導(dǎo)語：如何才能寫好一篇貨幣供給量，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關(guān)鍵詞：國債；貨幣效應(yīng)；運(yùn)行階段

中圖分類號：F812.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.09.27 文章編號：1672-3309（2013）09-58-03

政府實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定與增長的政策包括財(cái)政政策與貨幣政策。貨幣政策主要是通過改變貨幣供給量，來調(diào)節(jié)總需求，達(dá)到穩(wěn)經(jīng)濟(jì)、促進(jìn)增長的目的。下面從發(fā)行、流通、償還三個(gè)階段分析國債對貨幣供給量的影響。

一、國債發(fā)行對貨幣供給量的影響

國債是一國中央政府的債務(wù)。在國債的發(fā)行階段，政府發(fā)行了國債券，得到了貨幣資金，表現(xiàn)為國債收入。這里，借方是單一的、唯一的即政府。國債的債權(quán)人是國債承購者，它們得到了國債券，付出了自己的貨幣資金，表現(xiàn)為國債承購款。除非政府發(fā)行國債時(shí)帶有限制性條件，否則，承購國債的主體將非常廣泛，包括社會(huì)上各類企業(yè)、個(gè)人，故貸方是多方面的。為了分析方便，將與國債有關(guān)的經(jīng)濟(jì)主體分為三部分：（1）中央銀行；（2）商業(yè)銀行；（3）其他主體均歸類為非銀行部門。

（一）中央銀行承購國債

中央銀行承購國債，對貨幣供給一般起擴(kuò)張效應(yīng)。在1993年“中華人民共和國預(yù)算法”生效之前，彌補(bǔ)財(cái)政赤字的辦法主要有發(fā)行國債和向中央銀行透支。財(cái)政向中央銀行透支，換個(gè)角度來說就是中央銀行購買國債。中央銀行購買國債，在中央銀行的賬戶上反映就是，中央銀行負(fù)債（財(cái)政存款）和資產(chǎn)（政府債券）的等額增加，如果到此為止，應(yīng)該說社會(huì)上還并未出現(xiàn)增加的貨幣。然而政府購買國債的目的是使用這筆資金，不可能把借到的貨幣窖藏起來，當(dāng)政府運(yùn)用這筆資金時(shí)，在商業(yè)銀行的賬戶上，就會(huì)出現(xiàn)負(fù)債（社會(huì)存款）和資產(chǎn)（準(zhǔn)備金）的同時(shí)增加，因?yàn)闇?zhǔn)備金的增加，銀行就可以增加發(fā)放貸款，這樣整個(gè)社會(huì)的貨幣量就會(huì)增大。

（二）商業(yè)銀行承購國債

商業(yè)銀行之所以要承購國債，是保持流動(dòng)性的需要，當(dāng)商業(yè)銀行現(xiàn)金較多時(shí)，可能購買國債獲取一定的利益收益，當(dāng)需要現(xiàn)金時(shí)，再把國債賣掉換回流動(dòng)性。商業(yè)銀行購買國債有兩種方式，一是收回已向社會(huì)發(fā)放的貸款，二是動(dòng)用超額準(zhǔn)備金。若選擇減少貸款的辦法，那么，收回貸款是貨幣供給量的直接縮減；當(dāng)政府將借款運(yùn)用后，社會(huì)上銀行存款增加，又將增加貨幣供給量，綜合收縮和擴(kuò)張效應(yīng)，用減少貸款的辦法購買國債對貨幣供給量的影響是中性的。如果選擇動(dòng)用超額準(zhǔn)備金的辦法，則動(dòng)用準(zhǔn)備金時(shí)并未減少貨幣供給量，而政府債券的運(yùn)用卻又?jǐn)U張貨幣，所以綜合的效果是擴(kuò)大了貨幣供給量。實(shí)際上，商業(yè)銀行運(yùn)用準(zhǔn)備金是其貸款能力的釋放，如果沒有購買國債，這筆貸款能力遲早要形成貨幣供給的。如果商業(yè)銀行承購國債時(shí)既未能相應(yīng)減少其對社會(huì)的貸款，也沒有超額準(zhǔn)備金可供使用，則需依靠中央銀行的再貸款解決。這種情況下，也會(huì)擴(kuò)大社會(huì)貨幣供給量。如果國債發(fā)行的政策是向商業(yè)銀行強(qiáng)制攤派，很可能會(huì)造成這種情況。

（三）非銀行部門承購國債

這類國債承購者的范圍很廣，在我國，可以包括企事業(yè)單位、個(gè)人等。非銀行部門承購國債時(shí)，在商業(yè)銀行賬戶上體現(xiàn)為銀行負(fù)債（銀行存款）的減少，從而引起貨幣供給量的減少。當(dāng)政府取得國債收入并運(yùn)用時(shí)，這些貨幣又回到了社會(huì)，在商業(yè)銀行的賬戶上體現(xiàn)為銀行負(fù)債（銀行存款）的增加，貨幣供給量增加了。結(jié)合以上兩個(gè)過程，一般來說，非商業(yè)銀行部門購買國債，不會(huì)改變貨幣供給量。

二、國債流通對貨幣供給量的影響

國債有流通和非流通之分，我國的可流通國債有記賬式國債和無記名國債等，可在交易所場內(nèi)市場交易，也可以在銀行間債券市場等場外市場進(jìn)行交易。對于不可流通國債，如憑證式國債等，也可以提前在柜臺貼現(xiàn)，但要支付一定比例的手續(xù)費(fèi)，如果到期兌換，則不需要支付任何代價(jià)。國債流通同樣會(huì)對貨幣供給量產(chǎn)生影響，下面分別加以分析（圖1）。

（一）國債在非銀行部門之間的轉(zhuǎn)讓

如圖1，如果非銀行部門A將一筆國債賣給了非銀行部門B，也就是非銀行部門A將這筆國債代表的購買力轉(zhuǎn)移到了非銀行部門B，對整個(gè)社會(huì)來說，購買力沒有變化。在商業(yè)銀行的賬戶上，非銀行部門A的社會(huì)存款減少，非銀行部門B的社會(huì)存款等量增加，對整個(gè)社會(huì)來說，貨幣供給量沒有任何變化。

（二）國債在商業(yè)銀行之間的轉(zhuǎn)讓

考慮國債在同一類部門之間轉(zhuǎn)讓的另一種情況，假如它們都是商業(yè)銀行。如果商業(yè)銀行A的國債轉(zhuǎn)讓給商業(yè)銀行B，那么，第一種情況是商業(yè)銀行B的購債資金來自回收貸款。從商業(yè)銀行B來看，此時(shí)有一個(gè)貨幣供給量的收縮效應(yīng)，因?yàn)椋贐的賬戶上其資產(chǎn)（貸款）和負(fù)債（社會(huì)存款）同時(shí)減少。從商業(yè)銀行A來看，由于其賣出了國債，獲得了資金，其賬戶上資產(chǎn)欄債券減少，準(zhǔn)備金增加，其運(yùn)用增加的準(zhǔn)備金向社會(huì)發(fā)放貸款，社會(huì)上貨幣供給量又增加了，這種情況下，貨幣供給量沒有什么變化。第二種情況，商業(yè)銀行B用超額準(zhǔn)備金或向中央銀行再貸款來購買商業(yè)銀行A的國債，商業(yè)銀行B在購買國債時(shí)沒有貨幣收縮效應(yīng)，但商業(yè)銀行A通過出售國債，獲得資金，再進(jìn)行放貸，則擴(kuò)大了社會(huì)貨幣供給量。商業(yè)銀行B用超額準(zhǔn)備金向商業(yè)銀行A購買國債，實(shí)質(zhì)是商業(yè)銀行A把商業(yè)銀行B的超額準(zhǔn)備金運(yùn)用了出去，從而擴(kuò)大了貨幣供給量。

（三）國債在商業(yè)銀行和非銀行部門之間的轉(zhuǎn)讓

以國債的轉(zhuǎn)讓方向?yàn)闃?biāo)準(zhǔn)，可分為兩種情況：（1）非銀行部門購買商業(yè)銀行持有的國債。非銀行部門從商業(yè)銀行獲得國債，支出貨幣，表現(xiàn)為其在商業(yè)銀行的存款減少，同時(shí)，商業(yè)銀行資產(chǎn)方的政府債券等額減少，準(zhǔn)備金增加，當(dāng)把超額準(zhǔn)備金轉(zhuǎn)化為貸款時(shí)，存款數(shù)量又恢復(fù)到以前的水平。所以，商業(yè)銀行向非銀行部門轉(zhuǎn)讓國債的結(jié)果，是在減少其政府債券的同時(shí)，準(zhǔn)備金相應(yīng)增加或者是貸款增加，故實(shí)際是其資產(chǎn)項(xiàng)目的調(diào)換。（2）商業(yè)銀行購買非銀行部門持有的國債。第一，商業(yè)銀行若選擇減少貸款的辦法，那么，收回貸款是貨幣供給量的直接縮減；非銀行部門得到貨幣后，商業(yè)銀行的社會(huì)存款增加，表現(xiàn)為擴(kuò)張貨幣，因此，綜合考慮縮減和擴(kuò)張的效應(yīng)，這種購買方式不會(huì)擴(kuò)大貨幣供給量。第二，商業(yè)銀行如果選擇動(dòng)用超額準(zhǔn)備金的辦法，則動(dòng)用準(zhǔn)備金時(shí)并未減少貨幣供給量，而政府債券的運(yùn)用卻又?jǐn)U張貨幣，所以綜合的效果是擴(kuò)大了貨幣供給量。

（四）中央銀行在公開市場上買賣國債

中央銀行與商業(yè)銀行和非銀行部門之間交易國債，也稱為中央銀行的公開市場業(yè)務(wù)。（1）中央銀行購買國債。如果向商業(yè)銀行購買，在中央銀行賬戶上，其資產(chǎn)（政府債券）和負(fù)債（商業(yè)銀行存款）等額增加，商業(yè)銀行在中央銀行的存在增加意味著其準(zhǔn)備金增加，如果商業(yè)銀行用增加的準(zhǔn)備金發(fā)放貸款，則商業(yè)銀行賬戶中社會(huì)存款同時(shí)增加，貨幣供給量增加了。如果中央銀行向非銀行部門購買國債，在中央銀行賬戶上，其資產(chǎn)（政府債券）增加，負(fù)債（商業(yè)銀行存款）也相應(yīng)增加，這筆業(yè)務(wù)在商業(yè)銀行賬戶上表現(xiàn)為，商業(yè)銀行的資產(chǎn)（準(zhǔn)備金）和負(fù)債（社會(huì)存款）相應(yīng)增加，而社會(huì)存款增加則直接表現(xiàn)為貨幣供給量的增加。（2）中央銀行在公開市場上賣出國債，其過程與（1）恰好相反，因此，對貨幣供給量有收縮作用。

三、國債償還對貨幣供給量的影響

國債的償還一般有兩種方式，一種是用財(cái)政收入（稅收）償債，還有一種是借新債還舊債。選擇不同的償還方式，對貨幣供給量的影響也不同。

（一）以稅收償還國債

政府在征稅過程中，納稅人的貨幣單方向流向政府，減少了納稅人在商業(yè)銀行部門的存款，商業(yè)銀行賬戶中社會(huì)存款減少。同時(shí)，政府將收取的貨幣存入中央銀行，政府的財(cái)政存款增加。這樣，納稅人資金作為稅款流向政府的影響，實(shí)際是社會(huì)存款貨幣變?yōu)橹醒脬y行的基礎(chǔ)貨幣，故有一種收縮的效應(yīng)。政府有了稅款后，分別向三類國債持有者償付。（1）償還非銀行部門所持有的國債，非銀行部門在商業(yè)銀行的存款就會(huì)增加，當(dāng)然政府在中央銀行的財(cái)政存款將減少。這一社會(huì)存款的擴(kuò)張過程正好與上面征稅的收縮過程相反，所以，總體來說這種償債方式對貨幣供給量的影響是中性的。（2）償還商業(yè)銀行所持有的國債，在中央銀行賬戶上，中央銀行的負(fù)債方的財(cái)政存款減少，而商業(yè)銀行存款增加。在商業(yè)銀行賬戶上，商業(yè)銀行的資產(chǎn)準(zhǔn)備金相應(yīng)增加，政府債券相應(yīng)減少。如果商業(yè)銀行將增加的準(zhǔn)備金運(yùn)用出去，則貨幣供給量就會(huì)增加，因?yàn)榧{稅人納稅時(shí)對貨幣供給量有縮減效應(yīng)，綜合納稅和銀行發(fā)放貸款兩個(gè)過程，對貨幣供給量的影響是中性的。（3）償還中央銀行持有的國債。結(jié)果將表現(xiàn)為中央銀行賬戶財(cái)政存款和政府債券的等量減少，沒有擴(kuò)大貨幣供給量。如果考慮到前期政府征稅對貨幣供給的收縮效應(yīng)，這種還款方式對貨幣供給量有收縮影響。

（二）舉借新債償還舊債

政府發(fā)行債券對貨幣供給量的影響前面已經(jīng)分析，不過在這里應(yīng)該先不考慮前面曾述的政府支用發(fā)行國債收入的擴(kuò)張效應(yīng)，然后，政府將新債的收入向舊債的持有者償還。實(shí)際上，如果政府向同一類主體舉借新債和償還舊債，如向非銀行部門借債償還非銀行部門以前持有的國債，或者向商業(yè)銀行發(fā)行國債償還商業(yè)銀行之前持有的國債，亦或向中央銀行借入新債償還中央銀行所持有的舊債，就等于這些經(jīng)濟(jì)主體內(nèi)部的國債自己調(diào)換一下，也相當(dāng)于從一個(gè)主體整體看國債持有者的舊債券的期限又延長了，所以，對社會(huì)貨幣供給量沒有影響?，F(xiàn)在要考察的情況是：（1）政府從非銀行部門取得發(fā)債收入，償還商業(yè)銀行或中央銀行持有的舊債。非銀行部門認(rèn)購國債，表現(xiàn)為商業(yè)銀行賬戶上社會(huì)存款的減少，貨幣供給量減少。如果該筆舉債收入償還了商業(yè)銀行所持有的債券，則商業(yè)銀行得到政府償債款后，準(zhǔn)備金又增加，一旦增加的準(zhǔn)備金轉(zhuǎn)變?yōu)樯鐣?huì)貸款，貨幣供給量又增加了。所以，政府向非銀行部門舉借新債償還商業(yè)銀行部門所持有的舊債對貨幣供給量呈現(xiàn)中性影響。如果政府用借債收入償還中央銀行的持有的舊債，則無向社會(huì)投放貸款而擴(kuò)張貨幣的過程，所以總體上是減少了貨幣供給量。（2）政府向商業(yè)銀行舉借新債，償還非銀行部門持有或中央銀行持有的舊債。商業(yè)銀行購買國債，直接表現(xiàn)為或者其貸款減少、收縮貨幣，或者其超額準(zhǔn)備金減少。如果政府用舉借國債所取得的收入償還非銀行部門持有的舊債，非銀行部門在商業(yè)銀行的存款將增加?？傮w上看，政府從商業(yè)銀行購買國債償還非銀行部門，對貨幣供給的影響是中性或者是潛在的投放能力現(xiàn)實(shí)釋放。如果政府償還中央銀行持有的舊債，則只有商業(yè)銀行認(rèn)購新債時(shí)的收縮貨幣效應(yīng)或超額準(zhǔn)備金減少效應(yīng)。（3）政府向中央銀行舉借國債，償還非銀行部門或商業(yè)銀行持有的舊債。在中央銀行賬戶上，其資產(chǎn)方與負(fù)債方各加記等量金額，但社會(huì)貨幣供給量還未受影響。如果此時(shí)政府償還非銀行部門持有的國債，非銀行部門在商業(yè)銀行的存款就將增加，貨幣供給量擴(kuò)大。如果此時(shí)政府償還商業(yè)銀行持有的國債，則商業(yè)銀行的政府債券減少，準(zhǔn)備金增加。增加的準(zhǔn)備金又會(huì)轉(zhuǎn)變?yōu)樯鐣?huì)貸款的增加，從而擴(kuò)張貨幣供給量。

參考文獻(xiàn)：

篇2

一、“影子銀行”及貨幣供應(yīng)量概述

“影子銀行”概述：

“影子銀行”這個(gè)概念第一次提出的人是美國太平洋投資管理公司執(zhí)的董事麥卡利，在“影子銀行”這個(gè)名詞問世后，世人大范圍地采納了它。在歐美地區(qū)的一些發(fā)達(dá)國家，“影子銀行”的定義是指通過私募基金、信托產(chǎn)品、證券公司集合理財(cái)?shù)茸C券化和擔(dān)保融資技巧進(jìn)行融資的中介機(jī)構(gòu)，其運(yùn)行機(jī)制是超越普通的銀行信貸關(guān)系，在證券市場上獲取信貸資金，最終通過較高的杠桿率從中獲利。這種信貸關(guān)系看上去像傳統(tǒng)銀行但僅是行使傳統(tǒng)銀行的功能，“影子銀行”這個(gè)稱呼就誕生了。但我國的金融創(chuàng)新程度比較低，“影子銀行”起源較晚，所以我國的“影子銀行”還沒有歐美發(fā)達(dá)國家那么完備的體系和系統(tǒng)。所以國內(nèi)對“影子銀行”有研究的的學(xué)者認(rèn)為傳統(tǒng)銀行體系以外的信用中介機(jī)構(gòu)或信用中介業(yè)務(wù)即是“影子銀行”，其涵蓋很廣，包括投資銀行、對沖基金、貨幣市場基金、債券、保險(xiǎn)公司、結(jié)構(gòu)性投資工具等非銀行金融機(jī)構(gòu)或業(yè)務(wù)。

二、“影子銀行”影響貨幣供應(yīng)量的原因及機(jī)制

“影子銀行”將從以下兩個(gè)方面影響貨幣供應(yīng)量：（1）“影子銀行”的信用創(chuàng)造功能將對貨幣供應(yīng)量造成影響；（2）“影子銀行”將會(huì)影響貨幣政策的操作目標(biāo)――基礎(chǔ)貨幣，從而影響貨幣供應(yīng)量。

1.信用創(chuàng)造功能對貨幣供應(yīng)量的影響

影子銀行同傳統(tǒng)的商業(yè)銀行一樣擁有創(chuàng)造信用的能力。其為資金的需求者和資金的攻擊者搭建橋梁，成為重要的金融中介。類似于商業(yè)銀行，影子銀行的運(yùn)作中也具有了銀行信用創(chuàng)造中的銀行存款機(jī)構(gòu)、儲(chǔ)戶和借款人的功能?！坝白鱼y行”的信用創(chuàng)造可以分為直接信用創(chuàng)造和間接信用創(chuàng)造，直接的信用創(chuàng)造是指產(chǎn)生和流動(dòng)于影子銀行體系內(nèi)部的資金流動(dòng)，形成的廣義流通貨幣。在我國金融中介機(jī)構(gòu)管理較為嚴(yán)格，“影子銀行”體系尚不完善，所以并不能夠形成像傳統(tǒng)銀行那樣可進(jìn)行直接信用創(chuàng)造的融資模式。在國內(nèi)，“影子銀行”對貨幣供給量造成影響的多是間接信用創(chuàng)造?！坝白鱼y行”的間接信用創(chuàng)造是指影子銀行和商業(yè)銀行在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)活動(dòng)交易時(shí)，提高了整體的信貸水平，從而影響了市場上流動(dòng)的貨幣量供應(yīng)量。信用創(chuàng)造主要從兩方面增大了貨幣供給量。第一種是依附于傳統(tǒng)的商業(yè)銀行的信用創(chuàng)造，實(shí)質(zhì)是擴(kuò)大了傳統(tǒng)商業(yè)銀行的信用創(chuàng)造能力；第二種是??加貨幣的流動(dòng)性，如互聯(lián)網(wǎng)金融、民間借貸。在第一種情況下相當(dāng)于“影子銀行”發(fā)放理財(cái)產(chǎn)品等，將所得資金通過中介機(jī)構(gòu)投資給借款人，但因?yàn)椤坝白鱼y行”不受貨幣政策監(jiān)管，所以這個(gè)過程不需要繳納法定存款準(zhǔn)備金，其相比于傳統(tǒng)銀行的借貸業(yè)務(wù)而言，增加了“影子銀行”的可貸資金，這一筆法定存款準(zhǔn)備金相當(dāng)于流通到了市場上，所以好比增加了市場的貨幣流量，增大了貨幣供給量。第二種情況下，相當(dāng)于?U大了市場的融資量，比如擔(dān)保公司對借款人進(jìn)行擔(dān)保，那么借款人可以籌得更多的資金，這就間接增大了市場的融資規(guī)模從而增大了市場的貨幣流量。同時(shí)，“影子銀行”在擴(kuò)大了市場融資量后，相當(dāng)于加快了貨幣流通速度，這也同間接增加了市場上的貨幣，加大了貨幣供應(yīng)量。

2.貨幣政策操作目標(biāo)對貨幣供應(yīng)量的影響

貨幣供應(yīng)量成為我國宏觀貨幣政策的重要調(diào)控手段之后，基礎(chǔ)貨幣也就成了我國央行最優(yōu)的、最主要的操作目標(biāo)?；A(chǔ)貨幣包括商業(yè)銀行及其它存款機(jī)構(gòu)存入央行的存款準(zhǔn)備金（包括法定準(zhǔn)備金和超額準(zhǔn)備金）與社會(huì)公眾所持有的現(xiàn)金。不言而喻，“影子銀行”對基礎(chǔ)貨幣造成的影響也會(huì)在貨幣供應(yīng)量上體現(xiàn)。 “影子銀行”流放到市場的大量金融理財(cái)產(chǎn)品、衍生產(chǎn)品，使收益高于傳統(tǒng)借貸及投資活動(dòng)，這使得公眾持有的貨幣的機(jī)會(huì)成本加大，從而人們更愿意將貨幣進(jìn)行投資而不是持有。而正是因?yàn)楣姵钟胸泿诺钠脺p弱，減少了持有庫存現(xiàn)金的需要，因此中央銀行提取存款準(zhǔn)備金的難度隨之增加。通過貨幣供應(yīng)量=基礎(chǔ)貨幣×貨幣乘數(shù)這一等式，我們可以得知：當(dāng)傳統(tǒng)銀行存入央行的存款準(zhǔn)備金減少和公眾持有的貨幣減少，基礎(chǔ)貨幣大大降低，那么將以貨幣乘數(shù)數(shù)值的倍數(shù)使貨幣供應(yīng)量減少。從另一個(gè)方面來看，流入“影子銀行”的大部分資金都來自于公眾的銀行存款，當(dāng)各類“影子銀行”機(jī)構(gòu)不斷得發(fā)行流通性強(qiáng)，收益高的理財(cái)產(chǎn)品，公眾將會(huì)把銀行存款轉(zhuǎn)向投入到理財(cái)產(chǎn)品中。這樣一來，各商業(yè)銀行手中的存款大大減少，直接縮小了央行收取的存款準(zhǔn)備金的份額。央行可以控制的準(zhǔn)備金減少，使得基礎(chǔ)貨幣數(shù)量受限，貨幣供應(yīng)量隨之減少。

三、“影子銀行”的影響所帶來的后果

“影子銀行”的信用創(chuàng)造功能以及其對基礎(chǔ)貨幣的影響給貨幣供應(yīng)量造成了很大的沖擊，其后果就是嚴(yán)重降低了貨幣供應(yīng)量這個(gè)貨幣政策中介目標(biāo)的有效性，其中貨幣供應(yīng)量的有效性可分為貨幣供應(yīng)量的可測性，可控性和相關(guān)性。

1.“影子銀行”影響貨幣供應(yīng)量可測性

貨幣供應(yīng)量的可測性指央行能高效精確地提取貨幣的各項(xiàng)資料從而進(jìn)行定性定量的分析。但“影子銀行”的快速發(fā)展使得現(xiàn)有的廣義貨幣己經(jīng)不能完全反應(yīng)全部的信用創(chuàng)造，社會(huì)整體的貨幣供應(yīng)量大于廣義貨幣供應(yīng)量，使貨幣供應(yīng)量準(zhǔn)確度下降。這是因?yàn)槲覈坝白鱼y行”體系的各個(gè)組成部分在各方面的影響各有不同，也就是說，“影子銀行”的發(fā)展，總會(huì)使一部分規(guī)模相當(dāng)大的活動(dòng)無法被納入監(jiān)測。所以，“影子銀行”使傳統(tǒng)貨幣供應(yīng)量的評判標(biāo)準(zhǔn)已難以精確測量我國市場上流通的真實(shí)貨幣流量。另外，“影子銀行”推出的大量理財(cái)工具等金融衍生物和金融創(chuàng)新工具，其流通性很強(qiáng)，可在短時(shí)間內(nèi)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)購買力，所以它們也能算是一種廣義貨幣。社會(huì)公眾將貨幣投資于“影子銀行”的偏好增大，使得我國貨幣供應(yīng)量種類趨于復(fù)雜化，這無疑增大了央行對貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)的收集及分析，準(zhǔn)確性也會(huì)隨著降低?？偟膩碚f，“影子銀行”所產(chǎn)生的這些流通貨幣在央行所制定的原始統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)之外，所以才會(huì)導(dǎo)致實(shí)際貨幣供應(yīng)量大于央行的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，從而降低貨幣供應(yīng)量的可測性。

2.“影子銀行”影響貨幣供應(yīng)量可控性

貨幣供應(yīng)量的可控性是指央行能根據(jù)市場環(huán)境的需要迅速有效地調(diào)整貨幣供應(yīng)量從而達(dá)到央行想實(shí)現(xiàn)的效果。前文分析到，如果將存款投入“影子銀行”將會(huì)比將存款存入商業(yè)銀行獲取更多收益，所以公眾持有貨幣的偏好大大減少，這直接導(dǎo)致了商業(yè)銀行吸納存款，從而也促進(jìn)了“影子銀行”的資金融通，再加上沒有存款準(zhǔn)備金率和其他金融監(jiān)管約束，使“影子銀行”比商業(yè)銀行有更高的信用創(chuàng)造功能，從而放大了貨幣乘數(shù)，這也使得貨幣供應(yīng)量的可控性大大降低。眾所周知的是，貨幣供應(yīng)量大致由基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)來反映，要想很好地控制貨幣供應(yīng)量，那么央行必然要有力地控制好貨幣的乘數(shù)效應(yīng)。貨幣乘數(shù)大致由商業(yè)銀行存款準(zhǔn)備金率以及商業(yè)銀行存款與公眾持有的通貨的比率共同決定。而至少從法定存款準(zhǔn)備金這一方面來說，“影子銀行”減少了央行的法定存款準(zhǔn)備金，那么必定將會(huì)影響貨幣的乘數(shù)效應(yīng)，所以對于貨幣供應(yīng)量的可控性也將造成影響。

3.“影子銀行”影響貨幣供應(yīng)量相關(guān)性

貨幣供應(yīng)量的相關(guān)性指央行制定的貨幣政策中介目標(biāo)即貨幣供應(yīng)量與最終目標(biāo)之間在指標(biāo)上有密切穩(wěn)定的聯(lián)系，央行能根據(jù)中介指標(biāo)來判斷終極目標(biāo)的變化情況，通過調(diào)整貨幣供應(yīng)量來達(dá)到預(yù)期目標(biāo)。不難發(fā)現(xiàn)，近幾年“影子銀行”的規(guī)模正逐漸擴(kuò)大，越來越多的企業(yè)通過“影子銀行”來籌集資金或進(jìn)行投資，市場上貨幣的流轉(zhuǎn)速度越來越快，由于“影子銀行”大部分都在央行監(jiān)管之外，央行已經(jīng)很難用傳統(tǒng)貨幣政策對資金流轉(zhuǎn)速度進(jìn)行調(diào)控，所以想通過調(diào)整貨幣供應(yīng)量這個(gè)中介目標(biāo)來調(diào)控貨幣政策最終目標(biāo)變得比較勉強(qiáng)。在“影子銀行”?V泛的影響下，央行想通過調(diào)整貨幣供給來控制市場上流通的資金已經(jīng)不再具有以前那樣的可靠性，即作為貨幣政策中介目標(biāo)的貨幣供應(yīng)量的相關(guān)性降低。

篇3

內(nèi)容摘要:本文利用我國2000-2009年的月度數(shù)據(jù),討論了我國短期內(nèi)貨幣供給量、外匯儲(chǔ)備和人民幣兌美元匯率的相互關(guān)系。結(jié)果表明,長期內(nèi)外匯儲(chǔ)備的增加并不是導(dǎo)致人民幣兌美元匯率升值的理由,貨幣供給量與外匯儲(chǔ)備不存在Granger因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞:貨幣供給 外匯儲(chǔ)備 人民幣匯率 協(xié)整檢驗(yàn) Granger因果檢驗(yàn)

匯率對一國經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展起著至關(guān)重要的作用,外匯市場的表現(xiàn)也越來越受到各國貨幣當(dāng)局的關(guān)注,因?yàn)閰R率不僅是一國貨幣政策的傳導(dǎo)途徑,同時(shí)也是一國發(fā)生貨幣危機(jī)的導(dǎo)火索。目前,我國自2005年7月21日人民幣匯率制度改革以來,人民幣匯率總體呈現(xiàn)上升走勢,到2009年7月22日,四年來人民幣對美元匯率已累積升值21%,但國際社會(huì)依然要求人民幣匯率升值的呼聲很高,處理不當(dāng)可能會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)內(nèi)外失衡,同時(shí)貿(mào)易摩擦加劇。

文獻(xiàn)回顧

關(guān)于人民幣匯率問題的研究,主要有以下兩個(gè)方面。

第一個(gè)方面?zhèn)戎匮芯繀R率水平問題,即人民幣均衡匯率水平,是人民幣匯率水平被高估還是低估、低估多少的論證基礎(chǔ),也是支持升值和反對升值論的論證基礎(chǔ)。Robert Mundell(2005)認(rèn)為不管中國面臨的貿(mào)易爭端有多么激烈,中國都應(yīng)該保持人民幣匯率穩(wěn)定,他甚至認(rèn)為在未來20年內(nèi)人民幣盯住美元的政策都應(yīng)保持不變。而日本金融學(xué)家、首相智囊黑田東彥(2005)則認(rèn)為人民幣應(yīng)當(dāng)緩慢升值。國內(nèi)學(xué)者施建淮(2005)、范從來(2004)、張斌(2003)、林伯強(qiáng)(2002)、張曉樸(1999)等通過相關(guān)計(jì)量模型對人民幣匯率的均衡水平進(jìn)行了估算和探討。值得注意的是光(2005)深入系統(tǒng)的研究了人民幣匯率問題的宏觀經(jīng)濟(jì)背景和匯率升值的成本收益問題,指出由于內(nèi)外經(jīng)濟(jì)失衡和持續(xù)雙順差的持續(xù)可貿(mào)易品部門和勞動(dòng)生產(chǎn)率等一系列原因造成升值壓力,在對升值的成本收益作出分析的同時(shí),并對升值方式和對策選擇提出了一些建議。

另一個(gè)方面?zhèn)戎匮芯繀R率的形成機(jī)制問題,即在開放經(jīng)濟(jì)條件下,不同的匯率體制對宏觀經(jīng)濟(jì)的內(nèi)外平衡問題和經(jīng)濟(jì)的安全運(yùn)行等問題的影響。一些國外學(xué)者在東南亞金融危機(jī)之后對國際匯率進(jìn)行了考察,尤其是對危機(jī)國家匯率制度的改變考察后認(rèn)為,各國的匯率制度有向兩極發(fā)展的趨勢,即要么實(shí)行貨幣局一類的固定匯率制,要么放棄盯住而改為浮動(dòng)匯率制,持這一觀點(diǎn)的主要代表人物有艾肯格林(1999)、費(fèi)雪(2001)和愛德華茲(2001)等人。國內(nèi)學(xué)者在論證人民幣應(yīng)該放棄僵滯型的盯住美元,實(shí)行有治理的浮動(dòng)時(shí),或多或少都受匯率制度“兩極化”的影響。如王學(xué)武(2000)、丁建平(2002)等人都認(rèn)為人民幣匯率的改革應(yīng)考慮這一國際匯率制度發(fā)展趨勢。

但以上研究主要集中在人民幣匯率水平和匯率形成機(jī)制上,其中更以匯率水平為甚。而短期內(nèi)關(guān)于我國貨幣供應(yīng)量、外匯儲(chǔ)備是否對人民幣兌美元匯率產(chǎn)生影響的分析較少,本文正是這一方面闡述的。

實(shí)證分析

本文主要分析貨幣政策中介目標(biāo)貨幣供應(yīng)量、外匯儲(chǔ)備短期內(nèi)與人民幣兌美元匯率之間的相互關(guān)系,數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫,數(shù)據(jù)選擇期間為2000年1月到2009年12月,共計(jì)10年120個(gè)樣本。采用的方法主要是Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。在進(jìn)行Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)前,需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。本節(jié)有關(guān)計(jì)算都由計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews5.0完成。

(一) 時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)的目的是排除時(shí)間序列回歸相關(guān)變量之間的偽回歸現(xiàn)象。此處采用的是ADF(Augmented Dickey - Fuller) 檢驗(yàn),實(shí)際上就是在零假設(shè)H0:ρ=0(Ri為一階單整序列)下對下面的方程進(jìn)行最小二乘回歸。

下文用LnM2、LnM1、LnM0、LnFER、LnER分別表示M2、M1、M0、FER、ER的月增長幅度。用ΔLn M2、ΔLn M1、ΔLn M0、ΔLnFER、ΔLnER分別表示M2、M1、M0、FER、ER的一階差分,即這些變量的月增減值。(foreign exchange reserves:外匯儲(chǔ)備exchange rate:匯率)其中M2為廣義貨幣量、M1為狹義貨幣量、M0為流通中的現(xiàn)金、FER為外匯儲(chǔ)備、ER為人民幣兌美元匯率。對Ln M2、Ln M1、Ln M0、LnFER、LnER以及各自的差分進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)的結(jié)果見表1。

從表1 中的ADF 檢驗(yàn)結(jié)果來看, M2、M1、M0、FER、ER在5 %的顯著水平下都是不平穩(wěn)的;對ER進(jìn)行一階差分或取對數(shù)后一階差分,得到ΔlnER,對其余進(jìn)行二階差分或取對數(shù)后二階差分,得到d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER),再對其進(jìn)行單位根ADF 檢驗(yàn),其ADF 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均小于顯著性水平1%的臨界值,拒絕原假設(shè),表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè),差分序列d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)、ΔlnER均不存在單位根,為平穩(wěn)時(shí)間序列。因此, M2、M1、M0、FER、ER這5 個(gè)序列具有相同的單整階數(shù),均為二階單整I(2) 過程。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

由于變量d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)、ΔlnER都通過了單位根檢驗(yàn),是單整變量,所以可以對這些變量再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在對變量Ln M2、Ln M1、Ln M0、LnFER、LnER做單位根檢驗(yàn)時(shí)采用的差分方法,會(huì)使變量之間的長期關(guān)系的信息丟失,協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)康氖桥卸▋勺兞恐g是否存在著長期的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。如果兩個(gè)變量通過了協(xié)整檢驗(yàn),我們就說其間存在著長期的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。對單整變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的方法很多,有菲利普斯- 配榮(Philips - Perron)PP 方法的Zt 統(tǒng)計(jì)量和Zρ統(tǒng)計(jì)量、ADF 檢驗(yàn)的t - 統(tǒng)計(jì)量,Johansen檢驗(yàn)等。本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法,檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

從表2 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果看, 變量d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)和d(ΔlnER)之間都以5%的顯著水平存在著長期均衡關(guān)系,這意味著各變量之間存在著長期相互作用。

(三)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

短期內(nèi)我國貨幣供應(yīng)量、外匯儲(chǔ)備是否與人民幣兌美元匯率產(chǎn)生相互作用。此處采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來判別變量之間的相互作用關(guān)系。其檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果表明:

1.在滯后期為2時(shí),外匯儲(chǔ)備自然對數(shù)二階差分的變動(dòng)不是引起人民幣兌美元匯率自然對數(shù)二階差分的變動(dòng)的概率是0.39366,隨著滯后期為6和12時(shí),這一概率分別上升為0.52702和0.67309,可見,外匯儲(chǔ)備在短期內(nèi)對人民幣兌美元匯率具有一定的影響,長期來看這一影響在不斷弱化,由此可知長期來看我國外匯儲(chǔ)備的增加并不是導(dǎo)致人民幣兌美元匯率升值的理由。與此相反,在滯后期為2時(shí),人民幣兌美元匯率自然對數(shù)二階差分的變動(dòng)不是引起外匯儲(chǔ)備自然對數(shù)二階差分的變動(dòng)的概率是0.102,短期內(nèi)人民幣兌美元匯率的變動(dòng)對外匯儲(chǔ)備具有顯著影響,但長期來看這一影響同樣也在不斷弱化。

2.從貨幣供給量角度來看,在滯后期為6時(shí),廣義貨幣供給量自然對數(shù)二階差分的變動(dòng)不是引起人民幣兌美元匯率自然對數(shù)二階差分的變動(dòng)的的概率是0.34284,而人民幣兌美元匯率自然對數(shù)二階差分的變動(dòng)卻是廣義貨幣供給量自然對數(shù)二階差分的變動(dòng)的Granger成因;在滯后期為4時(shí),狹義貨幣供給量與人民幣兌美元匯率的Granger成因同廣義貨幣供給量與人民幣兌美元匯率的Granger成因正好相反;在滯后期為1時(shí),流通中現(xiàn)金與人民幣兌美元匯率互不為Granger因果關(guān)系。這些結(jié)論清楚的表明, 短期內(nèi)狹義貨幣供給量引起人民幣兌美元匯率的變動(dòng),人民幣兌美元匯率又引起廣義貨幣供給量的變動(dòng),流通中現(xiàn)金不受匯率影響。

3.同樣,由表3可知,廣義貨幣供給量與外匯儲(chǔ)備互不存在Granger因果關(guān)系,廣義貨幣供給量與狹義貨幣供給量互為Granger因果關(guān)系。

結(jié)論與對策分析

本文通過搜集短期內(nèi)貨幣供給量、外匯儲(chǔ)備和人民幣兌美元匯率的相關(guān)數(shù)據(jù),運(yùn)用了經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)的有關(guān)方法對這些數(shù)據(jù)進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和有關(guān)變量之間的Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)。各變量自然對數(shù)的二階差分都是平穩(wěn)的,說明一定時(shí)期范圍內(nèi)相互間存在著經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。對變量自然對數(shù)的二階差分做Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn),得出了以下結(jié)論:

(一)結(jié)論

短期內(nèi)人民幣兌美元匯率的估值對外匯儲(chǔ)備具有顯著影響,但長期來看外匯儲(chǔ)備的增加并不是導(dǎo)致人民幣兌美元匯率升值的理由,改革開放30多年來我國積累的巨額外匯儲(chǔ)備更多來自于非匯率因素。

短期內(nèi),流通中現(xiàn)金與人民幣兌美元匯率互不為Granger因果關(guān)系,但狹義貨幣供給量會(huì)引起人民幣兌美元匯率的變動(dòng),人民幣兌美元匯率又引起廣義貨幣供給量的變動(dòng),隨著我國匯率機(jī)制的完善,外匯市場作為我國貨幣政策傳導(dǎo)渠道是有效的,但也必須認(rèn)識到這種效率在長期是有限的。

貨幣供給量與外匯儲(chǔ)備不存在Granger因果關(guān)系,我國的貨幣政策對外匯儲(chǔ)備不會(huì)產(chǎn)生直接影響,致使我國貨幣政策在公開市場業(yè)務(wù)一定范圍內(nèi)是無效的,這也合理的解釋了中國人民銀行發(fā)行大量基礎(chǔ)貨幣吸收外匯,結(jié)果卻是給實(shí)體經(jīng)濟(jì)和虛擬經(jīng)濟(jì)注入了過多流動(dòng)性的事實(shí)。

(二)對策

基于以上分析,本文提出以下對策:

在短期內(nèi),貨幣當(dāng)局或政府機(jī)構(gòu)可以通過貨幣供給量的調(diào)整來影響匯率,促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)內(nèi)外平衡和外匯市場的健康發(fā)展;但從長期來看,這些政策在一定范圍內(nèi)將會(huì)失效,其結(jié)果不僅會(huì)提高通貨膨脹的預(yù)期水平,同時(shí)也使宏觀調(diào)控陷入困境。因此,應(yīng)適度控制廣義貨幣供給量,使其保持在一個(gè)穩(wěn)定的增長水平;人民幣兌美元的實(shí)際匯率應(yīng)該最終由兩國的價(jià)格水平、經(jīng)濟(jì)增長率和利率的差異來決定,減少人為的干預(yù)。

參考文獻(xiàn):

1.趙志君,陳增敬.大國模型與人民幣對美元匯率的評估.經(jīng)濟(jì)研究,2009(3)

2.王晉斌,李南.中國匯率傳遞效應(yīng)的實(shí)證分析.經(jīng)濟(jì)研究,2009(4)

3.安輝,黃萬陽.人民幣匯率水平和波動(dòng)對國際貿(mào)易的影響:基于中美和中日貿(mào)易的實(shí)證分析.金融研究,2009(10)

4.呂劍.人民幣均衡匯率錯(cuò)位對進(jìn)出口的影響:基于協(xié)整理論和二元選擇模型的實(shí)證分析.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),2007(2)

5.光.人民幣匯率問題:升值及其成本-收益分析.經(jīng)濟(jì)研究,2005(5)

作者簡介:

篇4

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；協(xié)整分析；格蘭杰因果檢驗(yàn)

2006下半年以來，中國經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行出現(xiàn)了一系列新的現(xiàn)象，如經(jīng)濟(jì)超過預(yù)期的增長、資本市場的飛速發(fā)展、流動(dòng)性過剩、CPI持續(xù)維持在高位。這些現(xiàn)象對我國以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)的貨幣政策的有效性提出了嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。本文從中介目標(biāo)選取的標(biāo)準(zhǔn)之一――與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性入手，研究現(xiàn)階段貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的有效性。

本文選取剔除物價(jià)影響的實(shí)際GDP作為貨幣政策最終目標(biāo)之一經(jīng)濟(jì)增長的量化指標(biāo)。

一、數(shù)據(jù)采集和介紹

本文中為名義GDP、CPI、M2，數(shù)據(jù)區(qū)間為1996年第一季度到2006年第四季度。關(guān)于實(shí)際GDP，本文通過名義GDP除以季度CPI定基比指數(shù)1再乘以100得到。為了消除數(shù)據(jù)中的異方差,本文對實(shí)際GDP和M2分別取對數(shù),得到LGDP、LM2。結(jié)果見表1：

二、貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)的相關(guān)性檢驗(yàn)

（一）單位根檢驗(yàn)

進(jìn)行時(shí)間序列分析，要求所用時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，即沒有隨機(jī)趨勢或確定性趨勢。否則，利用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)將會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。單位根檢驗(yàn)是判斷時(shí)間序列平穩(wěn)性最常用的方法，方法主要有DF檢驗(yàn)法和ADF檢驗(yàn)法等。本文運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法，分別對變量LGDP、LM2進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。由表2可知，在5%的顯著水平下，LGDP、LM2原序列ADF統(tǒng)計(jì)量均大于5%的臨界值，表明LGDP、LM2的原序列均存在著單位根，這些序列都是非平穩(wěn)的。而ΔLGDP、ΔLM2的ADF統(tǒng)計(jì)量小于1%的臨界值，表明LGDP、LM2的差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

表2 單位根檢驗(yàn)

變量ADF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)形式（c，t，k）臨界值結(jié)論

整合階數(shù)

LGDP2.515395（c，t，3）-3.5403**非平穩(wěn)

ΔLGDP-4.761820（c，t，1）-4.2349*平穩(wěn)I(1)

LM2-3.147250（c，t，3）-4.1864**非平穩(wěn)

ΔLM2-7.895714（c，t，1）-4.1923*平穩(wěn)I(1)

1 檢驗(yàn)類型中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，k表示滯后階數(shù)

2 *、**、***分別表示顯著水平為1%、5%、10%的臨界值。

（二）協(xié)整分析

協(xié)整理論從分析時(shí)間序列的非平穩(wěn)性入手，探求非平穩(wěn)變量間蘊(yùn)含的長期均衡關(guān)系。如果涉及到的變量都是一階差分平穩(wěn)的，而且這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)有兩種方法：一是EG兩步法；二是Johansen檢驗(yàn)。本文采用EG兩步法來檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

第一步：對變量進(jìn)行協(xié)整回歸，可得：

LGDP=2.06+0.67LM2

(3.106)(12.133)

R2=0.773，DW=2.09，F(xiàn)=147.204

第二步：對方程生成的殘差u進(jìn)行EG檢驗(yàn)，即運(yùn)用EG回歸:

Δut=β1Δut+β2Δut-1

對方程生成的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果殘差不存在單位根，則可以認(rèn)為上述兩個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系，殘差U單位根檢驗(yàn)。結(jié)果見表2.5。

表3 殘差U的單位根檢驗(yàn)

變量ADF統(tǒng)計(jì)量1%臨界值A(chǔ)ICD-W檢驗(yàn)值（c，t，k）穩(wěn)定性

殘差U-4.315039-3.5930-0.4897771.908781（0，0，1）穩(wěn)定

從表3可以看出LGDP與LM2之間存在協(xié)整關(guān)系，即LGDP與LM2之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。從上式可以進(jìn)一步得出，LGDP和LM2之間呈正相關(guān)關(guān)系，即貨幣供給量對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，而且貨幣投放量每增加1%，會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長0.67%。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量間因果關(guān)系常用的一種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，其本質(zhì)是用一種條件概率定義因果關(guān)系。對于變量LGDP與LM2之間的因果方向檢驗(yàn)，即判斷何者為因、何者為果，本文采用了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法，結(jié)果見表4。從表4可知，滯后期分別取1，2，3時(shí)，LGDP都不是LM2的格蘭杰原因，而LM2是LGDP的格蘭杰原因，即貨幣供給量的變化會(huì)引起產(chǎn)出發(fā)生變化，而產(chǎn)出的變化不會(huì)引起貨幣供給量的變化。

表4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

滯后期原假設(shè)樣本數(shù)量F統(tǒng)計(jì)量概率是否因果關(guān)系

1LM2不是LGDP的Granger原因

LGDP不是LM2的Granger原因4335.03886.1E-07是

0.179050.67446否

2LM2不是LGDP的Granger原因LGDP不是LM2的Granger原因

429.425590.00049是

0.089530.91456否

3LM2不是LGDP的Granger原因LGDP不是LM2的Granger原因415.883420.00239是

0.603510.61723否

（四）誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系只是反映了變量之間的長期均衡關(guān)系，誤差修正模型(ECM)的使用就是為了建立短期的動(dòng)態(tài)模型以彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足。它既能反映不同的時(shí)間序列間的長期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機(jī)制，ECM模型可很好地消除虛假回歸。

由協(xié)整關(guān)系式可得誤差修正項(xiàng)：EC=LGDP-2.06-0.67LM2

為了研究貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，以LGDP為被解釋變量，以ECt-1（作為非均衡誤差）、LM2及其各階滯后為解釋變量，利用OLS法進(jìn)行估計(jì)，最后得到以下模型：

LGDP=-3.664LM2(-1)-0.061LM2(-2)+0.314LM2(-3)+3.666LM2(-4)-1.068ECt-1

（-1.627) （-0.035) （0.197) （2.147) （-6.199)

R2=0.538,DW=1.788,E=12.05,AIC=-0.557,SC=-0.344

從上式可以看出，滯后一期和滯后兩期的貨幣供給增量和本期的經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而滯后三期和滯后四期的貨幣供給量增長與經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)關(guān)系。

三、小結(jié)

上述結(jié)論可以從貨幣政策傳導(dǎo)的匯率渠道加以解釋。貨幣供給量增加，物價(jià)上漲，實(shí)際匯率提高，即本幣出現(xiàn)貶值，從而導(dǎo)致凈出口增加，經(jīng)濟(jì)增長加快。但實(shí)際上貨幣供給量增加對經(jīng)濟(jì)增長的作用是一個(gè)動(dòng)態(tài)調(diào)整的過程。在初始階段，貨幣供給量增加導(dǎo)致本幣貶值，但由于凈出口價(jià)格的調(diào)整快于數(shù)量的調(diào)整，價(jià)格變化的效應(yīng)強(qiáng)于數(shù)量變化的效應(yīng)，凈出口有所惡化進(jìn)而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長速度下降，但隨著時(shí)間的推移，數(shù)量變化的效應(yīng)逐漸超過價(jià)格變化的效應(yīng)，凈出口逐步改善從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長速度的提升。同時(shí)通過比較發(fā)現(xiàn)，我國近些年的貨幣政策效應(yīng)存在四期（即一年）的時(shí)滯。前兩期的貨幣供給量增加對當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)面效應(yīng)，而從滯后三期開始貨幣供給量增加對當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用，但開始的時(shí)候貨幣政策效應(yīng)并不明顯，LM2(-3)每增長1%，LGDP僅增加0.314%，貨幣政策效應(yīng)直到第四期才趨于明顯，LM2(-4)每增長1%，可以帶動(dòng)LGDP增加3.666%。誤差修正系數(shù)為-1.068，符合反向修正機(jī)制，這表明經(jīng)濟(jì)增長對于貨幣供給量的增加從非均衡向均衡狀態(tài)調(diào)整的速度較快。

參考文獻(xiàn)：

[1]魏巍.中國貨幣政策中介目標(biāo)選擇的實(shí)證分析.華東理工大學(xué)學(xué)報(bào)，2007(4).

[2]寇達(dá)奇.論貨幣政策中介目標(biāo)的選擇.現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2008(2).

[3]黃淑蘭.金融創(chuàng)新背景下我國貨幣政策中介目標(biāo)的選擇.貴州工業(yè)大學(xué)報(bào)，2007(3).

[4]熊鵬.我國貨幣政策中介目標(biāo)有效性減弱的原因分析.金融教學(xué)與研究，2007(5).

[5]吳培新.M2作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的實(shí)證檢驗(yàn).上海金融，2007(9).

篇5

內(nèi)容摘要：貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，是當(dāng)前理論界密切關(guān)注的重大經(jīng)濟(jì)問題。本文根據(jù)1978-2008年31年的數(shù)據(jù)，基于VAR模型，通過協(xié)整分析、格蘭杰因果性檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了二者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，得出了貨幣在短期內(nèi)非中性、貨幣政策存在時(shí)滯等重要結(jié)論。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長 貨幣供應(yīng) VAR模型 脈沖響應(yīng)

文獻(xiàn)回顧

貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界爭論的熱點(diǎn)。在理論研究上，主要有兩種觀點(diǎn)：貨幣中性與貨幣非中性。在我國貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究中，同樣存在著爭議。郭明星、劉金全、劉志剛（2005）對我國從1990-2004年間GDP的增長率和M1的增長率利用具有Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移的向量誤差修正模型進(jìn)行分析，得出了產(chǎn)出與貨幣供應(yīng)量存在長期均衡關(guān)系的結(jié)論。邵國華（2008）通過對1991-2006年間GDP和貨幣供應(yīng)量之間進(jìn)行相關(guān)性分析和回歸分析，得出了貨幣非中性的結(jié)論。黃忠民、高珂（2009）對1986-2007年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果性分析，得出了在經(jīng)濟(jì)增長中，經(jīng)濟(jì)增長不是貨幣供應(yīng)增加的原因的結(jié)論。但是，楊建明（2005）運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型對1986-2001間的貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長速度之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得出了廣義貨幣供應(yīng)量不是GDP增長的Granger原因。張丹、余玲琴（2009）通過對我國貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長時(shí)間序列進(jìn)行單整性判斷、格蘭杰檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長之間不具有穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

綜上所述，已有研究的結(jié)論差異較大，原因有兩個(gè)方面：一是變量和模型選擇上存在差異；二是數(shù)據(jù)選擇和處理方式上存在差異。本文總結(jié)前人研究的經(jīng)驗(yàn)，采用以下措施來避免這兩個(gè)問題：一方面，本文運(yùn)用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對貨幣供應(yīng)量和我國經(jīng)濟(jì)增長之間的長期動(dòng)態(tài)關(guān)系和相互作用的機(jī)制機(jī)理進(jìn)行動(dòng)態(tài)考察，并對貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長在解釋對方變動(dòng)時(shí)的貢獻(xiàn)度方面進(jìn)行詳細(xì)分析。在貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)選擇上，本文采用了M2。原因是：首先，M2是廣義貨幣，構(gòu)成了貨幣總量，貨幣總量又構(gòu)成了總需求，總需求又與總產(chǎn)出對應(yīng)。其次，M2相對于M1，變化比M1更穩(wěn)定，流通速度較緩慢。最后，實(shí)證研究表明“貨幣供應(yīng)量M2對經(jīng)濟(jì)具有主導(dǎo)作用”（吳培新，2007）。經(jīng)濟(jì)增長采用我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為指標(biāo)。另一方面，本文以1978-2008年31年的M2和GDP為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。這段時(shí)間是我國實(shí)行改革開放政策，由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的時(shí)期，是貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展均高速增長的時(shí)期。分析這段時(shí)期內(nèi)貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系更符合我國國情。

基于VAR模型的實(shí)證分析

（一）模型解釋與變量說明

1.VAR模型。VAR模型是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，VAR模型把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后期值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR（p）模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式是：

yt=Φyt-1 +...+Φpyt-p+Hxt+εt（t=1，2，…T）

其中：yt為k維內(nèi)生變量列向量，xt為d維外生變量列向量，p為滯后階數(shù)，T是樣本個(gè)數(shù)，k×k維矩陣Φ1…Φp和k×d維矩陣H是待估計(jì)的系數(shù)矩陣。εt是k維擾動(dòng)列向量，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后期值相關(guān)且不與不等式右邊的變量相關(guān)。無約束條件VAR模型等式的右邊僅僅有內(nèi)生變量的滯后期，不存在同期相關(guān)性問題，因此可用普通最小二乘法（OLS）或廣義最小二乘法（GLS）得到一致且有效的估計(jì)量。

2.變量說明。模型中所使用的GDP和M2的數(shù)據(jù)均來自我國《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)年份。同時(shí)為了減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)性，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了對數(shù)化處理。貨幣供應(yīng)量的增長率記做LNM2，經(jīng)濟(jì)增長率記做LNGDP。其一階差分用d表示，二階差分用d2表示。

（二）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文使用ADF檢驗(yàn)來對上述時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表1中可以看出，在5％的置信水平，兩個(gè)變量在原水平下都是非平穩(wěn)的，而在二階差分后都是平穩(wěn)的。說明這兩個(gè)變量都是二階單整序列，即都是I（2），滿足協(xié)整分析的條件，可以進(jìn)行協(xié)整分析來判斷兩變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）變量的協(xié)整檢驗(yàn)和因果關(guān)系檢驗(yàn)

1.協(xié)整檢驗(yàn)。常用的檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的方法有兩個(gè)：一是E-G兩步法，即基于回歸殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)；二是Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用E-G兩步法來檢驗(yàn)lnGDP和lnM2之間的協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由表2可知，LNGDP和LNM2之間具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

2.Granger因果性檢驗(yàn)。雖然LNM2與LNGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，但是二者之間的因果關(guān)系并沒有給出結(jié)論。本文將通過Granger因果性檢驗(yàn)來檢驗(yàn)二者之間的因果關(guān)系，見表3。

從表3可以看出，在10%的置信水平下，LNM2是LNGDP的Granger原因。LNGDP除第一期外也是LNM2的Granger原因，這說明LNGDP對貨幣供應(yīng)量增長的促進(jìn)作用有滯后效應(yīng)。這表示經(jīng)濟(jì)增長和貨幣供應(yīng)量之間存在著密切的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長會(huì)促進(jìn)貨幣供應(yīng)量的增加，而貨幣供應(yīng)量的增加也會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。

（四）脈沖響應(yīng)分析

通過反復(fù)比較，結(jié)合AIC、SC準(zhǔn)則和LR準(zhǔn)則確定VAR模型的滯后期為2。采用最小二乘法對模型VAR（2）進(jìn)行估計(jì)，并對模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)；得到各特征方程的特征根均位于單位圓內(nèi)，模型穩(wěn)定，可以作為進(jìn)一步分析的依據(jù)。本文對模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析：圖1和圖2是基于VAR（2）模型采用正交化方法和Cholesky分解技術(shù)模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。圖中的橫軸表示新息沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：年），縱軸表示因變量對解釋變量的響應(yīng)程度，實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值，兩側(cè)的虛線為脈沖響應(yīng)函數(shù)值正負(fù)兩倍的標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶。在模型中將新息沖擊作用的滯后期設(shè)定為10年。

從圖1可以看出，LNM2對LNGDP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)在整個(gè)分析期內(nèi)呈現(xiàn)出由正到負(fù)的影響。LNM2對LNGDP的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊有明顯的反應(yīng)，第一期響應(yīng)值為0.015086，之后響應(yīng)逐步增強(qiáng)，第三期達(dá)到最大值0.026123，之后迅速下降，第五期末響應(yīng)值接近0。第九期之后響應(yīng)穩(wěn)定趨于-0.2。在整個(gè)響應(yīng)期內(nèi)，LNM2對LNGDP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)累計(jì)值為0.017933。LNM2對其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)從第一期就有較強(qiáng)的反應(yīng)，且在整個(gè)響應(yīng)期內(nèi)都呈現(xiàn)出正向的反應(yīng)。第一期的響應(yīng)值為0.033857，第六期達(dá)到最大值0.077665，第十期的響應(yīng)值為0.631576。在整個(gè)響應(yīng)期內(nèi)，LNM2對自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)值累計(jì)為0.631576。因此，經(jīng)濟(jì)增長對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響，經(jīng)濟(jì)增長會(huì)促進(jìn)貨幣供應(yīng)量短期內(nèi)迅速增加，長期內(nèi)有負(fù)的影響，會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的減少，經(jīng)濟(jì)增長對貨幣供應(yīng)量的累計(jì)影響較小。貨幣供應(yīng)量對自身的影響明顯，增加本期的貨幣供應(yīng)量會(huì)導(dǎo)致后期貨幣供應(yīng)量的增加。

從圖2可以看出，LNGDP對LNM2的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)在整個(gè)分析期內(nèi)都是正的反應(yīng)。由于該模型設(shè)定LNGDP為第一變量，所以在第一期內(nèi)，LNGDP對LNM2的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)為0。第二期反應(yīng)明顯，響應(yīng)值為0.022447，第六期達(dá)到最大值0.070375，第十期的反應(yīng)值為0.043185。在整個(gè)分析期內(nèi)，累計(jì)的響應(yīng)值為0.485078。LNGDP對自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)在第一期的反應(yīng)極為強(qiáng)烈，響應(yīng)值達(dá)到0.03617，第二期就達(dá)到了最大值0.049224，之后反應(yīng)迅速下降。第六期末的反應(yīng)接近0。第七期之后呈現(xiàn)負(fù)的反應(yīng)。在整個(gè)分析期內(nèi)，累計(jì)響應(yīng)值為0.102723?？梢?，貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟(jì)增長存在著較大的正的影響，本期經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r對下期經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r有很大影響，但對后期經(jīng)濟(jì)增長影響不大。

結(jié)論與建議

（一）貨幣非中性

本文通過Granger因果性檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長之間存在相互促進(jìn)的關(guān)系，貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟(jì)增長有著正的影響，合適的貨幣供應(yīng)量能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。貨幣非中性，貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起重要作用。

（二）貨幣政策短期存在時(shí)滯

雖然貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長之間呈動(dòng)態(tài)性相關(guān)關(guān)系，但是貨幣政策作為調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的宏觀調(diào)控手段在實(shí)踐中存在時(shí)滯，貨幣政策在短期內(nèi)效果不明顯。貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟(jì)增長的影響主要表現(xiàn)在中長期，從而可能導(dǎo)致貨幣政策在宏觀調(diào)控中存在滯后。因此，盡管財(cái)政政策存在擠出效應(yīng)的弊端，但短期內(nèi)，我國還是應(yīng)該采取貨幣政策與財(cái)政政策相結(jié)合的宏觀調(diào)控手段，發(fā)揮二者的優(yōu)點(diǎn)，彌補(bǔ)各自的不足。

（三）貨幣供應(yīng)具有很強(qiáng)的內(nèi)生性

脈沖相應(yīng)分析表明經(jīng)濟(jì)增長對貨幣供應(yīng)量的影響在短期內(nèi)明顯而穩(wěn)定，長期來看，本期的貨幣供應(yīng)量對后期的貨幣供應(yīng)量影響很大。即貨幣供應(yīng)具有很強(qiáng)的內(nèi)生性。貨幣供應(yīng)量的內(nèi)生性加大了貨幣政策調(diào)整經(jīng)濟(jì)的難度，可能會(huì)使貨幣政策難以達(dá)到理想的效果。因此，在制定貨幣政策時(shí)，中央銀行要參考多種指標(biāo)手段，考慮各種會(huì)影響貨幣供應(yīng)預(yù)期的因素，不能完全依靠貨幣供應(yīng)量的大小，要提高貨幣政策的多樣性和靈活性，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速健康發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

1.郭明星等.我國貨幣供給增長率同國內(nèi)產(chǎn)出增長率之間的影響關(guān)系檢驗(yàn)―來自MS-VECM模型的新證據(jù)[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005（6）

2.邵國華.我國貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性實(shí)證分析[J].理論探討，2008（6）

3.黃忠民，高珂.中國貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析基于1986-2007[J].中國經(jīng)貿(mào)，2009（16）

篇6

時(shí)隔3個(gè)月之后，央行再次下調(diào)存款準(zhǔn)備金率0.5個(gè)百分點(diǎn)，這是自去年11月央行開啟“降準(zhǔn)”大幕之后的第三次下調(diào)存款準(zhǔn)備金率。連續(xù)降準(zhǔn)釋放貨幣政策開始轉(zhuǎn)向的信號，但對于實(shí)體需求的持續(xù)低迷，單靠數(shù)量型工具似乎難以應(yīng)對，貨幣政策解決不了結(jié)構(gòu)性問題。

當(dāng)前，貨幣政策面臨的情形與去年不同，如果說去年貨幣政策的矛盾在于供給端（有需求無供給），那么今年貨幣政策的矛盾則在于需求端（有供給無需求）。從央行剛剛公布的金融統(tǒng)計(jì)報(bào)告看，4月新增信貸數(shù)據(jù)最大的特點(diǎn)是中國經(jīng)濟(jì)需求低迷進(jìn)一步凸顯，不但新增貸款大幅回落，環(huán)比少增3282億元，增幅創(chuàng)年內(nèi)新低，當(dāng)月人民幣存款減少4656億元，同比少增8080億元,這反映出未來企業(yè)投資和居民消費(fèi)信心都不足。外需依舊不振，內(nèi)需開始乏力。

從外部需求狀況來看，歐債危機(jī)持續(xù)惡化，以及發(fā)達(dá)國家去杠桿化，進(jìn)一步拖累全球經(jīng)濟(jì)下行，導(dǎo)致外部總需求嚴(yán)重不足，中國外貿(mào)形勢極為嚴(yán)峻。海關(guān)總署數(shù)據(jù)顯示，前四個(gè)月我國進(jìn)出口總值11671.8億美元，比去年同期增長6%，其中進(jìn)口同比增長5.1%，出口同比增長6.9%，進(jìn)出口雙雙重返個(gè)位數(shù)增長，近期歐債持續(xù)動(dòng)蕩，人民幣對歐元大幅升值的滯后影響，中國整體出口下滑的趨勢很難改變。

從內(nèi)部企業(yè)生產(chǎn)情況看，隨著經(jīng)濟(jì)增速逐季放緩，產(chǎn)出缺口有所縮小，需求對物價(jià)的拉動(dòng)減弱，但由于人民幣升值、原材料、人工等成本上漲較快，我國產(chǎn)品出口價(jià)格優(yōu)勢削弱，特別是PPI環(huán)比繼續(xù)回落，企業(yè)利潤被進(jìn)一步壓縮，因此，對未來生產(chǎn)經(jīng)營擴(kuò)張的資金需求開始減少，而如果考慮到，考慮到金融信貸周期要先于經(jīng)濟(jì)周期，那么未來中國經(jīng)濟(jì)增速將延續(xù)進(jìn)一步下滑的態(tài)勢。因此，我們可以看到，自2011年下半年開始，企業(yè)中長期貸款增速和短期貸款增速呈現(xiàn)出明顯的背離關(guān)系，中長期貸款增速持續(xù)下降，4月非金融企業(yè)及其他部門中長期貸款增僅增加1265億元，新增信貸持續(xù)走低，中長期貸款的下降其背后凸顯出內(nèi)外部實(shí)體經(jīng)濟(jì)的需求萎縮。

未來流動(dòng)性的大格局將不可避免的出現(xiàn)金融體系流動(dòng)性和實(shí)體經(jīng)濟(jì)流動(dòng)性的分化。對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)流動(dòng)性而言，更嚴(yán)重的問題在于社會(huì)融資增速的收縮將持續(xù)較長時(shí)間，貨幣乘數(shù)以及外匯占款的平臺式下降也使M2增速繼續(xù)下降。整體流動(dòng)性供應(yīng)增速還是在下降趨勢，未來可能出現(xiàn)銀行間流動(dòng)性進(jìn)入寬松狀態(tài)，而實(shí)體經(jīng)濟(jì)流動(dòng)性仍適度偏緊的分化局面。

篇7

關(guān)鍵詞：短期國際資本流動(dòng);廣義貨幣供應(yīng)量;經(jīng)濟(jì)波動(dòng)

Short-term International Capital， Broad Money Supply and Economic Growth

ZHOU Ting-zuo， ZHANG Yi-hao， LUN Xiao-bo

（School of Business， Nanjing University， Nanjing 210093， China）

Abstract:In this paper， a theoretical model concerning the influence of Short-term International Capital flow on the economic growth has been built. In addition， empirical research on the interrelationship of Short-term International Capital flow，broad money supply and economic growth has been conducted. The research shows the transmission mechanism through which Short-term International Capital flow has an effect on economic growth: within a short period， Short-term International Capital flow greatly affects the scale of broad money supply， which subsequently leads to a significant fluctuation in GDP. Furthermore， with the help of impulse response function and variance decomposition， the author analyzes the relationship between volatility of the scale of Short-term International Capital flow and the economic growth rate. The study reveals that the volatility in the scale of Short-term International Capital flow is the 中國整理granger reason for economic growth rate; About 20% of drastic fluctuations in the economic growth rate were due to abnormal volatility of the scale of Short-term International Capital flow.

Key words:short-term international capital; broad money supply; economic growth

1 引言

自2002年以來，隨著境外短期國際資本的大規(guī)模持續(xù)涌入，我國國內(nèi)相繼發(fā)生了房地產(chǎn)市場泡沫、股市上漲、人民幣升值、流動(dòng)性過剩和通貨膨脹。2007年美國次貸危機(jī)爆發(fā)并引發(fā)國際金融危機(jī)之后，全球金融機(jī)構(gòu)的“去金融杠杠化”趨勢強(qiáng)化，外部沖擊下的國內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢劇烈演變，潛入的短期國際資本又出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)勢頭，與之伴隨著的是國內(nèi)貨幣政策困境、人民幣匯率波動(dòng)、股指大跌，以及經(jīng)濟(jì)增長放緩。因此，從當(dāng)前中國的現(xiàn)實(shí)國情出發(fā)，分析短期國際資本對我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響及其傳導(dǎo)渠道，科學(xué)而前瞻地研究短期國際資本流動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長率波動(dòng)的關(guān)系，無疑是理論界和實(shí)務(wù)部門面臨的重要課題，同時(shí)也可為妥善應(yīng)對當(dāng)前的金融危機(jī)提供重要思路。

2 文獻(xiàn)回顧

值得注意的是，國內(nèi)外比較缺乏短期國際資本流動(dòng)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)關(guān)系的專門性研究成果。國外最新研究成果主要集中在以下兩方面：（1）國際資本流動(dòng)的影響因素及其多元化資產(chǎn)配置效應(yīng)。如Edwards［1］，Papaioannou［2］等。（2）資本流入對東道國宏觀經(jīng)濟(jì)變量所產(chǎn)生的影響。研究表明，資本過度流入會(huì)導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)過熱，具體表現(xiàn)為：一是引起貨幣擴(kuò)張，增大通貨膨脹壓力［3］；二是導(dǎo)致實(shí)際匯率升值，惡化貿(mào)易條件［4］；三是影響總需求［5］。

梳理并綜合目前國內(nèi)關(guān)于短期國際資本的研究文獻(xiàn)，大致分為三類。第一類主要是研究短期國際資本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的計(jì)量方法為：短期國際資本規(guī)模=國際收支凈誤差與遺漏+私人非銀行部門短期資本流入+以其它名義通過正常渠道流入的短期投機(jī)資本［6］。唐旭、梁猛認(rèn)為，短期國際資本從貿(mào)易渠道流入的成本較大，短期國際資本主要是通過外資企業(yè)的利潤留存、外國直接投資折舊和外資投資企業(yè)的外債等三個(gè)渠道流入中國［7］。

第二類文獻(xiàn)主要分析影響短期國際資本流入我國的影響因素。代表性文獻(xiàn)有：王世華、何帆發(fā)現(xiàn)，人民幣升值預(yù)期是中國短期國際資本流動(dòng)的決定因素，良好的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況也會(huì)吸引短期國際資本流入［8］。張誼浩、裴平、方先明的研究結(jié)論認(rèn)為大量短期國際資本流入中國大陸除出于“套利”動(dòng)機(jī)外，還出于“套匯”和“套價(jià)”動(dòng)機(jī)［9］。

第三類文獻(xiàn)主要分析短期國際資本流入對我國資產(chǎn)價(jià)格的影響。劉莉亞研究結(jié)果表明：短期國際資本的大量流入顯著推動(dòng)住宅價(jià)格尤其是豪華住宅價(jià)格指數(shù)的上升［10］。張誼浩、沈曉華發(fā)現(xiàn)，人民幣升值和上證綜合指數(shù)上漲是短期國際資本流入中國的原因，但短期國際資本流入并不是上證綜合指數(shù)上漲的原因［11］。

國內(nèi)外研究成果對本文的實(shí)證分析具有重要啟示與借鑒意義。但考慮到目前的文獻(xiàn)尚缺乏針對短期國際資本流動(dòng)與國內(nèi)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，特別是與經(jīng)濟(jì)增長率波動(dòng)關(guān)系的專門成果，這與中國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健運(yùn)行的現(xiàn)實(shí)要求極不相符。為此，本文將從短期國際資本流動(dòng)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響機(jī)制，以及短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率變化對經(jīng)濟(jì)增長率的影響等方面展開研究。

3 理論模型

根據(jù)貨幣供給的乘數(shù)理論，假設(shè)在短期內(nèi)廣義貨幣供應(yīng)量(M2)為外生變量，貨幣供應(yīng)量主要由基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量(H)與貨幣乘數(shù)(λ)共同決定。假設(shè)，短期國際資本對廣義貨幣供應(yīng)量影響的滯后期及廣義貨幣供應(yīng)量對產(chǎn)出影響的滯后期分別為a、b。在t期，廣義貨幣供應(yīng)量表達(dá)式如下

由（13）式可知：當(dāng)短期國際資本流動(dòng)SCFt-a-b>0，若t+1-a-b期短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率高于t-a-b期短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率，經(jīng)濟(jì)增長率會(huì)上升；反之，則經(jīng)濟(jì)增長率會(huì)下降。值得注意的是，本模型推導(dǎo)過程中隱含著短期國際資本對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制，即短期國際資本主要通過直接影響廣義貨幣供應(yīng)量來影響產(chǎn)出變化。。

4 樣本選擇及其描述

結(jié)合近年來國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際狀況，并考慮到數(shù)據(jù)的可獲性，本文選擇2000年第一季度到2008年第四季度的短期國際資本流動(dòng)、廣義貨幣供應(yīng)量和實(shí)際國民生產(chǎn)總值的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。本文所涉及的數(shù)據(jù)均來源于WIND資訊系統(tǒng)。

4.1 實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）與廣義貨幣供應(yīng)量（M2）

本文運(yùn)用價(jià)格指數(shù)對國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行處理得到不變價(jià)格國內(nèi)生產(chǎn)總值的季度數(shù)據(jù)。由于不變價(jià)格國內(nèi)生產(chǎn)總值季度數(shù)據(jù)是一組具有較強(qiáng)季節(jié)特征的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，這里對其進(jìn)行季度調(diào)整，調(diào)整后的數(shù)據(jù)作為2000~2008年每季度的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值。同時(shí)，考慮到我國目前利率市場化程度低，參照第二部分理論模型的推導(dǎo)結(jié)論，本文選取廣義貨幣供應(yīng)量M2作為短期國際資本對GDP進(jìn)行傳導(dǎo)的中間變量。

4.2 短期國際資本流動(dòng)（SCF）

本文參考并改進(jìn)張誼浩、沈曉華［11］計(jì)量短期國際資本流入規(guī)模的方法估算短期國際資本流動(dòng)規(guī)模。具體測算公式如下：

短期國際資本流動(dòng)=外匯儲(chǔ)備增量-FDI-正常的貿(mào)易順差

在計(jì)算正常的貿(mào)易順差時(shí)，本文改用加權(quán)移動(dòng)平均法。在確定權(quán)重時(shí)，首先算出2000~2004年各季度貿(mào)易順差的估計(jì)值，貿(mào)易順差估計(jì)值的確定方法為：當(dāng)期季度貿(mào)易順差的估計(jì)值=當(dāng)期季度前四個(gè)季度貿(mào)易順差估計(jì)值的移動(dòng)平均值，例如2000年第一季度貿(mào)易順差估計(jì)值為1999年四個(gè)季度貿(mào)易順差的均值，2000年第二季度貿(mào)易順差的估計(jì)值為2000年第一季度貿(mào)易順差估計(jì)值和1999年第二季度到第四季度貿(mào)易順差的均值。然后將各季度實(shí)際的貿(mào)易順差除以對應(yīng)時(shí)期的貿(mào)易順差的估計(jì)值，將這些比率的均值確定為權(quán)重。經(jīng)計(jì)算，權(quán)重為1.16。基于2000~2004年我國貿(mào)易順差的變化比較平滑，2004年以后我國的貿(mào)易順差出現(xiàn)較大的波動(dòng)，本文認(rèn)為2000~2004年統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易順差額為正常貿(mào)易順差，2004年以后，統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易順差中含有大量的短期國際資本。此外，考慮到在人民幣升值時(shí)，以美元計(jì)量的貿(mào)易順差會(huì)有所擴(kuò)大，為消除人民幣升值對所估算的正常貿(mào)易順差額的影響，本文采用匯率修正，以人民幣計(jì)價(jià)各季度貿(mào)易順差金額。

4.3 經(jīng)濟(jì)增長率（GDP_R）和短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率（SCF_R）

本文中各季度經(jīng)濟(jì)增長率（GDP_R）的計(jì)算公式是：本期經(jīng)濟(jì)增長率=（季度調(diào)整后本期實(shí)際國民生產(chǎn)總值/季度調(diào)整后上期實(shí)際國民生產(chǎn)總值-1）×100。各季度短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率（SCF_R）的計(jì)算公式是：本期短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率=A×本期短期國際資本流動(dòng)/上期短期國際資本流動(dòng)（當(dāng)本期和上一期短期國際資本流動(dòng)都大于零，或者本期短期國際資本流動(dòng)小于零且上一期短期國際資本流動(dòng)大于零時(shí)，則A=1；當(dāng)本期和上一期短期國際資本流動(dòng)都小于零，或者本期短期國際資本流動(dòng)大于零且上一期短期國際資本流動(dòng)小于零時(shí)，A=-1）。經(jīng)上述方法計(jì)算出的我國經(jīng)濟(jì)增長率和短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率走勢參見圖1。

5 實(shí)證檢驗(yàn)

表1給出所有相關(guān)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。由表1可知，對于變量GDP、SCF和M2的水平值序列，ADF檢驗(yàn)不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，這說明三個(gè)變量的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的；同時(shí)，對于這三個(gè)變量的一階差分序列，ADF檢驗(yàn)都在1%的顯著性水平下拒絕單位根存在的原假設(shè)。根據(jù)以上檢驗(yàn)結(jié)果，可認(rèn)為這三個(gè)變量都是單整變量。同時(shí)，對于變量GDP_R和SCF_R的水平值序列，ADF檢驗(yàn)在1%的顯著水平上拒絕存在單位根的假設(shè)，該結(jié)果說明這兩個(gè)序列是平穩(wěn)的。 5.1 短期國際資本流動(dòng)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)機(jī)制

由單位根檢驗(yàn)可知，DGDP、DSCF和DM2三變量均為平穩(wěn)序列（見表1），可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。根據(jù)SC和AIC準(zhǔn)則確定滯后期為2，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

從表2可以看出，短期國際資本流動(dòng)的變化量（DSCF）是廣義貨幣供應(yīng)量變化量（DM2）的Granger原因，但是廣義貨幣供應(yīng)量變化量（DM2）不是短期國際資本流動(dòng)的變化量（DSCF）的Granger原因；廣義貨幣供應(yīng)量變化量（DM2）與實(shí)際國民生產(chǎn)總值變化量（DGDP）互為Granger因果關(guān)系；短期國際資本流動(dòng)的變化量（DSCF）和實(shí)際國民生產(chǎn)總值變化量（DGDP）之間不存在顯著的Granger因果關(guān)系?？梢宰C明：短期國際資本流動(dòng)不會(huì)對國民生產(chǎn)總值產(chǎn)生直接效應(yīng)，但會(huì)通過影響廣義貨幣供應(yīng)量，進(jìn)而對國民生產(chǎn)總值產(chǎn)生間接效應(yīng)。該實(shí)證結(jié)論部分可以佐證前文理論模型中短期國際資本對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制。

5.2 短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率與經(jīng)濟(jì)增長率

5.2.1 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

在確定短期國際資本凈流動(dòng)波動(dòng)率（SCF_R）和經(jīng)濟(jì)增長率（GDP_R）這兩個(gè)序列平穩(wěn)的基礎(chǔ)上（參見表1），本文運(yùn)用2000年第二季度到2008年第四季度的數(shù)據(jù)，對兩個(gè)變量的Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知，短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率是經(jīng)濟(jì)增長率的Granger原因，但是經(jīng)濟(jì)增長率不是短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率的Granger原因。

5.2.2 脈沖響應(yīng)和方差分解

為分析經(jīng)濟(jì)增長率對短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)突發(fā)性變化的反應(yīng)，本文利用VAR（2）模型給出經(jīng)濟(jì)增長率和短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率的脈沖響應(yīng)圖形和方差分解圖形，分別見圖2和圖3。

經(jīng)濟(jì)增長率和短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率的交叉響應(yīng)函數(shù)表明（見圖2），短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率的非預(yù)期變化將迅速對經(jīng)濟(jì)增長率產(chǎn)生正向影響，隨著時(shí)間的推移逐漸減弱，直至消失。但是，經(jīng)濟(jì)增長率發(fā)生變動(dòng)對短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率影響不顯著。

圖3結(jié)果顯示，造成經(jīng)濟(jì)增長率發(fā)生劇烈波動(dòng)有20%左右是由短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率異動(dòng)引起；同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長率發(fā)生劇烈波動(dòng)對短期國際資本流動(dòng)影響不大。

6 結(jié)論

本文構(gòu)建起短期國際資本流動(dòng)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的理論模型，并運(yùn)用相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，短期國際資本流動(dòng)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的渠道是：在短期內(nèi)，短期國際資本流動(dòng)顯著引起廣義貨幣供應(yīng)量的變化，廣義貨幣供應(yīng)量的變化又會(huì)顯著導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)總值的波動(dòng)。同時(shí)結(jié)合短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率與經(jīng)濟(jì)增長率的樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)短期國際資本流動(dòng)的變動(dòng)將引起經(jīng)濟(jì)增長率發(fā)生波動(dòng)，脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了上述結(jié)論。通過方差分解，本文還發(fā)現(xiàn)造成經(jīng)濟(jì)增長率發(fā)生劇烈波動(dòng)中有約20%是由于短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率發(fā)生異動(dòng)所致。

參 考 文 獻(xiàn)：

［1］Edwards S. Capital controls， capital flow contractions， and macroeconomic vulnerability［R］. NBER Working Paper， 2007.

［2］Papaioannou E. What drives international financial flows? Politics， institutions and other determinants［J］. Journal of Development Economics， 2009， 88(2): 269-281.

［3］Filer L H. Large capital inflows to korea: the traditional developing economy story［J］. Journal of Asian Economics， 2004， (15): 99-110.

［4］Athukorala P C， Rajapatirana S. Capital flows and the real exchange rate: a comparative study of asia and latin america［R］. The World Economy， 2003， 26(4): 613-637.

［5］Celasun O， Denizer C， He D. Capital flows， macroeconomic management and the financial system: the turkish case， 1889-1897［R］. World Bank Working Paper， 1999.

［6］尹宇明，陶海波.熱錢規(guī)模及影響［J］.財(cái)經(jīng)科學(xué)，2005，(6):131-137.

［7］唐旭，梁猛.中國貿(mào)易順差中是否有熱錢， 有多少［J］.金融研究，2007，(9):1-19.

［8］王世華，何帆.中國的短期國際資本流動(dòng)［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2007，(7):12-19.

［9］張誼浩，裴平，方先明.中國的短期國際資本流入及其動(dòng)機(jī)——基于利率、匯率和價(jià)格三重套利模型的實(shí)證研究［J］.國際金融研究，2007，(9):41-52.

篇8

關(guān)鍵詞：時(shí)間序列；ARIMA模型；貨幣供應(yīng)量M1

一、引言

貨幣供應(yīng)量，即貨幣存量，是一國在某一時(shí)點(diǎn)流通手段和支付手段的總和。一般講，貨幣供應(yīng)量可以作為貨幣政策的監(jiān)測，控制指標(biāo)。貨幣政策本質(zhì)上是通過貨幣總量控制以影響社會(huì)總供求的政策。這種政策的有效性，決定于合理的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、健全的經(jīng)濟(jì)行為、有效的經(jīng)濟(jì)社會(huì)管理、靈活的市場機(jī)制。貨幣供應(yīng)量作為中央銀行調(diào)控經(jīng)濟(jì)的傳統(tǒng)中介目標(biāo)，從理論上其有不可替代的作用，同時(shí)在實(shí)踐上其作用也十分顯著，所以對貨幣供應(yīng)量的分析與預(yù)測是非常有意義的工作。

二、實(shí)證

本文采用中國人民銀行網(wǎng)站調(diào)查統(tǒng)計(jì)司的我國貨幣供應(yīng)量2007年-2010年的月度數(shù)據(jù)。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

使用Eviews軟件對我國貨幣供應(yīng)量進(jìn)行分析，首先繪制序列M1的折線圖可以看出，序列M1存在明顯的時(shí)間趨勢，這說明政府在這期間動(dòng)用了許多積極的貨幣政策，我國的貨幣供應(yīng)量大致呈增長的態(tài)勢。

下面對序列M1進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，根據(jù)M1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，t統(tǒng)計(jì)量的值2.07遠(yuǎn)大于檢驗(yàn)水平-3.58（1%的臨界值）、-2.93（5%的臨界值）、-2.60（10%的臨界值），因此拒絕原假設(shè)，既可以認(rèn)為序列M1是非平穩(wěn)的。另外，從序列M1的相關(guān)圖可以看出，序列M1的自相關(guān)函數(shù)呈指數(shù)衰減，但衰減速度非常緩慢，因此也可以認(rèn)為序列M1是非平穩(wěn)的。

（二）模型識別

為了消除序列M1的趨勢并同時(shí)減小序列M1的波動(dòng)，對序列M1進(jìn)行一階差分。根據(jù)序列M1的一階差分相關(guān)圖可以看出，序列M1一階差分后的自相關(guān)函數(shù)沒有與原序列M1那樣呈指數(shù)緩慢衰減，而是快速衰減，從而表明序列M1的趨勢基本得到消除。對序列M1建立ARIMA（p，d，q）模型，由于序列M1經(jīng)過一階差分后，序列的趨勢被消除，因此d=1，而序列M1的自相關(guān)函數(shù)和偏自相關(guān)函數(shù)都是一開始就衰減為0，因此p=1，q=1。綜合上述分析，考慮建立ARIMA（1，1，1），ARIMA（1，1，0），ARIMA（0，1，1）

（三）模型估計(jì)

為了選取適合的模型，我們對上述ARIMA模型進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示ARIMA（1，1，1）擬合優(yōu)度最好，且根據(jù)ARIMA（1，1，1）的AIC（19.2010）和SC（19.32029）最小，所以選擇ARIMA（1，1，1）較為合適。

由表一可以得出ARIMA（1，1，1）模型AR過程和MA過程都分別有一個(gè)實(shí)數(shù)根，這兩個(gè)根的模都小于1，從而表明ARIMA模型是平穩(wěn)的也是可逆的。

該模型的展開式為：（1-0.9516B）（1-B）M1=4610.103+（1-0.9658B）εt

（四）模型檢驗(yàn)

下面對模型的殘差序列進(jìn)行檢驗(yàn)，若殘差序列不是白噪聲，意味著殘差序列還存在有用的信息沒被讀取，需要進(jìn)一步改進(jìn)，本文中直接對殘差序列進(jìn)行操作，得到其相應(yīng)的自相關(guān)圖看出，殘差序列的樣本自相關(guān)函數(shù)和偏自相關(guān)函數(shù)都在95%的置信區(qū)域以內(nèi)，從滯后1階到15階的自相關(guān)函數(shù)的概率P值全都顯著大于0.05，因此不能拒絕原假設(shè)，即可認(rèn)為模型ARIMA（1，1，1）估計(jì)的殘差序列不存在自相關(guān)，檢驗(yàn)通過。

（五）模型預(yù)測

下面利用所估計(jì)的模型ARIMA（1，1，1）對2010年10月，11月，12月的貨幣供應(yīng)量M1進(jìn)行預(yù)測。

由表二可以看出，2010年10月-12月我國貨幣供應(yīng)量M1的預(yù)測值與實(shí)際值的差距較小，說明ARIMA模型對我國貨幣供應(yīng)量的擬合度較好。

三、結(jié)束語

篇9

關(guān)鍵詞：貨幣供給量；商品房銷售面積；商品房竣工面積

中圖分類號：F124 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-828X（2013）01-00-01

對消費(fèi)者而言，貨幣供給量的持續(xù)增加代表經(jīng)濟(jì)的持續(xù)繁榮，帶來收入增加與需求能力提高，需求直接帶來價(jià)格的提升，對于房地產(chǎn)開發(fā)商，貨幣供給量的增加直接帶來投資的增加，市場繁榮時(shí)，投資增加開發(fā)收益，價(jià)格持續(xù)提升。為了進(jìn)一步研究貨幣供給量對房地產(chǎn)供求關(guān)系的影響，本文將運(yùn)用eviews6.0軟件將對相關(guān)變量做進(jìn)一步的實(shí)證分析。具體的實(shí)證過程如下：

一、變量選取及數(shù)據(jù)說明

本文重點(diǎn)分析貨幣供給量與房地產(chǎn)供求關(guān)系的影響，故在變量選取上選取了4個(gè)重要指標(biāo)：

貨幣供給量（M1）：相比廣義貨幣供給量M2來看，狹義貨幣供給量與房地產(chǎn)波動(dòng)特征更為明顯，其具體包括流通中的現(xiàn)金和企業(yè)等單位在銀行的活期存款。

商品房銷售面積（ha）：用于衡量我國商品房的銷售量，也直接代表市場需求量。

商品房竣工面積（hs）：用于衡量房地產(chǎn)新增供應(yīng)量的指標(biāo)

人均可支配收入（y）：收入水平衡量居民的支付能力，也直接對房地產(chǎn)市場產(chǎn)生關(guān)聯(lián)作用。

本文選取了2002年1季度至2010年4季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，貨幣供給量數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站，其余三個(gè)指標(biāo)來自我國統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站。同時(shí)對商品房銷售面積和人均可支配收入進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，運(yùn)用X11方法，為了消除異方差影響，對各個(gè)變量取了對數(shù)處理。

二、數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本節(jié)選取ADF單位根檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，具體檢驗(yàn)情況如下表：

表2-1 各數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

從以上檢驗(yàn)情況可以看出，以上4個(gè)變量數(shù)據(jù)在顯著值5%水平下是不平穩(wěn)的，但一階差分都是平穩(wěn)的，各個(gè)變量可能存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)一步做協(xié)整檢驗(yàn)。

三、協(xié)整檢驗(yàn)

表2-2貨幣供給量、商品房銷售面積、商品房竣工面積、人均可支配收入的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

通過表2-2可以看出，4個(gè)變量之間存在一個(gè)協(xié)整方程，長期協(xié)整關(guān)系可表示為：

Lnm1=10.839 lnshA-10.6039 Lnhs+0.552369 lny

從以上關(guān)系式可以看出，貨幣供給量與商品房銷售面積是正相關(guān)的長期均衡關(guān)系，貨幣供給量每上升1%，會(huì)導(dǎo)致商品房銷售面積增長10%，這也是為什么國家多次運(yùn)用利率等手段對房地市場調(diào)控不顯著的原因，主要還是貨幣供給量一直保持穩(wěn)定的增長，從而資金流向房地產(chǎn)市場，造成了市場的持續(xù)繁榮，需求持續(xù)上升，成交規(guī)模不斷擴(kuò)大。

四、實(shí)證分析主要結(jié)論

貨幣供給量對房地產(chǎn)市場需求和供給均帶來長期的正相關(guān)的影響，在金融政策調(diào)控房地產(chǎn)市場中，銀行信貸仍是我國貨幣供給的主要途徑，而我國房地產(chǎn)行業(yè)依賴房地產(chǎn)信貸融資的局面未根本改變，故信貸的擴(kuò)張對房地產(chǎn)的市場影響作用十分顯著，而市場格局長期供不應(yīng)求的情況下，供應(yīng)的增長也直接帶來了需求的充分釋放。故在金融政策調(diào)控的運(yùn)用上更多的應(yīng)該采取直接的信貸控制政策，控制資金流向，保證市場的健康發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]楊兆廷，龐如超.從緊貨幣政策對房地產(chǎn)行業(yè)投資的影響分析[J].上海金融學(xué)院學(xué)報(bào)，2009（1）：49-54.

[2]魏博文.我國房地產(chǎn)價(jià)格與貨幣流動(dòng)性的實(shí)證分析[J].中國房地產(chǎn)金融，2009（1）：38-41.

篇10

[關(guān)鍵詞]非貨幣性資產(chǎn)交換；不等價(jià)交換；公允價(jià)值；補(bǔ)價(jià)

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.25.069

1 換入資產(chǎn)基于換入資產(chǎn)的公允價(jià)值計(jì)量

1.1 不等價(jià)交換的認(rèn)定

換入資產(chǎn)基于換出資產(chǎn)的公允價(jià)值計(jì)量的情況下：換入資產(chǎn)的入賬成本=換出資產(chǎn)的公允價(jià)值+增值稅銷項(xiàng)稅（-增值稅進(jìn)項(xiàng)稅）+支付的補(bǔ)價(jià)（-收到的補(bǔ)價(jià)）。CPA教材中指出，補(bǔ)價(jià)是交換雙方資產(chǎn)不含稅公允價(jià)值之差；但是筆者認(rèn)為這種定義有待商榷，可以通過下面的案例進(jìn)行分析。

例1：M公司以一批庫存商品交換N公司的房產(chǎn)，庫存商品的成本為80萬元，已提減值準(zhǔn)備2萬元，公允價(jià)值100萬元，增值稅率為17%，消費(fèi)稅率為5%。房產(chǎn)原價(jià)為300萬元，已提折舊180萬元，已提減值準(zhǔn)備60萬元，公允價(jià)值為90萬元，營業(yè)稅率為5%。經(jīng)雙方協(xié)議，由N公司支付銀行存款20萬元。雙方均保持資產(chǎn)的原始使用狀態(tài)。該交易具有商業(yè)實(shí)質(zhì)。

分析：按照CPA教材中的規(guī)定，本例中補(bǔ)價(jià)=100-90=10萬元，而N公司支付20萬元銀行存款，即N公司支付的補(bǔ)價(jià)中有10萬元損失，屬于不等價(jià)交換。但是考慮到M公司換出資產(chǎn)庫存商品時(shí)，應(yīng)繳納增值稅17萬元，即M公司換出資產(chǎn)總價(jià)值為117萬元，N公司換出資產(chǎn)總價(jià)值為90萬元；基于等價(jià)交換的原則，N公司應(yīng)給付M公司27萬元的補(bǔ)價(jià)。顯然，M公司收到的補(bǔ)價(jià)20萬元不足以彌補(bǔ)換出資產(chǎn)與換入資產(chǎn)的差價(jià)，實(shí)現(xiàn)虧損7萬元，屬于不等價(jià)交換。其原因可能是為了處置積壓存貨而進(jìn)行的壓價(jià)，或者是出于對貨幣資金流動(dòng)性的偏好。

1.2 交換損益的確認(rèn)

換人資產(chǎn)基于換出資產(chǎn)的公允價(jià)值計(jì)量的情況下：《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第7號――非貨幣性資產(chǎn)交換》規(guī)定，公允價(jià)值與換出資產(chǎn)賬面價(jià)值的差額計(jì)入當(dāng)期損益。進(jìn)一步理解為，交換損益=換出資產(chǎn)的公允價(jià)值一換出資產(chǎn)的賬面價(jià)值一相關(guān)稅費(fèi)（價(jià)內(nèi)稅）；可以通過上述案例進(jìn)一步分析。

分析：M公司換出資產(chǎn)的公允價(jià)值為100萬元，賬面價(jià)值為80-2=78萬元，消費(fèi)稅為100×5%=5萬元，所以M公司確認(rèn)的交換損益=100-78-5=17萬元；換入資產(chǎn)的入賬成本=換出資產(chǎn)公允價(jià)值+增值說銷項(xiàng)稅一收到的補(bǔ)價(jià)=100+17-20=97萬元。相關(guān)會(huì)計(jì)分錄為：

借：固定資產(chǎn)97萬元銀行存款20萬元

貸：主營業(yè)務(wù)收入100萬元應(yīng)交稅費(fèi)――應(yīng)交增值稅（銷項(xiàng)稅）17萬元

借：主營業(yè)務(wù)成本78萬元存貨跌價(jià)準(zhǔn)備2萬元

貸：庫存商品 80萬元 借：營業(yè)稅金及附加5萬元

貸：應(yīng)交稅費(fèi)――應(yīng)交消費(fèi)稅5萬元

從賬務(wù)處理中可以計(jì)算交換損益=100-78-5=17萬元，與根據(jù)準(zhǔn)則計(jì)算的結(jié)果相一致。但是從前述分析中可知，本案例中非貨幣性資產(chǎn)交換屬于不等價(jià)交換，是由于M公司收到的20萬元補(bǔ)價(jià)不能彌補(bǔ)交換資產(chǎn)的總價(jià)值之差，補(bǔ)價(jià)中的虧損為7萬元?？紤]到這種情況下會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的理論性規(guī)定與實(shí)際賬務(wù)處理能夠保持一致，交換收益仍確認(rèn)為17萬元。如果將補(bǔ)價(jià)中的虧損7萬元確認(rèn)為當(dāng)期損益，則會(huì)計(jì)賬務(wù)處理無法進(jìn)行，即沒有相應(yīng)適當(dāng)?shù)馁~戶可以進(jìn)行記錄。筆者認(rèn)為這可以理解為M公司利用資產(chǎn)交換實(shí)現(xiàn)了對于貨幣資金流動(dòng)性的偏好，并利用這部分流動(dòng)資金進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營或短期資金周轉(zhuǎn)，因此會(huì)計(jì)中不確認(rèn)補(bǔ)價(jià)中的損失。同理，N公司按照會(huì)計(jì)準(zhǔn)則規(guī)定計(jì)算換人資產(chǎn)的人賬成本與交換損益，交換損益中也不包括補(bǔ)價(jià)中的收益。

2 換入資產(chǎn)基于換入資產(chǎn)的公允價(jià)值計(jì)量

2.1 不等價(jià)交換的認(rèn)定

換入資產(chǎn)基于換入資產(chǎn)的公允價(jià)值計(jì)量的情況下：換人資產(chǎn)的人賬成本=換人資產(chǎn)的公允價(jià)值；可以通過下面的案例進(jìn)行分析。

例2：X公司以其不準(zhǔn)備持有至到期的國庫券換入Y公司的一棟房屋已被出租。X公司持有的國庫券是作為交易性金融資產(chǎn)，Y公司的房屋作為企業(yè)的固定資產(chǎn)進(jìn)行管理。國庫券的賬面價(jià)值為55萬元，公允價(jià)值為50萬元；房屋的原值為80萬元，在交換日的累計(jì)折舊為45萬元，公允價(jià)值為45萬元。經(jīng)協(xié)商，Y公司向X公司支付銀行存款10萬元。假設(shè)整個(gè)交易過程中沒有發(fā)生相關(guān)稅費(fèi)。

分析：由于Y公司換入的交易性金融資產(chǎn)的公允價(jià)值更加可靠，所以Y公司換人資產(chǎn)的人賬成本=換人資產(chǎn)的公允價(jià)值=50萬元，Y公司換出資產(chǎn)的公允價(jià)值為45萬元，Y公司應(yīng)支付補(bǔ)價(jià)5萬元；但是經(jīng)雙方協(xié)商后，其支付了10萬元銀行存款，違背了等價(jià)交換的原則，即在支付的補(bǔ)價(jià)中實(shí)現(xiàn)5萬元虧損。

2.2 交換損益的確認(rèn)

換人資產(chǎn)基于換入資產(chǎn)的公允價(jià)值計(jì)量的情況下：會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對于這種情況下的交換損益并沒有明確規(guī)定，可以通過上述案例進(jìn)一步分析。

分析：Y公司換入X公司的交易性金融資產(chǎn)，由于換入資產(chǎn)的公允價(jià)值更加可靠，因此，換入資產(chǎn)成本=換入資產(chǎn)的公允價(jià)值=50萬元；換出資產(chǎn)的賬面價(jià)值=80-45=35萬元，公允價(jià)值=45萬元，處置固定資產(chǎn)實(shí)現(xiàn)收益=45-35=10萬元。此外，由前述分析可知，Y公司應(yīng)付補(bǔ)價(jià)=5萬元，但是實(shí)際支付10萬元，補(bǔ)價(jià)中所含虧損為5萬元。筆者認(rèn)為可以進(jìn)行如下會(huì)計(jì)賬務(wù)處理：

借：固定資產(chǎn)清理35萬元

累計(jì)折舊

45萬元

貸：固定資產(chǎn) 80萬元

借：交易性金融資產(chǎn)50萬元營業(yè)外支出5萬元

貸：固定資產(chǎn)清理35萬元 營業(yè)外收入10萬元 銀行存款10萬元

筆者認(rèn)為在不等價(jià)交換的情況下，如果換入資產(chǎn)基于換人資產(chǎn)的公允價(jià)值計(jì)量，則交換損益應(yīng)該包含兩部分內(nèi)容：一部分是處置換出資產(chǎn)所實(shí)現(xiàn)的損益；當(dāng)換出資產(chǎn)為存貨時(shí)，按公允價(jià)值確認(rèn)收入，同時(shí)結(jié)轉(zhuǎn)相應(yīng)的成本；當(dāng)換出資產(chǎn)為固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)時(shí)，換出資產(chǎn)公允價(jià)值與賬面價(jià)值的差額確認(rèn)為交換損益，計(jì)人營業(yè)外收入或營業(yè)外支出；當(dāng)換出資產(chǎn)為長期股權(quán)投資、可供出售金融資產(chǎn)時(shí)，公允價(jià)值與賬面價(jià)值的差額確認(rèn)為交換損益，計(jì)人投資收益。另一部分是補(bǔ)價(jià)中所含的損益，表現(xiàn)為實(shí)際支付補(bǔ)價(jià)與應(yīng)付補(bǔ)價(jià)的差額，筆者認(rèn)為其實(shí)質(zhì)是企業(yè)進(jìn)行非貨幣性資產(chǎn)交換取得的利得或損失，可計(jì)入營業(yè)外收入或營業(yè)外支出。據(jù)此分析，本例中Y公司實(shí)現(xiàn)的交換損益=10-5=5萬元，并且與賬務(wù)處理的結(jié)果相一致。

3 結(jié)論