的參考依據,并由此預計在2010年貨幣供應量將突破。
關鍵詞 貨幣供應量 ARIMA模型 時間序列 預測
隨著我國經濟進一步發展,我國的貨幣供應量也在不斷增長和變化,在2009年12月突破了60萬億元。一個國家的貨幣供應量被認為是衡量國民經濟發展、判斷宏觀經濟運行狀況的一個重要指標,也是政府制定經濟發展戰略和經濟政策的重要依據。因此,準確的分析預測貨幣供應量,對于進一步把握我過經濟發展態勢有著重要的理論和現實意義。
一、文獻綜述
近年來,國內外許多學者對我國的貨幣供應量的發展和預測都進行了研究。從國外研究來看,凱恩斯的貨幣數量理論、弗里德曼的現代貨幣數量理論、馬歇爾的現金余額理論、費雪的現金交易理論、霍特里的收入數量理論等都是通過建立貨幣需求函數模型來對貨幣供應量進行測算。
從國內研究來看,國內學者對貨幣供應量的測度主要是通過傳統的馬克思理論貨幣公式M=PQ/V、比例法、最小二乘回歸分析法等方法來測度和預測。盛理峰選取經常項和資本項順差、存貸款利差水平和貸款利率等指標作為影響貨幣供應量因素,做簡單的實證分析,得出可靠結論,從而提出調控貨幣供應量的合理化政策建議,這對經濟穩定、健康的運行有著重要的現實意義。江凱、汪浩、鄢斗利用ARIMA(p,d,q)對2008―2009 年貨幣供應量走勢進行了預測檢驗。孫亞星、徐庭蘭則是對我國貨幣供應量用ARIMA模型擬合并預測了2008年5月至2009年4月的走勢。
二、模型介紹和建模思想
1.ARIMA(p,d,q)模型介紹
時間序列分析法是利用隨機過程理論和數理統計方法研究隨機數據序列的規律,從而對實際問題做出預測。社會經濟系統中存在大量的時間序列數據需要通過時間序列分析建立合適的模型將其規律找出來,從而對該現象的未來做出預測。
本文應用的求和自回歸移動平均模型,簡記為ARIMA(p,d,q)模型。ARIMA(p,d,q)模型是美國統計學家Box和Jenkins于1970年首次提出的,廣泛運用于對各種類型時間序列數據的分析,是一種預測精度相當高的短期預測方法。這種建模方法不考慮以經濟理論為依據的解釋變量的作用,而是依據變量本身的變化規律,利用外推機制描述時間序列的變化。建立時間序列模型的前提是時間列必須具有平穩性,如果時間序列是非平穩性的,建立模型之前應先把它變換成平穩的時間序列,同時仍保持原時間序列的隨機性。
ARIMA(p,d,q)模型其實質就是差分運算與ARMA模型的組合。ARIMA方法的基本思路是對于非平穩時間序列,首先用若干次差分使其成為平穩序列,在將其表示成關于前期值的自回歸和關于白噪聲的移動平均的組合,即為ARIMA(p,d,q),d為逐期差分的階數,p,q分別為自回歸和移動平均的階數,用數學公式表示如下:
其中,是原序列,是白噪聲序列,是延遲算子,是d階差分。
自回歸算子為:
移動平均算子為:
2.ARIMA(p,d,q)模型建模思想
(1)模型的平穩性檢驗
理論上單位根檢驗方法包括DF檢驗法、PP檢驗法、ADF檢驗法,實踐中最經常用的是ADF檢驗法。其中原假設都是,即存在單位根。根據ADF單位根檢驗結果,可以得到ADF檢驗值,若ADF檢驗值大于Mackinnon(1991)所列出的單位根檢驗的臨界值時,則可以接受原假設,認為該時間序列為非平穩時間序列,存在單位根。我們要對單位根的序列進行差分,直到其為平穩時間序列為止。
我們還可以根據時間序列的散點圖、自相關函數圖和偏自相關函數圖(ACF圖和PACF圖),以ADF單位根,檢驗其方差、趨勢及其季節性變化規律,對序列的平穩性進行識別。若數據序列是平穩的,并存在一定的增長或下降趨勢,則需要對數據進行差分處理,使之達到平穩。如果數據存在異方差,則需要對數據進行技術處理,直到處理后的數據的自相關函數值和偏自相關函數值F值無顯著的異于零。
(2)根據時間序列模型的識別規則建模
通過ACF圖和PACF圖來確定ARIMA模型的階數p和q,并在初始選擇估計中盡可能少的參數。根據ACF和PACF來估計自相關階數p值和移動平均階數q值,以選擇適當的模型進行擬合。模型的階次p、q應采用最佳準則函數法來進行定階。一般選擇最小的AIC和BIC準則作為定階準則。
(3)模型檢驗
對模型進行檢驗,需要根據模型殘是不是白噪聲來判斷模型是否為適應性模型,通過計算ARIMA(p,d,q)模型的特征根檢驗其平穩性,如果有多個序列是模型的適應性模型,則用適當的方法從這些模型中進行選擇,如比較模型的殘差方差,AIC,BIC等等。
(4)模型預測
對ARIMA(p,d,q)模型進行預測時,靜態向前預測更為精準。評價和分析模型的常用方法是歷史模擬,也就是用部分歷史數據建模,再用模型對另外一部分歷史數據進行預測,通過比較實際值和預測值來評價模型的預測水平上的優劣。具體的可以使用指標平均相對誤差:其中,是平均相對誤差絕對值,是預測值,是歷史實際值。如果模型擬合較好,則相對誤差較小。
三、實證分析
本文數據來自中國人民銀行網站,時間區段為我國2000年1月到2010年4月的貨幣供應量(廣義貨幣M2)的月度時間數據。使用2000年1月至2009年12月的月度數據擬合了預測模型,得到2010年1月2010年4月的月度數據預測值,在模型結構和預測誤差這兩個方面都取得了較好的結果。我們用來表示貨幣供應量的原始時間序列。
1.平穩性檢驗
利用Eviews軟件可以看出,有顯著的增長趨勢,為典型的非平穩序列,需要對進行平穩化處理后再進行建模。
ADF檢驗的形式需要根據時間序列的趨勢圖來確定是否包含常數項和時間趨勢項,檢驗的滯后期則由Eviews軟件根據相關準則自動給出。我國2000年1月至2009年12月的貨幣供應量序列含有指數趨勢,具有很強的非平穩性。為使數據變得平穩,充分提取趨勢,將數據取對數將指數趨勢化為線性趨勢,然后再進行差分以消除線性趨勢。利用ADF檢驗對我國貨幣供應量的序列M2進行平穩性檢驗。從ADF單位根檢驗結果中可以看出,在10%的檢驗顯著水平下,序列的ADF統計量大于該置信水平下的臨界值,因此不能拒絕含有單位根的原假設,即原序列不平穩,因此接著對原序列進行一階差分。在對原序列取對數并進行1階差分后,序列仍然不平穩,對原序列取2階差分后序列在1%的水平下平穩。
2.模型識別、參數估計和統計檢驗
模型階數的確定取決于對自相關和偏自相關函數的分析。根據二階差分后自相關(ACF)和偏自相關函數(PACF)可以看出,二階差分序列后的自相關系數和偏自相關系數迅速趨近與零,適合選擇ARIMA模型,模型中的p=2,q=1?？紤]到AR模型是線性方程估計,相對于MA和ARMA模型的非線性估計的參數意義更清晰,故實際建模用高階的AR模型替換相應的ARMA模型。因此,對于原序列可以選擇的模型有ARIMA(2,2,1),ARIMA(3,2,0)。
將兩個模型的擬合結果進行比較,兩個模型都滿足ARIMA過程的平穩和可逆條件。與ARIMA(3,2,0)相比,ARIMA(2,2,1)模型的調整后的樣本決定系數Adjusted較大,并且后者的AIC值和SC值都比較小,故ARIMA(2,2,1)MOXING 較優。去掉t檢驗不顯著的MA(1)和常數項,重新擬合,得到模型ARIMA(2,2,0)。
Adjusted =0.45562 =1.971427
該模型的各項系數都通過了顯著性檢驗,殘差序列不存在序列相關性。通過對殘差自相關和偏自相關函數,最后兩列用于檢驗,包括Q統計量和檢驗的相伴概率,最后一列顯示所有Q統計量的P值都顯著大于0.05,從而殘差近于白噪聲序列,模型擬合效果較好。
四、預測
利用上文中擬合的ARIMA(2,2,1)模型對2010年1月到2011年04月貨幣供應量進行擬合預測,得到的預測值和實際值的時間序列,模型預測2010年01月到2010年04月的貨幣供應量分別是611597.5億元、637145.9億元、650092.1億元、665297.8億元,其與實際值的平均相對誤差絕對值僅為0.94%,這說明模型對未來貨幣供應量的預測非常符合實際情況,并且預測結果是比較可靠的。
五、結論
ARIMA(p,d,q)模型適合于我國貨幣供應量非平穩序列走勢進行預測。通過對2000年1月到2009年12月我國貨幣供應量進行時間序列分析,經過反復驗證,最終建立ARIMA(2,2,0)模型,利用模型參數對序列進行變換,使得最終的殘差序列為白噪聲序列。通過ARIMA(2,2,0)對貨幣供應量的擬合、檢驗和預測,結果顯示在我國貨幣供應量短期預測上,ARIMA(2,2,0)模型的預測精度和穩定性都較高。雖然貨幣供應量的單個序列值具有不確定性,但是整個時間序列的變化規律可用該計量模型來擬合,并運用貨幣供應量的歷史值、當前值以及模型擬合所產生的誤差來預測未來走勢。故ARIMA(2,2,0)模型在描述貨幣供應量波動特征方面有一定的借鑒意義,擬合出的預測結果在一定程度上可代表我國貨幣供應量走勢。
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貨幣供應量范文6
1997年版的《統計手冊》規定，各國在編制貨幣供應量時，主要考慮的應當是本國經濟、金融特點。貨幣供應量統計口徑共有三個層次：第一，流通中的現金M0，即現金;第二，狹義貨幣供應量M1，M1=M0+企業活期存款+機關團體部隊存款+農村存款+個人持有的信用卡類存款，其所反映的是現實的購買力;第三，廣義貨幣供應量M2，M2=M1+城鄉居民儲蓄存款+企業存款中具有定期性質的存款+信托類存款+其他存款，另外，M2不僅反映了現實購買力，也反映了潛在購買力。
自改革開放以來，隨著經濟的增長，我國貨幣供應量持續增長，M2/GDP在改革期間不斷增加。統計數據顯示，1978年這一比值僅0.245，到2011年增長為1.800。33年來，M2/GDP增加了7.34倍。相比于國外，印度的M2/GDP在1988年為0.402，日本為1.046，美國為0.651;到1999年印度為0.480，日本為1.237，美國為0.601。相比之下，我國的M2/GDP過高且增長速度驚人。
理論方面，大多數學者認為影響貨幣供應量的因素有所不同。筆者從較為細化的方面分析主要影響因素。
第一，貨幣的流通速度。從國民收入貨幣化的角度來講，分為貨幣化國民收入與非貨幣化國民收入。貨幣化國民收入的經濟體吸收貨幣的能力較強，因此一定的貨幣供給量下，貨幣流通速度較慢。相反，在貨幣化程度較差的經濟體下，同等貨幣供給量下吸收貨幣的能力較弱，也就是貨幣流通速度較快。我國之所以貨幣供給長期高于GDP 與物價增幅之和而沒有造成潛在通貨膨脹壓力的主要原因就是貨幣化程度較高 [1]。
第二，中央銀行的貨幣回籠政策。當市場上流通的貨幣量大于所需要的貨幣量時，政府會通過貨幣回籠將剩余的貨幣流回到中央銀行，從而使貨幣供給與需求相適應，避免通貨膨脹的發生。通過貨幣回籠的變化，可以探知當期的貨幣供給量是否符合市場所需要的貨幣量。
第三，資本市場的發展程度。自20世紀90年代以來，由于股票市場的發展，貨幣不再只流向商品市場，也向股票市場流動。而從經濟學的一般原理來講，貨幣供應量會通過一定機制傳導到股票市場，如中央銀行通過調節準備金控制貨幣供給量，從而影響到整個金融機構。當貨幣供給量增加時，人們持有的貨幣就會增加，相對于股票來說，持有股票的收益會更大，從而將貨幣市場的貨幣擠入股票市場，促使股價上升。另外，貨幣供給量增加后導致利率下降，投資增加，居民收入增加，通過乘數效應，股票價格又會上升。股價上升產生的保值意識會使流通中的貨幣量相應減少[2]。
第四，銀行儲蓄。銀行儲蓄總額可有效地解釋廣義貨幣中的準貨幣供給量。近年來，我國廣義貨幣相對于GDP的持續超高速度增長主要是由準貨幣的高速增長造成的，上述計算得出準貨幣與GDP比率的增長速度為M1/GDP增速的2.4倍。準貨幣的高速增長又可基本由城鄉儲蓄的高速增長來解釋。由此看來，在居民儲蓄行為不變的前提下，豐富吸引居民儲蓄的金融商品結構，將減小準貨幣過度增長的壓力。
第五，國債的發行。我國自改革開放之后，政府長時間實施了積極的財政政策，盡管經濟實力增加明顯，財政收入也有所增加，但難免出現財政赤字，所以發行國債來彌補赤字就很有必要了。而國債的發行對貨幣供給有巨大的影響，雖然商業銀行使用超額準備金購買國債會降低基礎貨幣數量，但M1和M2并不會因此減少，反而國債的收入會擴張M1和M2的數量。
第六，經濟增長和財政收支。經濟增長率類似上述貨幣化程度對貨幣供給量的影響，由于經濟各部門的快速發展，對貨幣的需求量會更大，必定會使貨幣供給量增加。而當前，財政收支均以貨幣形式進行，因此財政規模的擴大或縮小也會對貨幣的需求與攻擊產生影響。
