導語：如何才能寫好一篇貨幣供應，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關鍵詞：貨幣供應量；基礎貨幣；貨幣乘數(shù)；途徑

1999年以來，中央政府實施了積極的財政政策，對保持宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定增長起到了重要作用，但總需求相對不足的狀況仍未得到有效解決，這表明在財政政策積極的同時，有必要讓貨幣政策扮演更加重要的角色，充分發(fā)揮貨幣政策對經(jīng)濟增長的作用。就貨幣政策而言，一個重要指標就是貨幣供應量，因此，最近一段時間，有關專家學者呼吁2000年要擴大貨幣供應量，使貨幣供應量增長保持較高水平，從而為經(jīng)濟增長提供保障。那么，擴大貨幣供應量的途徑在哪里？應采取哪些措施呢？

一、貨幣供應量的決定因素及分析

在現(xiàn)代貨幣銀行制度下，貨幣供應量取決于基礎貨幣和貨幣乘數(shù)之積，因此，只有對基礎貨幣和貨幣乘數(shù)進行詳細的研究，才能準確把握貨幣供應量的趨勢。

1．基礎貨幣的決定因素及實證分析

貨幣銀行理論表明，基礎貨幣由流通中的現(xiàn)金與商業(yè)銀行的準備金之和構成，它是創(chuàng)造貨幣供應量的基礎。由于我國的特殊國情，央行的基礎貨幣還包括非金融部門的存款，因此本文對基礎貨幣的定義是：基礎貨幣＝發(fā)行貨幣＋對金融機構負債＋非金融機構存款（以下所用數(shù)據(jù)除非特別說明，均來自于中國人民銀行統(tǒng)計季報）。

根據(jù)歷史數(shù)據(jù)，我國的基礎貨幣總體上呈上升趨勢。1990年之前基礎貨幣增長比較緩慢，基本上是平穩(wěn)的爬升階段；1993年之后，基礎貨幣增長較快，特別是在1993－1994年間，基礎貨幣的增幅明顯較高，1995－1996年雖有所波動，但仍保持較高水平；1997年，基礎貨幣增速放緩（當然這與統(tǒng)計口徑發(fā)生變化有一定關系，但增速下降趨勢則是明顯的），1998－1999年，在法定準備金率下調(diào)以及法定準備金帳戶和備付金帳戶合并之后，基礎貨幣增速下降的趨勢更加明顯。從基礎貨幣的構成看，基礎貨幣增速下降主要是受對金融機構負債增速下降所致，1999年，非金融機構存款出現(xiàn)負增長，也對基礎貨幣的增長產(chǎn)生了一定的影響。

從中央銀行的資產(chǎn)負債表來看，基礎貨幣是中央銀行的主要負債，因此為了達到調(diào)控基礎貨幣的目的，中央銀行可以通過調(diào)整資產(chǎn)方的各個項目來實現(xiàn)。歷史數(shù)據(jù)表明，1993年以前，我國銀行總資產(chǎn)中中央銀行國外資產(chǎn)所占比重較低，因而這期間基礎貨幣的變化主要由中央銀行國內(nèi)資產(chǎn)的運用所決定。1993－1994年是我國經(jīng)濟周期發(fā)生轉折的階段，醞釀和出臺了一系列的改革措施，1994年初又進行了一系列稅制和外匯管理體制的改革，尤其是人民幣匯率的并軌和實行結售匯體制的改革，大大促進了出口的增長，形成了國際收支中經(jīng)常性項目的大量順差，從而使中央銀行國外資產(chǎn)所占比重增大。1995－1997年，為維護人民幣匯率的相對穩(wěn)定，使得中央銀行國外資產(chǎn)所占比重進一步增大，1997年末達到42．1％。1998年，由于受亞洲金融危機的影響，我國出口形勢嚴峻，外貿(mào)順差有所減少，因而國外資產(chǎn)所占比重上升趨勢減緩，年末為43．7％。可以說，近幾年來，中央銀行的資產(chǎn)結構中國內(nèi)外資產(chǎn)幾乎均等，因而國外資產(chǎn)的多少、增長快慢就對基礎貨幣有非常重要的影響。從增長速度看，1993年以來，中央銀行國外凈資產(chǎn)的增速呈明顯下滑態(tài)勢，1994－1998年其增速分別為：187．3％、49．8％、43．4％、38．3％和2．5％。1999年1－9月份，國外凈資產(chǎn)增長10．4％，這也是1999年3季度以來貨幣供應量增幅回升的一個重要因素。

從國內(nèi)資產(chǎn)看，1994年以前國內(nèi)資產(chǎn)一直占中央銀行總資產(chǎn)的80％以上，可以說那時從資產(chǎn)角度看影響基礎貨幣的主要因素就是國內(nèi)資產(chǎn)的變化情況。1994年后，由于國外凈資產(chǎn)的增加，中央銀行國內(nèi)資產(chǎn)所占比重呈下降態(tài)勢，到1998年末，國內(nèi)資產(chǎn)占中央銀行總資產(chǎn)的56．6％。在國內(nèi)資產(chǎn)中，主要是對存款貨幣銀行的債權，如在1993年，對存款貨幣銀行債權占中央銀行總資產(chǎn)的70．3％，之后逐步下降，到1998年末為41．8％；其它還有對政府的債權，這一數(shù)值在1994年以前占總資產(chǎn)的比重較高，1994年占總資產(chǎn)的9．1％，之后由于銀行法規(guī)定政府不得向銀行透支，因而對政府債權一直穩(wěn)定在1582億元，所占比重不斷下降。對非貨幣金融機構的債權，1997年以前占總資產(chǎn)的比重較小，1997年之后，由于政策性銀行等的發(fā)展，因而對非貨幣金融機構的債權增加較多，所占比重大幅上升，1998年末達到9．5％。從增長速度看，國內(nèi)資產(chǎn)自1996年后增速迅猛下降主要是受對存款貨幣銀行債權增速下降所致，1997年下降1．11％，1998年下降9．1％，而1999年1－9月卻增長10．25％，相應地帶動國內(nèi)資產(chǎn)增長10．24％。同樣，對非金融部門債權自1995年后一直為負增長，對國內(nèi)資產(chǎn)的增長也產(chǎn)生了一定影響。與之相反，對非貨幣金融機構債權增長在1997年達到高點，當年增長1660．7％，之后盡管增速下降，但仍是國內(nèi)資產(chǎn)各項中增速最快的，1998年增長42．97％，1999年1－9月增長16．9％，對國內(nèi)資產(chǎn)進而對基礎貨幣的增長產(chǎn)生了一定的正影響。

2．貨幣乘數(shù)的影響因素及分析

根據(jù)前述基礎貨幣的定義，1993－1997年我國M2的貨幣乘數(shù)變化不太規(guī)則，有升有降，M1的貨幣乘數(shù)則基本呈微降態(tài)勢。但自從1998年春季央行大幅下調(diào)準備金率后，我國的貨幣乘數(shù)則基本上呈上升趨勢，即M1的貨幣乘數(shù)由1998年6月份的1．104上升到1999年9月的1．426，M2的貨幣乘數(shù)由1998年6月份的3．094上升到1999年9月的3．915。

根據(jù)我國的情況，狹義貨幣乘數(shù)可表述為：（現(xiàn)金漏損率＋活期存款比率）／（法定準備金率＋備付金率＋現(xiàn)金漏損率＋非金融部門存款比率）；廣義貨幣乘數(shù)的分母與狹義貨幣乘數(shù)一致，分子則為1＋現(xiàn)金漏損率。根據(jù)這兩個公式，我們對1993年以來我國的貨幣乘數(shù)進行了測算，結果表明，其（即與貨幣供應量和基礎貨幣實際值計算的結果）誤差很小（平均誤差為3％，且很穩(wěn)定），趨勢也是一致的。因此，分析貨幣乘數(shù)，有必要對以上幾個行為參數(shù)作出判斷。

（1）法定準備金率

從理論上講，法定存款準備金率的調(diào)整，即使是微小的變化，都會對貨幣流通產(chǎn)生強烈影響，在眾所周知的中央銀行貨幣政策“三大法寶”中，它的效果是最為猛烈的。因此，各國一般都不常用這個貨幣政策工具，即使要調(diào)整，也是微調(diào)，因為金融機構資金規(guī)模巨大，更為重要的是貨幣乘數(shù)的作用，它幾倍于存款創(chuàng)造貸款。盡管目前我國的法定準備金率已由原來的13％降至6％，但是一方面與國外相比仍較高，另一方面由于網(wǎng)絡化、全球化進程的加快，各國更為重視的是資本充足率這一指標，而對準備金率的要求有所放低，因此，作為刺激內(nèi)需的貨幣政策操作工具——法定準備金率，仍有下調(diào)的空間。

（2）備付金率

近年來，隨著我國超額準備金率的不斷下降，貨幣乘數(shù)逐步放大，即超額準備金率與貨幣乘數(shù)呈反比例關系。備付金率的高低直接影響貨幣乘數(shù)的大小，但備付金率并不能完全由中央銀行所控制，它取決于商業(yè)銀行的行為，中央銀行只能間接地影響它。商業(yè)銀行持有備付金是有機會成本的，而備付金率的高低取決于市場利率與商業(yè)銀行從中央銀行借款的利率之差，二者差額越大，備付金率越低。1998年以來，隨著二者差距的增大和利率水平的逐步降低，備付金率已出現(xiàn)下降趨勢，存款貨幣銀行的備付金率（以法定準備金率為8％考慮）由1998年3月的7．53％下降到1999年9月的5．83％這里所指的備付金率為在人行存款加上庫存現(xiàn)金與對非金融部門負債之比。2000年，隨著經(jīng)濟形勢的好轉，各經(jīng)濟主體的投資、消費意愿會有所增強，因而備付金率有進一步降低的可能。

（3）現(xiàn)金漏損率

現(xiàn)金漏損率于80年代和90年代初期在我國一直比較高，不過隨著貨幣市場的不斷健全，金融交易工具的逐漸增多，我國的現(xiàn)金漏損率近年來有所降低，1998年3月－1999年9月，大約在11．5％左右?，F(xiàn)金漏損率的高低與現(xiàn)金需求量的大小有關，而影響現(xiàn)金需求量的因素很復雜。我國的現(xiàn)金漏損率是由政府、企業(yè)和居民的行為共同決定的。由于金融資產(chǎn)收益率的變動會影響持有現(xiàn)金的機會成本，以及銀行存款利率的變化會影響個人儲蓄的變化，這就使現(xiàn)金漏損率的變化比較復雜。2000年，由于目前名義利率水平比較低，居民儲蓄存款特別是定期存款增勢減緩，加上征收利息稅的影響，因而居民持現(xiàn)動機相對有所增強，估計現(xiàn)金漏損率下降空間有限。在其它情況不變的情況下，現(xiàn)金漏損率與貨幣乘數(shù)負相關，因此若現(xiàn)金漏損率下降不大，則將影響金融機構派生存款的能力，對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生一定影響。

（4）非金融部門存款比率

1993年以來，我國非金融部門存款一直比較穩(wěn)定，并呈緩慢下降趨勢，這一點在19*年表現(xiàn)得更為明顯，到19*年9月末，我國的非金融部門存款比率為3．58％，較之上年下降了一個百分點。隨著政策性金融業(yè)務的進一步規(guī)范，這一比率將呈平穩(wěn)態(tài)勢，變化不會太大。

（5）活期存款比率

活期存款比率反映了貨幣供應量層次的結構變化，這個比率在決定狹義貨幣乘數(shù)時有用。由于受持有活期存款的機會成本的影響，因此這一比率與利率的關系比較密切，同時由于這里所指的活期存款主要是指企業(yè)活期存款，因而經(jīng)濟活躍程度如何以及企業(yè)對未來經(jīng)濟的預期怎樣，對活期存款也有著比較大的影響。1996－1998年，我國的活期存款比率基本維持在30％左右，進入1999年后，一、二、三季度這一比率分別為27．5％，27．8％和28．8％，呈緩慢上升趨勢。隨著利率水平的下降和儲蓄存款實名制的實施，在金融交易工具增加不多、信用情況改善不大的情況下，估計這一比例將逐步上升。

二、擴大貨幣供應量的對策

從貨幣供應量的定義中可以看出，擴大貨幣供給量的途徑不外乎兩條：一是增加基礎貨幣，二是提高貨幣乘數(shù)。

從增加基礎貨幣方面看，主要有三項：

（1）從貨幣當局資產(chǎn)方著手，加大國內(nèi)資產(chǎn)的運用，即加大再貸款、再貼現(xiàn)規(guī)模，特別是對那些急需資金的中小金融機構，這樣可以從資產(chǎn)方影響基礎貨幣的增加。

（2）擴大貨幣發(fā)行。在基礎貨幣中，貨幣發(fā)行占到了近50％，因此加大貨幣發(fā)行是擴張基礎貨幣，進而增加貨幣供應量（M1、M2）的有效途徑。目前我國的經(jīng)濟過剩，絕非是經(jīng)濟高度發(fā)達條件下的過剩，遠未達到東西多得用不了的程度。實際上，我們的建設資金缺口極大，潛在消費與投資需求空間還很大，完全可以用發(fā)鈔票的辦法配合擴張性財政政策來解決經(jīng)濟發(fā)展中的問題。同時，為擴大貨幣發(fā)行，還可以核銷部分國有商業(yè)銀行的壞帳，幫助金融機構化解金融風險；盡快成立中小企業(yè)貸款擔?；穑鹑跈C構對中小企業(yè)放款的后顧之憂，從而擴大貸款規(guī)模，使資金配置更加優(yōu)化、有效。

（3）加大公開市場操作力度。央行購入債券，吐出基礎貨幣，這其中一個條件就是債券市場規(guī)模不斷擴大，從而使公開市場操作有一個好的著力點。

從提高貨幣乘數(shù)方面看，主要有四項：

（1）通過降低甚至取消存款準備金率的辦法，迫使金融機構更積極放款，加速降低備付金率水平，從而提高貨幣乘數(shù)。

（2）改變認購資金凍結數(shù)日的做法，消除新股認購對基礎貨幣和銀行準備金管理的不利影響。理論上講，新股認購資金的驗資既不需要資金的異地劃撥，也不需要凍結數(shù)日，只要驗資的某一時點上新股認購帳戶中有真實資金就可以了。因此，應改進集中驗資的方式，讓所有證券結算銀行或分行都在當?shù)厝嗣胥y行營業(yè)部開戶，利用人民銀行營業(yè)部聯(lián)網(wǎng)系統(tǒng)實行證券認購資金的當?shù)仳炠Y，資金信息集中到交易所進行認購。同時，為了不影響金融系統(tǒng)的基礎貨幣量和準備金狀況，凍結認購資金的時間應盡可能短，甚至可以縮短到幾乎一個時點上。全國統(tǒng)一驗資結束以后，認購資金重復認購的可能性已經(jīng)不存在，因此，資金可在驗資結束后立即解凍。中了新股以后的資金交割可另行制定交割日。這樣，銀行準備金管理的壓力將大大減輕，超額準備金率下降，貨幣乘數(shù)擴大，基礎貨幣也不會受到影響。

（3）改進金融系統(tǒng)的服務，增加有益于流通和交易的金融工具，從而充分發(fā)揮金融系統(tǒng)的中介功能，這樣可以加快貨幣流通速度，減少貨幣沉淀；也有助于降低現(xiàn)金漏損率，從而提高貨幣乘數(shù)，增加貨幣供給量。

（4）在必要的時候，可以續(xù)下猛藥，調(diào)低法定準備金率，從而有效提高貨幣乘數(shù)。

不可否認，無論是降低存款準備金率，還是運用再貸款、再貼現(xiàn)、公開市場操作等，在市場化國家都被視為“猛藥”，其結果都會導致商業(yè)銀行授信能力的增強，然而這只是為擴大貨幣供應量提供了必要條件。現(xiàn)在的問題是金融機構并不缺資金，金融機構存貸差逐步擴大就是一個佐證。因此如果金融機構仍然借貸、慎貸，那么擴大貨幣供應量的初衷就不可能成為現(xiàn)實。為此，在采取貨幣政策手段外，尚需在體制改革上邁出更大步伐，具講說：

（1）完善金融機構自主經(jīng)營的環(huán)境。目前，我國的金融機構，特別是國有商業(yè)銀行，經(jīng)營環(huán)境決定其還沒有完全實現(xiàn)自主經(jīng)營，還存在各級政府對商業(yè)銀行的干預。因而使商業(yè)銀行不能充分發(fā)揮其中介功能，同時也使商業(yè)銀行產(chǎn)生了一定的依賴心理，缺乏創(chuàng)新和追求效益的動力。

篇2

就在這次會議上，央行確定了2005年狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2增長的預期目標――15％；同時，央行將全部金融機構新增人民幣貸款的預期目標設定為2.5萬億元。由于匯率和利率不在討論之列，這兩項反映貨幣控制松緊程度的重要指標，自然而然成為人們關注和爭論的焦點。

這到底是貨幣進一步緊縮的信號，還是2004年年末貨幣政策的延續(xù)？盡管2004年的貨幣供應控制很緊，但進入四季度以后，已經(jīng)顯示出放松的態(tài)勢。對上述問題的不同回答，直接引出了對2005年中國宏觀經(jīng)濟走勢的不同預測。

其實，三周之前，在央行召開的一次專家會議上，就已出現(xiàn)不同意見的爭論。一位不愿透露姓名的與會專家向《財經(jīng)》透露，他當時竭力建議貨幣供應增長速度應保持在15％的水平。另一派針鋒相對的意見則認為，這樣貨幣控制過緊，如擬定17％的貨幣供應增速，似更為合理。

央行南寧會議的正式?jīng)Q定之后，引起了很大的反響。樂觀者認為，貨幣控制延續(xù)了2004年底相對寬松的態(tài)勢，保持了政策的穩(wěn)定性；悲觀者則認為，貨幣控制過緊，將會導致中國經(jīng)濟加速下滑；更有人引證說，前幾天國際銅、鋁等期貨價格大幅下跌，即是市場對這一信號的負面反應。

樂觀派更傾向與去年年底的數(shù)據(jù)相較。中國國際金融公司首席經(jīng)濟學家哈繼銘認為，如果僅僅因為設定的增速低于2004年設定的增速，就斷言2005年貨幣控制過緊，顯然沒有道理。高盛中國首席經(jīng)濟學家梁紅、德意志銀行大中華區(qū)首席經(jīng)濟學家馬駿持相似看法：盡管2004年央行最初把M2的目標增速設定為17%，但5月后貨幣政策就發(fā)生了重大變化，8月至11月之間M2的平均增長速度只有13.8%。據(jù)央行的初步估計，2004年年末M2的增速為14.5％。因而2005年15%的貨幣增速，表明貨幣政策在適度放寬。

馬駿認為，2.5萬億元的新增人民幣貸款目標同樣支持這個結論。馬駿和哈繼銘的計算得出類似的結論――這相當于13.8％的增長速度，高于2004年8月至11月平均13.6％的增長速度。這意味著央行希望銀行體系的流動性有所提高。

悲觀者的計算方法則不一樣。光大金融研究所首席經(jīng)濟學家高善文即認為貨幣控制偏緊。2004年的貨幣控制過緊，遠遠超出正常范圍，2005年仍然延續(xù)這個態(tài)勢。許多人估計，2005年的GDP增速將在8.5％左右，而GDP 的縮減指數(shù)不太可能低于5％，兩項加總在13％－14％之間。高善文認為，2005年貨幣流通速度至少有3-4個百分點的放慢，才能回歸長期趨勢。2004年實際的貨幣流通速度則明顯高于長期趨勢，這本身是貨幣緊縮的反映和后果。兩者加總，他計算出來的中性貨幣供給增速為17％。

“如果明顯低于這個水平，則意味著流通速度與長期趨勢的背離繼續(xù)擴大，緊縮力度在加碼，市場的影子利率還會往上走。”高說，“因為經(jīng)濟增長和物價增長對貨幣需求在增長，但供給卻沒有上去?！?/p>

據(jù)稱，由于貨幣供應緊張，真正對經(jīng)濟活動有意義的利率水平在大幅提高。高善文估計，市場加權的貸款利率全年增幅不低于120個基點，甚至大于聯(lián)儲加息的力度，黑市利率增幅恐怕更大。他認為，如果貨幣供應被準確地限制在15％的增長水平，則2006年的經(jīng)濟不能太樂觀，增長速度可能在8％以下；考慮到前幾年大量形成的生產(chǎn)能力，一旦經(jīng)濟顯著放慢，再次出現(xiàn)通貨緊縮并非沒有可能。

在他看來，市場對此有負面反應也就不足為奇了。前幾天銅、鋁等遠期價格以及香港股市的下跌，固然是美國加息預期以及美元走強背景下的結果，但擔心中國貨幣過度緊縮也是原因之一。

北京大學中國經(jīng)濟研究中心教授宋國青也懷疑銅、鋁價格的下跌與此有某種關聯(lián)。但他認為，即使央行真能穩(wěn)定15％的貨幣供應增長率，在當前的情況也無不可。“現(xiàn)在真實利率比較低，貨幣流通速度就會快一些，貨幣供應不至于太緊張?！彼a充說，“如果利率提高，15％的增速就顯得偏緊。但近期內(nèi)不會加息?！?/p>

更重要的是，宋國青認為，央行的這一設定并不是很硬性的，需要“看一步走一步”；而且，總的宏觀調(diào)控情況是由國務院把握，其效果并非央行一家所決定，其他宏觀調(diào)控的手段（如控制項目）最后都會在貨幣供應量上表現(xiàn)出來。

篇3

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(xù)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(nèi)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(jīng)濟卻有著兩種截然不同的經(jīng)歷。從2007年開始到2008年9月美國次貸危機演變?yōu)橛绊懭虻慕鹑谖C之時,抑制經(jīng)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(nèi)宏觀調(diào)控的主旋律。中國人民銀行通過多次發(fā)行央行票據(jù),頻繁上調(diào)準備金率(從2006年7月到2008年3月,央行連續(xù)16次上調(diào)法定存款準備金率)和金融機構存貸款基準利率(2007年上調(diào)了6次)來表現(xiàn)調(diào)控經(jīng)濟的方向和決心。然而,這一形勢在2008年9月發(fā)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(jīng)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(nèi)五次下調(diào)金融機構存貸款基準利率。在國內(nèi)經(jīng)濟冰火兩重天的境遇中,央行都逆勢而又頻繁地調(diào)整了存貸款基準利率,以圖維持經(jīng)濟的健康發(fā)展?？梢钥吹?我國的通貨膨脹率在經(jīng)濟逆轉前得到了一定的控制;從金融危機爆發(fā)至今,國內(nèi)經(jīng)濟也開始回暖,整個經(jīng)濟的發(fā)展軌跡沒有大起大落。在這一過程中,對利率調(diào)控的有效性存有爭論。對于2007年央行連續(xù)上調(diào)利率的貨幣政策,有學者不以為然,認為我國逐步開始顯現(xiàn)的“金融脫媒”以及作為經(jīng)濟主體的企業(yè)對利率的不敏感性導致利率政策調(diào)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(diào)控中的作用,因為這順應了全球趨勢和中國貨幣調(diào)控機制的改革方向。利率調(diào)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(jīng)濟背景出發(fā),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(diào)節(jié)功效缺失。本文從定量分析出發(fā),利用2007年1月至2009年7月(我國利率調(diào)控頻繁期)的月度數(shù)據(jù),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(shù)據(jù)來源為中國人民銀行網(wǎng)站和上海銀行間拆借利率網(wǎng)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(diào)整。與此同時,我國繼續(xù)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(lián)邦基金利率或倫敦銀行同業(yè)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(lián)動性;二是運用時間序列的計量經(jīng)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(lián)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(nèi)(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(jié)假日因素,Shibor曲線出現(xiàn)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(diào),這說明央行對于基準利率的人為調(diào)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(shù)據(jù)。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(xù)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(diào)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(jīng)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(diào)整貨幣乘數(shù)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(jīng)濟的需求,就會出現(xiàn)流動性過剩,對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不利影響;同時,當一國需要大力發(fā)展實體經(jīng)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(jīng)濟的寫照。中央銀行對利率的調(diào)整可以通過影響貨幣乘數(shù)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(diào)控――無論是2007年的經(jīng)濟膨脹還是2008年的經(jīng)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(jīng)濟數(shù)據(jù)予以考察。

上文已經(jīng)指出我國央行對貸款利率的調(diào)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(jīng)濟方法分析我國利率與貨幣供應量的關系。數(shù)據(jù)為2007年1月至2009年7月的月度數(shù)據(jù),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(shù)的形式。

(一)時間序列的趨勢判斷

恰當?shù)孛枋鲇汹厔莸男袨榈慕y(tǒng)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(tǒng)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(xié)整分析之前先要對變量平穩(wěn)性作檢驗。單位根檢驗是判斷時間序列平穩(wěn)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(wěn)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(wěn)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(wěn)序列。如下表所示:

因為序列 和序列的單整階數(shù)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(xié)整檢驗。

(三)協(xié)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(xié)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(xié)整檢驗有兩種,一種是對回歸殘差的平穩(wěn)性進行檢驗的恩格爾―格蘭杰兩步法,另一種是對回歸系數(shù)進行整體檢驗的Johansen協(xié)整檢驗。此處采用恩格爾―格蘭杰兩步法。

和存在時間趨勢,協(xié)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(xié)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(xié)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(wěn)時間序列和 之間不存在長期穩(wěn)定的協(xié)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(wěn)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(diào)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(fā)現(xiàn),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(diào)控政策對經(jīng)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(diào)控經(jīng)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(shù)相對較少,在基礎貨幣被動投放的局面仍將持續(xù)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(diào)控的效果作出準確評價。

參考文獻:

[1]吳麗華,孟照建.我國連續(xù)上調(diào)法定存款準備金率的效果評價[J].經(jīng)濟學動態(tài),2008,(4).

[2]何孝星,黃雪霞.繼續(xù)實施上調(diào)利率的貨幣政策恐將有害無益――關于現(xiàn)行利率調(diào)控政策效果的反思[J].經(jīng)濟學動態(tài),2008,(4).

[3]彭興韻.加強利率機制在貨幣調(diào)控中的作用[J].經(jīng)濟學動態(tài),2008,(2).

[4]周晴.基礎貨幣被動投放同基準利率改革之間的矛盾[J].經(jīng)濟學動態(tài),2008,(10).

[5](美)杰弗里?薩克斯,費利普?拉雷恩.全球視角的宏觀經(jīng)濟學[M].費方域等譯.上海:上海人民出版社,2004.

篇4

提要：實證研究表明：在長期，國內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供應量之間存在均衡的協(xié)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(nèi)生產(chǎn)總值的影響性質(zhì)與長期基本相同，但M2對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響是反向的，即M2增長，國內(nèi)生產(chǎn)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(xù)性。

在現(xiàn)代市場經(jīng)濟中，貨幣供應量與經(jīng)濟的增長有著密切聯(lián)系。分析貨幣供應量的變動與經(jīng)濟增長之間的關系，對于制定正確的宏觀經(jīng)濟調(diào)控政策具有重要的意義。

一、數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計方法

（一）數(shù)據(jù)說明。本文主要是檢驗我國實行的貨幣政策對經(jīng)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(jīng)濟增長方面，國內(nèi)生產(chǎn)總值可根據(jù)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(nèi)生產(chǎn)總值作為研究對象。其中，各層次貨幣供應量的統(tǒng)計口徑如下：

M0：流通中現(xiàn)鈔；

M1：M0+活期存款；

M2：M1+定期存款+儲蓄存款+其他存款。

本文數(shù)據(jù)均來自2009年統(tǒng)計年鑒，樣本區(qū)間為1990～2008年，數(shù)據(jù)處理使用Eviews5.1軟件。

由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)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(xiàn)象，所以對名義GDP和3種貨幣供應量進行自然對數(shù)變換，分別用lnGDP、lnM表示自然對數(shù)的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應額。

（二）統(tǒng)計方法。本文運用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗的方法對我國國內(nèi)生產(chǎn)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(jīng)濟的時間序列大多是非平穩(wěn)的，采用非平穩(wěn)的時間序列來研究變量之間的相互關系，很可能會出現(xiàn)謬誤回歸，得出錯誤的結論。為了避免謬誤回歸的出現(xiàn)，在對時間序列進行分析時，首先要進行序列的平穩(wěn)性檢驗。單位根檢驗是平穩(wěn)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(xié)整檢驗。一些時間序列，雖然自身是非平穩(wěn)的，但是它們的某種線形組合卻是平穩(wěn)的，這個線形組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的關系，稱為協(xié)整關系。具有協(xié)整關系的時間序列是不會產(chǎn)生謬誤回歸的。通常對雙變量進行協(xié)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(jù)Granger定理，有協(xié)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(tài)影響關系。我們通過差分把非平穩(wěn)序列變換為平穩(wěn)序列時，不僅經(jīng)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(tài)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(xié)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(tǒng)計關系，它是基于雙變量VAR來實現(xiàn)的。

二、檢驗結果與分析

（一）ADF檢驗結果。表1是對我國國內(nèi)的生產(chǎn)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l(wèi)nGDP的ADF檢驗統(tǒng)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(wěn)的，但經(jīng)過一階差分后的ADF統(tǒng)計量是-2.7129，小于臨界值-2.673459，是平穩(wěn)的，即非平穩(wěn)序列l(wèi)nGDP經(jīng)過一階差分平穩(wěn)，是一階單整序列。同理，lnM0、lnM1、lnM2的水平序列均沒有通過數(shù)據(jù)平穩(wěn)的假設，是不平穩(wěn)的，而一階差分序列通過了假設，是平穩(wěn)的，因此這些經(jīng)濟變量的時間序列都是一階單整的，可以進行變量間的協(xié)整檢驗。

（二）協(xié)整檢驗結果。本文采用Engle-Granger兩步檢驗法檢驗lnGDP與lnM是否協(xié)整。首先用最小二乘法對lnGDP與lnM進行協(xié)整回歸，然后再對協(xié)整回歸得到的殘差進行單位根檢驗，若殘差序列平穩(wěn)，則說明存在協(xié)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(tǒng)計量值均小于臨界值，可以認為估計殘差序列e為平穩(wěn)序列，這表明lnGDP與lnM0、lnM1、lnM2存在長期穩(wěn)定的均衡關系，即協(xié)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(xié)整方程，即變量間長期均衡關系。協(xié)整檢驗結果表明，貨幣供給量與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在協(xié)整關系，貨幣供給量與國內(nèi)生產(chǎn)總值正相關，擴張的貨幣政策能夠推動國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加，促進經(jīng)濟的增長。緊縮的貨幣政策能減緩經(jīng)濟的增長，貨幣供給量對國內(nèi)生產(chǎn)總值有重要影響。

（三）誤差修正模型。根據(jù)定理，若干單整變量只要存在協(xié)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(xié)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(diào)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(nèi)生產(chǎn)總值變化57.7%，誤差修正系數(shù)為0.6277。如果M1變化1%，會引起國內(nèi)生產(chǎn)總值變化55.14%，誤差修正系數(shù)為-0.2754，符合反向調(diào)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(diào)整。如果M2變化1%，會引起國內(nèi)生產(chǎn)總值變化96%，誤差修正系數(shù)為-0.1575，符合反向調(diào)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(diào)整。因此，我國貨幣供給量的變化對經(jīng)濟的增長有明顯的促進作用。

（四）Granger檢驗。對經(jīng)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(jīng)濟增長之間存在因果關系，相互影響，形成一個復雜的循環(huán)。即一方面貨幣供應量的變化會引起經(jīng)濟增長的變化；另一方面經(jīng)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(jīng)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(jīng)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(nèi)生產(chǎn)總值，因此可以通過實施適宜的貨幣政策對經(jīng)濟增長進行宏觀調(diào)控。由于在長期中貨幣供給量對經(jīng)濟的增長具有正向影響，緊縮性的貨幣政策可以抑制經(jīng)濟的過快增長，而穩(wěn)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(wěn)定市場經(jīng)濟，防止通貨膨脹的發(fā)生。

主要參考文獻：

[1]胡慧萍.貨幣政策對房地產(chǎn)市場影響的實證分析[J].中南財經(jīng)政法大學研究生學報，2007.3.

[2]汪紅駒.中國貨幣政策有效性研究[M].北京：中國人民大學出版社，2003.

[3]武劍.貨幣政策與經(jīng)濟增長-中國貨幣政策發(fā)展取向研究[M].上海：上海人民出版社，2000.

[4]胡永剛.當代西方經(jīng)濟周期理論[M].上海：上海財經(jīng)大學出版社，2002.

篇5

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(jīng)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(yè)的資產(chǎn)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(shù)。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(xiàn)金增加,流動性過剩,資本市場成為現(xiàn)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(xiàn)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(jīng)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。可貸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(chǎn)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(yè)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(yè)當期愿意儲蓄的部分(實質(zhì)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(nèi)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(chǎn)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(xiàn)明顯,后三者在更長的期限內(nèi)慢慢顯現(xiàn)。利率變動對股票價格的影響表現(xiàn)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(chǎn)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(jù)有效市場理論,市場反應各種信息。利率作為影響宏觀經(jīng)濟的重要變量,市場會消化這一信息做出調(diào)整。同時,投資者會調(diào)整對經(jīng)濟的未來預期,從而調(diào)整自己的資產(chǎn)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(wěn)定時,Mr(短期)安全資產(chǎn)收益率資金流入股市P。第一個環(huán)節(jié),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(chǎn)物,特別是信用貨幣創(chuàng)造體制下,表現(xiàn)更為明顯。

通貨膨脹從幾個方面對股票價格產(chǎn)生影響。首先,貨幣大量發(fā)行,多于經(jīng)濟生產(chǎn)需要,會導致貨幣貶值,物價上漲,股票作為金融資產(chǎn)的一種,其名義價格會趨升。MпP。

其次,通貨膨脹會影響企業(yè)的成本和收益,影響企業(yè)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(yè)收入、企業(yè)成本企業(yè)利潤?P?.具體企業(yè)利潤變化考察因各企業(yè)情況不同而不同。從整體上說,Mп企業(yè)利潤名義量P。

再次,通貨膨脹下,現(xiàn)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(xù)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(jù)股利折現(xiàn)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(fā)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(chǎn)生影響,也會對股價產(chǎn)生沖擊。

(三)價值傳導機制

根據(jù)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(chǎn)力發(fā)展的需要。貨幣真正所代表的是對實體財富的支配權,生產(chǎn)力水平不斷提高,生產(chǎn)技術不斷創(chuàng)新,新產(chǎn)品新工藝的層出不窮。這些新創(chuàng)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(jīng)濟的進一步發(fā)展,否則會導致越來越嚴重的通貨緊縮。金本位時代,制約經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟的發(fā)展,從籌資者的角度,有利于企業(yè)發(fā)展,增加利潤,提高企業(yè)的投資價值,推動股價上漲;從投資者一方,經(jīng)濟發(fā)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(fā)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(jīng)濟發(fā)展狀況,代表整個企業(yè)主體的價值增值,從這個社會來看,MGDPP。這兩個環(huán)節(jié)由多個主體的共同作用,省略中間環(huán)節(jié)。

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(diào)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(guī)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(huán)境等方面的限制。如資本市場發(fā)展程度。只有當資本市場發(fā)展較成熟,股權在資產(chǎn)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。

篇6

【關鍵詞】貨幣供給 物價水平 協(xié)整檢驗 格蘭杰因果檢驗

一、研究背景

2008年金融危機以來，受到世界經(jīng)濟疲軟影響，各國經(jīng)濟增長開始放緩，我國為了保增長采取了積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。2008年12月國務院出臺了4萬億的經(jīng)濟刺激計劃，這個經(jīng)濟刺激計劃是用一種擴張性的財政政策和擴張性的貨幣政策來支持一批投資項目，增加了信貸投放量和貨幣供應量。但是經(jīng)濟理論和國際的歷史結論警示我們，擴張性的財政政策和貨幣政策實行以后一般會帶來負作用，事后會引發(fā)物價的上升，可能會引發(fā)某種資產(chǎn)泡沫。截至2012年末我國M2余額為97.41萬億元，而2008年末M2為47.52萬億元，增長了105.01%，年均增長率達26.25%；2012年年末我國M1余額為30.86萬億元，2008年年末余額為16.62萬億元，增長了85.7%，年均增長率達21.42%。貨幣供應量短時間大幅增加的同時也增加了人們對通貨膨脹的擔憂。從我國CPI同比增長率來看，2008—2012年分別為5.9%、-0.7%、3.3%、5.6%和2.6%，由于我國受到金融危機經(jīng)濟疲弱的影響2009年CPI為負值，但是接下來幾年又出現(xiàn)迅速的回升。從1990—2012年年均GDP增長率為10.11%，CPI年均增長率為4.69%，而M1、 M2的年均增長率分別為19.1%和20.98%，貨幣供應增長率應等于GDP增長率與CPI增長率的和，顯然這一時間段的M1、M2增長率均已超出GDP增長率與CPI增長率之和。

本文試圖通過實證分析來研究貨幣供應量M1、M2究竟對我國CPI是否有影響，以便對我國未來貨幣政策的制定有更深入的理解和評價，對我國未來政策的制定有積極的意義，由于經(jīng)濟變量之間的相互影響往往有一定的滯后期，因此本文選取了1990—2012年的數(shù)據(jù)，在足夠長的時間段中來研究以便得出更加合理的結論。

二、實證分析

（一）變量和數(shù)據(jù)處理

1.變量。貨幣供應量指標選取M1、M2，M1被稱為狹義貨幣，是現(xiàn)實購買力，M2被稱為廣義貨幣。 CPI是一個總量指標，它所反映的是經(jīng)過加權平均后的總體價格水平，其變化幅度綜合反映了各類居民消費品和居民服務項目價格總水平的變化情況，文中M1、M2數(shù)值為年末余額，CPI指數(shù)是年末指數(shù)。

2.數(shù)據(jù)處理。本文選取1990—2012年的23個M1、M2以及CPI的數(shù)值，并對它們進行了處理，分別取對數(shù)為lnm1、lnm2以及l(fā)ncpi。

（二）時間序列平穩(wěn)性檢驗（ADF單根檢驗）

時間序列單位根檢驗就是對時間序列平穩(wěn)性的檢驗，非平穩(wěn)時間序列如果存在單位根，則可以通過差分法來消除單位根，以得到平穩(wěn)序列。經(jīng)濟生活中變量的時間序列觀測值大多不是由平穩(wěn)過程產(chǎn)生，使得變量具有非平穩(wěn)性，因此需要利用ADF （ Augment Dickey- Fuller） 檢驗方法，檢驗lncpi、lnm1、lnm2結果如下。

原假設是含有單位根，在二階差分檢驗中，統(tǒng)計量達到了小于顯著水平為5%臨界值的水平，能夠有效地拒絕原假設，是平穩(wěn)序列。因此，lncpi、lnm1、lnm2二階差分序列平穩(wěn)，三個變量都是二階單整的。

（三）協(xié)整檢驗

協(xié)整體現(xiàn)了一組變量之間存在的長期均衡關系，非平穩(wěn)變量的線性組合可能是平穩(wěn)的，從而可以通過檢驗非平穩(wěn)變量間的協(xié)整性來避免謬誤回歸和單位根。由上述單整檢驗可知，lncpi、lnm1與lnm2的二階差分序列都是平穩(wěn)序列，三個變量的原序列都是二階單整序列，單整的階相同，滿足協(xié)整的前提，因此分別對lncpi與lnm1、lncpi與lnm2做協(xié)整檢驗。

表中，None的含義是這一組變量之間沒有任何協(xié)整關系，At most 1的含義是這一組變量之多有一個協(xié)整關系。根據(jù)協(xié)整檢驗的結果分析，由于P=0.00000.05，因此不能拒絕原假設，最多有一個協(xié)整關系。可以得出結論，lncpi與lnm1之間有且只有一個協(xié)整關系。

同理可以分析，lm變量之間存在一個協(xié)整關系，存在一個長期均衡關系。

（四）格蘭杰因果檢驗

Granger于1988年指出如果兩個變量存在協(xié)整關系，那么至少存在一個方向的格蘭杰成因，因此需要對lncpi與lnm1、lncpi與lnm2進行格蘭杰因果檢驗，滯后階數(shù)為2。

對于假設lnm1不是lncpi的原因，通過檢驗拒絕原假設，貨幣供應量m2是cpi的原因；對于假設lncpi不是lnm2的原因，通過檢驗接受假設。因此貨幣供應量m2和物價cpi存在著唯一的單向的因果關系。

對于假設lnm2不是lncpi的原因，通過檢驗拒絕原假設，貨幣供應量m1是cpi的原因；對于假設lncpi不是lnm1的原因，通過檢驗接受原假設。因此貨幣供應量m1和物價cpi存在著唯一的單向的因果關系，說明貨幣供應量M2的過去的信息有助于預測CPI。

（五）向量誤差修正模型（VECM）

為了進一步考察變量之間的動態(tài)均衡關系，需要建立誤差修正模型，如下構建貨幣供應量M1、M2與消費價格指數(shù)CPI之間的向量誤差修正模型（VECM）。

根據(jù)約束向量自回歸（VAR）模型和AIC準則確定修正模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1，lncpi與lnm1模型估計的結果如下方程：

由誤差修正模型可以看出，被解釋變量居民消費價格指數(shù)的波動有兩部門引起，一部分是M1供應量和居民消費價格指數(shù)的各差分項對被解釋變量居民消費價格指數(shù)的短期波動直接影響，而另一部分是長期均衡關系的調(diào)整。方程中的誤差修正系數(shù)為負值，表明當期短期動動偏離長期均衡水平時，誤差修正項的作用起到反向調(diào)整，即減小了偏離程度，系統(tǒng)變化越來越穩(wěn)定。物價指數(shù)增長率的1期滯后和M1增長率的1期滯后都對當期物價增長有正向影響，表明物價的前期增長和M1 的前期增長都對物價的增長有促進作用。

根據(jù)約束向量自回歸（VAR）模型和AIC準則確定修正模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1，lncpi與lnm2模型估計的結果如下方程：

同理可以分析，CPI增長率的1期滯后和M2增長率的1期滯后都對當期物價增長有正向影響，表明物價的前期增長和M2 的前期增長都對物價的增長有促進作用。

三、結論與政策建議

（一）結論

通過實證分析和實際經(jīng)驗來說，M1、M2對CPI存在著長期的影響。從M1角度來看，M1是現(xiàn)實購買力，在紙幣流通條件下， 物價水平受流通中的貨幣供應量多少所支配，M1與物價之間存在著長期均衡關系，當期的M1會對下一期的CPI有著直接的影響。如果M1供應量過多會導致物價的上漲，而M1供應量不足，又會造成流動性不足、經(jīng)濟萎縮，這就要求貨幣當局應高度重視貨幣供應量M1，通過對M1的監(jiān)測、操縱來控制物價。

從廣義貨幣供應量M2來看，M2與CPI存在長期的均衡關系，潛在購買力M2可以轉化為M1，轉化速度以及多少都會影響物價水平，央行應該提高貨幣政策的有效性，將物價控制在一個合理的范圍內(nèi)。

M1、M2對CPI均有影響，而且有一年左右的滯后期，即貨幣供應量越大，通脹壓力越大，一個明顯的例子，2008年金融危機后政府推出了大規(guī)模的信貸擴張計劃，2009 年的信貸投放量幾乎是2008年的兩倍，直接導致了2010 年10 月份以來CPI的不斷攀升。近年來我國物價水平連續(xù)處于高位運行，貨幣政策的目標之一就是穩(wěn)定物價，央行應該對此負責，調(diào)節(jié)貨幣供應量M1、M2有效控制物價。

（二）建議

我國的貨幣政策工具主要包括：公開市場業(yè)務、存款準備金率、利率和央行貸款。我國以貨幣供應量為中介目標的貨幣傳導路線：貨幣政策工具基礎貨幣貨幣供應量價格水平。貨幣政策自身有其缺陷，并有一定的時滯性，在運用貨幣政策時應注意：

1.應加強貨幣政策與其他政策的聯(lián)動。貨幣政策外部時滯的局限性需要財政政策的積極配合，才能充分發(fā)揮作用。因此，應合理、有效地搭配使用貨幣政策與財政政策。

2.完善我國匯率制度。近年來人民幣不斷升值，國際投機資本的流入增加了外匯占款，導致央行被動釋放基礎貨幣，從而貨幣供應量也相應增加。只有不斷完善我國匯率制度，匯率穩(wěn)定才能有利于增強央行執(zhí)行貨幣政策的獨立性。

3.提高居民對貨幣政策的敏感性。盡管穩(wěn)定的儲蓄資金能保證銀行體系的正常經(jīng)營和支付，但居民儲蓄的大量增長也對貨幣政策的傳導產(chǎn)生負面效應：一是降低了儲蓄的利率彈性；二是儲蓄高增長在一定程度上制約了最終消費的實現(xiàn)；三是資金過分集中于銀行系統(tǒng)使得居民儲蓄的相對固化，無疑使貨幣政策在居民這一經(jīng)濟主體的行為中無法得到靈敏反應。完善我國就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生、養(yǎng)老等在內(nèi)的社會保障體系，解除居民的后顧之憂，同時還要拓寬居民投資渠道，促進居民金融資產(chǎn)多元化，改變居民金融資產(chǎn)過度集中在銀行儲蓄的局面，增強居民收支活動的利率彈性。

參考文獻

[1]譚小芬，徐琨.2000-2011年我國通貨膨脹推動因素的實證分析[J].中國軟科學，2011（07）.

[2]文武漢.論貨幣供應量與物價水平的關系[J].南方經(jīng)濟，1987（02）.

[3]陳柏福，唐力翔.我國物價與貨幣供量關系及貨幣政策選擇[J].湖南財政經(jīng)濟學院學報，2011（02）.

[4]李培培.貨幣供應量與通貨膨脹關系的實證分析[J].金融發(fā)展研究，2011（03）.

[5]宋建江，胡國.我國貨幣供應量與通貨膨脹關系的實證分析[J].上海金融，2010（10）.

篇7

關鍵詞:貨幣供應量;外匯儲備

中圖分類號:F83

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)21-0185-01

1 變量引入及研究原因闡述

由于受美國次貸危機的影響,各國經(jīng)濟都受到了不同程度的牽連,作為貨幣當局的中國央行如何應對這一挑戰(zhàn),要求央行具有很高的金融操作和應對能力,回顧近年來我國金融市場上資金流動性過剩的問題,所以很有必要對貨幣供應量進行深入的研究。

本文的研究目標是試圖建立一個比較完整的影響貨幣政策工具有效性的模型,通過對影響我國貨幣供給量的各項央行貨幣工具的有效性進行研究,揭示出我國央行諸多貨幣政策工具中各工具作用的效率大小,從而為各種中央銀行貨幣政策工具的合理運用提供決策參考。

數(shù)據(jù)來源;本文中所選取的數(shù)據(jù)均來自中國人民銀行官方網(wǎng)站(pbc.省略),且選取的是2007年1月到2009年3月的數(shù)據(jù),這段時間正好是金融危機發(fā)生及蔓延的時期。共27個觀測值。

變量描述:本文以廣義的貨幣供應量M2為被解釋變量,用HBGY表示;以我國中央銀行貨幣政策的各種操作變量為解釋變量,包括外匯儲備、匯率、國債成交金額、拆借市場七天拆借交易量、貨幣當局發(fā)行的債券、政府存款和金融機構貸款額七個變量,分別用WHCB、HL、GZCJE、CJ、ZQ、ZFCK和DK表示。

2 模型構建及結果分析

從對原始數(shù)據(jù)進行OLS后的結果中可以看到,其判定系數(shù)R-squared很高達到了0.998514可以看出該模型中存在明顯的偽回歸現(xiàn)象,所以模型中的數(shù)據(jù)存在非平穩(wěn)的問題,我們再對這8個變量進行平穩(wěn)性檢驗后得出HBGY是二階差分平穩(wěn)的。故應該用這8個變量的二階差分平穩(wěn)I(2)來估計模型。同時考慮到經(jīng)濟變量之間的多重共線性問題,所以剔除那些t值不顯著和可能引起多重共線性問題的變量后,對模型進行精簡,最后選取了3個自變量,仍然使用原數(shù)據(jù)進行回歸分析,得到的結果如下:

DHBGY=83.39446146+5.368769503*DWHCB-0.4579679933*DZQ+1.078329855*DDK

(0.13) (2.7) (-2.2) (6.9)

R2=0.76 SSE=2.05E+08

從上面可以看出剔除那些不顯著的變量能夠很好的降低多重共線性的問題,我們再對該新模型進行t、F檢驗,所有變量的t檢驗、F檢驗均通過。下面對該模型進行自相關性檢驗:該模型的D-W統(tǒng)計值為2.510182,通過查表知其dl和du值為1.123和1.654,故該模型不存在自相關的問題,最后對該模型進行檢驗,取分界點為2008:01,得到結果:F-statistic=1.886942.F-statistic值很明顯小于臨界值3.47,所以不拒絕H0,通過了檢驗。

通過以上回歸分析可以發(fā)現(xiàn):首先,在短期內(nèi)決定我國貨幣量投放的主要因素是金融機構的信貸規(guī)模,在其他變量保持不變的情況下,當金融機構的信貸規(guī)模每增加一個百分點,貨幣供應量M2就會增加1.0783個百分點?？梢?影響程度是很大的。其次,貨幣當局發(fā)行的債券數(shù)量對貨幣供應量呈負相關,這也是公開市場操作的原理,中央銀行通過用增發(fā)債券的方法來實行緊縮的貨幣政策,即通過減少流通中的貨幣來平穩(wěn)過熱的經(jīng)濟。這種影響也是顯著的,為0.4580的比率.值得注意的是,外匯儲備是引起M2波動的一個非常重要的原因,它對M2存在顯著的正面影響,在其他變量保持不變的情況下,外匯儲備每增加一個百分點,會導致貨幣供應量5.3688個百分點的擴張,這種影響是相當大的,我們知道一國的外匯儲備是通過用本國貨幣來購買的,也就相當于要同時向市場上投放大量的本國貨幣,這也是造成當前我國流動性過剩問題的一個重要原因。

3 政策及建議

當今金融危機的爆發(fā),對一國經(jīng)濟的沖突逐漸通過國外的因素傳導到國內(nèi),而外匯儲備作為和外幣直接相關的因素就產(chǎn)生了更加大的影響,改革開放以來,我國隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展形成了龐大的外匯儲備額,目前居世界首位,雖然保有適當?shù)耐鈪R儲備額是一國進行經(jīng)濟調(diào)節(jié),實現(xiàn)該國貨幣匯率穩(wěn)定的重要手段,但外匯儲備規(guī)模的急劇擴大也會對國家經(jīng)濟的發(fā)展造成很大的負面影響。

要保持經(jīng)濟的平穩(wěn)運行,對外匯儲備進行合理的管理是不容忽視的重要手段,為了對外匯儲備額進行有效的管制,本文建議如下:

(1)根據(jù)國際經(jīng)濟發(fā)展的實際需要適時調(diào)整國家外匯儲備的結構,減持美元,增持歐元,增加石油儲備,適量持有與我國經(jīng)貿(mào)關系迅速發(fā)展的國家的金融資產(chǎn)。

篇8

于此同時，收集美國的數(shù)據(jù)做同樣的實證檢驗。希望通過對他們的分析得出他們的情況與我國是否相同，他們各自又有什么特點。進一步了解其他類型的市場的貨幣供應量（M2）和房價之間的相關性和其優(yōu)劣勢。

關鍵詞：貨幣供應量；M2；房地產(chǎn)價格；房價指數(shù)

Abstract: this article，with the financial in the progress of urbanization plays the key role as the Angle of view, puts forward the money supply (M2) change is more likely to lead to real estate prices reason for changes, and also through the CPI data changes and house price index changes of comparison, through collecting the data, the empirical test. Hope can through the data confirms M2 and the relationship between the house price index, and the influence of the specific mechanism, the flow of money to the real estate market has a more prioritize the knowledge and understanding of the. On this basis, inspected the monetary policy of the real estate price effect.

At the same time, the collection of the United States to do the same empirical data. Hope that through to their analysis of the situation in China and they are same, both of them have again what characteristics. The further understanding of other types of market of money supply, M2) and the correlation between home prices and its disadvantages.

Keywords: money supply; M2; Real estate prices; House price index

中圖分類號：F82 文獻標識碼：A 文章編號：

1. 前言

進入新世紀以來，我國廣義貨幣量M2呈現(xiàn)快速增長態(tài)勢，金融市場流動性呈現(xiàn)持續(xù)寬松狀態(tài)。從2000年到2010年，我國M2年均增長率為17.66，高于GDP增長率和通貨膨脹率之和。金融相關率（M2/GDP）快速增加，從2000年1.48上升到2010年的1.82，已經(jīng)接近甚至超過發(fā)達國家水平。而今中國的M2已超過美國、日本等過成為世界第一M2國家。與此同時，自2000年以來，我國房地產(chǎn)價格持續(xù)攀升，例如全國房屋價格指數(shù)2000-2010年平均值分別為101.1、102.2、103.7、104.8、109.6、107.6、105.5、107.6、106.5、106.28、106.4，遠遠高于同期居民消費價格指數(shù)。這些經(jīng)驗事實是否意味著廣義貨幣供應量M2和房地產(chǎn)價格、CPI之間存在相關性？如果存在，那么M2的快速增加是房地產(chǎn)快速上漲的原因嗎？這一影響的機制是什么？相應的措施，如中央銀行通過存款準備金制度和公開市場業(yè)務對M2進行調(diào)節(jié)，避免因M2導致房地產(chǎn)等資產(chǎn)價格上升，就有效果了嗎？該怎樣評價貨幣政策對房地產(chǎn)價格的影響？

我國M2與房地產(chǎn)價格關系的機制分析

2.1 相關數(shù)據(jù)及其關系

主要是通過對中國2000-2010年的M2和2000-2010年房價指數(shù)變動的對比以及2000-2010年CPI和房價指數(shù)變動的對比研究。

貨幣供應量采用廣義貨幣（M2），廣義貨幣（M2）=M1+儲蓄存款（包括活期和定期儲蓄存款）+政府債券。

房價指數(shù)是指房屋銷售價格指數(shù)。房屋銷售價格指數(shù)是反映一定時期房屋銷售價格變動程度和趨勢的相對數(shù)，它是通過百分數(shù)的形式來反映房價在不同時期的漲跌幅度。包括商品房、公有房屋和私有房屋各大類房屋的銷售價格的變動情況。

消費者價格指數(shù)（Consumer Price Index），英文縮寫為CPI，是反映與居民生活有關的商品以及勞務價格統(tǒng)計出來的物價變動指標，通常作為觀察通貨膨脹水平的重要指標。

M2通過為市場提供充足的流動性影響房地產(chǎn)價格。M2的增加使得房地產(chǎn)商從銀行獲得貸款可能性增加，潛在購房者流動性約束下降，從而對房地產(chǎn)需求和新建筑的投資決策有相當大的影響，最終導致房地產(chǎn)價格的變化。個人住房按揭貸款刺激了需求，拉升房地產(chǎn)價格；而房地產(chǎn)開發(fā)貸款刺激的供給，降低房地產(chǎn)價格。但由于房地產(chǎn)具有建設周期長，自然壽命和經(jīng)濟壽命長以及土地供給有限等特點，這決定了房地產(chǎn)短期供給是無彈性的，房地產(chǎn)價格的變動主要受需求變動的影響。因此，M2變動通過需求面對房地產(chǎn)價格的影響大于通過供給面對房地產(chǎn)價格的影響。在我國，上述機制更加凸現(xiàn)。1988年住房制度改革以來，我國經(jīng)濟發(fā)展進程的一個突出特征是：住房貨幣化程度的不斷深化、城市化進程的不斷加快、舊城改造的不斷推進。但由于目前居民收入水平還不高，這些需求只是潛在需求，而金融是把潛在需求轉為有效需求的關鍵。M2的快速增加，住房需求者將更容易獲得銀行住房按揭貸款，從而將潛在需求轉化為有效需求。城市化進程還將在我國經(jīng)濟發(fā)展中維持很長一段時間。因此，在很長一段時間里，M2更可能是房地產(chǎn)價格變動的原因，而不是相反。

2.2 數(shù)據(jù)圖表對比

將近年來我國貨幣供應量與房地產(chǎn)價格指數(shù)隨時間的變動圖表來加以分析，可以得到圖1。從圖1可以看出M2的增加浮動一般會影響房價指數(shù)的浮動，雖然反應時間和周期有所快慢。最明顯的是在2007年開始后面的時間，房價指數(shù)對經(jīng)濟發(fā)生變化有著迅速而明顯的反應，而M2的增加對調(diào)整房地產(chǎn)行業(yè)經(jīng)濟的低谷也有很明顯的恢復作用。而在2007年前的變化很多因為其他政策或者大事件而使他們之間看起來沒有很明顯的互相影響關系。

圖1 中國200-2010年M2增長同比和房價指數(shù)的趨勢圖及其移動趨勢線

將房地產(chǎn)價格指數(shù)與消費者價格指數(shù)CPI的相關數(shù)據(jù)用圖表可以表示為圖2。從中可以看出，房地產(chǎn)價格與CPI之間的變化關系。

圖2、2000年1月-2010年12月M2和房價指數(shù)趨勢圖

CPI和房價指數(shù)的趨勢線方向和幅度是很一致的。說明兩者之間是有一定的關聯(lián)的。房價指數(shù)的敏感度更加高，他的變化也在某種程度上預示著CPI的變化。CPI是主要的經(jīng)濟指標，而房價指數(shù)作為房地產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟指標，兩者之間的關聯(lián)性也表現(xiàn)著他們所體現(xiàn)的經(jīng)濟領域相互之間的關系。

2.3 我國M2和房地產(chǎn)價格關系的機制分析

2.3.1M2與房地產(chǎn)價格之間存在相關性

通過分析可以看出M2和房價指數(shù)之間的波動相關性，主要分為2007年之前、2007年之后：在2007年前，房價指數(shù)的波動主要受房產(chǎn)政策的扶持來推動房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展，房價指數(shù)的上升顯示著經(jīng)濟的上升發(fā)展，不久后也會M2也會增加；而M2的增加后會讓房價指數(shù)再次出現(xiàn)高峰；2007年后，兩者波動就比較一致，2007年后由于次貸危機的爆發(fā)，房價指數(shù)很敏感地隨著M2的大幅度波動而幾乎很一致的波動，當經(jīng)濟恢復到正常水平線后由于國家開始出臺了一系列嚴控房價調(diào)整市場結構的政策，所以房價指數(shù)和M2呈反方向變動。

在M2和房價指數(shù)相互影響中有一下幾個方面：

（1）房價指數(shù)的增長會通過經(jīng)濟預期使M2增加

房地產(chǎn)行業(yè)的快速發(fā)展也會帶動相關行業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，會使得對整體經(jīng)濟的預期會增加，從而增加M2。可以在圖2中看到： 2005年、2007年、2008年、2010年的房價指數(shù)最高點后M2也相繼出現(xiàn)了最高點。同時也說明當前的M2對預期的M2的彈性很大,間接反應中國的貨幣政策效果有一定的滯后效應,央行對上期貨幣政策的依賴度較大。因此,中央銀行可以不“盯住”房地產(chǎn)價格,但貨幣政策應靈活地去促進經(jīng)濟穩(wěn)定較快的增長,不宜過多依賴以前的貨幣政策,相機抉擇是很重要的；

M2增加對房地產(chǎn)供給者的影響

貨幣(M2)擴張,利率降低,房地產(chǎn)的融資成本降低,因此房地產(chǎn)需求量增加,房地產(chǎn)價格( Pr )上升。如果房地產(chǎn)的價格遠遠高于建筑成本的話,那么房地產(chǎn)投資額度(H)就會大幅增加,總供給( Y)上升；

房地產(chǎn)信貸將居民住房潛在要求轉變?yōu)橛行枨驧2的快速增長為我國信貸市場提供了寬松的流動性環(huán)境，通過銀行信貸，將居民對住房的潛在需求轉變?yōu)橛行枨?，推動了房地產(chǎn)價格的上漲。當前我國銀行體系持有巨額的超額存款。在利潤最大化的目標驅(qū)使下和降低不良貸款的重壓下，我國商業(yè)銀行必須為這些超額存款尋找收益較高、風險較小的投資渠道，而房地產(chǎn)信貸正滿足這一要求。因此，商業(yè)銀行有很強的激勵向房地產(chǎn)市場發(fā)放貸款。在此背景下也增長了那部分投資性賣房?？梢栽趫D2中看到2003年前后接近3年的時間里M2的大幅度增加，使得2004年房價指數(shù)再次出現(xiàn)恢復到趨勢線后出現(xiàn)的最高點，2009年在次貸危機中M2對房地產(chǎn)價格的影響就更加明顯了；

（4）股票市場低迷使M2快速流向房地產(chǎn)市場

由于股票市場價格呈下跌趨勢，產(chǎn)品市場通貨緊縮，M2的快速增長更多的流向了房地產(chǎn)市場，從而進一步加劇了房地產(chǎn)價格的上漲。這可以通過考察貨幣流動速度，即名義GDP與M2的比值進一步說明。就長期而言，我國貨幣流動速度呈不斷下降的趨勢，這就意味著M2與名義GDP的比值不斷上升；

（5）海外資金涌入也導致房地產(chǎn)價格上漲

大量海外資金涌入我國房地產(chǎn)市場，也是房地產(chǎn)價格上漲的重要原因。從2004年房地產(chǎn)業(yè)新設立外商投資行業(yè)就不斷的增加，合同外資金額的增長，各項增長指標均超過全國利用外資平均增長幅度，使得房地產(chǎn)業(yè)連續(xù)三年成為全國第二大外商投資行業(yè)。按照資本逐利的本性推斷，海外資本已經(jīng)極大地滲入了我國房地產(chǎn)市場，并對中國經(jīng)濟特別是房地產(chǎn)經(jīng)濟造成了較為深刻的潛在影響。在2007年的經(jīng)濟危機前期突然從中國撤走的熱錢中相信也有相當一部分是投資在房地產(chǎn)行業(yè)中的。3. 美國M2與房地產(chǎn)價格關系的機制分析

3.1 美國M2與房地產(chǎn)價格關系

美國的房價指數(shù)――標普Case-Shiller房價指數(shù)（S&P/Case-Shiller Home Prices Indices）。標普Case-Shiller房價指數(shù)（S&P/Case-Shiller Home Prices Indices，后面簡稱標普指數(shù)）是由標準普爾的房價指數(shù)，是衡量美國住房價格變化情況的指針，以重復銷售定價技術（repeat sales pricing）為基礎。

圖3 美國1998-2008年M2和標普房價指數(shù)的趨勢圖

圖片顯示美國M2增長幾乎呈直線增長，坡度沒有我國的那么陡峭，也就是說他們的M2增產(chǎn)率很穩(wěn)定。

從1988年初標普房價指數(shù)幾乎一直隨著M2的增長而增長，尤其是2004年到2006年上半年大幅度上升，大幅度超出趨勢線。2006年6月開始呈下降趨勢，但2007年9月后大幅下跌，直到2008年9月跌到和2004年差不多的水平。這是因為爆發(fā)2007-2008年全球金融危機，又稱金融海嘯、信用危機及華爾街海嘯等，是一場在2007年2月7日為轉折點，2007年8月9日開始浮現(xiàn)的金融危機。自次級房屋貸款爆發(fā)后，投資者開始對按揭證的價值失去信心，引發(fā)流動性危機。即使多國中央銀行對次向金融市場注入巨額資金，也無法阻止這場金融危機的爆發(fā)。直到2008年，這場金融危機的爆發(fā)。直到2008年，這場金融危機開始失控，并導致多間相當大型的金融機構倒閉或被政府接管。

在標普房價指數(shù)開始以大幅度增長偏離趨勢線的這段時間反而M2增量是相對減少的。說明這段時間國家的經(jīng)濟發(fā)展速度，GDP增長率是有所減少的，而身為房價標桿的標普房價指數(shù)卻大幅度增加，也是因為引起次貸危機的根源――信貸危機，美國房地產(chǎn)次級貸款證化后造成的次貸危機演變?yōu)榻鹑谖C。過渡信貸擴張最終導致了金融泡沫，泡沫破滅后標普房價指數(shù)大幅度下跌。

但兩條線總的趨勢是呈同方向變動，M2的增長率要高于房價指數(shù)的增長率。

圖4 美國1998-2008年CPI和標普房價指數(shù)里面主要的綜合指數(shù)CSXF增產(chǎn)率的趨勢圖

圖4顯示CPI在2000年后的一年多時間里是高出總體趨勢線很多的，這是由于2000年美國股市泡沫撲滅后CPI高漲，但是綜合指數(shù)先下跌，后以恢復增長率趨勢線增長率，平穩(wěn)增長；CPI在2001年6、7月份逐漸下跌，于2002年到達低谷，到2003年兩者都恢復到趨勢線的恢復期階段，房價增長率和CPI變動幅度趨向吻合；美國房地產(chǎn)價格調(diào)整周期較長，歷史上從頂點到低谷一般需要三至五年。而美國房地產(chǎn)價格2006年見頂，未來幾年房地產(chǎn)將處于熊市。所以2004-2006年綜合指數(shù)增長率一直處于趨勢線以下。此外，美國“嬰兒潮”一代即將步入退休年齡，許多老人退休后出售房子搬入養(yǎng)老院，人口結構因素導致本輪房價下調(diào)周期可能比以往更長。

在2006年之前的5年里，由于美國住房市場持續(xù)繁榮，加上前幾年美國利率水平較低，美國的次級抵押貸款市場迅速發(fā)展。隨著美國住房市場的降溫尤其是短期利率的提高，次貸還款利率也大幅上升，購房者的還貸負擔大為加重。同時，住房市場的持續(xù)降溫也使購房者出售住房或者通過抵押住房再融資變得困難。這種局面直接導致大批次貸的借款人不能按期償還貸款，進而引發(fā)“次貸危機”。2007年出現(xiàn)了CPI大幅度下跌，這是以次貸危機爆發(fā)，標普房價指數(shù)大幅度下跌，綜合指數(shù)增長率在趨勢線水平幾乎無增長。但是CPI在經(jīng)歷了兩個回跳后上升到正常增長水平，雖然綜合指數(shù)增長率一再提高，但是標普房價指數(shù)卻依然一蹶不振。這是因為次貸危機爆發(fā)后，CPI因為其他領域的逐漸穩(wěn)定回暖而上升，而房地產(chǎn)業(yè)的次貸危機后短期內(nèi)還沒能恢復正常水平。

美國的標普指數(shù)與M2之間的相互影響程度不大一樣：美國標普指數(shù)的變動對其M2的影響很小，特別是它對現(xiàn)金M0的影響幾乎可以忽略不計；美國M2的變動對標普指數(shù)的影響很大。這意味著，若不考慮其他條件，當美國為了防止衰退、刺激經(jīng)濟增長時首先考慮的政策措施，應該是增加M0和M2的供給，此時效果最直接的方式就是大幅增加居民的收入，拉動消費和生產(chǎn)，使得房價健康增長。4. 結論分析

4.1 國內(nèi)分析

從金融在城市化進程中所起的關鍵作用的視角出發(fā)，本文提出M2變動更可能是房地產(chǎn)價格變動的原因，而不是相反。概括全文分析，主要得到兩點結論：M2與房地產(chǎn)價格之間存在穩(wěn)定的均衡關系。

M2快速增加驅(qū)動房地產(chǎn)價格上漲的途徑主要有三條：一是M2的快速增加為我國信貸市場提供了寬松的流動性環(huán)境，通過銀行信貸，將居民對住房的潛在需求轉變?yōu)橛行枨?，推動了房地產(chǎn)價格的上漲；二是由于股票市場價格呈下跌趨勢，產(chǎn)品市場通貨緊縮，M2的快速增加更多的流向了房地產(chǎn)市場，從而進一步加劇了房地產(chǎn)價格的上漲；三是大量海外資金涌入了我國房地產(chǎn)市場，也是房地產(chǎn)價格上漲的重要原因。貨幣政策對抑制房地產(chǎn)價格過快上漲起了關鍵作用。

相反，房價指數(shù)的增長會通過經(jīng)濟預期使M2增加。

4.2 美國分析

M2對房地產(chǎn)價格的影響主要表現(xiàn)在由于M2的增加，導致流通中的貨幣量增加，從而導致貨幣貶值，從而房地產(chǎn)價格上升。在一定的范圍內(nèi)，隨著M2的增加，有利于刺激房地產(chǎn)市場的發(fā)展，房地產(chǎn)企業(yè)可獲得更多資金易于導致房地產(chǎn)市場繁榮。由于房地產(chǎn)市場的巨大帶動作用將有利于經(jīng)濟形勢向正方向發(fā)展，必然導致CPI的增長。

但如果M2過多，首先是直接導致通貨膨脹。同時，房價過渡上漲造成經(jīng)濟主體的預防性動機增加過大，使儲蓄增長幅度過大（這對應著消費大幅度減少），就有可能對產(chǎn)生、通貨形成負面的影響，引發(fā)通貨緊縮；分之，如果房價上漲刺激消費增長（減少儲蓄），或者雖然使儲蓄增長，但增長幅度低于投資的增長幅度，則可能對產(chǎn)生起正向作用，進而對物價水平產(chǎn)生向上的壓力。

通過以上有關歷年來美國房地產(chǎn)價格指數(shù)的數(shù)據(jù)和M2的研究，探討房地產(chǎn)價格與貨幣之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)美國房地產(chǎn)價格與通貨膨脹之間存呈現(xiàn)高度相關的關系。

4.3啟示與建議

根據(jù)以上分析，可以得出以下為幾點啟示：

（1）金融（尤其是房地產(chǎn)貸款）是驅(qū)動房地產(chǎn)業(yè)高速發(fā)展的發(fā)動機。2006年5月末我國房地產(chǎn)貸款余額占銀行信貸總額的比重達到16%，而美國在2003年這一比重達到49.34%，遠遠低于美國的水平。與此同時，中國坐在經(jīng)歷城市化進程，住房貨幣化、舊城改造以及新城鎮(zhèn)居民的不斷產(chǎn)生，將對房地產(chǎn)形成非常巨大的需求。在這一進程中，金融起著至關重要的作用，從金融結構上看，就是房地產(chǎn)信貸在銀行全部信貸中所占比重將快速上升。但是在這種轉變中又要防止投資性購房會不會造成房地產(chǎn)泡沫的產(chǎn)生等一系列問題，也是對我國市場經(jīng)濟結構轉型的一個考驗。

（2）M2增速的變化可以用來預測未來大約一年以后房地產(chǎn)價格的變動趨勢。根據(jù)上面的分析，M2增速的變動先于房地產(chǎn)價格的變動，時滯一年左右；格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解檢驗表明M2的變動是房地產(chǎn)價格變動的原因，且M2的擾動是房地產(chǎn)價格波動的主要來源，甚至超過其自身。因此，M2增速的變化可以作為央行貨幣政策操作的一個重要參考指標，但實質(zhì)問題要求貨幣政策必須注意把握時機。

合理搭配使用貨幣政策操作工具。央行貨幣政策操作工具主要包括公開市場業(yè)務、利率政策（包括調(diào)整存款利率、金融機構存款準備金率等）以及機構性政策（如信貸政策）。這些政策工具在不同的時期產(chǎn)生的效果是不同的。如果使用得當能促進市場經(jīng)濟增長，結構更加合理化。在擁有中國特色社會主義特點的同時也是一個健康而高效的經(jīng)濟體制。

5. 總 結

在對我國、美國的M2和房價指數(shù)以及相關數(shù)據(jù)進行了對比后，發(fā)現(xiàn)他們之間存在著相關性。房價指數(shù)的敏感度像是貨幣經(jīng)濟變化的敏感器一樣，正常發(fā)展時會提前顯現(xiàn)，呈現(xiàn)同方向變化；但當經(jīng)濟變動出現(xiàn)了不符合規(guī)律或措施時，會顯現(xiàn)出房價和M2反方向的變動。對于相關的調(diào)控政策是否較快的反應也是衡量經(jīng)濟結構的一方面，同時好的快速而有效的反應也會使得市場更好地調(diào)控和發(fā)展。

參考文獻

[1]王 擎，韓鑫韜.貨幣政策能盯住資產(chǎn)價格嗎_來自中國房地產(chǎn)市場的證據(jù)[A].金融研究,2009.

[2]吳成軍. 貨幣供應量與房地產(chǎn)價格的關系研究[A] .財經(jīng)視線. 2006

[3]李健飛，史晨昱. 我國銀行信貸對房地產(chǎn)價格波動的影響[A]. 上海財經(jīng)大學學報,2005.

[4]段忠東. 房地產(chǎn)價格和貨幣政策[D].湖南大學. 2008

[5] 周建軍，鄔麗萍. 流動性過剩與我國房地產(chǎn)價格上漲_理論及對策[A]. 湘潭大學學報( 哲學社會科學版),2009.

[6]李輝華. 美國商品流通與貨幣流通關系的實證分析：1947-2008[A]. 內(nèi)蒙古財經(jīng)學院報,2010(2).

[9]王重潤. 房價決定的比較靜態(tài)均衡分析[A].工業(yè)技術經(jīng)濟. 2008(2)

篇9

【關鍵詞】CPI 貨幣供應量 回歸

一、通貨膨脹與貨幣供應量的界定

（一）通貨膨脹及其度量

通貨膨脹是指一般物價水平在一定時期內(nèi)持續(xù)普遍的上漲，度量通貨膨脹的指標主要有居民消費價格指數(shù)（CPI）、批發(fā)物價指數(shù)（WPI）、生產(chǎn)者價格指數(shù)（PPI）、GDP折算指數(shù)。本文將選擇居民消費價格指數(shù)（CPI）作為通貨膨脹的度量指標，居民消費價格指數(shù)（CPI）是綜合反映一定時期內(nèi)居民消費品的價格的變動趨勢和程度的價格指數(shù)。

（二）貨幣供應量及其度量

1.國際貨幣基金組織對貨幣供應量的度量。國際貨幣基金組織采用三個口徑對貨幣的供應量進行度量，這三個口徑分別是通貨、貨幣、準貨幣；“通貨”指流通貨幣，包括紙幣、鑄幣等有形實體貨幣和信用貨幣；“貨幣”包括存款貨幣銀行之外的通貨以及私人部門的活期存款；“準貨幣”等于儲蓄存款、定期存款以及外幣存款之和。

2.中國對貨幣供應量的度量。中國對貨幣供應量的度量也分為三個口徑，這三個口徑分別為M0、M1以及M2。M0指流通中的現(xiàn)金；M1等于流通中的現(xiàn)金與活期存款的和；M2等于流通中的現(xiàn)金、活期存款、定期存款、儲蓄存款、其他存款以及證券公司的客戶保證金。

二、通貨膨脹與貨幣供應量的關系

傳統(tǒng)的貨幣數(shù)量學派認為貨幣供應量與通貨膨脹率成正相關，美國經(jīng)濟學家費雪提出了費雪方程式：MV=PT或P=MV/T（P為物價水平、M為貨幣供應量、V為貨幣的流通速度、T為各類商品的交易數(shù)量），費雪方程式表明物價水平P與貨幣供應量同方向變化?，F(xiàn)代貨幣主義的代表人物佛利德曼在1992年通過實證檢驗得出貨幣供應量與CPI沒有因果關系的結論。

麥克德雷斯和韋伯在1995年使用30個國家的相關數(shù)據(jù)進行實證分析得出貨幣供應量與通貨膨脹率之間存在顯著的正相關的關系；姚遠在2007年運用方差分解和協(xié)整的計量方法得出貨幣供應量對通貨膨脹存在滯后效應；伍志文在2002年通過實證分析發(fā)現(xiàn)我國的貨幣供應量與CPI存在負相關性。

三、通貨膨脹與貨幣供應量關系的實證分析

本文選擇CPI作為通貨膨脹的度量指標，分別選用M1和M2作為貨幣供應量的度量指標，選擇1997年1月至2010年10月的月度CPI、M1及M2的同比增長率進行實證分析。以下為實證結果：

從表1可以得到CPI對M1的回歸方程為：CPI=0.1279 M1-2.5484；從表2可以得到CPI對M2的回歸方程為：CPI=-0.2519 M2+4.1305；從表3可以發(fā)現(xiàn)CPI與M1的相關系數(shù)大于0，與M2的相關系數(shù)小于0。

四、結論

從以上分析我們發(fā)現(xiàn)貨幣供應量M1與消費物價指數(shù)（CPI）成負相關的關系（相關系數(shù)小于零），貨幣供應量M2與消費物價指數(shù)（CPI））成正相關的關系（相關系數(shù)大于零），但是消費物價指數(shù)（CPI）無論是與M1和M2的相關性都不太顯著（相關系數(shù)的絕對值較?。?/p>

參考文獻

篇10

一、貨幣數(shù)量實證的理論支持

當代貨幣數(shù)量論是吸收了從早期貨幣數(shù)量學說到魏克賽爾的累積過程理論，再到凱恩斯的貨幣利息理論，并根據(jù)當代市場經(jīng)濟運行所面臨的實際問題，為解決當代貨幣經(jīng)濟的實際問題而提出的一個簡單、有效的貨幣經(jīng)濟理論。它已經(jīng)從解決當代資本主義經(jīng)濟的實際問題中找到了自己的實證支持，它是一個比較成熟的經(jīng)濟理論。它們的主要觀點如下：

首先，現(xiàn)代貨幣數(shù)量論認為影響經(jīng)濟活動的決定性因素是貨幣。因此，為了保證經(jīng)濟的穩(wěn)定增長，就必須保持貨幣供應量的穩(wěn)定增長。同時，認為貨幣供應量的一個外生變量，而貨幣需求函數(shù)是極其穩(wěn)定的，因此貨幣當局可以根據(jù)貨幣需求函數(shù)擔當起穩(wěn)定貨幣供應增長率的職責。

其次，認為由私人經(jīng)濟行為決定的資源配置與貨幣收入的短期變化無關，因而無須對私人經(jīng)濟行為進行詳盡分析就可以做出高度準確的總體經(jīng)濟分析。

再次，提出關于傳遞機制的貨幣主義模式，認為貨幣是通過相對價格機制、名義國民收入和其他名義宏觀經(jīng)濟變量對經(jīng)濟發(fā)展發(fā)生直接影響。

最后，他們相信市場經(jīng)濟具有內(nèi)在的自動穩(wěn)定性。

簡單說來，承認“貨幣供應的變化是貨幣收入變化的主要因素”是現(xiàn)代貨幣數(shù)量論的主要核心觀點。今天，越來越多的人認識到，貨幣在增進各國的經(jīng)濟繁榮方面確實是重要的。要取得價格穩(wěn)定、充分就業(yè)、經(jīng)濟的平衡增長及其他必不可少的經(jīng)濟目標，我們的貨幣和銀行金融機制就絕對有必要在取得這些目標時保持同步運行。

承認外生的可控制的貨幣供應量和貨幣需求函數(shù)的相對穩(wěn)定性，強調(diào)價格效應的貨幣傳導機制，以穩(wěn)定的貨幣增長率為政策指標，堅持穩(wěn)定物價的政策目標，強調(diào)貨幣政策在國家宏觀經(jīng)濟政策中的主導地位是貨幣數(shù)量論在實際當中的主要政策主張。正如弗里德曼所認為的“中心的問題，不是去建立一套高度敏感的、能不斷消除由其他因素所導致的不穩(wěn)定的工具，而是寧可去防止貨幣安排本身成為一個不穩(wěn)定的根源”。

二、貨幣與經(jīng)濟關系計量分析

基于以上的理論分析，控制貨幣存量的增長率，使其按照一個或幾個關鍵的經(jīng)濟變量的變化而同步連續(xù)地變化，貨幣當局就能提供一個可為經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的貨幣背景。對此，本文從國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（名義國民收入增長率）和通貨膨脹率（物價上漲率）與貨幣存量增長率之間關系進行計量分析。

下面，我們選擇1978～2001年間的廣義貨幣M2供應量增長率和通貨膨脹率、GDP增長率（年度數(shù)據(jù)）作為我們實證的數(shù)據(jù)區(qū)間，根據(jù)貨幣數(shù)量論的相關理論，對我國的貨幣供應政策的穩(wěn)定性進行計量考察。

（一）GDP增長率、通貨膨脹率與M2供應量增長率相關性分析。根據(jù)我們所獲得的數(shù)據(jù)，應用統(tǒng)計計量分析軟件Eviews，得到了M2供應量增長率與GDP增長率、通貨膨脹率之間的相關系數(shù)。（表1）

從表1我們可以看出，正如現(xiàn)代貨幣數(shù)量論和許多實證所驗證的那樣，我國的貨幣供應量與GDP增長率、通貨膨脹率具有較強的相關性。貨幣的長期周期性變動與相應的貨幣收入（或國民收入）和價格水平變動之間的關系是比較密切的和穩(wěn)定的。另外，根據(jù)它們之間的點線圖（圖1），我們可以看出，M2增長率與GDP增長率、M2增長率與通貨膨脹率之間的變化具有大致相似的同增同減的長期趨勢，即它們具有長期的一致性。當然，它們之間的因果關系、它們相互之間的變動是否是即期還不明顯，我們將在下文給出分析。但是，有一點可以肯定的是，當經(jīng)濟波動較大時一定伴隨著貨幣供應量的較大的波動。

（二）M2供應量增長率、GDP增長率、通貨膨脹率三者之間的因果關系分析。運用Granger因果關系檢驗，我們可得如表2的檢驗結果。（表2）

從表2可以看出，對于通貨膨脹不是貨幣供應量Granger原因的原假設，拒絕它而犯第一類錯誤的概率是0.77933，表明通貨膨脹不是M2增長率Granger原因的概率較大，不能拒絕原假設。而第一個檢驗的相伴概率只有0.00741，表明我們至少可以在95%的置信水平下，認為M2增長率是通貨膨脹的Granger成因。同理，對于GDP增長率與M2增長率之間的Granger因果關系也可以得出類似的結論，即認為M2增長率是GDP增長率的Granger成因。

（三）M2供應量增長率、GDP增長率、通貨膨脹率回歸分析。由上面的相關分析和因果關系分析，我們可以很有理由地運用貨幣供應量的兩因素模型對三者進行回歸分析。由此，我們得到如下回歸方程：

GDP＝0.04821+0.2020×M2

（2.369）（2.430）

R2=0.2116 F=5.904 （1）

P=-0.04994+0.45099×M2

（-1.0791）（2.3853）

R2=0.2055 F=5.6897 （2）

上述兩個方程下方括號內(nèi)的數(shù)值是95%的t檢驗統(tǒng)計量值，從中我們可以看出回歸系數(shù)都通過了檢驗，并且整個方程的F檢驗也是顯著的。這也從另一方面說明了貨幣供應量的增長對于經(jīng)濟的發(fā)展和波動具有顯著地影響。另外，我們也可以得到如下方程：

M2=0.1359+0.8281×GDP＋0.3564×P

（3.3283）（1.9571）（1.9078）

R2=0.328 F=5.1259（3）

它的回歸系數(shù)也通過了90%的t檢驗，方程也是顯著的。這說明，雖然GDP增長率和通貨膨脹率不是M2的Granger的成因，但是我們?nèi)匀豢梢岳眠@兩個宏觀經(jīng)濟指標對貨幣供應政策進行指導，即可以預測以多大的增長率來供應貨幣。

三、基本結論和政策建議

綜合現(xiàn)代貨幣數(shù)量理論和我們上面的計量分析，我們可以得出以下結論：改革開放以來，我國貨幣供應量的增長對經(jīng)濟的影響是顯著的。同時，貨幣總量的變動是一個相對獨立的過程，而經(jīng)濟變動受到貨幣變動影響的關系相對來說是很穩(wěn)定的。因此，當貨幣存量的增長率存在明顯波動時，必然伴隨著經(jīng)濟增長的波動。

1978年以來，我國的貨幣政策在實際運作過程中基本上遵循著現(xiàn)代貨幣數(shù)量論的政策主張。然而，由于經(jīng)濟的大幅度增長，投資的狂熱和相對無序，貨幣當局無法摸清經(jīng)濟運行的規(guī)律而又對經(jīng)濟形勢過于樂觀，導致了貨幣供應不連續(xù)、不平穩(wěn)、無規(guī)律地變動。這種貨幣供應的變動在一定程度上造成我國經(jīng)濟在八十年代中后期和九十年代中期物價持續(xù)上漲和經(jīng)濟波動。如在1990～1996年間，我國的貨幣供應總量增長率平均都在25%以上，由此直接導致了在九十年代中期我國的泡沫經(jīng)濟和平均10%以上的通貨膨脹率，給經(jīng)濟發(fā)展造成了很大的不確定性和危害。同樣的原因也造成了1988年和1989年高通貨膨脹（分別為18.5%和17.8%）和民眾對經(jīng)濟前景的恐慌。

同時，由于對經(jīng)濟發(fā)展的長期趨勢缺乏考慮，貨幣政策造成經(jīng)濟波動的突發(fā)性反過來使得貨幣當局在制定和執(zhí)行貨幣政策時的被動性，從而進一步造成了經(jīng)濟的不穩(wěn)定。如1997年以來，我們雖然制止了高通貨膨脹，卻又陷入了持續(xù)的通貨緊縮（1998、1999、2000年的物價上漲率分別為－2.6%、－3%、－1.5%），在某種程度上這不能說不是在治理通貨膨脹時由貨幣政策的突發(fā)性造成的。

對以上分析結論，以及我國當前的實際經(jīng)濟背景，我們提出以下政策主張：

（一）根據(jù)經(jīng)濟的長期預期增長率來指導貨幣供應政策。由于長期的真實經(jīng)濟增長率是由實際的勞動力增長率、生產(chǎn)技術的發(fā)展速度等非貨幣因素決定的。因此，為了使貨幣政策的制定和執(zhí)行不至于對長期經(jīng)濟發(fā)展沖擊，引起經(jīng)濟的不穩(wěn)定，我們就必須使貨幣總量的增長率緊跟真實經(jīng)濟的長期預期增長率，進行連續(xù)、平穩(wěn)的供應貨幣。穩(wěn)定的貨幣供應還會使一般公眾建立起對貨幣政策的信任，使貨幣當局的政策在執(zhí)行時更為有效和及時。