貨幣供應(yīng)量精選(九篇)

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第1篇：貨幣供應(yīng)量范文

不過，基于近年來的分析經(jīng)驗，過度強調(diào)貨幣供應(yīng)量指標M1、M2已經(jīng)給央行宏觀調(diào)控帶來了一些壓力，對經(jīng)濟和CPI的指示意義在下降。另外，金融市場對于M2的敏感度也在下降。盯住一個固定的貨幣供應(yīng)總量目標，也不足以反映金融改革和實體經(jīng)濟變化帶來的融資結(jié)構(gòu)變化。

兩會在即，政府工作報告按慣例將要公布的M2目標依然備受關(guān)注，但現(xiàn)在是時候給貨幣供應(yīng)量指標減負了。

容易脫鉤的M2目標

市場一直以來高度關(guān)注貨幣供應(yīng)量，自然也對央行任何改變貨幣供應(yīng)的舉動非常敏感，這是因為過去貨幣供應(yīng)以外匯占款為主，央行的操作簡單，也能被市場主體準確解讀。而現(xiàn)在外匯占款減少，流動性投放與回籠渠道更為多樣化，增加了SLO、SLF、MLF、PSL，再貸款也在回歸。

在貨幣供應(yīng)結(jié)構(gòu)調(diào)整的大背景下，央行的單個操作很容易被放大甚至被誤解。貨幣政策的松緊程度取決于所有政策工具的綜合運用結(jié)果，央行很難通過單個操作傳達調(diào)控意圖。

M2作為貨幣政策的中間目標，調(diào)控難度實際上也相當大。自1999年開始為M2設(shè)立預(yù)期目標以來，年末的實際增長基本都是偏離目標值的，偏離程度還很驚人，從-2.4個百分點到10.7個百分點不等。M2作為一個中間目標，與經(jīng)濟增長、通脹、就業(yè)等最終目標實際上并沒有建立很明確的關(guān)系。隨著2014年以來經(jīng)濟周期的縮短，邊觀察邊執(zhí)行的貨幣政策越來越難以提前一年盯住一個目標。

更為重要的是，貨幣供應(yīng)量指標已經(jīng)不能準確說明整體環(huán)境寬松與否，過去兩年已經(jīng)出現(xiàn)了似松實緊的情況。貨幣供應(yīng)量的信息含量也在不斷減少，之前的歷史經(jīng)驗似乎不再適用。

不再是貨幣政策松緊的信號

過去兩年的貨幣政策究竟是穩(wěn)健的、寬松的，還是緊縮的？央行認為是穩(wěn)健的，但有不少觀點則將2014年底啟動的降息降準周期定性為寬松。

從廣義貨幣供應(yīng)量M2出發(fā)，在實際GDP增速只有7%左右、CPI不到2%的增長的情況下，M2余額超過12.2%（2014）和13.3%（2015）的年增長似乎是一個不低的數(shù)值。

但是，社會融資規(guī)模卻是連續(xù)兩年負增長。2014年同比下降4.97%，2015年降幅進一步擴大至6.37%。央行解釋之所以啟用社會融資規(guī)模這一指標，正是因為“理論研究與政策操作都需要能全面、準確反映金融與經(jīng)濟關(guān)系的更大口徑統(tǒng)計指標”。我們雖然關(guān)注了早前M2放緩、社融擴張的情況，卻似乎在M2增速還算不錯的時候，忽視了社融減速的問題。

央行資產(chǎn)負債表的擴張速度也在2014年開始下降，到2015年9月甚至出現(xiàn)負增長，基礎(chǔ)貨幣余額到2015年二季度出現(xiàn)環(huán)比負增長，三季度時同比負增長。這都為數(shù)據(jù)以來首次出現(xiàn)。

基礎(chǔ)貨幣減速甚至負增長的時候，貨幣乘數(shù)卻在上升。2015年四季度時乘數(shù)已升至5.04的高位，與2006年年中時相當，乘數(shù)的歷史低位是在2011年三季度、2008年四季度時的3.7。這種反差與當前經(jīng)濟持續(xù)下行的格局似乎與理論概念及歷史經(jīng)驗相違背。一般而言，經(jīng)濟增速上升時，貨幣乘數(shù)上升，經(jīng)濟減速時，貨幣乘數(shù)下降。

考慮到貨幣乘數(shù)是由M2與基礎(chǔ)貨幣倒算得來，它的這種異常應(yīng)當并不是理論或歷史經(jīng)驗出了問題。一方面，M2未能反映整體貨幣供應(yīng)的狀況。這兩年金融體制改革持續(xù)進行，表外影子業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)向表內(nèi)，進而帶來流動性程度不等的貨幣在不同層次間轉(zhuǎn)移，由M2以上進入M2。另一方面，以降準對沖外匯占款的下降，及存貸比的上升，提升了銀行創(chuàng)造貨幣的能力，2006年以來，貨幣乘數(shù)與存款準備金率表現(xiàn)出明顯的負相關(guān)性。這與2008年金融危機以來發(fā)達國家沒有存準率工具的調(diào)控明顯不同。

若是從利率看，在M2加速的同時，貨幣市場利率不降反升，2015年下半年隔夜拆借利率比2015年的底部高出70-100個基點。

與增長和通脹的相關(guān)度降低

資本市場和直接融資的發(fā)展，使得M2對增長的指示意義正在削弱。

對比新增M2累計值同比增速與現(xiàn)價GDP累計同比增速，可以發(fā)現(xiàn)，2012年以前，二者具有明顯的正相關(guān)性，當M2增速上升后的半年到一年，GDP也會隨之加速增長，反之亦然。但是，2012年那一輪的“穩(wěn)增長”則不然，M2的明顯加速，并沒有帶來GDP增速的逆轉(zhuǎn)。這一輪M2自2015年三季度加速，到2016年2月份，經(jīng)濟仍沒有顯示出企穩(wěn)跡象，PMI還在繼續(xù)向下。

對比新增M2累計值同比增速與CPI累計同比增速，也有相似的現(xiàn)象。M2作為CPI的先導(dǎo)指標，在2012年之前的調(diào)整中，正相關(guān)性表現(xiàn)明顯，2012年那一輪的調(diào)整，M2的上升只產(chǎn)生了微弱的影響。德國商業(yè)銀行中國經(jīng)濟學家周浩指出，以前基本可以用M2判斷通脹走勢，目前也不行了。

換個角度，從M1和M2增速之差入手，也能看出貨幣指標與經(jīng)濟增長關(guān)系的弱化。此前多有研究表明，M1與M2差值的擴大表明存款活期化，意味著居民和企業(yè)交易活躍，經(jīng)濟景氣度上升;反之，則表明資金更傾向于定期存款，多余資金從實體中沉淀，經(jīng)濟回落?！艾F(xiàn)在則很難從剪刀差中得出結(jié)論?！敝芎票硎尽?/p>

M1增速與M2增速的剪刀差與GDP現(xiàn)價累計同比增速在2010年以前，不僅具有明確的正相關(guān)關(guān)系，甚至幾乎同步，但2010年之后二者之間相關(guān)度減弱。在貨幣增速回升的基礎(chǔ)上，2012年的穩(wěn)增長和2015年年初開始的M1與M2剪刀差擴大，都未伴隨著GDP的回升。

社科院貨幣政策研究室主任彭興韻指出，如果從長期的歷史經(jīng)驗來看，當M1相對M2上升較快時，物價也會隨后上升;M1增速相對M2下降時，CPI也會隨之下降，一般時滯在半年左右。從目前的M1與M2增速之差的變化看，2016年的CPI走勢似乎應(yīng)是上升。

不過近年來M1與M2的增速之差對通脹的指示作用卻比較有限。2012年，貨幣政策穩(wěn)增長降息降準，M1與M2增速出現(xiàn)明顯回升，但CPI僅僅是企穩(wěn)，沒有形成持續(xù)上漲。

這種關(guān)系弱化有可能受到勞動力要素供給變化的影響。中國勞動年齡人口絕對數(shù)量在2012年首次凈減少，到2015年已累計減少1500萬人。當拉動經(jīng)濟的勞動力要素數(shù)量下降、質(zhì)量也不足以彌補時，就會需要更多的資本支出才能實現(xiàn)同等規(guī)模的產(chǎn)出。

另一影響因素則是影子銀行的迅速發(fā)展，削弱了貨幣供應(yīng)量指標對經(jīng)濟的影響力?！靶碌娜谫Y方式并不一定會反映在M1、M2上?！?交通銀行金融市場部分析師徐躍紅分析認為。

結(jié)構(gòu)性貨幣政策的困境

在M2仍然受到很大關(guān)注的情況下，這兩年貨幣政策盡量避免使用總量工具，更多地用定向工具投放流動性。如此操作自然可以減輕被輿論冠以“大水漫灌”的壓力，但同時也更難對沖因外匯占款減少導(dǎo)致的流動性缺口。

貨幣供應(yīng)量指標的傳統(tǒng)分析方法不再奏效、對宏觀經(jīng)濟的指示作用弱化，也反映出了騰挪空間有限的結(jié)構(gòu)性貨幣政策通過數(shù)量擴張，盡管帶來了商業(yè)銀行的資產(chǎn)負債表擴張，卻還沒有帶來總需求的擴張和經(jīng)濟增長回升。這或與融資結(jié)構(gòu)變化有關(guān)。

第一，商業(yè)銀行在2015年救股市放給非銀行金融機構(gòu)7000億元貸款，置換地方債又增加非存款性金融機構(gòu)的政府債權(quán)3萬多億元，但都很難帶動新增投資。

第二，商品房銷售與M1的增速回升高度一致。商業(yè)銀行新增個人住房貸款增速從2014年的1%暴漲至2015年的55%，但在去庫存的背景下，這部分銷售和信貸擴張尚未帶來房地產(chǎn)投資的顯著回升，更沒能傳導(dǎo)至中上游行業(yè)。

除了救市、地方債、房貸以外，2015年金融機構(gòu)通過高貨幣乘數(shù)擴張的貨幣還去了哪里？

第2篇：貨幣供應(yīng)量范文

關(guān)鍵詞:通貨膨脹;貨幣供應(yīng)量;經(jīng)濟增長

1 引言

隨著國際金融危機的蔓延，從2008年下半年我國經(jīng)濟出現(xiàn)大幅滑坡，雖然我國政府采取了有力措施，但經(jīng)濟目前還未進入強勁反彈的道路。從物價來看，2007年4月以來我國居民消費價格總水平不斷攀升，2007年全年CPI指數(shù)上漲4.8%，2008年2月CPI指數(shù)高達8.7%，創(chuàng)歷史新高。隨后幾個月CPI和PPI大幅回落，已連續(xù)數(shù)月為負值，截至2009年7月份CPI同比下降1.8% PPI降8.2%。同時貨幣供應(yīng)量高位趨穩(wěn)，2009年7月末，廣義貨幣供應(yīng)量(M2)余額為57.3萬億元，同比增長28.42%，增幅比上年末高10.6個百分點，比上月末低0.03個百分點;狹義貨幣供應(yīng)量(M1)余額為19.59萬億元，同比增長26.37%，比上月末高1.6個百分點;市場貨幣流通量(M0)余額為3.42萬億元，同比增長11.59%。同時我國對外依存度擴大，內(nèi)外失衡，虛擬經(jīng)濟也在不斷膨脹，央行被動投放基礎(chǔ)貨幣。貨幣增長率上升雖然不是通貨膨脹的唯一原因，但有著密切聯(lián)系，貨幣供應(yīng)量的增加迫使總需求的“主動增加”，尤其是促進了資產(chǎn)價格的上漲，然后傳導(dǎo)到食品價格并引起通貨膨脹，劇烈的通貨膨脹就會對宏觀經(jīng)濟形成極大的沖擊，進而影響到經(jīng)濟的增長。

2 西方關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、通貨膨脹的分析

西方經(jīng)濟學一般認為:貨幣對經(jīng)濟不發(fā)生任何實質(zhì)性的影響，不影響實際的經(jīng)濟變量，貨幣就是中性的，不然貨幣就是非中性的。但是西方經(jīng)濟學家對貨幣中性的理解在程度上也不完全一致。代表性觀點有:(1)古典學派的貨幣中性論主張貨幣經(jīng)濟只不過是實物相互交換的實物經(jīng)濟，貨幣僅在商品交換過程中啟到媒介作用，對實際經(jīng)濟不發(fā)生實質(zhì)性的影響。(2)威克塞爾貨幣非中性論，對古典貨幣數(shù)量論的批判中引入了“自然利率”的概念，認為貨幣是影響經(jīng)濟的重要因素，主要是由于貨幣在資本形成和資本轉(zhuǎn)移中發(fā)揮著重要作用。(3)凱恩斯主義的貨幣非中性論認為，貨幣供應(yīng)量的變動在短期內(nèi)影響就業(yè)、產(chǎn)出和收入等實質(zhì)經(jīng)濟因素，而在長期內(nèi)則影響價格。把利率作為貨幣與產(chǎn)出的樞紐，通過貨幣政策調(diào)節(jié)經(jīng)濟中的貨幣供應(yīng)量。主張貨幣通過兩個方面影響實際經(jīng)濟:貨幣市場決定利率，再通過利率影響投資，從而影響總需求，導(dǎo)致總產(chǎn)量和總就業(yè)量的變化;貨幣作為一種資產(chǎn)，它與其他金融資產(chǎn)存在替代效應(yīng)。(4)新古典主義的貨幣中性論認為，宏觀經(jīng)濟總量的解釋只是建立在單個人的最優(yōu)化選擇的基礎(chǔ)上的。盧卡斯、薩金特、華萊士等通過新古典主義的基本原理，如市場出清、理性預(yù)期和只有實際變量才至關(guān)重要等應(yīng)用于標準的宏觀經(jīng)濟模型，得出了貨幣中性的結(jié)論。聲稱貨幣主義的短期和長期不是特別有用的，真正的區(qū)別是預(yù)期與未預(yù)期到的差別，正是由于理性的經(jīng)濟當事人能預(yù)期到系統(tǒng)的貨幣政策，貨幣對經(jīng)濟中的實物變量不產(chǎn)生影響，從而回到了貨幣數(shù)量論的貨幣中性的觀點。

3 貨幣與經(jīng)濟關(guān)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(guān)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(guān)系進行計量分析。下面，我們選擇1978-2008年間的M0供應(yīng)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(guān)理論，對我國的貨幣供應(yīng)政策的穩(wěn)定性進行計量考察。

(1) GDP 增長率、通貨膨脹率與供應(yīng)量增長率相關(guān)性分析。根據(jù)我們所獲得的數(shù)據(jù)，應(yīng)用統(tǒng)計計量分析軟件Eviews，得到了M0供應(yīng)量增長率與GDP 增長率、通貨膨脹率之間的相關(guān)系數(shù)?？梢缘贸?，m0和cpi的相關(guān)系數(shù)為0328686642237996，m0和gdp的相關(guān)系數(shù)為035392280266161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(yīng)量與GDP 增長率、通貨膨脹率具有較強的相關(guān)性。貨幣的長期周期性變動與相應(yīng)的貨幣收入(或國民收入)和價格水平變動之間的關(guān)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，我們可以得出，M0增長率與GDP 增長率、M0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(guān)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(yīng)量的較大的波動。

(2) M0供應(yīng)量增長率、GDP 增長率、通貨膨脹率三者之間的因果關(guān)系分析。運用Granger 因果關(guān)系檢驗，我們可得如下檢驗結(jié)果。對于通貨膨脹不是貨幣供應(yīng)量Granger 原因的原假設(shè)，拒絕它而犯第一類錯誤的概率是 0.80471，表明通貨膨脹不是M0 增長率Granger 原因的概率較大，不能拒絕原假設(shè)。而第二個檢驗的相伴概率只有 0.01037，表明我們至少可以在95%的置信水平下，認為M0增長率是通貨膨脹的Granger 成因。對于GDP 增長率與M0 增長率之間的Granger 因果關(guān)系，我們得不出類似的結(jié)論。

(3) M2 供應(yīng)量增長率、GDP 增長率、通貨膨脹率回歸分析。由上面的相關(guān)分析和因果關(guān)系分析，我們可以很有理由地運用貨幣供應(yīng)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:

CPI =94.87505(8.602099)+

37.59689 M0(-1)(8.692193) +

16.14602 M0(-2)(8.603579)+

7.041960 M0(-3)

R=0.533619 F=9.153363

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(yīng)量的增長對于物價水平的波動具有顯著地影響。另外，我們也可以得到如下方程:

GDP =0.097290+0.068918 M0(-1)(0.045173)+

-0.030353 M0(-2)(0.045646) +

-0.053743 M0(-3) (0.045180)

R=0.147209 F=1.380957

它的回歸系數(shù)的t值不顯著，方程也不顯著。這說明，GDP增長率和通貨膨脹率之間沒有顯著的關(guān)系。

4 基本結(jié)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(jié)論:改革開放以來，我國貨幣供應(yīng)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(guān)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(dǎo)致了貨幣供應(yīng)不連續(xù)、不平穩(wěn)、無規(guī)律地變動。這種貨幣供應(yīng)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(yīng)總量增長率平均都在25%以上，由此直接導(dǎo)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，目前的情況也與此類似。對以上分析結(jié)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:

(1)根據(jù)經(jīng)濟的長期預(yù)期增長率來指導(dǎo)貨幣供應(yīng)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(shù)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(yù)期增長率，進行連續(xù)、平穩(wěn)的供應(yīng)貨幣。穩(wěn)定的貨幣供應(yīng)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。

(2)貨幣政策應(yīng)以穩(wěn)定物價水平為目標。由于通貨膨脹的心理預(yù)期，當貨幣增長引起物價水平上漲后，公眾預(yù)期價格將會持續(xù)上漲，投資者愿意投資，借款者愿意借款，這樣就使利率不斷上漲，經(jīng)濟趨于狂熱，結(jié)果泡沫經(jīng)濟和危機就隨之而來;反之，物價下跌后，公眾相反的行為使利率不斷下跌，最后也會使經(jīng)濟趨于崩潰，并且這種影響過程是逐漸的、長期的。因此，為了消除物價的惡性影響，盯住穩(wěn)定的物價目標是可取的，而這可以通過貨幣供應(yīng)量與推動物價漲跌間穩(wěn)定的關(guān)系來達到這個目的，正如我們上文所分析的實證結(jié)果那樣。

(3)加強貨幣政策在國家宏觀調(diào)控政策中的主導(dǎo)地位。貨幣需求對利率的富有彈性，財政政策對利率的缺乏彈性，使得財政政策相對貨幣政策來說是無效的。

因為財政政策只是對現(xiàn)存的貨幣總量進行再分配和使用，它排擠了“私人”投資而轉(zhuǎn)為“政府”投資，這種投資的“乘數(shù)”效應(yīng)會大大降低。而根據(jù)長期的真實經(jīng)濟增長率所確定的貨幣政策，當它與財政政策共同實施時，可產(chǎn)生繁榮的經(jīng)濟增長，這已有許多發(fā)達國家歷史經(jīng)驗所證實。

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夏斌，廖強.貨幣供應(yīng)量已不宜作為當前我國貨幣政策的中介目標[J].經(jīng)濟研究，2001，(8):3343.

第3篇：貨幣供應(yīng)量范文

幣值的穩(wěn)定對一國的經(jīng)濟穩(wěn)定與發(fā)展乃至社會的穩(wěn)定都有著重要的影響。1997年的亞洲金融風暴使泰國、韓國、馬來西亞、印尼等國的貨幣大幅貶值，這些國家的經(jīng)濟因此也遭受了災(zāi)難性的影響。我國上世紀九十年代上半期的通貨膨脹仍然讓我們記憶猶新。2008年爆發(fā)的這場世界金融危機，是自上世紀三十年代以來世界最嚴重的一場金融危機，來勢兇猛，波及面廣，影響度深，各個國家都面臨著貨幣貶值，物價上漲所帶來的通脹危機，這給全球經(jīng)濟帶來了重大損失?？梢?，保持幣值穩(wěn)定對一國經(jīng)濟的穩(wěn)定與發(fā)展極其重要，同時也是各國貨幣當局的最終目標之一。但幣值穩(wěn)定作為貨幣政策的最終目標是不容易調(diào)節(jié)與控制的，往往需要一些中介目標來間接調(diào)控。貨幣供應(yīng)量與利率是被各國廣泛使用的中介目標，由于在我國實行的是有管制的利率體制，利率的調(diào)節(jié)存在著剛性，其效果往往是滯后的，與實際的經(jīng)濟形勢相背離。所以，在我國應(yīng)該更多地考慮以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標。對貨幣供應(yīng)量的估計對于貨幣政策的制定與實施就變得意義重大。本文將通過對我國貨幣供應(yīng)量的有關(guān)歷史數(shù)據(jù)進行回歸分析并預(yù)測2008年我國的貨幣供應(yīng)量。

二、幣供應(yīng)量預(yù)測的模型建立與數(shù)據(jù)整理

（一）貨幣統(tǒng)計的口徑綜述

按照不同的統(tǒng)計口徑，貨幣層次一般可以分為三類：M0、M1、M2 。國際貨幣基金組織對這三種貨幣的統(tǒng)計口徑作了如下的規(guī)定：

M0=流通于銀行體系以外的現(xiàn)金

M1= M0+商業(yè)銀行的活期存款

M2=M1+準貨幣（包括定期存款、儲蓄存款、外幣存款以及各種短期信用工具）

我國關(guān)于貨幣層次的研究較晚，按照國際貨幣基金組織的統(tǒng)計口徑，現(xiàn)階段我國的貨幣化分為以下三個層次：

M0=流通中的現(xiàn)金

M1= M0+企業(yè)活期存款+農(nóng)村存款+機關(guān)團體部分存款

M2=M1+企業(yè)定期存款+自籌基本建設(shè)存款+個人儲蓄存款+其他存款

在M0、M1 、M2這三個指標中，M1包括了流通中的現(xiàn)金和銀行的活期存款，是主要的購買手段和支付手段，體現(xiàn)著現(xiàn)實的社會購買力。M1占M2比重的高低體現(xiàn)了貨幣流動性的強弱。而對貨幣流動性的強弱的分析，既能夠為中央銀行宏觀金融調(diào)控提供決策依據(jù)，也有助于中央銀行貨幣政策的實施效果評價。本文以M1為統(tǒng)計量建立模型進行分析。

這里選擇M1作為統(tǒng)計量進行分析，是因為在我國當前貨幣市場中，貨幣調(diào)控重點應(yīng)更多關(guān)注M1。2007年8月份廣義貨幣M2同比增長18.1％，增幅比2004年經(jīng)濟偏熱時期最高水平要低1個百分點。M2的增長速度尚未創(chuàng)出新高，但不能由此就得出金融運行狀況沒有問題的結(jié)論。M2是很重要的金融指標，但不能作為判斷金融狀況的唯一依據(jù)，M1與即期經(jīng)濟活動的關(guān)系更密切，是更重要的指標。

在造成M1過快增長的三個原因中，居民儲蓄存款下降會使M2增速下降，企業(yè)存款活期化不會對M2產(chǎn)生影響，這就導(dǎo)致了M2和M1走勢有較大差異。在M1和M2的走勢有差異時，單純依據(jù)M2來制定調(diào)控政策是不可取的，必須更多地依據(jù)M1的情況。

（二）貨幣供應(yīng)量預(yù)測模型的建立以及數(shù)據(jù)的整理

1.貨幣供應(yīng)量預(yù)測模型的建立

貨幣供應(yīng)量的預(yù)測方法主要有兩種：一是以貨幣需求函數(shù)為基礎(chǔ)，運用回歸技術(shù)進行測算；另一種是依據(jù)貨幣流通速度的變化趨勢來測算（即運用貨幣乘數(shù)來估算）本文將采用第一種方法進行測算。下面對貨幣回歸預(yù)測模型進行建立并說明。

費雪現(xiàn)金交易方程式和劍橋?qū)W派的現(xiàn)金余額方程式是對貨幣需求理論的早期研究。在20世紀30年代，凱恩斯基于交易性貨幣需求、預(yù)防性貨幣需求和投機性貨幣需求建立了貨幣需求函數(shù)：L=L1+L2=L1（y）+L2（r）=ky-hr；該函數(shù)表明，貨幣需求與收入成正比，與利率成反比。

在影響人們持有實際貨幣存量的因素中，收入與其是正相關(guān)的關(guān)系，同時人們持有的實際貨幣量與人們持有貨幣的機會成本是負相關(guān)的關(guān)系。我們首先設(shè)定幾個變量：MD：名義貨幣量；Y：名義國內(nèi)生產(chǎn)總值；P：相應(yīng)的價格指數(shù)；I：持有貨幣的機會成本。則有：

MD=f(Y,P,WC,I,MDt-1)

其中,MD：名義貨幣總量.根據(jù)2007中國統(tǒng)計年鑒所得。

MDt-1：滯后變量――由于人們對貨幣持有量有預(yù)期值，因此我們在模型當中添加名義貨幣總量的滯后一期。

Y ：名義國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）――反映國內(nèi)經(jīng)濟總量水平。從理論上講，GDP越大，對貨幣的需求越大，進而貨幣供給量越大，而且它對各層次的貨幣供給量影響是同方向的。來源于國家統(tǒng)計局的經(jīng)濟普查后中國GDP數(shù)據(jù)解讀之一。

P ：相應(yīng)的價格指數(shù)（CPI）――零售物價指數(shù)與通貨膨脹預(yù)期密切相關(guān)，且成正向關(guān)系。零售物價指數(shù)根據(jù)2007中國統(tǒng)計年鑒所得。

WC：外匯儲備（FER）――一般來講，外匯儲備增加越多，貨幣需求越多，貨幣供給量越多。外匯儲備根據(jù)2007中國統(tǒng)計年鑒所得。

I ：利率（R）―― 一般來說，利率越高，反映居民和企業(yè)持有貨幣的機會成本越大，投機性貨幣需求越少，貨幣供給量越少。既可采用短期利率，也可采用長期利率，目前我國利率結(jié)構(gòu)較為合理，采用何種利率差別不大，我們采用活期存款利率。利率根據(jù)中國人民銀行的官方網(wǎng)站所得。

2.數(shù)據(jù)的整理

對于上述變量MD、MDt-1、Y、P、I、WC我們搜集了從1988-2007年20年的數(shù)據(jù)。

三、中國貨幣供應(yīng)量模型的回歸分析

假定1988―2007年貨幣需求與貨幣供給是相對均衡的，對所有變量取對數(shù)，再利用線性回歸方程來進行估計，并假設(shè)貨幣供給量模型如下:

Ln（MD）=-0.355ln（I）+0.416ln（P）-0.101ln（WC）

（-3.500） （1.584） （-1.574）

+1.564ln（Y）-0.292ln（MDt-1）-5.138

（3.660） （-0.900） （-2.792）

R2=0.9983 2 R2=0.9977

F=1553.591 D.W.=1.2977

由于結(jié)果顯示R2、F值較大，而P、WC、MD的滯后變量的t值均較小，WC、MDt-1前的符號也未能通過經(jīng)濟意義檢驗,由此我們推斷解釋變量之間可能存在多重共線性。

多重共線性檢驗:

1.檢驗簡單相關(guān)系數(shù)

通過計算， WC、Y之間和MDt-1同WC、Y、I之間存在相關(guān)性，其相關(guān)系數(shù)均高于0.8

2.找出最簡單的回歸形式

分別做MD與I、P、WC、Y間的回歸

Ln（MD）=-1.551ln（I）+10.988

（1）

（-7.197）（73.389）

R2=0.7421R2=0.7278 F=51.7914 D.W.=0.2990

Ln（MD）=-8.4041ln（P）+49.546（2）

（-2.660）(3.364）

R2=0.2882 R2=0.2423 F=7.0775 D.W.=0.2832

Ln（MD）=0.595ln（WC）+6.264（3）

（26.181）（38.787）

R2=0.9744 R2=0.9730 F=685.4517 D.W.=0.9666

Ln（MD）=1.195ln（Y）-2.911（4）

（51.870） （-11.337）

R2=0.9934 R2=0.9930 F=2690.469 D.W.=0.5610

可見，貨幣供給量與名義國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響最大，與經(jīng)驗相符，因此選（4）為初始的回歸模型

3.逐步回歸

（1）加入變量I，通過計算,，可以看到擬合優(yōu)度有所提高,各解釋變量的t值也通過

（2）分別加入WC、P、MDt-1擬合優(yōu)度雖有提高，但是新加入的變量的t值無法通過，因此以MD=f（Y,I）為最優(yōu)，擬合結(jié)果如下：

Ln（MD）=1.075ln（Y）-0.218ln（I） -1.490

異方差性檢驗:

因為利率是由中央銀行控制的，屬于人為變量，因此，如果存在異方差，可能是由I引起的

通過做ê2i與ln（I）的散點圖，我們可以初步判斷出存在單調(diào)遞增型異方差性

再進行G-Q檢驗

將原始數(shù)據(jù)按I排成升序，去掉中間4個數(shù)據(jù)，得到兩個樣本容量為8的子樣本。對兩個子樣本分別作OLS回歸，求各自的殘差平方和RSS1和RSS2

子樣本1：

Ln（MD1）=0.971ln（Y1）-0.372ln（I1） -0.279

RSS1=∑e2i=0.001534

子樣本2:

Ln（MD1）=1.071ln（Y1）-0.221ln（I1） -1.444

RSS2=∑e2i=0.037522

計算F統(tǒng)計值:

F=RSS2/RSS1=24.46

在5%的顯著性水平下,自由度為（5,5）的F分布的臨界值為F0.05（5,5）=5.05,據(jù)此拒絕兩組子樣方差相同的假設(shè),表明該總體隨機干擾項存在單調(diào)遞增型異方差.

再用White檢驗

ê2=-1.600+0.334ln（I）-0.014（ln（I）^2）-0.029 ln（I）

（-2.578）（2.419）（-1.558） （-2.438）

* ln（Y）+0.276 ln（Y）-0.012 （ln（Y）^2）

（2.581）（-2.581）

nR2=8.3065P=0.1401

White檢驗沒有拒絕同方差的假設(shè)

去掉交叉項后的輔助回歸結(jié)果為

ê2=-0.150 -0.002ln（I）-0.004（ln（I）^2） +

（-0.732）（-0.358） （0.765）

0.029 ln（Y）-0.001 （ln（Y）^2）

（0.736）（-0.735）

nR2=3.3412P=0.5023

White檢驗沒有拒絕同方差的假設(shè)

四、結(jié)論

雖然White檢驗沒有拒絕同方差的假設(shè),但是由于我們使用的樣本容量不是很大,而且由圖形和G-Q檢驗可得到確實存在遞增型異方差的結(jié)果,綜合以上因素,我們認為該模型仍然存在著異方差。

序列相關(guān)性檢驗：

從殘差項êt與時間t的關(guān)系圖看，隨機干擾項呈現(xiàn)正序列相關(guān)性。

DW檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，查表得dt=1.1 du=1.54

0＜D.W.＜dt=1.1

所以存在一階自相關(guān)。下面再進行拉格朗日乘數(shù)檢驗。含2階滯后殘差項的回歸分析為

于是在顯著性水平為5%下，x20.05(2)=5.99＞LM=7.657,可以判斷原模型存在序列相關(guān)性，但由于êt-2的參數(shù)不顯著，說明不存在二階序列相關(guān)性。

模型修正：

我們對模型同時進行異方差性和序列相關(guān)性的修正：

在5%的顯著性水平下，dl＜D.W.=1.3738＜du, 不能判斷模型已不存在序列相關(guān)性。在進行模型分析時，選擇幾階隨機干擾的自回歸為解釋變量，主要判斷依據(jù)是D.W.統(tǒng)計量。所以我們根據(jù)顯示的D.W.統(tǒng)計量，逐次引入AR（1）,AR（2），并且加上權(quán)數(shù)1/abs（resid）。下面我們在原有引入AR（1）的基礎(chǔ)上引入AR（2）對模型進行進一步修正。

在5%的顯著性水平下， du＜D.W.=2.115727＜4-du, 模型無序列相關(guān)性。

通過以上分析得出模型的回歸方程為：

Ln（MD）=-0.215021ln（I）+ 1.062128ln（Y） - 1.341276

（-3.895962）（25.11970）（-2.704891）

R2=0.998718R2=0.998323

F=2531.415 D.W.=2.115727

對回歸模型的預(yù)測：

根據(jù)社科院藍皮書預(yù)測，2008年中國GDP年增長率為9%，由此我們預(yù)測08年中國的GDP為271987.59，利率為0.72。由上述回歸方程可得08年名義貨幣總量預(yù)測的點估計量為：Ln（MD）=-0.215021*ln（0.72）+1.062128*ln（271987.59）- 1.341276=12.0203

所以MD=166094.212

中國國家發(fā)改委設(shè)定2008年的M2貨幣供應(yīng)量為169592.87，相對誤差為-2.063%

在95%的置信度下，由EVIEWS得出MD0的標準差為8896.729

1） MD0個值的預(yù)測區(qū)間為：

^MD0- t0.025（17）* 61+X0(x′X)-1X′0＜MD0＜^MD0+t0.025（17）*61+X0(x′X)-1X′0

即：166094.212 - 2.11 * 8896.729＜MD0＜166094.212 + 2.11 * 8896.729

147322.1138＜MD0＜184866.3102

2） E（MD0 ）的預(yù)測區(qū)間為：

6X0(x′X)-1X′0≌8896.729

^MD0- t0.025（17）*6X0(x′X)-1X′0＜E（MD0 ）＜^MD0+t0.025（17）*6X0(x′X)-1X′0

即：166094.212 - 2.11 * 8896.729＜E（MD0）＜166094.212 + 2.11 * 8896.729

147322.1138＜E（MD0）＜84866.3102

通過模型的預(yù)測，可以得到2008年貨幣供應(yīng)量的值處于（147322.1138，184866.3102）之間，與社科院藍皮書的預(yù)測值對比可以看出此回歸模型誤差很小。所以，應(yīng)用此模型可以較為準確地估計當前市場的貨幣供應(yīng)量，進而為解決當前經(jīng)濟問題提供了依據(jù)。

五、回歸分析的結(jié)論及對貨幣政策調(diào)控的建議

1.回歸分析的結(jié)論

（1）我國GDP與貨幣供應(yīng)量存在正向關(guān)系。近幾年我國M1增長比GDP增長快，即M1與GDP的比值越來越大，達到世界之最，從1988年的36.95%上升到2007年的59.31%，占據(jù)主導(dǎo)地位，且仍在不斷上升。長期以來中國貨幣的增長速度大大高于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度。

M1與GDP的比值不斷提高，按照貨幣數(shù)量理論，貨幣供給量的增長速度高于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度，其差額將轉(zhuǎn)化為通貨膨脹。中國貨幣供應(yīng)增長速度長期大大高于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度，卻沒有出現(xiàn)貨幣數(shù)量理論所預(yù)期的嚴重通貨膨脹，其原因在于自愿的或不自愿的。中國公眾對貨幣的需求也在不斷的增加，在過去相當長一段時間，多余經(jīng)濟增長所需的貨幣供應(yīng)被居民作為儲蓄存款而沉淀下來：中國的老一輩經(jīng)濟學家曾把被動增加的儲蓄存款叫做“籠中老虎”。在貨幣供應(yīng)增長速度超過的經(jīng)濟增長速度的情況下，由于缺乏選擇而被動積累起來的居民儲蓄存款實際上是一種潛在壓力。這種壓力一旦轉(zhuǎn)化為實際的通貨膨脹，將會對中國的宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生重大的影響。因此，中國人民銀行在控制貨幣供給量時要充分考慮到GDP這個重要的影響因素。

（2）我國利率與M1的貨幣需求存在反向關(guān)系，但利率彈性值都較低，與M1的貨幣需求不顯著。結(jié)果表明，雖然1992年以來，我國貨幣政策調(diào)控注重利用利率杠桿調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟，但是效果并不顯著，利率作為中央銀行調(diào)節(jié)M1貨幣需求的金融杠桿作用微乎其微。所以，中國人民銀行應(yīng)加大對利率的調(diào)整力度?？偫碚f：利率市場化改革邁出實質(zhì)性步伐。實施人民幣匯率形成機制的改革，匯率彈性逐步增強。外匯管理體制改革全面推進。由此，我們看到國家已經(jīng)開始重視對利率的調(diào)節(jié)從而進一步控制貨幣供給量。

（3）近幾年我國的外匯儲備迅速增長，從理論上講，應(yīng)該對貨幣需求有所增加。外匯儲備增加主要是源于經(jīng)常項目順差和資本項目順差兩部分，而經(jīng)常項目已計算在GDP之內(nèi)，所以我們在進行回歸分析時，WC影響到其它的變量，存在多重共線，應(yīng)該刪除。

（4）隨著零售物價指數(shù)（通貨膨脹預(yù)期）上升，對貨幣需求減少。說明物價上漲時，人們對各個層次的貨幣需求平均傾向減少，等待物價平穩(wěn)或下跌時才去購買商品的效應(yīng)大于物價上漲購買商品的效應(yīng)。因此從本質(zhì)上看，物價水平對貨幣供給量還是有一定影響的，但是從我們建立的模型上看，物價指數(shù)對貨幣供給量的影響不顯著，說明在我國的貨幣供給量的宏觀調(diào)控中還存在一定缺陷，需要加以改進。

2.貨幣調(diào)控政策的建議

（1）疏通貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道、信貸傳導(dǎo)渠道、金融資產(chǎn)價格傳導(dǎo)渠道和匯率傳導(dǎo)渠道，提高貨幣政策工具的市場化程度，降低相關(guān)政府部門對金融市場的直接干預(yù)程度，提高利率傳導(dǎo)機制的成熟程度和傳遞速度，提高存貸期限的靈活性及利率水平的指數(shù)化程度，適度提高國際資本的流動性。

（2）利率是貨幣政策調(diào)控的重要手段。從2004年10月29日至今，我國3次將1年期基準利率提高0.27個點，但并沒有達到抑制經(jīng)濟過熱的效果，而提高基準利率水平應(yīng)該主要依據(jù)近期CPI的變化趨勢。我國要進一步推進利率市場化改革，提高利率杠桿的作用，增大利率變動對投資需求的彈性，充分發(fā)揮利率工具的政策效應(yīng)。

（3）我國應(yīng)當維持物價指數(shù)的相對穩(wěn)定。目前中國經(jīng)濟存在對外依存度較高和內(nèi)需不足的結(jié)構(gòu)性問題，如果采取擴大內(nèi)需來刺激經(jīng)濟增長時，必須維持物價基本穩(wěn)定，央行應(yīng)當采取穩(wěn)?。ɑ蚱o）的貨幣政策。

（4）綜合國內(nèi)和國際多種因素，保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展，防止片面追求和盲目攀比經(jīng)濟增長速度。通過對模型的分析，為保證我國貨幣市場穩(wěn)健的運行，要把08年的國內(nèi)生產(chǎn)總值目標控制在8%左右。

（5）為了避免“籠中老虎”對我國的經(jīng)濟影響，為了應(yīng)對公眾對貨幣需求減少而造成的流動性過剩，中央銀行必須進一步加強貨幣緊縮的力度。因此可以提高準備金率、銷售央行票據(jù)和提高利息率。

第4篇：貨幣供應(yīng)量范文

【關(guān)鍵詞】貨幣供應(yīng)量 股票指數(shù) 對比研究

一、引言

股票價格的漲跌不僅關(guān)系著實體經(jīng)濟的發(fā)展，還影響著投資者的未來投資信心，對股票價格波動趨勢有一個清醒的認識，成為正確投資股市的前提。而影響股票價格的因素中，貨幣供給量對股票價格的影響備受國內(nèi)外學者的關(guān)注。同時，股票價格反過來也會影響貨幣需求。目前國內(nèi)外學者已分別就這兩者的關(guān)系進行了大量的研究，但鮮有學者從不同板塊角度來研究股票價格與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系。本文擬從不同板塊指數(shù)的角度來分析貨幣供應(yīng)量和各板塊指數(shù)之間的關(guān)系。通過探討貨幣供應(yīng)量與不同板塊的股票指數(shù)之間的關(guān)系，以期為投資人及貨幣政策制定者的決策提供一定的參考依據(jù)。

二、理論描述

對股市價格波動與貨幣供應(yīng)量之間關(guān)系的理論分析，一般來說應(yīng)該主要包括兩個方面。一是貨幣供應(yīng)量對股市價格的影響，可以通過三種效應(yīng)實現(xiàn)。（1） 預(yù)期效應(yīng)。即擴張性的貨幣政策影響市場參與者對未來貨幣市場的預(yù)期，從而改變股市的資金供給量，影響股票市場的價格和規(guī)模；（2） 投資組合效應(yīng)。寬松的貨幣政策使得人們所持貨幣會超出日常交易的需要，結(jié)果會促使部分貨幣進入股市尋求收益，導(dǎo)致股市價格的上漲；（3）股票內(nèi)在價值增長效應(yīng)。貨幣供應(yīng)量增加導(dǎo)致利率下降和投資增加，并經(jīng)過乘數(shù)擴張效應(yīng)，導(dǎo)致股票投資收益提高，從而刺激股市價格的上漲。以上三種效應(yīng)一般來說都是正向的，即貨幣供應(yīng)量增加，則股市價格上漲。

二是股市價格對貨幣供應(yīng)量的影響。在影響股市價格和貨幣供求的其他因素不變的條件下，股市價格的影響主要體現(xiàn)在四種效應(yīng)上：（1）財富效應(yīng)。股價上漲，人們的財富隨之上升，從而對貨幣的需求也將增加；（2）交易效應(yīng)。一般來說，股價波動往往會相應(yīng)引致股市交易量的變化，使人們的交易性貨幣需求也隨著變化；（3）資產(chǎn)組合效應(yīng)。股價上升使人們的資產(chǎn)組合中風險性較大的資產(chǎn)比例增大，在風險偏好程度一定的情況下，人們將重新調(diào)整資產(chǎn)組合，增加風險性較小的短期債券、貨幣等資產(chǎn)的比重，從而使貨幣需求變大；（4）替代效應(yīng)。股市價格上漲使投資股票的邊際收益相對增加，從而使人們寧愿減少貨幣持有而投資股市，主要會對包括居民儲蓄存款在內(nèi)的廣義貨幣產(chǎn)生替代作用，從而降低人們對貨幣的需求。在股市價格波動影響貨幣供求的上述四種效應(yīng)中，財富效應(yīng)、交易效應(yīng)、資產(chǎn)組合效應(yīng)具有正向影響，而替代效應(yīng)則具有負向影響。因此股票市場價格波動對貨幣供應(yīng)的沖擊在理論上則是不確定的。

三、實證分析

本文選取2000年1月至2012年11月的的貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2月度數(shù)據(jù)；并根據(jù)wind資訊指數(shù)中的wind一級行業(yè)分類，選取rch（日常消費股指數(shù)）、kx（可選消費股指數(shù)）、jr（金融股指數(shù)）、cl（材料股指數(shù)）、yl（醫(yī)療保健股指數(shù)）、gy（工業(yè)股指數(shù)）進行對比分析，并選擇了上證指數(shù)作為驗證分析，數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫，對以上原始數(shù)據(jù)均由X12方式消除了季節(jié)性的影響，同時將以上數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。

（一）單位根檢驗

采用Dickey和Fuller（1981）提出的ADF方法對所有變量的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示，結(jié)論為各變量均為I（1）過程，除了m0之外。于是選取狹義貨幣供應(yīng)量M1和廣義貨幣供應(yīng)量M2作后續(xù)分析。

（二）協(xié)整分析

本文在單位根檢驗基礎(chǔ)上，采用Engle-Granger兩步法來檢驗各板塊指數(shù)與M1、M2之間的協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果表2所示。

檢驗結(jié)果表明：在5%的顯著性水平上，日常消費股指數(shù)、醫(yī)療保健股指數(shù)與M1、M2都不存在協(xié)整關(guān)系，而可選消費股指數(shù)、金融股指數(shù)、材料指數(shù)和工業(yè)股指數(shù)與M1、M2都存在協(xié)整關(guān)系，同時，上證指數(shù)與M1、M2之間也存在協(xié)整關(guān)系，它們之間的回歸系數(shù)如表3所示。

從表3可以得出，可選消費股指數(shù)、金融股指數(shù)、材料股指數(shù)和工業(yè)股指數(shù)與M1、M2之間存在著相當顯著的協(xié)整關(guān)系。從不同板塊角度分析，與M1、M2的回歸系數(shù)最大，依次是材料股指數(shù)、工業(yè)股指數(shù)、可選消費股指數(shù)、金融股指數(shù)。對其進行Granger因果檢驗，原假設(shè)都為A does not Granger Cause B，結(jié)果如表4所示。

表4顯示，在95%的置信水平下，kx、cl、jr、gy和shz與M1之間存在單向因果關(guān)系。說明在更大程度上股市價格是因，貨幣供應(yīng)量是果，股市價格的波動明顯領(lǐng)先于貨幣供應(yīng)量。而這些板塊指數(shù)與M2之間不存在Granger因果關(guān)系。

四、結(jié)論

筆者運用協(xié)整和Granger因果檢驗等時間序列分析方法，對中國股市各板塊的股票指數(shù)與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系進行實證研究，得出了以下幾點結(jié)論：

（一）日常消費股指數(shù)、醫(yī)療保健股指數(shù)與M1、M2都不存在協(xié)整關(guān)系，而可選消費股指數(shù)、金融股指數(shù)、材料指數(shù)和工業(yè)股指數(shù)與M1、M2都存在協(xié)整關(guān)系。

（二）從不同板塊角度分析，材料股指數(shù)與M1、M2的相關(guān)性最大，其次是工業(yè)股指數(shù)和可選消費股指數(shù)，相關(guān)性最弱的是金融股指數(shù)。

（三）在95%的置信水平下，可選消費股指數(shù)、金融股指數(shù)、材料股指數(shù)、工業(yè)股指數(shù)和上證指數(shù)與M1之間存在單向因果關(guān)系，與M2之間不存在Granger因果關(guān)系。

參考文獻

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[2]于長秋.中國的股票價格波動及貨幣政策反應(yīng)[J].中央財經(jīng)大學學報，2006（03）.

第5篇：貨幣供應(yīng)量范文

一、貨幣供應(yīng)量作為中間目標的無效性

由于中國近年來呈現(xiàn)出經(jīng)濟增長率、價格總水平走勢與貨幣供應(yīng)量增長情況不一致的現(xiàn)象， 人們開始關(guān)注貨幣供應(yīng)量是否適宜充當貨幣政策中間目標這一問題。有一種觀點認為，貨幣 供應(yīng)量已不宜作為我國當前貨幣政策的中間目標。主要論據(jù)是：

第一，貨幣供應(yīng)量的可控性差。夏斌、廖強認為(2001)，“從1996年我國正式確定M1為貨 幣政策中介目標、M0和M2為觀測目標開始，貨幣供應(yīng)量目標值就幾乎沒有實現(xiàn)過?！?/p>

第二，貨幣供應(yīng)量的相關(guān)性較弱。吳昌妹以相關(guān)分析和回歸分析作為主要分析方法(2002)， 分析了我國貨幣供應(yīng)量增長率與GDP增長率之間的相關(guān)性。她的研究表明，M1增長率對GDP 增 長率沒有顯著影響，而M0、M2增長率對GDP增長率的影響比較顯著。貨幣供應(yīng)量增長率 與商品零售物價指數(shù)(RPI)之間非協(xié)整，沒有長期的穩(wěn)定關(guān)系，回歸結(jié)果不具解釋性。

我們認為，研究貨幣供應(yīng)量與國民經(jīng)濟之間的相關(guān)性時應(yīng)注意時滯問題。一般在研究貨幣供 應(yīng)量與國民經(jīng)濟之間的關(guān)系時，是用當期的貨幣供應(yīng)量與當期的國民生產(chǎn)總值或當期的價格 總水平指數(shù)進行相關(guān)性分析。這種分析沒有考慮到時滯的存在。 貨幣當局根據(jù)國民經(jīng)濟運行的總體變化發(fā)現(xiàn)，當期的貨幣供應(yīng)量擴張與下一期的價格總水平 上升對應(yīng)，說明貨幣供應(yīng)量與價格總水平之間應(yīng)該存在一定的時滯。

二、貨幣供應(yīng)量指標的確定

出現(xiàn)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟指標之間相 關(guān)性較弱的現(xiàn)象，既可能是因為貨幣供應(yīng)量的相關(guān)性下降，也可能是因為貨幣供應(yīng)量本身內(nèi) 涵的確定上有偏差。

我們知道，貨幣供應(yīng)量的定義方法有兩種，即功能法和實證法。越來越多的學者認為，實證 法 貨幣供應(yīng)量定義的政策意義遠大于功能法，因而成為貨幣供應(yīng)量定義的主流。實證法貨幣供 應(yīng)量要求貨幣供應(yīng)量的范圍應(yīng)該是動態(tài)的，而不應(yīng)該是靜態(tài)的。應(yīng)該根據(jù)一個國家經(jīng)濟的貨 幣化程度以及貨幣性資產(chǎn)的供應(yīng)和創(chuàng)新情況進行相應(yīng)的調(diào)整。

中國于1994年公布貨幣供應(yīng)量后，僅在1995和2001年對貨幣供應(yīng)量指標進行過微調(diào)，沒有能 根據(jù)中國經(jīng)濟貨幣化和金融深化的發(fā)展進程實施相應(yīng)的調(diào)整，這很有可能會導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量 相關(guān)性的減弱。

就目前情況看，一般認為中國人民銀行公布的貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計口徑有問題。問題的焦點在于 居民活期儲蓄存款、證券交易保證金和外幣存款是否應(yīng)在適當?shù)呢泿殴?yīng)量統(tǒng)計口徑中體現(xiàn) 出來。

是否把股民證券交易保證金存款計入貨幣供應(yīng)量這個問題，在理論界曾產(chǎn)生過激烈爭論。央 行貨幣政策委員會2001年決定，把股民保證金存款計入貨幣供應(yīng)量。問題是世 界上很少有國家把股民保證金存款作為M2來統(tǒng)計。股民保證金存款屬于投機性貨幣需求， 其貨幣供應(yīng)量層次應(yīng)該在M3或以上，而我國目前的貨幣供應(yīng)量只有M0、M1、M2，沒 有M3，因而只能計入M2?？梢?，把股民保證金存款計入M2具有一定的不合理性和暫時 性。

至于居民活期儲蓄存款，隨著借記卡等新型支付手段得到廣泛運用，把居民儲蓄存款中可以 直接用于支付和清算的部分計入M1可以說是一種必然也是必需。目前簡單地把居民儲蓄存 款計入M2不符合實際情況。

外幣存款雖然目前不具備普遍的清償功能，但是我國作為一個發(fā)展中大國，在加入世貿(mào)組織 以后，逐步實現(xiàn)人民幣資本項目的可自由兌換已成必然，加上金融全球化進程的進一步加快 ，外幣存款也應(yīng)當在適當層次的廣義貨幣中加以反映。

在貨幣供應(yīng)量指標存在這么多問題的情況下，即使實證研究表明貨幣供應(yīng)量與國民經(jīng)濟之間 相關(guān)性較弱，也不能簡單地拋棄貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中間目標，而 應(yīng)該考慮怎樣對貨幣供應(yīng)量進行修正，使貨幣供應(yīng)量能夠充當貨幣政策的中間目標。

三、貨幣供應(yīng)量的可控性

部分學者認為應(yīng)該拋棄貨幣供應(yīng)量這個中間目標的另一個重要理由是，中央銀行未能很好地 控制貨幣供應(yīng)量。

中國貨幣供應(yīng)量的控制性差可能有兩個原因，一是中央銀行并不想真正地控制它；

還有一種可能是，中央銀行想控制但無法控制。這 又分兩種情況，一種是中央銀行的獨立性不強，中央銀行調(diào)控貨幣供應(yīng)量時受到鉗制；另一 種情形是，中央銀行想控制貨幣供應(yīng)量時，受其他政府目標的制約而無法實施。

在一定的貨幣乘數(shù)(m)下，貨幣供應(yīng)量(Ms)取決于基礎(chǔ)貨幣量(B)，基礎(chǔ)貨幣緊縮必然會導(dǎo)致 貨幣供應(yīng)量緊縮。我們研究發(fā)現(xiàn)，近幾年我國基礎(chǔ)貨幣的緊縮，存在著其他因素的干擾，這 個因素主要是我國實行有管理的浮動匯率制度。

毫無疑問，這種匯率制度使貨幣當局無法按貨幣供應(yīng)量目標隨心所欲地投放基礎(chǔ)貨幣。貨幣 供應(yīng)量的目標值沒有實現(xiàn)，并不是貨幣供應(yīng)量本身不可控制，而是這種匯率制度使得中央銀 行無法控制貨幣供應(yīng)量。

四、貨幣供應(yīng)量目標與利率的市場化

人們在討論貨幣供應(yīng)量目標時，有一個共同的看法，就是中國現(xiàn)階段貨幣流通速度、貨幣乘 數(shù)不穩(wěn)定，導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量可控性差。

貨幣流通速度下降的原因有很多，可能是因為受社會福利 體制改革和就業(yè)壓力加大的雙重影響。出于預(yù)防性動機，居民的貨幣需求函數(shù)向右移動，使 得實現(xiàn)同樣的GDP規(guī)模需要更多的貨幣存量，表現(xiàn)為貨幣流通速度下降。另一方面，中國正 處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌階段，貨幣化對貨幣流通速度的下降有一定的作用(易綱，1996)。

這種不穩(wěn)定表明，現(xiàn)階段我國的貨幣需求函數(shù)是不穩(wěn)定的。但正如 米什金所說(1998)，決定選擇哪種政策目標的關(guān)鍵因素是IS和LM曲線的相對不穩(wěn)定性。因此 ，貨幣需求函數(shù)近年來呈現(xiàn)的不穩(wěn)定性并不能自然地導(dǎo)出這樣的結(jié)論：應(yīng)放棄貨幣供應(yīng)量目 標轉(zhuǎn)而采取利率目標。

第6篇：貨幣供應(yīng)量范文

關(guān)鍵詞:貨幣供應(yīng)量;通貨膨脹;貨幣政策

中圖分類號:F832　文獻標識碼:A　文章編號:1006-1428(2010)010-0033-05

一、引言

對于貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹二者關(guān)系,理論界看法不一。傳統(tǒng)貨幣數(shù)量派認為,貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹成正相關(guān)關(guān)系,貨幣供應(yīng)量的增加會引起物價的上漲。反之則導(dǎo)致物價的下降。而國內(nèi)外不斷出現(xiàn)的一些新情況對這一觀點提出了嚴峻挑戰(zhàn)。貨幣主義學派弗里德曼和KUTINER(1992)的檢驗表明貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的因果關(guān)系消失。龔六堂、鄒恒甫(2002)發(fā)現(xiàn)美國自1980年代以后,貨幣供應(yīng)量的改變與通貨膨脹基本沒什么關(guān)系。出于對貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹相關(guān)性大幅削弱的考慮,新西蘭、加拿大、英國、以色列等二十幾個國家直接采用通貨膨脹率本身作為貨幣政策目標,實施了通貨膨脹目標制。近年來,我國的貨幣供應(yīng)量增速遠遠超過經(jīng)濟增速,存在大量超額貨幣供應(yīng)問題,但并未引起惡性通貨膨脹,進而形成貨幣供應(yīng)量持續(xù)增長與物價平穩(wěn)甚至下降并存的“中國之謎”。一些學者甚至通過實證分析得出貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹成反向變動的結(jié)論(易綱,1996;帥勇,2002;伍志文,2002),進而對我國央行以貨幣供應(yīng)量為中介目標進行宏觀調(diào)控提出了質(zhì)疑。本文將利用1986年以來貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的數(shù)據(jù)。運用圖示法和模型檢驗,對各層次貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的相關(guān)性、因果關(guān)系進行分析檢驗,對近年來二者之間關(guān)系的變化作一簡單闡釋,進而提出政策建議。

二、數(shù)據(jù)模型及實證檢驗

為厘清通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系。本文以1986～2008年CPI、M0、M1、M2、GDP年度增長率數(shù)據(jù)為樣本,進行分析。分析采用兩種方法:一是圖示法,通過描繪上述指標的變動軌跡,簡單直觀地反映變量之間的關(guān)系;二是進行相關(guān)性檢驗,通過模型分析闡釋變量之間的關(guān)系。

(一)圖示法

圖1反映了CPI、Mo、M,、M:增長情況,圖2分別反映了貨幣供應(yīng)量超經(jīng)濟增長的幅度,即M0、M2、M2與GDP、CPI之和的差額。

若貨幣供應(yīng)量與CPI有較強的相關(guān)性,曲線CPI與M0、M1、M2之間應(yīng)呈現(xiàn)較好的擬合性,波動趨勢應(yīng)大體保持一致。

從實際情況看,如圖1所示,除個別年份外,曲線M2與CPI整體上呈現(xiàn)較強的一致性。1990～1994年,由于投資需求的擴張,CPI逐步上行,1994年CPI達到24.1%,與此同時,這一階段M2呈震蕩上行,由1990年的26.5%增長到1994年的34.5%。隨后,由于國家采取了一系列的緊縮措施,M:增長逐年下降至1998年的14.8%,CPI也逐年下降至1998年的一0.8%。1998～2002年,我國通貨緊縮,1998、1999、2002年CPI負增長,2000、2001年CPI增長在1%以內(nèi),與此相適應(yīng),此階段我國存款準備金連續(xù)下調(diào),但貨幣供應(yīng)量M2仍保持了一個低增長態(tài)勢,5年年均增長15.2%。2003年CPI上行,M2增長加快;受一系列緊縮措施影響,2003～2005年CPI有所下降,M2增幅在2003年達到高點后趨于下降。

曲線M0、M1波動幅度較大,總體上與CPI的一致性不甚明顯,但部分年份還是有較強的擬合性。1987～1988年通脹期間,M0超常增長:1990～1992年CPI上行期間,M0、M1均較快增長;2002-2003年CPI逐步上升,隨后出現(xiàn)回落,M0、M1也呈相同增長態(tài)勢:2005～2007年,CPI逐年上漲,M1增幅也逐年上升。

若貨幣供應(yīng)量與CPI有較強的相關(guān)性,(M-GDP-CPI)的數(shù)值不會波動太大,應(yīng)該在一個窄區(qū)間里波動。而實際情況看,如圖2所示,從整個態(tài)勢看,貨幣供應(yīng)量(M2、M1、M0)增長率與GDP增長率和CPI的差額分為兩個階段:1986～1996年差額波動幅度較大,在21%～20%區(qū)間內(nèi),最高達21.1%,最低為19.8%,屬發(fā)散態(tài)勢,貨幣供應(yīng)量與CPI相關(guān)性不強:1996～2008年波動幅度明顯減少,趨于收斂,大部分年份的差額在10%至～5%之間,貨幣供應(yīng)量與CPI呈較好的相關(guān)性。分單條曲線分析,曲線(M2-GDP-CPI)波動幅度明顯小于另外兩條,曲線(M0-GDP-CPI)波動幅度最大,M2與CPI的相關(guān)性明顯強于M1、M0與CPI的相關(guān)性。

(二)M與CPI相關(guān)性檢驗

本文運用SPSS對CPI與M0、M1、M2分別進行線性回歸,檢驗變量之間的相關(guān)性及相關(guān)性的顯著程度。

根據(jù)SPSS輸出表格,回歸分析結(jié)果如下:

CPI=1.429+0.293M0

(R2=0.184　T=2.18　P=0.041)

β值為0.293,可見CPI與M0的相關(guān)性很弱,而且相關(guān)性的顯著性也很弱。

CPI=2.929+0.188M1

(R2=0.033　T=0.841　P=0.410)

β值為0.188,可見CPI與M1的相關(guān)性很弱,而且相關(guān)性的顯著性也很弱。

CPI=-7.679+0.661M2

(R2=0.339　T=3.279　P=0.004)

β值為0.661,可見CPI與M2的相關(guān)性較與M0、M1的強,而且相關(guān)性的顯著性也比M0、M1的強。

(三)分階段:CPI與M2相關(guān)性及因果檢驗

如上所述,CPI與M0、M1相關(guān)性較弱,CPI與M2存在較強相關(guān)性。因此,我們將對CPI與M2相關(guān)性進一步深入討論?？紤]兩種方式:一是對兩個時間段數(shù)據(jù)――1986～1996、1997～2008年兩個階段分別進行討論,分析不同時間段CPI與M2的相關(guān)性;二是對CPI與M2進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗,探詢二者是否有因果關(guān)系。

1　分時間段討論

根據(jù)SPSS輸出表格,回歸分析結(jié)果如下:

1986～1996:

CPI=12.64-0.05M2

(R2=0.001　T=-0.099　P=0.923)

β值為-0.05,可見在1986～1996年期間,CPI與M2的相關(guān)性很弱,而且相關(guān)性的顯著性也很弱。

1997～2008:

CPI=-6.833+0.529M2

(R2=-0.202　T=1.591　P=0.143)

β值為1.098,可見在1997～2008年期間,CPI與M2的相關(guān)性較強,而且相關(guān)性的顯著性也較強。與1986～1996年的檢驗結(jié)果相比,1997～2008年檢驗結(jié)

果的B值、R2、T值都有較大上升,這說明,在1997～2008年這個區(qū)間,CPI與M2的相關(guān)性和相關(guān)性的顯著性都有所增強。

2　對CPI與M2進行格蘭杰因果檢驗

運用1986～2008年度數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗,結(jié)果如下:

上述結(jié)果表明,“M2 does not Granger Cause CPI”一欄中,由于Probability的值(0.01012)小于0.05,我們可以得出M2對CPI存在格蘭杰因果關(guān)系;“CPIdoes not Granzer Cause M2”一欄中,由于Probability的值(0.65853)遠遠大于0.05,我們可以得出CPI對M2不存在格蘭杰因果關(guān)系。

三、對通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的進一步探討

(一)總體上:M2與CPI相關(guān)性較強,說明控制通脹的一個關(guān)鍵性因素還是貨幣供應(yīng)量

總體而言,貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間關(guān)系某種程度上可以通過費雪方程式解釋。費雪方程式從交易角度進行分析:MV=PY。其中:M為貨幣數(shù)量(能動量),V為貨幣流通速度(恒量,取決于制度及收入周期),P為價格水平(被動量),Y是產(chǎn)出(恒量)。M決定P的價值,二者成正比。費雪認為短期內(nèi)V、Y是不變的,因為v有社會制度和習慣等因素決定的,所以長期內(nèi)比較穩(wěn)定。同時在充分就業(yè)條件下,社會商品和勞務(wù)總交易量,即Y也是一個相當穩(wěn)定的一個因素。這樣,交易方程式就轉(zhuǎn)化為貨幣數(shù)量論。而且,貨幣數(shù)量論提供了價格水平變動的一種解釋:價格水平變動僅源于貨幣數(shù)量的變動,當M變動時,P作同比例的變動。

根據(jù)流動性的大小,可將貨幣供應(yīng)量劃分不同的層次加以測量、分析和調(diào)控。我國現(xiàn)階段也是將貨幣供應(yīng)量劃分為三個層次:M0指流通中現(xiàn)金,即在銀行體系以外流通的現(xiàn)金;M1是狹義貨幣供應(yīng)量,即M0+企事業(yè)單位活期存款;M2是廣義貨幣供應(yīng)量,即M1+企事業(yè)單位定期存款+居民儲蓄存款。由于各層次貨幣供應(yīng)量的內(nèi)涵差異較大,不同層次的貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的相關(guān)性強弱有較大差別。在這三個層次中,Mo與消費變動密切相關(guān),是最活躍的貨幣;M1反映居民和企業(yè)資金松緊變化,是經(jīng)濟周期波動的先行指標,流動性僅次于M0;M2流動性偏弱,但反映的是社會總需求的變化和未來通貨膨脹的壓力狀況,通常所說的貨幣供應(yīng)量,主要指M2。M0、M1包含的范疇較窄,不能反映社會總需求的變化狀況,相應(yīng)地二者與通貨膨脹的相關(guān)性較差。M2可以較好地反映社會總需求的變化狀況,M2增多,全社會貨幣供應(yīng)量增多,直接導(dǎo)致通貨膨脹壓力上升。因此,M2與通貨膨脹存在較強的相關(guān)性。

(二)不同時間段相關(guān)性強弱的解釋

1、1986～1996年:貨幣供應(yīng)量M2與CPI相關(guān)性不強,其原因在于貨幣化進程吸納大量貨幣與貨幣流通速度的下降

費雪方程式將貨幣流通速度視為恒量,在一定時期不會變化。同時,也沒有考慮經(jīng)濟發(fā)展程度和經(jīng)濟體制或結(jié)構(gòu)的變化。但實際上,上述兩個因素是在不斷發(fā)展變化的,這一變化在1986至1996年期間顯得尤為突出。這一階段,我國貨幣流通速度不斷下降,受經(jīng)濟體制或結(jié)構(gòu)的變化,貨幣化進程很快,這也影響了這一階段M2與CPI的相關(guān)性。

貨幣流通速度是在發(fā)生變化的,研究通貨膨脹必須考慮貨幣流通速度。夏斌(2003)認為,1985年以來M2的流通速度不斷下降,這一過程非常平滑:左孝順(1999)運用林繼肯教授的模型計算的結(jié)果表明,我國貨幣流通速度從1986年的1.5484下降至1996年的0.8785,下降了43.26%。貨幣流通速度下降使得經(jīng)濟中的實際貨幣需求的增長快于GDP的增長,同樣規(guī)模的經(jīng)濟需要更多的貨幣媒介,貨幣供應(yīng)量超經(jīng)濟發(fā)展速度的增長并沒有轉(zhuǎn)換為通貨膨脹,而是被貨幣流通速度下降所抵消掉了。

除此之外,貨幣化進程也是分析發(fā)展中國家在市場經(jīng)濟發(fā)展過程中物價水平變動的一個重要因素。易綱(1995)費雪方程式進行了拓展:將生產(chǎn)總值分為兩部分――貨幣化部分和非貨幣化部分。

Y=λY+(1-λ)Y

入是貨幣化部分在生產(chǎn)總值中的比例,(1-λ)Y反映了自產(chǎn)自銷、自給自足、沒有進入市場的產(chǎn)出。引入貨幣化概念后,費雪方程式變?yōu)?

MV=λPY

對此式取自然對數(shù),然后微分,有:

M'=-V'+λ'+P'+Y'

由上式,在分析貨幣增長率與通貨膨脹的關(guān)系時,還應(yīng)考慮貨幣流通速度升降、貨幣化進程狀況和生產(chǎn)總值的增長情況。

由于經(jīng)濟貨幣化進程的原因,貨幣供應(yīng)量的增長速度往往要超過經(jīng)濟正常增長所需要的貨幣供應(yīng)量增長速度,多余的貨幣用于媒介新的貨幣化部門。1986～1996年11年,M2的平均增長率為26.54%,平均通貨膨脹率為11.31%,GDP平均增長率為10.05%。貨幣增長率大于通貨膨脹率與GDP增長率之和5.18個百分點。這表明,在這一段時間內(nèi),確實有大量的貨幣沉淀下來以適合超常的貨幣需求,即被貨幣化過程吸收。不可忽視的是,改革開放以來快速的貨幣化進程在1985年后有逐步放緩的趨勢,主要表現(xiàn)在中國經(jīng)濟吸收超量貨幣發(fā)行的潛力在下降,超量的貨幣發(fā)行轉(zhuǎn)而通過通貨膨脹釋放出來。這11年間出現(xiàn)過兩次明顯的通貨膨脹(1988～1989,1993～1994),M2的增長率低于CPI與GDP增長率之和。

2、1997～2008年:M2與CPI相關(guān)性十分顯著

這一階段,我國的貨幣化過程逐漸放緩,貨幣流通速度下降的幅度較前一階段有所減緩,相應(yīng)地,1997至2008年M2與CPI呈現(xiàn)較為顯著的相關(guān)性。這一結(jié)果體現(xiàn)在政策操作層面上就是,1996年央行正式將貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標。我國目前實施的貨幣政策基本框架是通過采用多種貨幣調(diào)控政策,間接地調(diào)控貨幣政策的中介目標――貨幣供應(yīng)量。

同時,這一階段出現(xiàn)的一個新問題就是資產(chǎn)市場與商品期貨市場的蓬勃發(fā)展,其規(guī)模占經(jīng)濟總量的比重越來越大,使得通貨膨脹易受資產(chǎn)市場、商品期貨市場的影響。

Fisher(1911)甚至認為,貨幣供應(yīng)量的增長首先引致資產(chǎn)價格的上升然后才是消費物價的上升。在分析貨幣需求我們可以將資產(chǎn)市場因素引人,通過資產(chǎn)組合貨幣需求模型加以分析。

產(chǎn)品市場與資產(chǎn)市場是相通的,二者的連通效應(yīng)使得貨幣政策的資產(chǎn)價格效應(yīng)變得更加復(fù)雜,相應(yīng)的我們可以對貨幣供求模型進行擴展。阿貝爾和伯納克(Abel and Bernanke,2001,pp.260-262)的資產(chǎn)組合貨幣需求模型涵蓋了所有貨幣資產(chǎn)與非貨幣資產(chǎn)的貨幣供求擴展均衡,可用下式表示:

Md+NMd=Ms+NMs

其中,NMs為非貨幣資產(chǎn)的供應(yīng),NMd為非貨幣資產(chǎn)的需求,Ms為貨幣供應(yīng),Md為貨幣需求。

將上式稍加變形,得

Ms-Md=NMd-NMs

從模型我們可以看出,貨幣供應(yīng)量分為兩部分,

一部分進入商品市場,影響實際產(chǎn)出和商品價格,另一部分進入資產(chǎn)市場,影響資產(chǎn)價格。

這樣一來,一方面,資產(chǎn)市場可以吸納部分貨幣供應(yīng),資產(chǎn)市場的貨幣需求與商品市場的貨幣需求有很強的替代效應(yīng)?？紤]到商品市場與資產(chǎn)市場之間的連通性,超過商品市場需求的貨幣供應(yīng)量如果沒有引起商品價格的普遍上漲,這些超額貨幣供應(yīng)量就會流入資產(chǎn)市場,成為推動資產(chǎn)價格泡沫的資金來源。從我國實際情況看,幾個典型時期對這一命題正反擬合較好。一是1994年左右的高通貨膨脹與較低的股市增長相適應(yīng)。二是1999年至2002年的房地產(chǎn)價格上升與通貨緊縮相伴隨。三是2003年至2007年房地產(chǎn)價格大幅攀升與較低的通貨膨脹相匹配。2003年以來,我國形成了較強的貨幣升值壓力,由此導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣大量投放,造成流動性泛濫,形成升值壓力的貨幣化。人民幣匯率升值壓力貨幣化后形成了超額的貨幣供給,但近年來我國CPI并沒有出現(xiàn)明顯上漲,超額的貨幣供給更多的是流向了資產(chǎn)市場,導(dǎo)致了前幾年我國資產(chǎn)價格(房地產(chǎn)價格、股票價格)的上揚。

另一方面,資產(chǎn)價格對通貨膨脹具有反作用,資產(chǎn)價格既可能影響當前通貨膨脹也可能通過預(yù)期影響未來通貨膨脹。資產(chǎn)價格的上漲提高通貨膨脹水平是通過多渠道來實現(xiàn)的,其主要的機制為:資產(chǎn)價格的上漲通過財富效應(yīng)、托賓Q效應(yīng)、預(yù)期與信用渠道促進消費與投資的較快增長,從而拉動總需求,使得物價處于較高水平。而這一過程可以進一步導(dǎo)致更高的通貨膨脹預(yù)期,原因在于資產(chǎn)價格的迅速上漲,使得私人部門產(chǎn)生更高的商品與服務(wù)價格的預(yù)期,這樣可能會在實際上真正的出現(xiàn)更高的通貨膨脹率。相反,資產(chǎn)價格的下跌對物價則有負向效應(yīng)。

通貨膨脹易受商品期貨價格影響。近年來。石油、金屬和農(nóng)產(chǎn)品等商品期貨市場發(fā)展迅速,許多商品的現(xiàn)貨價格直接由交易所期貨市場主導(dǎo)。以石油為例,1970年代以前,油價由石油生產(chǎn)商和石油公司的長期合同確定,但現(xiàn)在主要由石油期貨市場確定。隨著商品期貨交易可以直接用現(xiàn)金而非貨物來交割,在全球流動性充裕、低利率和美元貶值的環(huán)境下,與商品有關(guān)的投機活動增加,加劇了短期價格波動。通過價格的國際傳導(dǎo),這些大宗商品的價格變化對我國價格指數(shù)造成較大影響,削弱了CPI的可控性。同時,傳統(tǒng)金融下貨幣與商品對應(yīng)關(guān)系已經(jīng)不復(fù)存在,貨幣不僅是商品交易的媒介,還是資產(chǎn)市場、期貨市場的交易媒介,貨幣在各類市場之間迅速流動的投機行為也增加了資產(chǎn)價格、期貨價格的波動。由于商品的期貨市場價格對現(xiàn)貨市場價格存在著較強的傳導(dǎo)性,期貨價格的波動又加劇了現(xiàn)貨市場的波動。貨幣政策在關(guān)注商品現(xiàn)貨價格的同時,還要關(guān)注期貨價格,要針對期貨市場價格的變化,及早作出響應(yīng)。

(三)對在不同通貨膨脹區(qū)間內(nèi)M2與CPI相關(guān)性的關(guān)注

實際通貨膨脹率在很大程度上取決于人們對通貨膨脹的預(yù)期,通貨膨脹的真正危機在于它可能使整個經(jīng)濟崩潰,而導(dǎo)致崩潰的原因也在于預(yù)期(易綱,1995)。因此,文章假設(shè),在一般情況下,低通脹時期M2與CPI相關(guān)性更強,高通脹時期M2與CPI相關(guān)性較弱。并試圖對上述假設(shè)進行實證,以5%為界限,將CPl分為兩組,對M2與CPI相關(guān)性進行了檢驗,檢驗結(jié)果并不支持以上判斷。究其原因,可能在于樣本容量不夠大或是貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹統(tǒng)計指標的科學性不夠等,尚有待于進一步研究,但本文并不否定通貨膨脹預(yù)期的重要性。

四、結(jié)論與政策建議

(一)貨幣政策應(yīng)當關(guān)注資產(chǎn)價格

貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹存在較強的相關(guān)性。作為以維護幣值穩(wěn)定為己任的我國央行,在制訂和實施貨幣政策的時候,應(yīng)當堅持將貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標,通過調(diào)控貨幣供應(yīng)量防止通貨膨脹。同時,要適應(yīng)形勢的變化,不斷拓展央行視野,關(guān)注資產(chǎn)價格的波動,但不是直接去調(diào)控資產(chǎn)價格。央行對資產(chǎn)價格的影響間接和有限,而且缺乏可靠的實證模型來估算資產(chǎn)價格的合理值,很難判斷資產(chǎn)價格波動是否處于合理區(qū)間。從國際經(jīng)驗來看,絕大多數(shù)國家的貨幣政策操作都不追隨資產(chǎn)價格,只是密切關(guān)注資產(chǎn)價格的變化。貨幣政策是否應(yīng)對資產(chǎn)價格波動做出反應(yīng),取決于這種資產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟運行的關(guān)聯(lián)和影響程度。

(二)控制通貨膨脹要加強對預(yù)期的引導(dǎo)

預(yù)期在通貨膨脹的發(fā)展中起著重要作用。低通貨膨脹時,其預(yù)期是收斂的,可以通過控制貨幣供應(yīng)量引導(dǎo)預(yù)期,抑制通貨膨脹的發(fā)展;而當通貨膨脹高漲,發(fā)展到高通脹時,其預(yù)期是發(fā)散的,一旦通貨膨脹預(yù)期形成便難以通過控制貨幣供應(yīng)量來抑制通貨膨脹或者說控制貨幣供應(yīng)量的效用大大降低。因此,央行既要考慮貨幣供應(yīng)量的作用,也要考慮預(yù)期的作用。歐洲中央銀行貨幣政策戰(zhàn)略的兩大支柱就是這種思維的體現(xiàn)。當前,穩(wěn)定預(yù)期就成為我國央行調(diào)控的一個非常重要的任務(wù)。穩(wěn)定預(yù)期又對央行工作提出了更高要求。央行要不斷提升自身公信力,加強對輿論的引導(dǎo),穩(wěn)定公眾預(yù)期,防止因預(yù)期不穩(wěn)而導(dǎo)致通脹出現(xiàn)螺旋上升。

(三)央行在調(diào)控貨幣供應(yīng)量的同時,要關(guān)注貨幣的流向和結(jié)構(gòu)

基于貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹存在較強相關(guān)性這一現(xiàn)狀,央行要繼續(xù)堅持貨幣供應(yīng)量這一中介目標,通過調(diào)控貨幣供應(yīng)量去控制通貨膨脹。同時,由于貨幣媒介的范疇在不斷擴大,已經(jīng)由傳統(tǒng)的商品市場擴展到資產(chǎn)市場、期貨市場。央行在控制貨幣供應(yīng)量總量的同時,也要關(guān)注和研究貨幣的流向和結(jié)構(gòu)這一問題。要監(jiān)測貨幣在各個市場的分布和流動情況,厘清貨幣流動對通貨膨脹的影響,防止貨幣流動對物價水平造成沖擊。要研究貨幣流動的內(nèi)在驅(qū)動因素,譬如自有資金比率的提高和杠桿率的降低就直接影響到貨幣在資產(chǎn)市場的流動。當由于杠桿率提高驅(qū)動資金流向資產(chǎn)市場,導(dǎo)致資產(chǎn)價格的上升,貨幣的流動對通貨膨脹影響較大;而資產(chǎn)價格上升主要由自有資金驅(qū)動時,則是權(quán)益資本升值的一種體現(xiàn),一般不會對通貨膨脹帶來大的沖擊。

參考文獻:

[1]易綱,中國的貨幣供求與通貨膨脹[J],經(jīng)濟研究,1995;5

[2]夏斌,高善文,陳道富,中國貨幣流通速度變化與經(jīng)濟波動[J],金融研究,2003;12

[3]左孝順,貨幣流通速度的變化:中國的例證(1978-1997)[J],金融研究,1999;6

[4]王海龍,宋建江,胡國,人民幣升值壓力、貨幣失衡與資產(chǎn)價格波動[J],金融研究(實務(wù)版),2007;4

第7篇：貨幣供應(yīng)量范文

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；股票指數(shù)；動態(tài)相關(guān)；波動溢出效應(yīng)

0 引言

我國股票市場是政府主導(dǎo)的制度創(chuàng)新和市場自身發(fā)展共同推動的新興市場，股票資產(chǎn)價格的走勢除了受到宏觀經(jīng)濟和各項制度變革的影響外，還受到以貨幣政策為代表的一系列宏觀經(jīng)濟政策調(diào)整的影響。當前貨幣政策正經(jīng)歷轉(zhuǎn)型，由“適度寬松”的貨幣政策轉(zhuǎn)向“穩(wěn)健”的貨幣政策，控制信貸和貨幣投放量，此時關(guān)注貨幣供給量與股價之間的關(guān)系有特殊的意義。

已有文獻主要從兩方面研究股票價格與貨幣政策之間的關(guān)系。一方面從股市在貨幣傳導(dǎo)機制中的作用出發(fā)：貨幣供應(yīng)量的變化會通過一定的傳導(dǎo)機制影響到股票價格；股票價格變動也會對貨幣需求產(chǎn)生影響，因而認為貨幣政策應(yīng)該關(guān)注股票價格。如孫華妤馬躍（2003），郭金龍 李文軍（2004）。另一方面從股票價格對宏觀經(jīng)濟變量的影響出發(fā)，認為股票價格具有信號顯示作用，貨幣政策應(yīng)該關(guān)注股票價格。如呂江林（2005），王虎，王宇偉，范從來（2008），周暉（2010）。

這些文獻基本都持“關(guān)注”而非“盯住”股票價格的觀點（瞿強, 2001）。所謂“關(guān)注”就是貨幣政策的變動會參考股票價格,但不會為此直接變動；所謂“盯住”就是貨幣政策隨著資產(chǎn)價格的波動而變化。而且這些觀點最終統(tǒng)一于貨幣供應(yīng)量,因為防御惡性通貨膨脹是貨幣政策的主要目的之一,而貨幣政策的執(zhí)行是通過貨幣供應(yīng)量來操作的。

已有文獻對兩者之間的波動影響研究不夠。貨幣政策的目標之一是保持經(jīng)濟平穩(wěn)，而波動是平穩(wěn)的相反度量，因此研究兩者之間的波動溢出效應(yīng)，貨幣政策是否將股價波動的信號納入調(diào)整目標具有重要的意義。

1 模型及樣本選取

1.1 動態(tài)相關(guān)性模型

為研究貨幣供應(yīng)量與股票價格的動態(tài)變化關(guān)系，建立自回歸VAR模型。模型如下：

（1）

yt是m維內(nèi)生變量向量；xt是d維外生變量向量；εt是隨機擾動項。由于與貨幣供應(yīng)量和股票價格相關(guān)的宏觀經(jīng)濟變量較多，且關(guān)系較為復(fù)雜，目前沒有統(tǒng)一的模型，本文只選取貨幣供應(yīng)量與股票價格兩個內(nèi)生變量建模。

1.2 波動相關(guān)性模型

金融市場中不同因素之間是相互關(guān)聯(lián)的，并受到相同的可獲得信息集的影響，單個金融市場受到自身過去波動的影響，而不同的市場之間，也往往存在著相互的波動影響。這種市場間收益率和波動的傳導(dǎo)關(guān)系就稱為“波動溢出效應(yīng)”。用于刻畫多元變量和多個市場間波動溢出效應(yīng)的模型主要有：VECH模型和BEKK模型。本文依據(jù)根據(jù)AIC和SC統(tǒng)計量選取VECH（1，1）模型對股票價格和貨幣供應(yīng)量的波動效應(yīng)進行分析。該模型為：

（2）

在擾動項服從正態(tài)分布的假定條件下，對VECH模型的參數(shù)通過最大化似然函數(shù)（3）進行估計：

（3）

其中θ表示待估計的未知參數(shù)，T是觀測統(tǒng)計量。

1.3 數(shù)據(jù)的選取

數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，選取1996年1月～2010年11月的貨幣供應(yīng)量月度數(shù)據(jù)和上證指數(shù)月度數(shù)據(jù)為分析樣本。對所有數(shù)據(jù)取對數(shù),用LnM2t 表示第t月貨幣供應(yīng)量,同理,LnSSt表示第t月上證指數(shù)。

2 實證結(jié)果及分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗

選擇帶有滯后項和截距項的形式,利用ADF檢驗判斷LnM2t和LnSSt序列的平穩(wěn)性。上證指數(shù)檢驗t的統(tǒng)計量為-1.6389,明顯大于顯著性水平10%的Mackinnon臨界值-2.5760;對貨幣供應(yīng)量指數(shù)序列進行檢驗,ADF檢驗的t統(tǒng)計量為1.3271,大于顯著性水平10%的Mackinnon臨界值-2.5760,說明兩者即使在10%的顯著性水平下也不能拒絕原假設(shè),樣本序列具有非平穩(wěn)性。但對它們一階差分后構(gòu)成的新序列LnM2t和LnSSt的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果顯示一階差分序列平穩(wěn),見表1。因此,需要考慮股票指數(shù)和貨幣供應(yīng)量是否存在協(xié)整關(guān)系。

2.2 協(xié)整性檢驗

當向量時間序列中存在惟一協(xié)整關(guān)系時,一般采用恩格爾-格蘭杰法（ EG兩步法） 。用OLS法估計得到的上證指數(shù)和貨幣供應(yīng)量的協(xié)整回歸方程為:

（4）

ADF值小于顯著性水平為1%的臨界值,說明上證指數(shù)和貨幣供應(yīng)量不存在長期協(xié)整關(guān)系,因此需要建立差分VAR模型。

根據(jù)AIC和SC統(tǒng)計量,選擇模型最優(yōu)滯后階數(shù)為k=1。

2.3 VAR模型估計和因果檢驗

貨幣供應(yīng)量與股票指數(shù)的VAR模型如下：

（5）

由式（4）所得估計結(jié)果,貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)價格沒有顯著影響,而房地產(chǎn)價格對貨幣供應(yīng)量也沒有非常顯著的影響。

2.4 MGARCH-VECH模型的識別與估計結(jié)果

由于貨幣供應(yīng)量與股票指數(shù)之間不存在顯著動態(tài)相關(guān)關(guān)系，本文建立波動相關(guān)模型如下：

（6）

（7）

根據(jù)AIC和SC統(tǒng)計量，采用VECH（1,1）模型對股票價格和貨幣供應(yīng)量的波動效應(yīng)分析。

參數(shù)A1（1,1）、A1（2,2）、B1（1,1）、B1（2,2）顯著，表明貨幣供應(yīng)量和股票指數(shù)的波動具有明顯的ARCH效應(yīng)，即貨幣供應(yīng)量和股票指數(shù)的波動對它們自身的沖擊強烈。

參數(shù)A1（1,2）、 B1（1,2）均不顯著，表明貨幣供應(yīng)量和股票指數(shù)之間的聯(lián)動不存在明顯的ARCH效應(yīng)，即兩者之間不存在顯著的波動溢出效應(yīng)。

我國是發(fā)展中的市場經(jīng)濟國家,很多貨幣政策操作機制還有待完善,股票市場的效率還有待提高。傳統(tǒng)理論盡管可以解釋股票價格與貨幣供應(yīng)量的波動存在一些長期變化的相似性,卻對實證中發(fā)現(xiàn)的貨幣供應(yīng)量與股票價格不存在顯著波動溢出效應(yīng)的現(xiàn)象不能進行解釋。

本文認為,對于貨幣供應(yīng)量與股票價格不存在顯著的波動溢出關(guān)系,可以從兩方面得到答案。一方面股票價格波動對貨幣需求的影響主要體現(xiàn)在財富效應(yīng)、交易效應(yīng)和替代效應(yīng)三個方面。財富效應(yīng)和交易效應(yīng)增大了貨幣需求，而替代效應(yīng)減少了貨幣需求。由于這三種效應(yīng)對貨幣需求的作用方向不完全相同,進而影響貨幣供應(yīng)量對股票價格的控制力,致使股票價格波動對貨幣需求的影響具有某種不確定性,或者說股票價格波動影響了貨幣需求的穩(wěn)定性。另一個方面是貨幣政策預(yù)期效應(yīng)的弱化作用。貨幣政策預(yù)期會調(diào)整投資者對股票資產(chǎn)需求，引起股價波動，貨幣政策的時滯效應(yīng)弱化了貨幣政策效力，從而貨幣供應(yīng)量與股價之間不存在明顯的波動溢出效應(yīng)。

3 結(jié)論及政策建議

本文基于動態(tài)相關(guān)模型（VAR）和波動相關(guān)模型（VECH）對貨幣供應(yīng)量和股票指數(shù)的動態(tài)變化關(guān)系進行了實證分析?？偟恼f來，一方面貨幣供應(yīng)量與股票價格動態(tài)相關(guān)性不顯著，央行實施貨幣政策應(yīng)主要調(diào)控經(jīng)濟穩(wěn)定增長，而無需“盯住”股票市場；另一方面，股價與貨幣供應(yīng)量之間的波動溢出效應(yīng)并不明顯，但當股價過度波動影響經(jīng)濟的健康發(fā)展時，也會干擾貨幣政策有效性，央行應(yīng)關(guān)注股價波動，需對過度波動政策調(diào)控，維護股票市場健康發(fā)展。

參考文獻：

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第8篇：貨幣供應(yīng)量范文

[關(guān)鍵詞]居民消費價格指數(shù) 貨幣供應(yīng)量 滯后期效應(yīng)

一、相關(guān)簡介

貨幣供應(yīng)量，是指一國在某一時點上為社會經(jīng)濟運轉(zhuǎn)服務(wù)的貨幣存量，它由包括中央銀行在內(nèi)的金融機構(gòu)供應(yīng)的存款貨幣和現(xiàn)金貨幣兩部分構(gòu)成。參照國際通用原則，根據(jù)我國實際情況，中國人民銀行將我國貨幣供應(yīng)量指標分為以下四個層次：（1）M0：流通中的現(xiàn)金；（2）M1：M0+企業(yè)活期存款+機關(guān)團體部隊存款+農(nóng)村存款+個人持有的信用卡類存款；（3）M2：M1+城鄉(xiāng)居民儲蓄存款+企業(yè)存款中具有定期性質(zhì)的存款+外幣存款+信托類存款；（4）M3：M2+金融債券+商業(yè)票據(jù)+大額可轉(zhuǎn)讓存單等。從貨幣供應(yīng)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(chǔ)貨幣，二是提高貨幣乘數(shù)。

消費價格指數(shù)是根據(jù)與居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)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。消費物價指數(shù)測量的是隨著時間的變化，包括200多種各式各樣的商品和服務(wù)零售價格的平均變化值。這200多種商品和服務(wù)被分為8個主要的類別。在計算消費者物價指數(shù)時，每一個類別都有一個能顯示其重要性的權(quán)數(shù)。這些權(quán)數(shù)是通過向成千上萬的家庭和個人調(diào)查他們購買的產(chǎn)品和服務(wù)而確定的。消費物價指數(shù)的計算公式為：CPI=（一組固定商品按當期價格計算的價值/一組固定商品按基期價格計算的價值）×100。采用的是固定權(quán)數(shù)按加權(quán)算術(shù)平均指數(shù)公式計算，即K拔=ΣKW/ΣW，固定權(quán)數(shù)為W，其中公式中分子的K為各種銷售量的個體指數(shù)。

二、貨幣供應(yīng)量與CPI之間的傳導(dǎo)機制

從傳統(tǒng)的費雪交易方程式MV=PY可以看出，在貨幣流動速度變化不大的情況下（實際上貨幣流通速度是一個制度變量，短時間內(nèi)變化不大），貨幣供應(yīng)量速度變化與價格水平變化具有下列關(guān)系：dm/M=dp/P+dy/Y。其中dm/M、dp/P、dy/Y分別代表貨幣供應(yīng)量、價格水平和產(chǎn)出的變化。從直觀上來看，在社會商品生產(chǎn)一定的情況下，貨幣供應(yīng)量增加會直接導(dǎo)致價格水平的上升。從傳導(dǎo)機制來看，貨幣供應(yīng)量增加從三方面對CPI產(chǎn)生直接或潛在影響：一是貨幣供應(yīng)量增加可能會使實際利率降低，刺激投資需求，投資需求增大會使上游工業(yè)品價格指數(shù)上漲過快，從而導(dǎo)致下游的CPI面臨上漲的壓力，目前我國經(jīng)濟運行中這種現(xiàn)象較為明顯；二是貨幣供應(yīng)量增加會使居民通脹預(yù)期增強和財富效應(yīng)顯現(xiàn)，社會消費需求增大，直接對CPI上升產(chǎn)生直接推動力；三是本國貨幣供應(yīng)量增加使本國貨幣有貶值趨勢，從而刺激出口抑制進口，影響國內(nèi)商品市場的供求關(guān)系，對國內(nèi)商品市場的價格水平產(chǎn)生影響。

從CPI的構(gòu)成來看，包括食品、煙酒及用品、衣服、家庭設(shè)備及維修服務(wù)、醫(yī)療保健及個人用品、交通和通信、娛樂教育文化用品及服務(wù)、居住等八類與居民生活消費密切相關(guān)的商品，貨幣供應(yīng)量變化對不同商品的影響有所區(qū)別。因此，貨幣供應(yīng)量的變化對CPI影響可能有一個時滯，即潛在購買力的貨幣轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實購買力的時間跨度，因為決定這個時滯的因素較多且較為復(fù)雜，與整體社會經(jīng)濟發(fā)展水平、消費習慣、消費結(jié)構(gòu)等因素密切相關(guān)，但從總體來看，影響貨幣供應(yīng)量變化對居民消費價格水平變化的因素有兩方面：一方面是消費者對通貨膨脹的預(yù)期，如果消費者預(yù)期未來通貨膨脹水平較高，居民會提前消費，那么貨幣供應(yīng)量變化對價格水平變化影響時滯較短，反之則較長；另一方面是社會消費結(jié)構(gòu)情況，如果整個社會處于消費結(jié)構(gòu)升級階段，貨幣供應(yīng)量變化對價格變化影響則存在一個相對較長的時滯。

三、我國CPI與貨幣供應(yīng)量的情況

2012年中國CPI指數(shù)：

2012年2月9日，國家統(tǒng)計局公布1月份宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)。2012年1月份，全國居民消費價格總水平同比上漲4.5%。

2012年3月9日，國家統(tǒng)計局公布2月份，全國居民消費價格總水平同比上漲3.2%。

2月份，全國居民消費價格總水平環(huán)比下降0.1%。

2012年4月9日，國家統(tǒng)計局公布3月份，全國居民消費價格總水平同比上漲3.6%。

3月份，全國居民消費價格總水平環(huán)比上漲0.2%。

2012年4月份，全國居民消費價格總水平同比上漲3.4%。4月份，全國居民消費價格總水平環(huán)比下降0.1%。

伴隨著CPI同比開始進入回落通道，預(yù)計下半年通脹將重回2時代。相應(yīng)地，在目前的形勢下，今年的貨幣政策將由名義上的“穩(wěn)健”轉(zhuǎn)變?yōu)閷嵸|(zhì)性的“寬松”，6月降息政策或?qū)?。（以下圖表來自東方財富網(wǎng)）

2011年以來，我國貨幣政策從適度寬松轉(zhuǎn)向穩(wěn)健，貨幣信貸增長速度明顯低于上年同期。2010年2月末，廣義貨幣供應(yīng)量（M2）的增幅比上月末低1.46個百分點，比2010年同期增速下降9.78個百分點；狹義貨幣供應(yīng)量（M1）的增幅比上月末上漲1.97個百分點，但比2010年同期增速下降19.42個百分點；市場貨幣流通量（M0）余額為47270.24億元，同比增長10.27%，增幅比上月末下降9.03個百分點，比2010年同期增速下降11.71個百分點。2011年，實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）47.1萬億元，同比增長9.2%，居民消費價格指數(shù)（CPI）同比上漲5.4%。

根據(jù)在國家統(tǒng)計局和東方財富網(wǎng)收集到了從2008年1月至2012年4月的CPI和貨幣供應(yīng)量的相關(guān)數(shù)據(jù)，我用表格作了相應(yīng)統(tǒng)計，以便幫助我對數(shù)據(jù)的分析以及模型的構(gòu)建。

四、模型構(gòu)建

我國將貨幣供應(yīng)量劃分為三個層次：M0、M1 和M2。我國將M2作為貨幣政策的中介目標以達到穩(wěn)定物價的目標。所以我選擇我國2008 年1月至2012 年4月的M2和CPI的月度數(shù)據(jù)作為分析的基礎(chǔ)。廣義貨幣供應(yīng)量和居民消費價格指數(shù)分別以M2和CPI來表示，并且對數(shù)據(jù)取對數(shù)，是為了消除模型的數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差，用（LN+變量）來表示，并且采用時間序列數(shù)據(jù)，為減少數(shù)據(jù)處理過程中的誤差，先對數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗，再做協(xié)整檢驗來分析變量間存在的關(guān)系，然后便可以建立模型分析M2變化對CPI影響的時滯。

筆者先對此數(shù)據(jù)做了最小二乘回歸分析，得出如下結(jié)果：

可由該模型看出，解釋變量X（即貨幣供應(yīng)量）對Y（即居民消費價格指數(shù)）的解釋能力不太好，X對Y的相伴概率高于5%，擬合優(yōu)度很低，DW檢驗相距2也是挺遠的，F(xiàn)統(tǒng)計量也很低，其相伴概率也超過了5%，看上去模型基本不能說明什么問題，可是，當我們看其實際值，擬合值和殘差的圖像時，發(fā)現(xiàn)了一些問題，如下圖：

從圖中可看出實際值和擬合值的波動幅度以及波動步調(diào)基本一致，可就是差了一個區(qū)間，所以從圖像我猜想M2的變化對CPI的影響具有滯后性影響。有了這個猜想后，我先檢驗M2與CPI的平穩(wěn)性。

筆者先對變量進行單位根檢驗，檢驗它的平穩(wěn)性，以保證分序列之間確實存在長期穩(wěn)定關(guān)系。我運用Eviews5.0 進行ADF 的檢驗，檢驗結(jié)果如下面表1 所示：

根據(jù)判斷標準，該序列Y是符合平穩(wěn)標準的，所以可以使用。

同樣的方法檢測序列X，如圖：

從結(jié)果可以判斷序列X有單位根，所以對序列X進行一階差分序列平穩(wěn)性檢驗，如下圖：

根據(jù)判斷標準，此時該序列X是是符合平穩(wěn)標準的，所以可以使用。

筆者用EGNR法對M2和CPI進行協(xié)整檢驗。筆者先用CPI對M2進行回歸，然后對其殘差做ADF 檢驗，結(jié)果如表2 所示。在1%水平、5%水平和10%水平的顯著水平下，t 檢驗統(tǒng)計量值均小于相應(yīng)的臨界值，所以拒絕原假設(shè)，表明該殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即說明M2和CPI之間存在協(xié)整關(guān)系。

從結(jié)果可判斷序列e無單位根，序列X與序列Y協(xié)整。

既然M2和CPI之間存在長期均衡關(guān)系，為了考察M2對CPI的影響，我選擇用M2的月增長量M2Z作為解釋變量，以CPI月度同比指數(shù)CPIZ為被解釋變量進行深入研究。

首先估計回歸模型：CPIZ=α+βoM2Z+U，結(jié)果見表3。從回歸結(jié)果來看，M2Z的t 統(tǒng)計量值為-1.64相對于常數(shù)項C 的t 統(tǒng)計量值175.67不顯著，表明當期M2的變化對當期CPI的影響在統(tǒng)計意義上不明顯。

為了分析M2變化對CPI的滯后性影響，我對6個月的分布滯后模型進行驗證比較，結(jié)果如下表所示：

從上圖回歸結(jié)果來看，M2Z各滯后期的系數(shù)逐步增加表明當期貨幣供應(yīng)量的變化對消費價格指數(shù)的影響要經(jīng)過一段時間才能逐步顯現(xiàn)，但各滯后期的系數(shù)的t統(tǒng)計量值不顯著，因此還不能據(jù)此判斷滯后期究竟有多長。所以我再做12個月的分布滯后模型的估計，結(jié)果如下：

從上表得知，由M2Z至M2Z（-9）的回歸系數(shù)都不顯著異于零，而M2Z（-10）的回歸t 的統(tǒng)計量值為1.89E-05，在5%水平的顯著水平下拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，這是我用分布滯后12個月的模型進行分析總結(jié)所得出的結(jié)果。這可以說明，當期M2的變化對CPI的影響是在10個月之后才明顯表現(xiàn)出來的。

為了研究M2對CPI影響的持續(xù)性，觀察表格。根據(jù)表中數(shù)據(jù)可得知，t 統(tǒng)計量值顯著是從滯后10個月開始的，一直到滯后12個月為止；通過回歸系數(shù)也可了解到廣義M2的變化對CPI的影響在滯后12個月達到了最大值。

五、結(jié)論分析

通過對貨幣供應(yīng)量對消費價格指數(shù)的滯后性分析，了解到我國廣義貨幣供應(yīng)量對居民消費價格指數(shù)的影響具有明顯的滯后性，滯后期大約為10個月，且有持續(xù)的滯后影響，持續(xù)的長度大約為3個月，其影響力度先遞增然后遞減。綜上所述，我們不僅要注重合理選擇貨幣政策的中間變量，以求進一步完善貨幣政策傳導(dǎo)機制，優(yōu)化流通效率，重視流動性疏導(dǎo)；而且也要加強對貨幣供應(yīng)量的預(yù)測研究，保證其與經(jīng)濟增長目標之間的協(xié)調(diào)性；同時我們也要注重政策之間的相互協(xié)調(diào)與配合。在考慮到時效性的情況下，在執(zhí)行經(jīng)濟政策的過程中要多加謹慎，并加強對國內(nèi)外經(jīng)濟走勢和各個經(jīng)濟領(lǐng)域發(fā)展狀況作出提前分析和判斷。要及時發(fā)現(xiàn)新情況、新問題，并對此進行深入分析，制定相關(guān)的有效政策，以保證政策的有效、順利的執(zhí)行，以促使我國經(jīng)濟有效、高效的發(fā)展。

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第9篇：貨幣供應(yīng)量范文

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；房價；實證關(guān)系

中圖分類號：F293.3 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2012）02-0-01

我國的貨幣供應(yīng)量1998年至2009年之間增加了近6倍，這些變化我們或許不能很直觀的感受到，但是我們的樓市價格節(jié)節(jié)攀升，我們都能切實的感受到。貨幣學派的代表人物弗里德曼曾經(jīng)說過“無論何時何地，物價都是貨幣現(xiàn)象”。那么中國的樓市價格瘋長，是貨幣現(xiàn)象嗎？

一、現(xiàn)實闡述與理論分析

(一)貨幣政策是政府調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟運行的重要手段，我國M2呈快速增長趨勢

貨幣政策是政府調(diào)控宏觀經(jīng)濟運行的重要手段，由于當前我國的利率并沒有完全市場化，所以貨幣供應(yīng)量是金融調(diào)控中最重要的中介目標。近年來，我國廣義M2呈現(xiàn)快速增長趨勢，2009年M2增長率為27.68%，遠高于同期通貨膨脹率與GDP增長率之和，由此計算金融相關(guān)率(M2/GDP)為1.7803，經(jīng)濟貨幣化程度較高。

(二)房地產(chǎn)是資金密集型產(chǎn)業(yè)，我國房價大幅攀升

近年來，我國一些大中城市房價的逐年攀升，房地產(chǎn)價格指數(shù)遠遠高于同期居民消費價格指數(shù)，2009年居民消費物價指數(shù)是99.3，在同期房地產(chǎn)價格指數(shù)中，土地交易價格指數(shù)是105.4。

(三)房地產(chǎn)價格與市場貨幣供應(yīng)量理論關(guān)系

我國對外貿(mào)易持續(xù)出現(xiàn)順差，截至2010年底，外匯占款超過23萬億元，加劇了國內(nèi)流動性過剩的局面，大量的資金流入房地產(chǎn)行業(yè)，極大的促進了房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展。可見房價和我國的貨幣供應(yīng)量之間是存在緊密關(guān)系的。以下部分將運用計量模型對二者的具體聯(lián)系作出分析，并得出進一步的結(jié)論。

二、計量分析

(一)數(shù)據(jù)選取和說明

本文選取1998年-2009年時間序列數(shù)據(jù)，變量為歷年商品房屋銷售價格，貨幣供給量M2。商品房屋銷售價格以及貨幣供應(yīng)量M2均來自國家統(tǒng)計局2010年統(tǒng)計年鑒。

(二)回歸結(jié)果

1.模型構(gòu)建

本文運用以上數(shù)據(jù)，在誤差糾正模型(ECM)框架下利用格蘭杰因果檢驗方法對我國商品房銷售價格與貨幣供給量的關(guān)系進行實證性檢驗。分別記為基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量(MB)和房地產(chǎn)價格(HP)。

方程：HPt=c+βMBt+ut(1)

其中HPt表示商品房價格，c表示常數(shù)項，MBt表示貨幣供給量，u表示誤差項，t表示時間項，β表示變量的系數(shù)。

2.單位根檢驗

本文采用的是時間序列數(shù)據(jù)，應(yīng)對各個序列進行平穩(wěn)性檢驗，因為若變量之間的階數(shù)不同，就無法建立模型進行分析。

首先時間序列圖大致可以看出序列的平穩(wěn)性。我們發(fā)現(xiàn)不是平穩(wěn)的，因此我們要進行下一步單位根檢驗，并且進行協(xié)整。

其次，對數(shù)據(jù)采用ADF單位根檢驗。

變量序列基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量(MB)和房地產(chǎn)價格(HP)均在1%的顯著性水平下存在單位根，都不是平穩(wěn)序列。而它們的一階差分在10%的顯著水平上均為一階單整序列。這說明變量的一階差分具有平穩(wěn)性，均為I(1)序列。

3.協(xié)整檢驗

在HP和MB的時間序列都是一階單整基礎(chǔ)上，進一步檢驗他們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。采用EG兩步法。

首先對方程(1)做回歸:

可以得到：HP=1563.156+0.017933MB

(15.27193) (15.24943)

R-squared=0.958771 Durbin-Watson stat=1.316637 F-statistic=232.5451

由以上數(shù)據(jù)結(jié)果可以看出模型統(tǒng)計性質(zhì)較好，故不對模型進行相關(guān)修改。

第二步，對回歸殘差進行單位根檢驗。利用ADF檢驗方程(2)，最大滯后項數(shù)為1。得出檢驗結(jié)果，ADF統(tǒng)計值為-6.293560，對應(yīng)的10%的顯著水平的臨界值為-4.541245，可以接受零假設(shè)，即回歸殘差是一個一階平穩(wěn)的時間序列。由此，可以判斷MB和HP之間具有協(xié)整關(guān)系，即非平穩(wěn)時間序列HP和MB之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。

4.格蘭杰檢驗

由上面的回歸分析，我們可以發(fā)現(xiàn)貨幣供給量(MB)對商品房的平均銷售價格(HP)有很好的解釋能力。商品房的平均銷售價格與貨幣供給量之間有相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.958，有很強的擬合度。貨幣供給量每增加1億元，對商品房平均銷售價格有0.0179元/平方米的貢獻。

我們利用格蘭杰因果檢驗來研究兩者是否互為因果關(guān)系。以下為進行Granger檢驗滯后2項的檢驗結(jié)果。

由于滯后期對于檢驗結(jié)果有很大敏感度，故滯后一期和兩期。由表滯后兩期可以看出，對于模型來說，F(xiàn)統(tǒng)計值很大，原假設(shè)被拒絕，所以，貨幣供給量增長是商品房銷售價格增長的Granger原因；同時，20.1856，對于F統(tǒng)計值來講也比較大，所以，商品房銷售價格增加也是貨幣供給量增長的短期Granger原因。

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