货币供给量范文五篇-欧洲杯买球平台

货币供给量篇1

【关键词】m0 m1 m2 cpi var模型

一、引言

我国自改革开放以来经历了多次货币政策的改革和调整，当前实行稳健的货币政策，对货币供给和通货膨胀的研究一直是我国宏观经济关注的焦点。目前对于货币供给量和通货膨胀率之间关系的研究，主要分为两种观点，一是通货膨胀率与货币供给量之间存在稳定的显著的相关关系；二是两者不一定有长期稳定的关系。

传统观点认为通货膨胀的原因是纸币发行量超过商品流通中的实际需要量而引起货币贬值，货币供应量会直接对通货膨胀产生影响。然而现阶段部分研究指出通货膨胀会通过贷款或生产环节反作用于货币供应量。因此本文将在已有研究的基础上，选取1996年1月至2015年7月的cpi、mo、m1和m2月度数据，利用var模型，研究货币供应量及通货膨胀之间是否具有稳定的双向传导关系。本文在借鉴前人研究成果的基础之上，从长期和短期两种状态下研究三个层次货币供应量对通货膨胀的影响情况，具有现实意义。

二、货币供应量与cpi传导理论分析

在货币主义经济学中，通货膨胀产生原因为：当市场上货币流通量增加，人民的货币所得增加，购买力上升，影响物价之上涨，造成通货膨胀。该理论被总结为一个非常著名的方程费雪方程：mv=pt，通过变换可以能到如下关系式：π=m―y v（π为通货膨胀率，m为货币增长率，v表示流通速度变化率，y为产量增长率），表明通货膨胀来源于三个方面：货币流通速度的变化、货币增长和产量增长，也就是说，货币供给的增加是通货膨胀的基本原因。

三、实证分析

（一）数据采集和预处理

本文选择m0、m1和m2分别作为货币供应量，这三项指标从不同的统计口径和货币流通的层次充分反映了货币供应量的变化，对分析和预测有着重要的现实意义。通货膨胀采用居民消费物价指数cpi进行评价。

选取1996年1月-2015年7月月度数据进行分析，数据来自万得数据库，在数据分析前已对数据进行对数处理。

（二）货币供应量与通货膨胀长期传导机制分析

1.数据平稳性检验

本文采用adf方法对数据的平稳性进行检验。lnm0、lnm1和lncpi在1%置信水平下非平稳，lnm2数据非平稳。将各组数据进行一阶差分之后再次检验，各组数据平稳，因此通货膨胀率和各层次货币供给量是同阶单整数据，因而可以对其进行进一步协整分析。

2.滞后期的确定

根据aic等信息准则来确定该如何选择滞后期。需要选择aic、sc等指标中的数值最小值所对应的滞后期的最大值。且满足模型的平稳性检验，由此确定lnm2与lncpi、lnm1与 lncpi的滞后阶数为2，lnm1与 lncpi滞后阶数为1。

3.协整检验

cpi与m0、m1、m2都是一阶单整序列，所以可以采用johansen协整检验。经反复试验，在eviews中得出的johansen检验结果总结如下：

从上表得知，lnm2与lncpi由于假设统计量23.81大于检验统计量15.49，即在5%的显著水平下拒绝没有协整方程的原假设，说明至少有一个协整方程；由于假设统计量2.40小于检验统计量3.84，即在5%的显著水平下不拒绝至多一个协整方程的原假设，表明至少有一个协整方程。同理得出lnm1与lncpi至少有一个协整方程；lnm0与lncpi至少有两个协整方程。

4.var模型估计

（1）var模型建立

根据模型估计结果我们可以写出三组标准型var模型的估计结果，分别为：

a.lnm2与cpi的var模型如下：

lnm2=-0.98 1.65lnm2t-1-0.66lnm2t-2 0.03lncpit-1

0.2lncpit-2 e1t

lncpi=0.27 0.02lnm2t-1-0.02lnm2t-2 1.05lncpit-1

-0.11lncpit-2 e2t

b.lnm1与cpi的var模型如下：

lnm1=-1.44 1.45lnm1t-1-0.46lnm1t-2 0.26lncpit-1

0.08lncpit-2 e1t

lncpi=0.25 0.02lnm1t-1-0.02lnm1t-2 1.04lncpit-1

-0.11lncpit-2 e2t

c.lnm0与cpi的var模型如下：

lnm0=-2.83 0.96lnm0t- 0.70lncpit-1 e1t

lncpi=0.16 0.0003lnm0t-1 0.96lncpit-1 e2t

（2）脉冲响应函数

lncpi与lnm2的var模型脉冲响应函数输出结果如下：

上图中，图response of lncpi to lnm2是lncpi向lnm2实施冲击，cpi的响应函数时间路径，响应路径一直为正，第1期后逐期上升，在第5期之后趋于稳定，说明cpi的变动会引起后面各时期m2的变动，且增长的弹性系数呈现变大后趋于稳定的规律；图response of lnm2 to lncpi是m2对cpi实施冲击，响应函数一直为正，且呈现先小幅缓慢上升的趋势，说明m2的变动会引起后面各时期cpi的变动。同理得到结论，cpi的变动会引起后面各时期m1的变动，且增长的弹性系数呈现变大后趋于稳定，m1的变动会逐渐引起后面各时期cpi的变动；cpi的变动对后面各时期m0的变动影响并不显著， m0的变动会引起后面各时期cpi的变动。

5.granger因果关系检验

从检验结果看，lncpi不是lnm2的granger原因的概率是0.011，说明通货膨胀对m2的有着很大的推动作用；lnm2不是lncpi的granger原因的概率是0.107，说明m2对通货膨胀有着一定的推动作用，但是这种作用并不是很明显。同理得出结论通货膨胀对m1产生很大的影响；m1对通货膨胀有着一定的推动作用；通货膨胀对m0的有着很大的推动作用；m0对通货膨胀没有显著影响。

（三）货币供应量与通货膨胀短期传导

1.脉冲响应

本文选取2010年―2011年两年的月度数据，对货币供应量与通货膨胀短期传导机制进行分析，首先通过对数据的平稳性检验可知四组时间序列数据均为同阶单整，经过协整检验后建立三组var模型，得到三组脉冲响应结果：短期cpi的变动会小幅度引起后面各时期m2的反向变动，m2的变动会小幅度引起后面各时期cpi的变动；cpi的变动只会小幅度引起后面各时期m1的变动，m2的变动会小幅度引起后面各时期cpi的变动；cpi的变动对后面各时期m0的变动影响并不显著，m0对cpi实施冲击，在第一期至第三期响应函数一直为负，第二期后且呈现稳定上升的趋势，在三期滞后为正，第五期达到峰值，后趋于平稳。

2.granger因果检验

从短期granger检验结果看，m0、m1和m2均不是cpi的granger原因，说明在短期货币供给不会产生通货膨胀。值得关注的是lncpi不是lnm0的ganger原因的概率为0.0061，表明m0有很大程度上收到cpi的影响，也就是说在短期情况下cpi会反作用于m0。

四、结论

货币供应量和通货膨胀变动的长期均衡实证分析表明，在长期状态下，我国m0与通货膨胀并不存十分显著的长期均衡关系。m1与m2会对通货膨胀产生一定影响。同时cpi也会反作用于m0、m1和m2，因此可以说m1、m2与通货膨胀之间存在双向因果关系。在长期分析中这可能是我国货币政策产生的效果。从脉冲响应分析来看，对cpi产生的冲击，m1会早于m2作出反应。货币供应量和通货膨胀短期均衡实证分析表明，在短期状态下，我三个层次的货币供给量都不存在稳定的均衡关系，但cpi的变动会对m0产生显著影响。

参考文献：

[1]马方方，田野.中国货币供给量与通货膨胀关系的理论和实践[j].金融理论与实践，2011，09.

[2]冷松，徐美银.货币供给量与通货膨胀关系的实证分析[j].商业时代，2011，31.

[3]马雪彬，朱东洋.中国货币供给量与通货膨胀关系的var模型实证分析[j].长安大学学报（社会科学版），2010，03.

货币供给量篇2

关键词：货币供给量 居民消费价格指数（cpi） 实证研究

中国货币供给量和cpi变动的实证及结果分析

（一）模型的选择

陆云航（2005）在《中国货币供应量、价格水平和gdp关系的经验研究：1952-2003》里提到，正如chow（1987）所建议的，货币数量论作为对现实经济的近似，是分析中国价格水平变动的一个有用起点，货币供应量与真实产出的比率是解释中国通货膨胀的重要变量。所以本文的讨论也参照货币数量论。

由费雪的交易方程式mv=py可以推出：

p=v·m/y

上式两边取对数，则有：

lnp=lnv ln（m/y）

如果货币流通速度v在长期内是稳定的，那么也就意味着lnp与ln（m/y）之间存在长期的均衡关系。chow（1987，2002）以m0作为货币供应量指标，通过回归分析得出lnp与ln（m/y）之间存在协整关系。在动态的情况下，lnp不仅受到ln（m/y）的影响，而且还会受到lnp和ln（m/y）两个变量各自滞后一期值的影响。设lnp对ln（m/y）回归所得的残差项为ecmt，可以建立如下单方程误差修正模型：

δlnpt=α β1δln（m/y） β2δlnpt-1 β3δln（m/y）t-1 β4ecmt-1 ut

为了进一步探讨lncpi和lnm0、lnm1、lnm2之间的关系，可以建立var模型：

xt=μ θ1xt-1 θ2xt-2 …θkxt-k vt

上式中xt=（lnpt，lnm0t，lnm1t，lnm2t）t，μ=（μ1，μ2，μ3）t，vt为向量白噪声，其均值为零，θ1、θ2、…、θk是待估的参数矩阵，k为滞后期数。在var模型的基础上，来分析lnm的变动对lncpi的影响。如果lnp和lnm是协整的，那么还可以通过建立vec模型的方式，并进行granger因果关系检验。

为了全面考察价格水平与货币量的关系，避免因货币度量指标误选而导致的结果不稳定，本文选用的变量包括：cpi、m0、m1和m2，并对各数据取对数，这样有助于在价格水平和货币存量关系上得出较为全面而稳健的结论。cpi表示居民消费价格指数；m0表示流通中的现金；m1表示狭义货币，等于m0加上活期存款；m2表示广义货币，等于m1加上定期存款、储蓄存款和其他存款。

（二）数据的选择

cpi是一个滞后性的数据，但它往往是市场经济活动与政府货币政策的一个重要参考指标。从2001年起，我国采用国际通用做法，逐月编制并公布以2000年价格水平为基期的居民消费价格定基指数，作为反映我国通货膨胀（或紧缩）程度的主要指标。我国编制价格指数的商品和服务项目，根据全国城乡近11万户居民家庭消费支出构成资料和有关规定确定，目前共包括食品、烟酒及用品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健及个人用品、交通和通讯、娱乐教育文化用品及服务、居住类，251个基本分类，约700个代表品种。居民消费价格指数就是在对全国550个样本市县近3万个采价点进行价格调查的基础上，根据国际规范的流程和公式算出来的。所以本文选择cpi具有权威性和研究实用性。

我国货币供应量一般分为三个层次：m0、m1、m2。其中，m0为流通中的现金，m1=m0 活期存款，m2=m1 准货币（定期存款 储蓄存款 其他存款）。为了分析的全面性，本文依次对m0、m1、m2与cpi变动的关系进行分析，并考察了货币供给量和cpi的长短期均衡，进而研究了三个层次的货币供给量对cpi的影响。

本文首先选取2011年的月度数据对货币供给量和cpi变动进行短期均衡关系研究，货币供给量m0、m1、m2数据来源于中国人民银行网站（见表1），cpi数据来源于国家统计局网站。再选取1993-2011年的年度数据进行货币供给量和cpi的长期均衡关系研究，1993-2011年的cpi以及m0、m1和m2的数据均来自《中国统计年鉴2012》（见表2），因为我国在1993年以前的货币供给量的计算口径与现在的不同会产生偏差，统计以1978年的cpi为100。

（三）实证分析

本文采用的是时间序列数据，迄今为止，对时间序列的分析是通过建立以因果关系为基础的结构模型进行的。而无论是单方程模型还是联立方程模型，这种分析背后有一个隐含的假设，即这些数据是平稳的，所以首先要对数据进行时间序列平稳性检验。

经济理论指出，某些经济变量间确实存在着长期的均衡关系。这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制。如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点的时候，则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。非平稳的时间序列，他们的线性组合也可能成为平稳的，也就是说变量间是协整的。

在考察两个经济变量之间具有协整关系的基础上，检验二者的因果关系，即格兰杰因果检验（granger test of causality），以此考察其内在联系。

1.货币供给量和cpi变动的短期均衡实证分析。对货币供给量和cpi变动的短期均衡分析，本文采用2012年1月-12月的月度数据，绘制了2012年1月-12月我国货币供给量和居民价格指数的趋势图（见图1），数据分别来源于中国人民银行网站和国家统计局网站。

为了检验变量之间的协整关系，本文首先对居民消费价格指数、货币供给量序列进行adf检验，判断每个序列是否为单整序列。由于居民消费价格指数、货币供给量都是正数，所以原假定是含有位移的单位根过程，而备择假定是确定性的时间趋势平稳过程。关于adf检验中滞后阶数的选取，在简约前提下，以消除残差的序列相关为准。分别对lncpi、lnm0、lnm1、lnm2进行差分，统一滞后一期，显著水平为5%，得到如表3、表4、表5、表6所示的结果。

如表3所示，对lncpi进行一阶差分后，在5%的显著水平下的t值为-4.959535

lncpi=3.430224 0.113756lnm0

（5.525166）（1.945154）

调整后r2=0.274501，f=3.783625

lncpi=2.538249 0.169391lnm1

（8.031836）（6.643823）

调整后r2= 0.815295，f=44.12038

lncpi=1.935874 0.201316lnm2

（5.806818）（8.104804）

调整后r2=0.867878，f=65.68785

在5%的显著水平下，t0.025（10）=2.228，f（1，10）=4.96，从上述方程式可以得出，m0与cpi的方程式不显著，m1、m2和cpi的方程调整后的可决系数r2都大于0.8，这就说明方程的拟合效果非常好，且都能通过t检验和f检验，说明方程式是显著的。

综合上述结论，在5%的显著水平下，m1、m2与cpi之间存在较显著的短期均衡关系。即m1增加1个单位，cpi会增加约0.17个单位；m2每增加1个单位，cpi会增加约0.20个单位。

2.货币供给量和cpi变动的长期均衡实证分析。对货币供给量和cpi变动的长期均衡分析，本文采用1993-2011年的年度数据，绘制了1993-2011年我国居民消费价格指数和货币供给量趋势图。数据来源于《中国统计年鉴2012》。

通过图2可以看出，各变量的变化趋势是大概一致的，1993-2011年，随着国内生产总值的不断攀升，我国的货币供给量是不断上升的。

用eviews5.0对lncpi、lnm0、lnm1和lnm2进行adf检验。首先要看各参数的平稳性。从图3可以看出，各变量具有良好的平稳性，可以选用。再参照赵留彦、王一鸣（2005）在《货币存量与价格水平：中国的经验证据》中的方法，遵循“一般到特殊”建模原则，由于是年度数据，首先选取最大滞后阶数2，如果最后一阶的系数不显著，在不致引起残差序列相关时缩减滞后阶数为1，以次递减。本文进一步对数据的最小二乘回归结果（小括号中是t统计量，dw代表durbin-watson统计量）。分别对lncpi、lnm0、lnm2进行一阶差分，对lnm1进行二阶差分后，得到：

δlncpit=-0.012962-1.046895lncpit-1

（-1.554795） （-3.257626）

0.502193δlncpit-1-0.013051δlncpit-2

（2.242839） （-0.051310）

dw=1.114514

δlnm0t=0.091829-0.800816lnm0t-1

（3.203805） （-4.015412）

0.008558δlnm0t-1 0.058596δln m0t-2 （ 0.045969） （ 0.337229）

dw=2.675129

δlnm1t=-0.172836 0.012268t-

（-3.609531） （3.520366）

3.655547lnm1t-1 1.442997δlnm1t-1

（-4.595839） （2.781630）

0.467733δln m1t-2

（1.439508）

dw=1.950277

δln m2t=0.076720-0.424300ln m2t-1

（3.223710） （-3.483429）

0.101189δln m2t-1 0.587612δln m2t-2

（0.444967） （2.598430）

dw=1.472310

样本容量为20时，单位根原假设显著水平为5%时，以上四个方程右侧截距项水平值系数的t统计量均落在adf分布临界值左侧，因此笔者认为四个序列差分后的序列都不再含有单位根，是平稳的。其中lncpi、lnm0、lnm2为一阶单整，lnm1为二阶单整。

确定了lncpi和lnm0、lnm1、lnm2都是单整之后的任务是检验居民消费价格指数和货币供给量之间是否存有协整或者说长期均衡关系。对四个变量两两之间做ols回归，得到如下三个方程：

lncpi=2.862594 0.329854lnm0

（二）计量管理信贷投放

从本质上看，目前的通胀压力反映了自2009年以来的货币供应量的增加以及资源价格上涨的趋势。因为信贷投放的增减决定物价的控制，所以控制信贷需求，将信贷资金调整到实体经济，按需审查支付，防止超边界使用，降低货币供应的增速，进而影响gpi。

（三）加强流动性管制

2010年央行六次调整存款准备金率，使其达到18.5%的历史高位，充分显示了政府抑制通胀和收紧流动性的决心。因为美国第二轮量化宽松政策带来了一定的资金流入，国内银行体系的流动性也非常宽松，所以在特定时期，提高准备金率有利于宏观调控。最终，央行调控应该以控制屡创新高的物价为目的，减少银行可用信贷资金规模，起到收缩流动性的作用，从而起到控制物价的目的。

（四）努力让货币结构回归常态

贷款需求和供给反映了发行货币的结构关系，截止2010年12月末，m2余额已经达到72.58万亿元，比较2009年末的61.02万亿元，增长18.94%，而对金融机构存款准备金率的调整对经济体的影响相对温和，在短时间内货币供需都不可能大幅度下降，所以只能对货币结构进行内部调整，政府正确引导消费，让其逐步向常态回归。

（五）保持经济稳定健康增长

政府应鼓励多渠道投资，保持资本流动的畅通，温和地挤出经济中的泡沫。特别是要管理好政府工程和公务消费，正确地引导地方政府投资和企业竞争，只有经济保持一定速度的增长，财政才有收入，企业才有效益，职工生活水平才能提高。政府在治理通货膨胀时通常把主要目标放在需求管理方面，而忽视了改善供给，出现了滞涨的局面。同时，也要防止经济供给有余、内需疲软的现象产生，因为它容易导致结构失衡，引发经济衰退。我国属于短缺型经济，有效供给长期不足，容易导致经济增长过热甚至失控。虽然大力压缩社会总需求是正确的，但收得太急会使扩大内需受阻，不但难以实现紧缩目标，还有可能严重影响有效供给，所以在治理通货膨胀时需要长短期措施相配合。而对于通胀日益加剧的形势，迅速采取措施是必要的，不能顾此失彼，为防止出现经济滞胀的可能，出台的政策应当适应未来的发展需要。

（六）建立健全包容性增长模式

2011年我国经济增长目标在8%左右，gpi涨幅在4%-5%左右，这意味着间接承认通胀具有长期的压力。经济发展到一定程度，经济增长到一定时间，生产产能和基础建设会出现不同程度的过剩，持续进行投资可能会加剧流动性条件下的通货膨胀和资产泡沫。本国经济体的萎缩与美元贬值趋势对人民币汇率政策和出口导向模式带来的严峻挑战，如果不考虑升值因素，我国面临非常大的流入性通胀和热钱威胁。这些问题显然不是单纯的限制物价，紧缩货币所能解决，而需鼓励经济实体的创新，健全各种社会保障，实现发展模式的转型。

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货币供给量篇3

【关键词】货币供给量；gdp；实证分析

一、货币供给量的概述

货币供应量，是指一国在某一时点上为社会经济运转服务的货币存量，它由包括中央银行在内的金融机构供应的存款货币和现金货币两部分构成。中央银行一般根据宏观监测和宏观调控的需要，根据流动性的大小将货币供应量划分为不同的层次。我国现行货币统计制度将货币供应量划分为三个层次：1、流通中现金（m0），指单位库存现金和居民手持现金之和，其中“单位”指银行体系以外的企业、机关、团队、部队、学校等单位。2、狭义货币供应量（m1），指m0加上单位在银行的可开支票进行支付的活期存款。3、广义货币供应量（m2），指m1加上单位在银行的定期存款和城乡居民个人在银行的各项储蓄存款以及证券公司的客户保证金。其中，中国人民银行从2001年7月起，将证券公司客户保证金计入广义货币供应量m2。①

中央银行对货币供应量的调控机制，也称中央银行金融宏观调控机制，它是指中央银行为控制货币供应量和其他宏观金融变数而掌握的各种货币政策工具，并通过货币政策工具作用于货币政策中介指标，然后再通过货币政策中介指标的达到其政策目标和各种重任的完整体系。②

二、实证分析

（一）数据选择。根据货币的划分口径，在中国经济增长的过程中，准货币占货币总量的比重呈现着由低到高的规律，更能反映人们对货币的需求，再结合长期以来中国的货币供应量一直是以m2为观测口径，所以本文选用m2作为货币供给量的指标。经济增长采用gdp作为指标。本文采用1996-2011年的m2和gdp数据。

（二）样本指标统计学描述。在讨论货币供给量与经济增长的相互关系时，国际通行采用的是货币化率指标m2/gdp。就货币化率而言，我国经济高速增长的过程也是我国货币化率急速增长的过程。图1直观地说明了这些变化。

但是，我国的货币化率却增长的过快过高，货币化率远远的大于其他国家，不仅仅是美国这样的高货币化率国家，也远远的高于了其他发展中国家。由表1给出的部分国家和地区时期内m2与gdp比率的国际比较可以看出。

表1 部分国家和地区货币供给量m2与gdp比率的国际比较（%）

（三）adf检验。为了减少数据的波动性，本文对其进行了对数化处理。将lngdp、lnm2两个变量进行单位根检验，结果如表2所示。

由此可以得出，lngdp与lnm2都是二阶单整序列，货币供给量与经济增长之间存在协整关系，是可以用协整检验来分析两个变量之间关系的。

（四）granger检验。虽然存在协整关系，但是究竟货币供给量能够带动经济增长，还是经济增长推动货币供给增加这个问题仍然需要检验，因此可以采用格兰杰因果检验进行检验，具体结果参见表3。

由此可以说明，我国的货币供给量与经济增长之间互为因果关系，也就是说两者存在相互促进的关系。我国的gdp高速增长中存在着货币供给量与货币政策的作用。

三、结论

通过对我国货币供给量m2与gdp的granger因果关系检验验证，两者之间存在因果的关系，也就是说，货币供应量的增加对gdp的增长起到了重要的作用，扮演了重要的角色。但是，值得警惕的是，我国的货币供给对于gdp的贡献力量和比重与国际相比较，这个贡献力量与比重是非常高的。尽管货币化指数走势可能会出现“倒u”形路径，货币化率的上升是一国经济发展过程中必然会出现的一个阶段。但是，长期随着货币供给量的增加，通货膨胀、货币贬值甚至滞涨等一系列的经济问题也会出现，靠货币发行的力量来推动经济发展的模式不可持续，且后果严重。所以我们应该从根源上考虑促进经济增长的因素，技术的创新与进步，生产方式的变革才是促进经济增长的根本性因素，单纯依靠增加货币供给量来刺激经济的增长并不能解决深层次的矛盾，这样就使得通过增加货币供给量来调控宏观经济的效果不是很理想。③

【参考文献】

①黄达.货币银行学[m].北京：中国人民大学出版社，2012.

②邵国华.我国货币供给与经济增长的相关性实证研究[j].理论探讨，2008（5）.

货币供给量篇4

内容摘要:本文利用我国2000-2009年的月度数据,讨论了我国短期内货币供给量、外汇储备和人民币兑美元汇率的相互关系。结果表明,长期内外汇储备的增加并不是导致人民币兑美元汇率升值的理由,货币供给量与外汇储备不存在granger因果关系。

关键词:货币供给 外汇储备 人民币汇率 协整检验 granger因果检验

汇率对一国经济健康发展起着至关重要的作用,外汇市场的表现也越来越受到各国货币当局的关注,因为汇率不仅是一国货币政策的传导途径,同时也是一国发生货币危机的导火索。目前,我国自2005年7月21日人民币汇率制度改革以来,人民币汇率总体呈现上升走势,到2009年7月22日,四年来人民币对美元汇率已累积升值21%,但国际社会依然要求人民币汇率升值的呼声很高,处理不当可能会导致经济内外失衡,同时贸易摩擦加剧。

文献回顾

关于人民币汇率问题的研究,主要有以下两个方面。

第一个方面侧重研究汇率水平问题,即人民币均衡汇率水平,是人民币汇率水平被高估还是低估、低估多少的论证基础,也是支持升值和反对升值论的论证基础。robert mundell(2005)认为不管中国面临的贸易争端有多么激烈,中国都应该保持人民币汇率稳定,他甚至认为在未来20年内人民币盯住美元的政策都应保持不变。而日本金融学家、首相智囊黑田东彦(2005)则认为人民币应当缓慢升值。国内学者施建淮(2005)、范从来(2004)、张斌(2003)、林伯强(2002)、张晓朴(1999)等通过相关计量模型对人民币汇率的均衡水平进行了估算和探讨。值得注意的是光(2005)深入系统的研究了人民币汇率问题的宏观经济背景和汇率升值的成本收益问题,指出由于内外经济失衡和持续双顺差的持续可贸易品部门和劳动生产率等一系列原因造成升值压力,在对升值的成本收益作出分析的同时,并对升值方式和对策选择提出了一些建议。

另一个方面侧重研究汇率的形成机制问题,即在开放经济条件下,不同的汇率体制对宏观经济的内外平衡问题和经济的安全运行等问题的影响。一些国外学者在东南亚金融危机之后对国际汇率进行了考察,尤其是对危机国家汇率制度的改变考察后认为,各国的汇率制度有向两极发展的趋势,即要么实行货币局一类的固定汇率制,要么放弃盯住而改为浮动汇率制,持这一观点的主要代表人物有艾肯格林(1999)、费雪(2001)和爱德华兹(2001)等人。国内学者在论证人民币应该放弃僵滞型的盯住美元,实行有治理的浮动时,或多或少都受汇率制度“两极化”的影响。如王学武(2000)、丁建平(2002)等人都认为人民币汇率的改革应考虑这一国际汇率制度发展趋势。

但以上研究主要集中在人民币汇率水平和汇率形成机制上,其中更以汇率水平为甚。而短期内关于我国货币供应量、外汇储备是否对人民币兑美元汇率产生影响的分析较少,本文正是这一方面阐述的。

实证分析

本文主要分析货币政策中介目标货币供应量、外汇储备短期内与人民币兑美元汇率之间的相互关系,数据来源于中国人民银行统计数据库,数据选择期间为2000年1月到2009年12月,共计10年120个样本。采用的方法主要是granger因果关系检验。在进行granger 因果关系检验前,需要对数据进行时间序列平稳性检验和协整检验。本节有关计算都由计量经济软件eviews5.0完成。

(一) 时间序列平稳性检验

时间序列平稳性检验的目的是排除时间序列回归相关变量之间的伪回归现象。此处采用的是adf(augmented dickey - fuller) 检验,实际上就是在零假设h0:ρ=0(ri为一阶单整序列)下对下面的方程进行最小二乘回归。

下文用lnm2、lnm1、lnm0、lnfer、lner分别表示m2、m1、m0、fer、er的月增长幅度。用δln m2、δln m1、δln m0、δlnfer、δlner分别表示m2、m1、m0、fer、er的一阶差分,即这些变量的月增减值。(foreign exchange reserves:外汇储备exchange rate:汇率)其中m2为广义货币量、m1为狭义货币量、m0为流通中的现金、fer为外汇储备、er为人民币兑美元汇率。对ln m2、ln m1、ln m0、lnfer、lner以及各自的差分进行adf 检验的结果见表1。

从表1 中的adf 检验结果来看, m2、m1、m0、fer、er在5 %的显著水平下都是不平稳的;对er进行一阶差分或取对数后一阶差分,得到δlner,对其余进行二阶差分或取对数后二阶差分,得到d(δln m2)、d(δln m1)、d(δln m0)、d(δlnfer),再对其进行单位根adf 检验,其adf 检验统计量均小于显著性水平1%的临界值,拒绝原假设,表明至少可以在99%的置信水平下拒绝原假设,差分序列d(δln m2)、d(δln m1)、d(δln m0)、d(δlnfer)、δlner均不存在单位根,为平稳时间序列。因此, m2、m1、m0、fer、er这5 个序列具有相同的单整阶数,均为二阶单整i(2) 过程。

(二)协整检验

由于变量d(δln m2)、d(δln m1)、d(δln m0)、d(δlnfer)、δlner都通过了单位根检验,是单整变量,所以可以对这些变量再进行协整检验。在对变量ln m2、ln m1、ln m0、lnfer、lner做单位根检验时采用的差分方法,会使变量之间的长期关系的信息丢失,协整检验目的是判定两变量之间是否存在着长期的经济联系。如果两个变量通过了协整检验,我们就说其间存在着长期的经济联系。对单整变量进行协整检验的方法很多,有菲利普斯- 配荣(philips - perron)pp 方法的zt 统计量和zρ统计量、adf 检验的t - 统计量,johansen检验等。本文采用johansen协整检验方法,检验结果见表2。

从表2 johansen 协整检验的结果看, 变量d(δln m2)、d(δln m1)、d(δln m0)、d(δlnfer)和d(δlner)之间都以5%的显著水平存在着长期均衡关系,这意味着各变量之间存在着长期相互作用。

(三)granger因果关系检验

短期内我国货币供应量、外汇储备是否与人民币兑美元汇率产生相互作用。此处采用granger因果关系检验来判别变量之间的相互作用关系。其检验结果如表3所示。

granger因果关系检验的结果表明:

1.在滞后期为2时,外汇储备自然对数二阶差分的变动不是引起人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动的概率是0.39366,随着滞后期为6和12时,这一概率分别上升为0.52702和0.67309,可见,外汇储备在短期内对人民币兑美元汇率具有一定的影响,长期来看这一影响在不断弱化,由此可知长期来看我国外汇储备的增加并不是导致人民币兑美元汇率升值的理由。与此相反,在滞后期为2时,人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动不是引起外汇储备自然对数二阶差分的变动的概率是0.102,短期内人民币兑美元汇率的变动对外汇储备具有显著影响,但长期来看这一影响同样也在不断弱化。

2.从货币供给量角度来看,在滞后期为6时,广义货币供给量自然对数二阶差分的变动不是引起人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动的的概率是0.34284,而人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动却是广义货币供给量自然对数二阶差分的变动的granger成因;在滞后期为4时,狭义货币供给量与人民币兑美元汇率的granger成因同广义货币供给量与人民币兑美元汇率的granger成因正好相反;在滞后期为1时,流通中现金与人民币兑美元汇率互不为granger因果关系。这些结论清楚的表明, 短期内狭义货币供给量引起人民币兑美元汇率的变动,人民币兑美元汇率又引起广义货币供给量的变动,流通中现金不受汇率影响。

3.同样,由表3可知,广义货币供给量与外汇储备互不存在granger因果关系,广义货币供给量与狭义货币供给量互为granger因果关系。

结论与对策分析

本文通过搜集短期内货币供给量、外汇储备和人民币兑美元汇率的相关数据,运用了经济计量学的有关方法对这些数据进行了平稳性检验、协整检验和有关变量之间的granger 因果关系检验。各变量自然对数的二阶差分都是平稳的,说明一定时期范围内相互间存在着经济联系。对变量自然对数的二阶差分做granger 因果关系检验,得出了以下结论:

(一)结论

短期内人民币兑美元汇率的估值对外汇储备具有显著影响,但长期来看外汇储备的增加并不是导致人民币兑美元汇率升值的理由,改革开放30多年来我国积累的巨额外汇储备更多来自于非汇率因素。

短期内,流通中现金与人民币兑美元汇率互不为granger因果关系,但狭义货币供给量会引起人民币兑美元汇率的变动,人民币兑美元汇率又引起广义货币供给量的变动,随着我国汇率机制的完善,外汇市场作为我国货币政策传导渠道是有效的,但也必须认识到这种效率在长期是有限的。

货币供给量与外汇储备不存在granger因果关系,我国的货币政策对外汇储备不会产生直接影响,致使我国货币政策在公开市场业务一定范围内是无效的,这也合理的解释了中国人民银行发行大量基础货币吸收外汇,结果却是给实体经济和虚拟经济注入了过多流动性的事实。

(二)对策

基于以上分析,本文提出以下对策:

在短期内,货币当局或政府机构可以通过货币供给量的调整来影响汇率,促进我国经济内外平衡和外汇市场的健康发展;但从长期来看,这些政策在一定范围内将会失效,其结果不仅会提高通货膨胀的预期水平,同时也使宏观调控陷入困境。因此,应适度控制广义货币供给量,使其保持在一个稳定的增长水平;人民币兑美元的实际汇率应该最终由两国的价格水平、经济增长率和利率的差异来决定,减少人为的干预。

参考文献:

1.赵志君,陈增敬.大国模型与人民币对美元汇率的评估.经济研究,2009(3)

2.王晋斌,李南.中国汇率传递效应的实证分析.经济研究,2009(4)

3.安辉,黄万阳.人民币汇率水平和波动对国际贸易的影响:基于中美和中日贸易的实证分析.金融研究,2009(10)

4.吕剑.人民币均衡汇率错位对进出口的影响:基于协整理论和二元选择模型的实证分析.当代经济科学,2007(2)

5.光.人民币汇率问题:升值及其成本-收益分析.经济研究,2005(5)

作者简介:

郑嘉伟(1985-),男,山西沁水,桂林理工大学硕士研究生,研究方向:中小企业投融资。

货币供给量篇5

关键词：货币供给；经济增长；相关性

一、前言

自从改革开放，随着市场经济体制改革不断深化，为完成经济平稳、快速增长目标，政府必须要通过财政货币政策对宏观经济的发展调控。市场经济存在着特殊的发展规律，在社会经济发展过程中一些经济波动时有出现。货币供给在经济增重具有非常重要的作用，长期以来，货币供给和经济增长之间的理论以及实证方面研究作为经济学界所关注的热点，国内外的专家学者对其进行了大量的研究，取得了很大的进展。本文主要阐述了货币供给与经济增长的内涵，并对国内外货币供给与经济增长之间的的关系的研究情况进行了综述，最后提出怎样控制货币供给实现我国经济的健康持续发展，以期为理论界与实业界提供借鉴。

二、货币供给与经济增长的内涵

1.货币供给的内涵

货币供给就是一定时期内某一国家的货币供给主体向经济系统中投入货币、创造货币、扩张或者收缩货币的整个过程。

中国货币供给的内涵主要分动态与静态两个方面。所谓动态的货币供给就是一定时期某国银行系统向经济中投入、创造、扩张或者收缩货币的整个过程。而静态的货币供给是说在一定时点上处于流通中的货币存量，即平时说的货币供给量。

2.经济增长的内涵

一般来说，经济增长就是在一个较长的时间内，某一国家人均产出或者人均收入水平的不断增加。经济增长率的大小是对国家或者地区在一定时期内经济总量的增长速度的体现，也是对国家或者地区总体经济实力增长速度进行衡量的标志。

三、货币供给和经济增长的相关性

对货币供给和经济增长关系的研究，学术界主要有推动论、中性论和抑制论3种观点。曾令华发现我国名义经济增长率和货币供应量增长率存在显著的线性关系，且实际经济增长率亦随货币供给的增加而增加。说明货币供应量是推动经济增长的主动力。姚远发现货币供应对经济增长的影响存在滞后性，长期内货币非中性，而经济增长并不对货币供应有影响。在经济增长中货币供应量的改变会对经济增长产生影响，而经济增长的变化却并非货币供应量变化的原因。米咏梅、王宪勇研究发现我国经济波动的根源是总供给的冲击，总供给冲击产能对出波动的90%进行解释。

增加货币供给会提高均衡时的资本存量，推动经济增长，但就长期而言，货币供给增长率对经济增长率具有有限的影响，经济增长的最终动力是制度变迁和技术进步等非货币条件。杨柳和李力利用calvo模型研究发现我国通货膨胀是需求拉动型的，货币非我国经济波动的根源。潘李剑研究货币供给与经济波动，短期看来，广义货币供应量与货币流通速度的变化会明显造成国内生产总值的波动，然而长期来说二者不会影响经济波动。傅伟力持有货币中性论，认为货币供给量不能对gdp的变动进行很好的解释。同时，还有研究认为中国实际货币供给量和实际经济增长具有长期稳定的均衡关系；中国实际经济增长率为实际货币供给增长率的格兰杰原因，而实际货币增长率并非实际经济增长率的格兰杰原因。

综上所述，货币供给对经济增长的作用目前尚无定论，有待于进一步的深入研究。中国经济增长是诸多因素共同作用的结果，从短期来看，货币供给是其中最主要的一个原因。在今后发展中加快金融体制改革，货币政策应重视稳定物价，突出货币政策的主体地位，中国货币供给必须与经济增长的速度相适应，从而推动中国利用货币政策对宏观经济进行有效地调控与管理。

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[4]黄忠民 高 珂：中国货币供给与经济增长关系的实证分析基于1986-2007[j].中国经贸,2009,16.

[5]米咏梅 王宪勇：供给冲击、财政冲击、货币冲击与中国经济波动——基于svar方法的分析[j].2011,3.

[6]杨 柳 李 力：货币冲击与中国经济波动--基于dsge模型的数量分析[j].当代经济科学,2011,5.

[7]潘李剑：货币供给、货币流通速度与经济波动[j].哈尔滨商业大学学报,2012,1.

[8]傅伟力：我国货币供给对经济增长物价水平的实证研究[j].现代商业,2011,14.