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貨幣供給量范文1
【關鍵詞】M0 M1 M2 CPI VAR模型
一、引言
我國自改革開放以來經歷了多次貨幣政策的改革和調整，當前實行穩健的貨幣政策，對貨幣供給和通貨膨脹的研究一直是我國宏觀經濟關注的焦點。目前對于貨幣供給量和通貨膨脹率之間關系的研究，主要分為兩種觀點，一是通貨膨脹率與貨幣供給量之間存在穩定的顯著的相關關系；二是兩者不一定有長期穩定的關系。
傳統觀點認為通貨膨脹的原因是紙幣發行量超過商品流通中的實際需要量而引起貨幣貶值，貨幣供應量會直接對通貨膨脹產生影響。然而現階段部分研究指出通貨膨脹會通過貸款或生產環節反作用于貨幣供應量。因此本文將在已有研究的基礎上，選取1996年1月至2015年7月的CPI、MO、M1和M2月度數據，利用VAR模型，研究貨幣供應量及通貨膨脹之間是否具有穩定的雙向傳導關系。本文在借鑒前人研究成果的基礎之上，從長期和短期兩種狀態下研究三個層次貨幣供應量對通貨膨脹的影響情況，具有現實意義。
二、貨幣供應量與CPI傳導理論分析
在貨幣主義經濟學中，通貨膨脹產生原因為：當市場上貨幣流通量增加，人民的貨幣所得增加，購買力上升，影響物價之上漲，造成通貨膨脹。該理論被總結為一個非常著名的方程費雪方程：MV=PT，通過變換可以能到如下關系式：π=m―y+v（π為通貨膨脹率，m為貨幣增長率，v表示流通速度變化率，y為產量增長率），表明通貨膨脹來源于三個方面：貨幣流通速度的變化、貨幣增長和產量增長，也就是說，貨幣供給的增加是通貨膨脹的基本原因。
三、實證分析
（一）數據采集和預處理
本文選擇M0、M1和M2分別作為貨幣供應量，這三項指標從不同的統計口徑和貨幣流通的層次充分反映了貨幣供應量的變化，對分析和預測有著重要的現實意義。通貨膨脹采用居民消費物價指數CPI進行評價。
選取1996年1月-2015年7月月度數據進行分析，數據來自萬得數據庫，在數據分析前已對數據進行對數處理。
（二）貨幣供應量與通貨膨脹長期傳導機制分析
1.數據平穩性檢驗
本文采用ADF方法對數據的平穩性進行檢驗。LNM0、LNM1和LNCPI在1%置信水平下非平穩，LNM2數據非平穩。將各組數據進行一階差分之后再次檢驗，各組數據平穩，因此通貨膨脹率和各層次貨幣供給量是同階單整數據，因而可以對其進行進一步協整分析。
2.滯后期的確定
根據AIC等信息準則來確定該如何選擇滯后期。需要選擇AIC、SC等指標中的數值最小值所對應的滯后期的最大值。且滿足模型的平穩性檢驗，由此確定LNM2與LNCPI、LNM1與 LNCPI的滯后階數為2，LNM1與 LNCPI滯后階數為1。
3.協整檢驗
CPI與M0、M1、M2都是一階單整序列，所以可以采用Johansen協整檢驗。經反復試驗，在Eviews中得出的Johansen檢驗結果總結如下：
從上表得知，LNM2與LNCPI由于假設統計量23.81大于檢驗統計量15.49，即在5%的顯著水平下拒絕沒有協整方程的原假設，說明至少有一個協整方程；由于假設統計量2.40小于檢驗統計量3.84，即在5%的顯著水平下不拒絕至多一個協整方程的原假設，表明至少有一個協整方程。同理得出LNM1與LNCPI至少有一個協整方程；LNM0與LNCPI至少有兩個協整方程。
4.VAR模型估計
（1）VAR模型建立
根據模型估計結果我們可以寫出三組標準型VAR模型的估計結果，分別為：
a.LNM2與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與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與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）脈沖響應函數
LNCPI與LNM2的VAR模型脈沖響應函數輸出結果如下：
上圖中，圖Response of LNCPI to LNM2是LNCPI向LNM2實施沖擊，CPI的響應函數時間路徑，響應路徑一直為正，第1期后逐期上升，在第5期之后趨于穩定，說明CPI的變動會引起后面各時期M2的變動，且增長的彈性系數呈現變大后趨于穩定的規律；圖Response of LNM2 to LNCPI是M2對CPI實施沖擊，響應函數一直為正，且呈現先小幅緩慢上升的趨勢，說明M2的變動會引起后面各時期CPI的變動。同理得到結論，CPI的變動會引起后面各時期M1的變動，且增長的彈性系數呈現變大后趨于穩定，M1的變動會逐漸引起后面各時期CPI的變動；CPI的變動對后面各時期M0的變動影響并不顯著， M0的變動會引起后面各時期CPI的變動。
5.Granger因果關系檢驗
從檢驗結果看，LNCPI不是LNM2的Granger原因的概率是0.011，說明通貨膨脹對M2的有著很大的推動作用；LNM2不是LNCPI的Granger原因的概率是0.107，說明M2對通貨膨脹有著一定的推動作用，但是這種作用并不是很明顯。同理得出結論通貨膨脹對M1產生很大的影響；M1對通貨膨脹有著一定的推動作用；通貨膨脹對M0的有著很大的推動作用；M0對通貨膨脹沒有顯著影響。
（三）貨幣供應量與通貨膨脹短期傳導
1.脈沖響應
本文選取2010年―2011年兩年的月度數據，對貨幣供應量與通貨膨脹短期傳導機制進行分析，首先通過對數據的平穩性檢驗可知四組時間序列數據均為同階單整，經過協整檢驗后建立三組VAR模型，得到三組脈沖響應結果：短期CPI的變動會小幅度引起后面各時期M2的反向變動，M2的變動會小幅度引起后面各時期CPI的變動；CPI的變動只會小幅度引起后面各時期M1的變動，M2的變動會小幅度引起后面各時期CPI的變動；CPI的變動對后面各時期M0的變動影響并不顯著，M0對CPI實施沖擊，在第一期至第三期響應函數一直為負，第二期后且呈現穩定上升的趨勢，在三期滯后為正，第五期達到峰值，后趨于平穩。
2.Granger因果檢驗
從短期Granger檢驗結果看，M0、M1和M2均不是CPI的Granger原因，說明在短期貨幣供給不會產生通貨膨脹。值得關注的是LNCPI不是LNM0的Ganger原因的概率為0.0061，表明M0有很大程度上收到CPI的影響，也就是說在短期情況下CPI會反作用于M0。
四、結論
貨幣供應量和通貨膨脹變動的長期均衡實證分析表明，在長期狀態下，我國M0與通貨膨脹并不存十分顯著的長期均衡關系。M1與M2會對通貨膨脹產生一定影響。同時CPI也會反作用于M0、M1和M2，因此可以說M1、M2與通貨膨脹之間存在雙向因果關系。在長期分析中這可能是我國貨幣政策產生的效果。從脈沖響應分析來看，對CPI產生的沖擊，M1會早于M2作出反應。貨幣供應量和通貨膨脹短期均衡實證分析表明，在短期狀態下，我三個層次的貨幣供給量都不存在穩定的均衡關系，但CPI的變動會對M0產生顯著影響。
參考文獻：
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貨幣供給量范文2
關鍵詞外匯儲備 貨幣供應量 影響機制
文章編號1008-5807（2011）05-007-02
一、研究背景
自1994年我國匯率改革以來，我國的外匯儲備一直處于增長狀態。截止到2010年12月，我國外匯儲備已增加至28473.38美元。我國已成為外匯儲備最多的國家，主要的儲備資產是美元、日元、歐元等。
一國的外匯儲備，對于調節經濟增長和保持經濟內外均衡有重要作用。外匯儲備對于維護國家信用、防范國際金融風險維護金融穩定具有重要的意義。但外匯儲備規模不是越多越好。近年來，我國經濟經常項目和資本項目雙順差，帶來了諸如流動性過剩、持匯成本過高及儲備資產多樣化等諸多問題。首先，我國高額外匯儲備資產投資結構單一，投資水平有限。將外匯資產用于持有美國國債等貨幣金融權，而不是用于實際的生產經營活動，產生了很大的機會成本。并且我國外匯儲備的資產構成中，70%左右是美元資產，隨著美元貶值，我國外匯儲備資產的安全性和收益性受到影響。這種雙重的成本沖擊，使外匯持匯成本很高。另一方面，隨著我國外匯儲備增加，央行大量購買外匯，投放基礎貨幣，經過貨幣成數的放大效應，我國貨幣供應量也不斷增加。截止2010年12月，我國M2為725851.79億人民幣，同比增長19%， M1為266621.54 億人民幣，同比增長20%，M0為44628.17億人民幣，同比增長17%。隨著貨幣供應量的增加，我國也面臨著很大的通脹壓力。
貨幣政策作為我國宏觀調控的重要手段，對我國經濟調節具有重要的作用。貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標之一，對貨幣政策的傳導有重要作用。因此，研究外匯儲備對貨幣供應量的傳導機制，外匯儲備對貨幣政策有效性影響有重要的意義。本文采取理論分析和實證分析相結合的方法，對外匯儲備和貨幣供應量的影響機制進行研究。
二、模型設定
（一）理論基礎
在現代銀行制度下，貨幣供給方程為：MS=m*B，其中，m 為貨幣乘數，B 為基礎貨幣。基礎貨幣（B）是指能創造存款作用的商業銀行創造更多貨幣的基礎，它包括創造存款的商業銀行和金額機構在中央銀行的存款準備金與流通在銀行體系以外的通貨兩者之和。前者包括商業銀行在中央銀行的法定存款準備金以及超額準備金，用BD 表示；后者用C 表示。那么，B=BD+C。下面我們利用簡化的中央銀行資產負債表來說明外匯儲備和貨幣供給量之間的內在作用機制，進而分析我國外匯儲備對貨幣供給量的影響。資產包括：國外凈資產（NFA）、對金融機構信貸（BA）、對政府信貸（GA）、其他資產（OA；負債包括：流通中的現金（C）、存款準備金（BD）、政府存款（GL）、其他負債（含自有資本）（OL）。
根據資產負債表的平衡原理：資產=負債，可得：
NFA+BA+GA+OA=C+BD+GL+OL
通過前面分析我們知道，基礎貨幣B=C+BD，則B=NFA+BA+（GA-GL）+（OA-OL）。由于中央銀行對金融機構信貸，對政府信貸和其他凈資產共同構成國內凈資產（NDA），即是：NDA=BA+（GA-GL）+（OA-OL）。那么，基礎貨幣=國外凈資產+國內凈資產，B=NFA+NDA。又因外匯儲備（R）用外幣計量，通過e（直接標價法下的匯率）折算成本幣則：B=e*R+NDA。用增量法表示：B=e*R+NDA。從這些公式中我們不難看出：基礎貨幣是外匯儲備的同項線性函數，即在其它前提條件不變的情況下，外匯儲備的增加直接導致基礎貨幣的增加。
進一步分析，中央銀行發行的基礎貨幣B 在整個金融銀行系統中還通過貨幣乘數m 放大。用公式表示為：MS=m*e*R+m*NDA。
（二）設定形式
本文用M2 作為貨幣供給量的代表值。理由有以下幾點：其一，M2 與銀行活動的聯系比其它層次更緊密；其二，M2 具有易于控制和包括范圍廣的優點，可以更好的與外匯占款聯系起來。
本文選擇1994――2008 年共17個樣本的相關經濟數據進行實證分析。之所以選擇從1994 年開始，是考慮到1994 年我國外匯體制實行重大改革。所有數據均來自各年度《中國統計年鑒》和《中國經濟年鑒》。基于盡量避免數據的波動對分析結果造成影響，數據取其對數，即：貨幣供給量表示為LN（M2），外匯儲備表示為LN（WH）。
模型的形式為：
三、模型估計
OLS對模型進行估計，得到以下結果
LNM2 = 1.56*LNWH -10.6
(0.07) (0.89)
21.13 12.12
R2=0.97 DW=0.26
四、模型檢驗與修正
根據殘差圖及DW值，我們發現模型存在一階自相關。對修正后的模型進行ARCH-LM檢驗，拒絕原假設，說明模型不存在ARCH效應。
所以，最終的模型為：
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、結論
通過理論分析，我們知道：在現有的經濟條件下，外匯儲備變動是貨幣供應量變動的重要因素之一。外匯儲備影響貨幣供應量主要通過以下途徑：
首先，外匯儲備增加，減少貨幣政策的獨立性。外匯儲備的高額增長，迫使中央銀行大量買進外匯，同時投放基礎貨幣，經過貨幣乘數的放大效應，最終帶來貨幣供給量的迅猛增長。貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標，又進一步影響貨幣政策的有效性；另外，外匯儲備對貨幣供應量影響，加劇了貨幣的內生性，即貨幣供給受制于經濟因素影響，貨幣當局無法完全控制貨幣供應量的大?。蛔詈?，外匯儲備對貨幣供應量的影響，對外匯政策及貨幣政策的協調性產生影響。根據蒙代爾-弗萊明模型，外匯匯率穩定、貨幣政策獨立性及資本自由流動存在不可能三角。
在模型的實證分析中，也證明了這一結論，即貨幣供給量M2對外匯儲備的彈性為2.92，這說明外匯儲備每增加1個百分點,貨幣供給量M2就會增加2.92個百分點。貨幣供給量被動增加，使央行面臨通脹壓力，影響我國貨幣政策的有效性和獨立性。
六 、政策建議
首先，優化外匯儲備結構，適度控制外匯儲備規模。其一，改善我國現有的貿易制度，經濟增量增長的同時，注重我國經濟質量的增長。從貿易順差和外商直接投資等渠道，適度控制我國外匯儲備的增長；其二，控制投機性資本流入，放松資本海外投資的限制。目前人民幣存在升值預期，加之國家可能完全放開資本賬戶，要防范投機性資本流入對外匯儲備增加與金融穩定產生的不利影響。除了設立國家基金進行海外投資以外，擴寬人民幣國際化渠道，支持對外直接投資。
其次，減少外匯增長過快的制度性因素，進一步探索外匯體制改革。改革現行的結售匯制度，建立多級外匯儲備體系，發揮商業銀行、企業在結售匯中的作用，減輕中央銀行的壓力。另外，在擴大外匯交易主體的同時，擴大外匯交易品種，開發避險交易工具，增加外匯市場的交易深度。
最后，不斷完善貨幣政策工具，發揮公開市場業務在我國外匯體系中的作用。在發揮傳統的貨幣政策工具作用時，要不斷完善，使之與財政政策、外匯政策等國家宏觀調控政策相匹配相協調。另外，發揮央行票據、國債在外匯調節中的作用。
參考文獻：
[1]光，張斌．外匯儲備持續積累的經濟后果.經濟研究，2007年第4期：18-29.
[2]高領軍．外匯儲備和M2相互關系各國比較分析及對我國啟示.對外經濟貿易大學學報，2007年第10期.
貨幣供給量范文3
關鍵詞：物價水平 外匯儲備 貨幣供給量 VAR模型
引言
2002年至2008年期間，我國外商投資和出口貿易一直保持高速增長狀態，國際收支資本項目和經常項目雙順差使外匯市場持續供大于求，外匯儲備規模不斷擴大。2008年金融危機致使外匯儲備增長率有所減緩，但是儲備規模依然持續增大。2011年底我國外匯儲備首次突破3萬億美元，達到3.18萬億美元，2012年我國外匯儲備規模達到3.31萬億美元，2013年第3季度更是實現3個月連續環比上漲。外匯儲備快速增加引致的外匯占款使得基礎貨幣投放量也快速增加，在其他經濟變量不變的情況下，通過貨幣乘數效應增加了貨幣供給，會形成物價上漲壓力，帶來了通貨膨脹。
國內外對外匯儲備與物價之間關系的研究大多集中在貨幣數量論的理論分析框架內。Heller（1976）&Mohsen（1997）等從較長的歷史時期來考察外匯儲備與物價波動的關系，認為兩者之間存在正相關關系，且與通貨膨脹對外匯儲備作用方向相比，外匯儲備對通貨膨脹的作用方向較強。李楊（1997）、裴平（2006）等認為由于人民幣匯率缺乏彈性，外匯儲備增長會帶來貨幣供給量的大幅增加，從而會間接影響物價水平。曲強、張良（2009）基于貨幣數量論構建了貨幣沖銷緩解通貨膨脹壓力的理論模型，對外匯儲備增加和貨幣沖銷對物價水平以及社會產出的動態影響進行考察，結果表明外匯儲備增加具有明顯的通貨膨脹效應。周雙（2012）發現外匯儲備增加具有明顯的通貨膨脹效應，但對產出水平解釋并不顯著。
通過梳理過往文獻，加之我國外匯儲備世界第一、外匯儲備量持續增長的現狀，一個具有現實意義的問題被凸顯出來：我國外匯儲備對我國物價水平會帶來怎樣的影響及影響程度多大？外匯儲備如何作用貨幣供給量進而影響物價水平？本文以2002年第3季度到2013年第3季度的數據為基礎，在VAR模型中引入貨幣供給量來考察外匯儲備、貨幣供給量、物價水平三者的關系。
外匯儲備、貨幣供給量與物價水平相互關系理論機理
貨幣供給量是聯結外匯儲備和物價水平的中間變量，因此，分析外匯儲備最終影響物價水平首先要分析外匯儲備和貨幣供應量的關系。根據央行的資產負債表：
基礎貨幣=國內信貸+國外凈資產-其他負債和成本
其中，外匯儲備是國外凈資產中重要的組成部分，因此，根據上述等式，外匯儲備和基礎貨幣具有正相關關系，兩變量之間函數關系可以表示為：B=f（FER）。由于乘數效應的存在，貨幣供給量和基礎貨幣的關系可以表示為：M=B*K，其中B為基礎貨幣，K為貨幣乘數?？梢钥闯?，外匯儲備的變動會通過乘數效應擴張貨幣供給量。
擴張的貨幣供給量投放會直接增加社會總需求。由于供給剛性的存在，短期內供給調整無法滿足增加的社會總需求，最終貨幣供給量的擴張會使得社會需求大于社會供給，商品市場上就會出現價格上漲，兩變量之間存在函數關系，即P=f（M）。從而外匯儲備對物價的傳導機制可以簡略表示如下：
外匯儲備增加（減少）外匯占款上升（下降）基礎貨幣增加（減少）貨幣供應量上升（下降）物價上漲（下跌）
然而，國內商品價格的上漲會減弱本國出口商品的競爭力，貨幣供給量增長帶來的低利率環境會弱化對外資的吸引力，從而導致國際收支的順差會不斷減小。國際收支的這種變化會通過外匯儲備作用于物價的傳導路徑發揮作用。所以，外匯儲備與價格變動之間存在一種理論上的均衡，外匯儲備到物價的傳導機制不是單向的。
本文將構造如下函數分析外匯儲備和物價之間的相互關系：P=f（FER，M，Y）。
實證檢驗
（一）數據選取與處理
本文數據樣本期為2002年3季度到2013年3季度，包含四個變量：消費者價格指數（CPI）、國內生產總值（GDP）、貨幣供給量（M2）、外匯儲備（FER）。其中，消費者價格指數、國內生產總值、貨幣供給量來自于中經網；外匯儲備來自瑞思數據庫。由于缺乏我國CPI的季度數據，將CPI月度數據轉換成季度數據，并進一步以2002年3季度為基期，建立CPI的定基數據。為探究實際變量間的關系，本文把國內生產總值、貨幣供應量、外匯儲備均對定基CPI進行折實，獲得相應變量的實際變量。由于GDP季節性特征明顯，將實際國內生產總值用X12程序進行季節調整。為消除異方差性，對所有變量取自然對數，獲得國內生產總值、實際貨幣供應量、實際外匯儲備和居民消費價格指數的變量：LY、LM2、LFER、LP。
（二）平穩性檢驗
在建立VAR模型之前，需要首先對數據進行平穩性檢驗，以防止“偽回歸”現象。
表1顯示：LP、LY、LM2和LFER均為非平穩數列。對LP、LY、LM2和LFER取一階差分后，分別記為DLP、DLY、DLM2和DLFER并進行ADF檢驗，結果顯示：所有差分后的序列在5%的顯著性水平都是平穩的，即都是一階單整序列。因此，可以根據一階差分后的序列建立VAR模型。
（三）VAR模型的脈沖響應
基于本文數據特征與AIC信息準則，通過反復實驗，本文選取VAR模型的滯后階數為2階。同時，模型的殘差通過了自相關檢驗。這里主要考察物價水平、貨幣供應量和外匯水平之間的動態關系，結果如圖1、2、3、4所示。
從圖1可以看出貨幣供給量沖擊對物價具有正向影響。開始這種沖擊影響不斷增加，在第2季度達到頂峰，隨后影響不斷下降，直至第4季度沖擊的影響接近于零之后又開始上升。貨幣供給量對物價的效應大概維持8個季度，說明增加貨幣供給量可以提升物價。
從圖2可以看出外匯儲備的沖擊對貨幣供給量有正向影響，且這種影響是遞減的。第1季度即達到最大值0.1。在第2季度時，脈沖圖形中出現一個拐點，其值為0.05，在第2季度之后沖擊下降幅度有所減弱，持續時間大約維持8個季度。這一方面表明外匯儲備的增加會導致貨幣供給量上升，另一方面，遞減的影響從側面說明了央行發行票據等一系列貨幣沖銷操作的有效性。
圖3中物價對外匯儲備的響應變化趨勢幾乎與圖2中貨幣供給量對外匯儲備的響應大致相同。外匯儲備的沖擊效果在第1季度達到最高峰0.04，隨后沖擊效應遞減。這種沖擊效應能夠維持8個月左右。但是圖2較圖1中拐點的出現滯后了1個季度，在第3季度圖形出現拐點。比較圖2和圖3，不難得出外匯儲備通過中間變量（貨幣供應量）影響物價的機制是存在的，且貨幣政策存在時滯性。
圖4反映了外匯儲備對物價沖擊的負向響應。開始負向的影響不斷增加，在第2季度達到頂峰-0.08，隨后這種負向的影響開始減弱。一直到大約第7季度，物價的沖擊效應消失。這說明了我國可能存在外匯儲備對價格的反饋機制，即價格的上升可以減少外匯儲備量。
結論
本文在對相關文獻理論體系進行梳理的基礎上，構建VAR模型實證分析了外匯儲備對物價水平的影響和傳導機理。本文研究結果顯示：
第一，外匯儲備增加會形成物價上漲壓力，外匯儲備減少則會促使物價下跌。我國作為外匯儲備第一大國，擁有大量外匯儲備，且外匯儲備量依然在快速增長，因此，為了實現物價穩定的目標，需要考慮外匯儲備對物價的沖擊。
第二，外匯儲備增加會擴大貨幣供給量規模，并且貨幣供給量增加會對物價有正向影響。這充分說明在我國外匯儲備經貨幣供給量影響物價水平的路徑是存在的，外匯儲備可以通過作用于貨幣供給量間接影響物價。即使較大的外匯儲備量增加只帶來較小的物價變動，外匯儲備對物價水平的直接影響程度不大，但是不能忽視經貨幣供給量影響物價水平的間接影響。外匯儲備通過貨幣供給量影響物價水平的傳導機制也從側面為央行沖銷操作的有效性提供了理論依據。
第三，我國物價水平的上升會減少外匯儲備量。這表明外匯儲備與價格變動之間不僅存在理論上的均衡，在我國，這種均衡在實踐中也存在，外匯儲備影響物價的傳導機制不是單向的。因此，當價格水平受到很好控制時，除了政策作用外，還混合了物價水平和外匯儲備之間雙向傳導機制的作用。
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貨幣供給量范文4
[關鍵詞]貨幣供應量 GDP平減指數 GDP 貨幣中性 VAR模型
一、概述
貨幣學派認為貨幣供應量對經濟具有短期影響,長期中貨幣數量的作用主要影響價格以及其他用貨幣表示的量,而不能影響實際國內生產總值,貨幣短期內非中性,長期內是中性。聶巧平,王?；?2006)通過分析1978年~2004年的數據得出,貨幣供給的增長變動對物價變動有重要影響,但貨幣數量與價格之間不存在協整關系,貨幣非中。張立華(2003)分析1989年~1999年的貨幣供給、經濟增長率和物價指數變動率得出我國貨幣供給是被動適應經濟變化的,貨幣完全中性。本文通過研究貨幣供給量的變動與產出變動和物價變動之間的相互關系,分析三者之間的聯動機制,得出我國貨幣在長短期都為非中性的。
二、數據說明和分析方法
在綜合前述學者的研究成果后,選擇廣義貨幣供應量(M2)作為貨幣政策的代表變量,選取反映產出的指標為GDP,反映價格的指標為GDP平減指數,本文中的GDP和M2的原始數據為1978-2007年的年度數據,取自《中國統計年鑒》。實際M2、實際GDP均為經GDP平減之后的數據,GDP平減指數(PJ)是作者根據相應年份的名義GDP與實際GDP計算得到。將上述指標取對數為LNNM2,LNGDP,LNPJ。
三、實證分析
為建立VAR模型,需要檢驗時間序列的平穩性,結果如表1。
由上表知,時間序列DLNGDP、DLNNM2 在5%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗,DLNPJ在10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗,則差分后的時間序列為平穩序列。對數的一階差分值代表各變量的增長率或變動率。
1. Johansen協整檢驗
由表2可知GDP增長率與PJ增長率存在協整關系。產生這種情況的原因可能是實際GDP增長率對PJ指數上漲有同向滯后影響,產出的增長即社會總需求增長會推動價格的上漲。由表3與表4知貨幣供應量的增長率分別與產出增長率和物價增長率存在協整關系,這說明貨幣供應量的變化對產出和物價變動有顯著的影響。由表5所示DLNNM2與DLNGDP、DLNPJ之間存在一次協整,表明這三者存在長期穩定的均衡關系。
Yt 表示系統內生變量的向量組。在模型的每一個方程中,內生變量對模型的全部內生變量的滯后項進行回歸,估計全部內生變量的動態關系。變量滯后2階的確定依據是AIC和SC準則:AIC=-12.35846;SC=-11.35059。我們建立如下VAR(2)模型:
3. 脈沖響應分析
滿足穩定性條件的VAR模型得脈沖響應函數描述了一個內生變量對誤差沖擊的反應。由圖1可知,當給定實際M2增長率1個標準差的沖擊之后,實際GDP增長率有正向響應,且響應在第2期達到最大,于第5期達到最小,隨后逐期上升。實際GDP增長率對其自身的一個標準差新息立刻有較強反映,隨后逐期下降并略有波動。GDP增長率對自身的沖擊與對M2增長率的沖擊反映除略有強弱區別外,沖擊軌跡基本相同。
由圖2可知,當給定實際M2增長率1個標準差的沖擊之后,GDP平減指數增長率的當期響應值為0,但隨后快速上升,在第2期達到最大值,在第9期時漸進于0。當給產出GDP增長率1個標準差的沖擊之后,GDP平減指數增長率在當期的響應值為0,在第三期達到最大值,隨后對產出增長率沖擊的響應與對貨幣供應量沖擊的響應基本一致,這說明,貨幣供應量對物價的作用機制主要是通過產出影響,且產出對物價有同向滯后影響。
由圖3可知,貨幣供應量的增長率受產出增長率的沖擊會有明顯的正響應,在第2期達到最低點后逐步上升。對物價變動的沖擊存在滯后性,物價變動對貨幣供應量增長率的沖擊到第3期后由負變正,并在第5期達到最大值。DLNNM2受自身的沖擊較大,第2期后表現強烈的波動性,表明央行通過調控貨幣供應量來應對刺激經濟增長和穩定物價這一相矛盾目標的艱巨性。
四、結論及建議
1. 通過Johansen協整檢驗發現作為貨幣政策中介目標的貨幣供應量與產出和物價存在長期的均衡關系,說明三者之間存在聯動機制,我國的貨幣政策在經濟發展中的作用是顯著的。
2. 脈沖響應分析表明貨幣供應量的變化對產出的影響是迅速的,對物價變動的影響滯后,滯后期為1年半左右,但從總體上看,貨幣供應量對產出和物價影響的期間大致相同。不管從長期還是短期看,我國的貨幣非中性。由于我國的貨幣政策是順周期以適應經濟發展的需要,投放的貨幣量往往超過目標值,但超量投放并沒有對物價造成大的沖擊。這可歸因于貨幣流通速度的擾動,近30年我國貨幣流通速度呈逐年下降的趨勢,這會削弱貨幣供給增加的影響。以貨幣供應量為中間目標的貨幣政策對經濟發展既有引導作用又有滯后影響。
3. 產出、物價和貨幣供應量的變化具有較強的慣性,采用貨幣渠道的理論支柱――托賓Q理論可解釋為,寬松的貨幣政策影響企業權益價格上升,Q值上升,進而影響投資并最終反映在總體經濟產出上。另外,三者的慣性可能與經濟增長的模式有關。長期以來,拉動我國經濟增長的主要力量是投資和出口。近30年來,貨幣政策對產業結構調整的引導作用較弱,貨幣的內生性反映凸顯。理順貨幣的傳導機制,調整產業結構及經濟增長模式以適應經濟的可持續增長。
參考文獻:
貨幣供給量范文5
關鍵詞:貸款基準利率;Shibor;基礎貨幣被動投放
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
中圖分類號:F822.0 文獻標識碼:A文章編號:1674-2265(2009)11-0021-04
一、問題的提出
伴隨著我國持續的國際收支雙順差,外匯占款在我國基礎貨幣中所占比率不斷上升。從2003年的48.1%到2009年7月的74.03%――基礎貨幣被動投放的格局在短期內難以改變,并由此造成流動性的被動增加。在這一大背景下,我國經濟卻有著兩種截然不同的經歷。從2007年開始到2008年9月美國次貸危機演變為影響全球的金融危機之時,抑制經濟由偏快走向過熱、控制流動性過剩和通貨膨脹一直是國內宏觀調控的主旋律。中國人民銀行通過多次發行央行票據,頻繁上調準備金率(從2006年7月到2008年3月,央行連續16次上調法定存款準備金率)和金融機構存貸款基準利率(2007年上調了6次)來表現調控經濟的方向和決心。然而,這一形勢在2008年9月發生了轉折――雖然基礎貨幣大量被動投放的局面沒有緩解――但我國突然面臨著經濟緊縮的危險,流動性過剩和通貨膨脹的壓力仿佛瞬間消失了,央行的利率政策也隨之急速逆轉,從2008年9月16日到12月23日短短三個月的時間內五次下調金融機構存貸款基準利率。在國內經濟冰火兩重天的境遇中,央行都逆勢而又頻繁地調整了存貸款基準利率,以圖維持經濟的健康發展?？梢钥吹?我國的通貨膨脹率在經濟逆轉前得到了一定的控制;從金融危機爆發至今,國內經濟也開始回暖,整個經濟的發展軌跡沒有大起大落。在這一過程中,對利率調控的有效性存有爭論。對于2007年央行連續上調利率的貨幣政策,有學者不以為然,認為我國逐步開始顯現的“金融脫媒”以及作為經濟主體的企業對利率的不敏感性導致利率政策調控無效,與此相反的觀點則指出我國應加強利率機制在貨幣調控中的作用,因為這順應了全球趨勢和中國貨幣調控機制的改革方向。利率調控在我國貨幣政策中的作用已成為一個爭鳴的焦點,因研究視角不同,得出的結論也不同。其中從基礎貨幣大量被動投放這一宏觀經濟背景出發,已有研究通過定性分析指出基礎貨幣被動投放導致利率調節功效缺失。本文從定量分析出發,利用2007年1月至2009年7月(我國利率調控頻繁期)的月度數據,通過考察利率與貨幣供應量之間的關系以對這一問題作出再次審視。數據來源為中國人民銀行網站和上海銀行間拆借利率網站。
目前,我國的存款利率上限和貸款利率下限仍處于管制之中,央行的利率政策主要是對金融機構的存貸款基準利率進行調整。與此同時,我國繼續推進利率市場化改革,積極培育真正的市場基準利率,于2007年1月4日推出上海銀行間拆放利率Shibor,其將來的作用類似于美國聯邦基金利率或倫敦銀行同業拆借利率Libor。要在這一過渡時期分析我國利率與貨幣供應量的關系,就應分為兩部分:一是考察目前的管制利率與市場利率的聯動性;二是運用時間序列的計量經濟方法分析市場利率與貨幣供應量之間是否存在格蘭杰因果關系。
二、管制利率與Shibor的聯動性
從銀行主體性的角度考慮,此處的管制利率選擇金融機構的貸款基準利率。Shibor目前有隔夜、1周、2周、1個月、3個月、6個月、9個月及1年八個品種?；谄ヅ湫?此處貸款基準利率選擇六個月以內(含六個月)和六個月至一年(含一年),Shibor選擇6個月和1年兩種,用EViews5.0得到的圖形如圖1-2(考慮到節假日因素,Shibor曲線出現個別斷點)。
從圖1-2可以十分清晰地看出,無論是6個月的Shibor還是1年的Shibor都與相應期限的貸款基準利率有著幾乎一致的變化步調,這說明央行對于基準利率的人為調整可以準確地控制較長期的市場利率水平。由于Shibor的期限大部分是短期,同時短期利率水平能夠更及時地反映出市場資金的供求狀況,所以有必要對代表Shibor不同期限的利率水平走向作出比較。這里選取隔夜、1周、1個月和6個月的Shibor數據。圖3-4顯示,Shibor的期限結構漸趨明顯。2007、2008年的短期Shibor波動幅度明顯,但從波動軸心看,6個月以下的Shibor水平與6個月的Shibor有明顯的相關性;2009年的Shibor持續在低位運行。用均值得到的結果更清晰地顯示出這一點。由此可以得出,目前央行對管制基準利率的調整不僅可以準確地影響以Shibor為代表的相應期限的市場利率,同時還借助利率期限結構影響整個市場利率水平。
三、Shibor與貨幣供應量關系的實證分析
貨幣供應量是一國經濟冷暖的重要指示器。中央銀行通過直接增減基礎貨幣和間接調整貨幣乘數來控制貨幣供應量的大小。如果一國的貨幣供應量超過了實體經濟的需求,就會出現流動性過剩,對經濟發展產生不利影響;同時,當一國需要大力發展實體經濟時,也需要貨幣供應量有相應的增加,這兩種情況正是2007年以來至今我國經濟的寫照。中央銀行對利率的調整可以通過影響貨幣乘數影響貨幣供給,同時貨幣供給的大小也影響著利率的高低。一般來講,在貨幣需求沒有明顯變化的情況下,利率水平與貨幣供給成反比關系。但是這樣的關系是以央行主動投放基礎貨幣為假定前提的,而我國央行對利率的調控――無論是2007年的經濟膨脹還是2008年的經濟緊縮――大背景都是被動投放基礎貨幣。在這種情況下,利率水平與貨幣供給能否相互解釋就需要用我國的實際經濟數據予以考察。
上文已經指出我國央行對貸款利率的調整可以影響以Shibor為代表的市場利率的同步變化。下面就以交易最活躍的1周和6個月Shibor為例,以M1表示貨幣供應量,運用時間序列的計量經濟方法分析我國利率與貨幣供應量的關系。數據為2007年1月至2009年7月的月度數據,其中Shibor為各月末的20日均值。為消除異方差的影響,Shibor與M1采用自然對數的形式。
(一)時間序列的趨勢判斷
恰當地描述有趨勢的行為的統計模型是把時間序列寫成是獨立同分布序列, ,。
的回歸結果如下,M1以億元為單位。
的回歸結果如下,
以 %為單位。
的回歸結果如下,
以%為單位。
、 和都有統計顯著的時間趨勢,所以在單位根檢驗中需要加進時間趨勢。
(二)單位根檢驗
對相關變量進行協整分析之前先要對變量平穩性作檢驗。單位根檢驗是判斷時間序列平穩性最常用的方法,單位根檢驗方法主要有DF檢驗法、ADF檢驗法和PP檢驗法,這里使用擴展的迪基―富勒(ADF)檢驗。取一階滯后的ADF檢驗的基本方程為:
,式中虛擬假設是
對立假設是 。 、 和
的ADF檢驗結果為:
即使在10%的顯著性水平上也不能拒絕原假設,所以、和 均存在單位根。對 、和取一階差分再作ADF檢驗。由于已取差分,不再加入時間趨勢,檢驗結果為:
由上表看出,和 的一階差分序列為平穩時間序列,即和 遵循I(1)過程。但是,在取一階差分后仍為非平穩序列。事實上,在對 進行二階差分后,即在1%的置信水平上為平穩序列。如下表所示:
因為序列 和序列的單整階數不同,所以找不到 使 為
過程,即無法解釋 的變化。而和 是兩個 過程,這意味著可能存在使 為過程,需對和進行協整檢驗。
(三)協整檢驗
時間序列和 均存在單位根并且同為 過程,此時可進行協整檢驗,考察兩者是否存在長期均衡關系,也為下一步的格蘭杰因果檢驗形式的選擇作準備。協整檢驗有兩種,一種是對回歸殘差的平穩性進行檢驗的恩格爾―格蘭杰兩步法,另一種是對回歸系數進行整體檢驗的Johansen協整檢驗。此處采用恩格爾―格蘭杰兩步法。
和存在時間趨勢,協整檢驗的回歸方程為 ,對殘差 作ADF檢驗,如果 存在單位根,則和
不存在協整關系。
取為 , 為 ,作上述回歸,得到估計的回歸方程為
,對由此得到的殘差序列作ADF檢驗,取一階滯后,即對和回歸,結果如下:
存在單位根,所以 和不存在協整關系,兩者無長期均衡關系。
(四)格蘭杰因果檢驗
由于不平穩時間序列和 之間不存在長期穩定的協整關系,對它們之間的因果關系檢驗就需要先將變量差分平穩化處理后再用格蘭杰因果關系檢驗法。 和序列均為 ,對
和 進行檢驗。
一階滯后的檢驗結果如上。
二階滯后的檢驗結果如上。
可以看出,不論是檢驗是否是
的葛蘭杰原因,還是檢驗 是否是
的格蘭杰原因,p值都在可接受的水平之上,所以都接受了彼此不是葛蘭杰原因的假設,即和不存在因果關系,1周Shibor的變化不導致M1的變化,M1的變化也不導致1周Shibor的變化。
四、結論與啟示
在首先考察了作為央行利率調控對象的貸款基準利率與正在逐步培育的市場基準利率Shibor之間的關系后發現,央行對管制利率的改動不僅對市場有信號作用,而且確實影響著整個市場利率水平。但是對市場利率與貨幣供應量的實證分析表明,兩者之間不存在長期均衡關系,也不能作為彼此的格蘭杰原因。也就是說,貸款基準利率的變動雖然能影響市場利率走向,但并不能帶來貨幣供應量的變化,央行的利率調控政策對經濟形勢的走向缺乏逆勢的作用力。
這說明,主動投放基礎貨幣情況下利率對貨幣供應量的反向影響并不適用于被動投放基礎貨幣的情形。在我國,基礎貨幣的被動投放比例越來越高,這就意味著央行通過利率調控經濟的能力逐漸減弱。
最后需指出的是,由于作為文中重要指標的市場利率Shibor于2007年1月4日才推出,樣本數相對較少,在基礎貨幣被動投放的局面仍將持續的情況下,應對Shibor與貨幣供應量的關系跟蹤觀察以對我國利率調控的效果作出準確評價。
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貨幣供給量范文6
摘要：本文通過對貨幣理論的探討，較為深入地解析了貨幣的定義與統計概念，研讀相關的國際標準，根據中國的實際情況和中國貨幣層次的劃分，總結中國貨幣層次劃分特點，根據各相關研究，結合中國的實際情況及實踐情況得出相應結論。
關鍵詞：貨幣供應量；統計研究；中國實踐
一、貨幣理論及層次劃分
1.1貨幣的定義
貨幣是金融中介機構的負債，包括流通中現鈔、可轉讓存款和近似的公眾金融資產，其中，金融中介機構主要指存款金融部門，金融工具包括以本幣面值和外國貨幣面值兩種。貨幣有四種基本功能，能夠作為交換工具、價值儲藏、記賬單位和延遲支付的標準。
1.2中國貨幣層次的劃分
由于每個國家的經濟發展狀況、金融制度以及金融發展情況的不同，各個國家的貨幣層次劃分和統計范疇也各不相同。以美國、歐盟、日本和中國為例，其貨幣層次劃分如下：
M1=流通中現金+活期存款；
M2=M1+儲蓄存款+定期存款+其他存款+證券客戶保證金。
二、中國實踐及相關研究
2.1中國人民銀行的四次修訂調整
自1994年10月規定頒布以來，2001年6月，2002年初，2003年，2011年10月進行了修訂。目前，中國人民銀行將非存款類金融機構在存款類金融機構的存款和住房公積金存款納入M2的統計范圍。
2.2尚待實踐的幾個金融工具
改革開放以來，隨著我國金融市場飛速發展，金融改革持續深化，貨幣在境內外的流動加大，創新金融資產的出現及交易量激增，創新金融機構的出現，部分金融資產的流動性發生變化。為此，現行的貨幣供應量統計方案不能全面反映金融市場的變化，對貨幣政策的制定產生了一定的影響。對以下幾項金融工具的貨幣供應量統計調整還有待實踐：
（一）銀行卡項下的個人人民幣活期儲蓄存款
在1994年統計貨幣供應量時，我國銀行業的電子設備水平較為落后，個人使用銀行卡進行的交易量也很小。因此，銀行卡項下的個人人民幣活期儲蓄存款不包括在當時的M1中，而將其統計在廣義貨幣M2中。第三次修訂調整之后，個人持有的信用卡類存款已計入M1，但個人活期存款中屬于借記卡可調用部分還未劃入M1。
（二）應解匯款及臨時存款、匯出匯款、匯入匯款和本票
在現行的貨幣供應量統計中，應解匯款和臨時存款計入在廣義貨幣M2內，匯出匯款、匯入匯款和本票則沒有統計在貨幣供應量統計中。
央行認為，應解匯款及臨時存款、匯出匯款、匯入匯款、本票是金融機構吸收的一種臨時性的存款，且其存款期限較短。從IMF2000年《貨幣與金融統計手冊》中關于可轉讓性存款的定義看，這些存款均是一種可轉讓存款，應歸入M1。
（三）銀行承兌匯票
按照IMF2000年《貨幣與金融統計手冊》第138條對銀行承兌匯票的定義“銀行承兌匯票即便沒有發生資金的交換，也被視為一種實際金融資產?！蹦壳拔覈灠l的銀行承兌匯票最長期限不超過6個月，并且在票據未到期前持票人可以在銀行辦理貼現或背書轉讓給第三者。因此，銀行承兌匯票是具有一定流動性的，是類似于一種短期金融債券的金融工具。從銀行承兌匯票這種金融資產的支付功能、流動性、對經濟的影響和IMF2000年《貨幣與金融統計手冊》第310條“存款性公司發行的銀行承兌匯票能夠在有效的二級市場進行交易，則其可以歸入廣義貨幣?！狈治觯胄薪ㄗh將已簽發的銀行承兌匯票計入M3。
（四）短期政策金融債券和債券回購協議
短期政策金融債券和債券回購協議都是具有一定流動性的金融資產，從IMF2000年《貨幣與金融統計手冊》第309條的建議“由存款性公司發行的一些股份之外的一些短期證券如果在期滿之前進行交易，能夠以合理的時滯和接近于面值的價格轉換為現金或可轉讓存款，因此它們通常都歸入廣義貨幣總量。”
1994年公布貨幣供應量統計時，我國還沒有短期政策金融債券這種金融工具，債券回購協議的交易也不大，當時未將其二者計入貨幣供應量統計。2003年存款性公司發行的短期政策金融債券和債券回購協議的存量有限，統計上也存在困難，因此，2003年第三次修訂中未考慮這部分。但現在，隨著二者規模的擴大和流動性的提高，學界廣泛贊同應將其納入M2。
（五）其他金融性公司在銀行的存款
1994年以前，我國其他金融性公司的數量和業務量均較少，相應地在銀行的存款數量也不多，對當時的貨幣供應量統計影響不大，故未將其在銀行的存款納入貨幣統計范疇。隨著金融市場的創新和發展，2011年10月，中國人民銀行將非存款類金融機構在存款類金融機構的存款納入M2的統計范圍。
央行認為，對于擔保公司、養老基金公司、期貨公司等其他金融性公司在存款性公司的存款，由于目前統計上存在一定困難，暫不考慮計入貨幣供應量統計，未來條件成熟后再進行研究和統計。
（六）住房公積金存款
住房公積金是指職工及其所在單位按規定繳存的具有保障性和互的職工個人住房基金，歸職工個人所有。住房公積金是1994年后新出現的金融工具，當時保險公司在存款性公司的存款量不大，因此，在1994年公布公布貨幣供應量統計時并不包括這一部分的內容。2011年10月，中國人民銀行將住房公積金存款納入M2的統計范圍。
參考文獻
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