货币供给范文10篇-欧洲杯买球平台

货币供给范文篇1

关键词：电子货币；货币供给；中央银行

一、电子货币的发展现状

（一）电子货币内涵。电子货币就是电子货币用户将传统现金交给电子货币发行机构，而发行机构则把与传统现金相等值的信息存储在电子货币使用者持有的货币承载设备中。具体讲，这里提到的电子装置一般包括两种形式：具有ic卡功能的智能卡及基于计算机的电子货币设备。这类货币的价值体现为电子数据记录在设备上，由各种智能卡和使用计算机作为媒介进行支付为代表。电子货币不是纸币，也不是电子资金转账。但是它能够避开银行，也就是说这种形态的货币能够离开银行所扮演的中间人角色，在使用中与商业银行存款基本没有关系。目前，主要有四种电子货币常用和受欢迎：储值卡、银行卡、电子支票和电子现金。（二）电子货币在我国的发展现状。1.电子货币支付机构得到创新发展。在中国的零售支付体系中，商业银行等金融支付机构始终起着举足轻重的作用，尤其是近来电子商务的火爆及互联网、电子信息、移动通信的发展，支付机构不仅能借助这些科技进步让自己的功能更加完善，而且还会为货币使用者提供快捷的支付服务。截止到2017年年底，我国已经批准270家第三方支付机构在我国从事支付业务。银行卡的相关业务和网络支付等都取得了不俗的进步。2.电子货币的使用平稳增长。我国电子货币的使用平稳增长，据央行2017年最新的《中国支付体系发展报告》可以了解到，截止到2016年年末，我国银行发卡量持续稳定提高，相比去年增长12.54%，已经达到61.25亿张，就整个国家而言，每个个体所持有银行卡数量已经达到4.47张。就信用卡信贷程度而言，我国的信用卡用户越来越多，商业银行的用户授信率连年提高。我国人均持有信用卡0.31张，同比增长6.27%，北京信用卡人均持有量仍远高于全国平均水平，达到1.35张。3.网络支付业务增长迅速。互联网和金融糅合在一起研发出许多与时俱进的金融产品，方便了我们的生活，如京东的京东钱包、百度的百度钱包等。据艾瑞咨询的统计报告，移动支付在中国的飞速发展，规模已经达到发达国家的50倍。下面就支付宝的数据作出介绍。在最新的数据统计中，支付宝在线下已经拥有100万左右的商家，而且淘宝天猫的每月活跃用户已达到4.3亿。网上购物、交水电费和电信宽带已经变得很平常。群众使用支付宝和微信支付逛街购物，政府和事业单位也与各类电子支付企业进行合作，极大地方便了交易支付双方。目前中国的网络支付业务欣欣向荣，发展得特别迅速。

二、电子货币对货币供给的影响

（一）电子货币对基础货币数量的影响。1.电子货币对流通中现金的影响。电子货币对货币流通速度提高和资金使用效率增加都有了一定的提升作用，在这种情况下，会使社会所需要的基础货币数量变小，这将大大降低央行资产负债表的大小，同时也使得货币政策中介指标愈加不易测控。电子货币的流通和支付基于计算机技术，可广泛应用于产品生产销售、分配和公众消费环节，这样的发展形势会使社会中的现金数量减少。电子货币使用简单且功能强大，集储蓄、转账、兑现、消费等多重功能于一身。而且在电子货币逐渐普及的今天，互联网可以把数据以光的速度传递到地球的所有地方，所以不必保留传统货币时代那样多的金钱就可以实现货币的交换媒介、支付等功能。电子货币逐渐普及的今天，流通中的现金数量必然降低。而且随着金融新产品的开发和信息化发展，以后的金融活动全部能够经由用户账户中的电子货币进行结算，在这种情况下，大量传统货币势必会被电子货币所取代。2.电子货币对存款货币银行法定存款准备金的影响。商业银行可以根据自身情况主动进行资产结构调整，这样一来，虽然说货币当局来制定法定存款准备金率，但是商业银行可以通过自身的调整来适量改变所上缴的法定存款准备金，而在这样的主动调整过程中，电子货币就能够发挥自身优势，来影响银行的法定存款准备金。（二）电子货币对货币乘数的影响。1.电子货币对现金漏损率的影响。货币乘数的大小表示了存款货币银行的货币创造能力，货币乘数主要受到以下四个要素影响：现金漏损率、定期存款率、法定存款准备金率、超额准备金率。普遍来说，传统经济中的现金漏损率比较高，这是因为传统经济中现金的大量使用。如今信息化发展和电子货币逐渐普及，大量的现金被电子货币代替，导致了商业银行的存款增加和社会中流通的现金减少。这种结果直接导致了现金漏损率的减少，使得货币乘数增大。现金漏损率下降还有如下原因：①我国经济持续发展，全国交易总额连年提升，电子货币使用上的便捷性、安全性和低成本性可以有效提高交易的效率和安全系数；②由凯恩斯的经济理论可知，收入和财富的增长会使公众储蓄所占的比率越来越高，即边际储蓄倾向递增，人们去储蓄就使得自身所持现金减少，存款增加，因此也会使现金漏损率下降；③以淘宝、京东为代表的电商以及移动支付的完善大大降低了现金的使用率，提高了电子货币的使用，这样也会使现金漏损率下降。2.电子货币对定期存款比率的影响。随着信息技术电子支付的快速发展，电子货币的便捷性、安全性和多手性是传统现金所无法比拟的，公众保有一定现金的宗旨是想要满足自身日常消费需求，电子货币具有传统货币功能的同时，比传统货币更便于实际应用，这就让公众对电子货币的需求提高而对传统现金的需求下降。一方面，定期存款比率决定于民众对定期存款形式货币的倾向，人们对电子货币需求提高，直接降低了对传统货币的需求。这种情况下，会有更多的货币作为定期存款存入商业银行，使定期存款比率持续增加；另一方面，定期存款与活期存款的比值在很大程度上受到利率的制约，电子货币的面世普及，如京东支付的多领域应用，使活期存款需要量被降低。需求降低的同时，公众为了获得定期存款所带来的资本利得也会使得定期存款增加，使定期存款与活期存款的比率增加。3.电子货币对银行存款准备金率和超额准备金率的影响。一般来说，中央银行制订法定存款准备金率的大小，但随着电子货币的引入，将不可避免地影响到央行对法定存款准备金率的控制。就超额存款准备金率而言，它由商业银行按照自身业务及其实际情况自行调整，人们去银行提取现金的需求随着电子货币的普及而降低，这样一来，银行拿来满足客户提取现金需求的备付金降低，使银行有更多的货币来进行放贷业务，相当于增加了基础货币数量，从而社会的货币供应得以增加。

三、电子货币下提高货币供给有效性的建议

1.制定电子货币存款准备金制度。当今，对于电子货币，基本上所有国度和地区尚未提取准备金。然而现状是这类货币已经部分代替了存款货币银行的活期存款以及社会里的现金，从而降低银行的法定存款准备金，降低货币当局对货币控制权。基于这种情况，货币当局必须制定电子货币存款准备金制度，提取相应储备金，以控制货币供应。2.成立全国范围的支付结算平台。为了建立中央银行机构在电子支付体系的权威地位，中央银行可以建立一个全国性的总的支付结算平台，这将能够控制电子货币的影响大小与范围，从而使相应的货币政策更具权威性，有效防止因特别授权、隐私维护等引起的电子货币风险。通过制定法律手段，限制电子货币的发行，使其必须符合一定标准条件，如最低资本的规定。电子货币发行机构必须受到法律约束，从而在根本上调控这类形式货币的风险。3.建立风险预警机制。全球化和信息技术进步的今天，而我国的电子货币体系尚不完善，这就会使其他地域的电子货币更简单地流入我国，中央银行的监管变得更为困难，所以央行需要提高和相关部门合作力度，建立风险预警机制，从而使外国资本不会波及中国的货币政策。电子货币可以在任何时间、任何地点完成交易，没有时间、空间和地点的限制。因此，中央银行必须提高与相关部门的合作力度，及时建立风险预警机制，打击洗钱行为。4.加大对电子货币的监管，建立更为规范的法律环境。（1）建立更为规范的法律环境。中国的电子货币体系比起发达国家的发展是较为落后的。中国的货币当局应该学习先进国家的相关法律，结合中国实际情况来出台关于电子货币的适当法律。由于在电子货币系统里，一系列的交易全部凭借电子的方式来实现，所以在保障资本不受威胁的同时，为确保银行和民众在电子交易中的利益，稳定放心的电子交易条件就显得十分必要。然而，中国目前网上支付还在起步环节，电子货币合法运用和避免现实危险是电子货币必须提高和优化的方面。（2）开展电子货币安全的法律宣传。对于电子货币的安全问题，商业银行等相关金融机构需要进行一些宣传活动，例如密码的设置与保护、用户认证和计算机加密等，警告民众要保证使用中自身信息安全。与此同时，政府也要开展相关的法制宣传，使公众对于电子货币的使用和风险防范有一定的了解，让公众从自身出发，提高法律意识，降低发生风险的可能性。

参考文献：

[1]姬莹.电子货币的发展对货币供给影响的实证分析[j].金融经济，2014（12）：66-69.

[2]白瑞涛.第三方支付对我国货币供应量、货币乘数和货币流通速度影响的实证分析[d].大连：东北财大学，2016.

货币供给范文篇2

分析货币供给问题,有三种观点:一是,货币内生性,即货币供给是经济内生的,其供给数量由经济运行情况决定的;二是,货币外生性,即货币供给不依据经济运行状况,而由一国货币发行当局决定发行数量;三是,货币混合论,即货币供给不完全由经济内生,也不完全由货币发行当局决定,而是两者的综合。对货币供给研究,国际上比较著名的学说是货币学派的“单一货币规则”,主要是由著名经济学家弗里德曼提出的,该理论核心是货币供给增长率等于经济增长率加上通货膨胀率。国内有一些学者对货币供给也给出了不同答案,但都缺乏实证验证;但也有一些实证研究,利用vec模型和var模型进行分析研究,但都不太系统,如冯玉明、袁红春、俞自由在《中国货币供给内生性或外生性问题的实证》一文中指出我国货币具有较强的内生性,但其在分析方法上比较简单;李晓华、侯传波、陈学彬在《我国货币内生性问题的实证研究》一文中利用var模型对货币供给进行分析,但其在选择变量方面只是用财政预算支出,出口额和居民消费价格指数三变量来分析广义货币m2,并且在分析时也过于简单。因此,本文通过建立向量自回归模型(var模型)来实证分析我国货币供给问题,在选择模型变量方面和深入分析方面也有很大的突破。

2基于var模型的实证分析

经济学中,影响一国货币供给有很多因素,如一国经济增长率,居民消费价格指数,工业品出厂价格指数,一国货币汇率体制,货币供给预期,国际金融市场对本国货币供给的影响,严重自然灾害或者是重大突发性事件如地震等等因素。如果把影响一国货币供给的因素作为解释变量,把一国货币供给作为被解释变量,就可以建立一个关于我国货币供给的函数。以广义货币增长率m2表示我国货币供给,gdp,cpi,ppi,huilv表示影响我国货币供给的经济增长率,居民消费价格指数,工业品出厂价格指数和我国汇率变动率等各种因素,则我国货币供给函数可以表示为:m2=f(gdp,cpi,ppi,huilv⋯),具体分析如下。

2.1数据平稳性检验

广义货币m2供给增长率,gdp增长率,居民消费价格指数cpi,汇率变动率和工业品出厂价格指数ppi,在1990-1998年数据线性趋势起伏不定,数据明显不平稳,须进行单位根检验,检验结果表明广义货币m2供给增长率,gdp增长率,居民消费价格指数cpi,汇率变动率和工业品出厂价格指数ppi在5%的显著水平下都是不平稳的;对其进行一阶差分,得到δm2,δgdp,δcpi,δhuilv,δppi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5%的临界值,拒绝原假设,表明至少可以在95%的置信水平下拒绝原假设,差分序列δm2,δgdp,δcpi,δhuilv,δppi均不存在单位根,为平稳时间序列。因此,广义货币m2供给增长率,gdp增长率,居民消费价格指数cpi,汇率变动率和工业品出厂价格指数ppi这5个序列具有相同的单整阶数,均为一阶单整i(1)过程。

2.2变量格兰杰因果关系(granger)检验和协整性(johan2sen)

检验对m2,gdp,cpi,ppi,huilv五变量进行格兰杰因果关系检验,广义货币m2增长率和我国gdp增长率在10%的显著水平下,两者存在双向格兰杰因果关系;广义货币m2增长率和居民消费价格指数cpi在10%的显著水平下,存在单向格兰杰因果关系;广义货币m2增长率和工业品出厂价格指数ppi在10%的显著水平下,也存在单向格兰杰因果关系;广义货币m2增长率和我国汇率变动率huilv在10%的显著水平下,同样存在单向格兰杰因果关系。再对m2,gdp,cpi,ppi,huilv五变量进行协整性(johans2en)检验,检验结果表明五变量之间存在协整关系,即存在长期稳定的均衡关系。

2.3模型滞后阶数选择分析

经过分析模型选择滞后阶数3最好,因为在滞后阶数3时,施瓦兹aic值最小并且此时赤池sc值也最小,但考虑到要建立的模型,由于样本期限较短,并且样本数据均为年度数据,为了保持数据本身合理的自由度,使建立的模型具有较强的解释能力,并且为了消除误差项的自相关,因此选择最大滞后阶数为2。

2.4var模型估计结果

由于向量自回归模型要求系统中的变量具有平稳性,因此把m2,gdp,cpi,ppi,huilv这五个变量的一阶差分形式带入模型,并利用计量统计软件,得出如下var模型估计结果,具体整理如下:

m2=0.5843m2(-1) 0.8903m2(-2) 0.0183gdp(-1)-2.2103gdp(-2) 0.1583cpi(-1)-1.4493cpi(-2) 0.1803ppi(-1) 0.9113ppi(-2)-0.2793huilv(-1) 0.0953huilv(-2) 12.130

r2=0.90f=16.03

由于,本文主要是对广义货币供给m2进行实证分析,在此主要讨论m2的var模型表达式,而对于gdp,cpi,ppi,huilv的var模型表达式不作深入讨论。在m2的var模型中,调整的可决系数为0.90,说明模型拟合得还是比较好的,但与真实值相比,拟合效

果还没有达到十分完美的程度。

2.5var模型系统稳定性检验与脉冲响应函数分析

通常,对于var模型单个参数估计值的经济解释是很困难的,如欲对一个var模型进行分析并得出结论,可以运用系统的脉冲响应函数和方差分解。其中,脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应,即在误差项上加一个标准差大小的新息(innovation)冲击对var模型中内生变量当期值和未来值产生影响。一般地,非稳定的var模型不能进行脉冲响应函数分析。为此,需要对该var模型进行平稳性检验,经过分析得该var模型是稳定的,因此可以对模型进行脉冲响应分析。在此,只对广义货币m2进行脉冲响应分析。m2分别受到自身,gdp,cpi,ppi,huilv,一个标准差的随机新息冲击的响应情况,如下分析:来自自身的冲击,总体响应都是显著的,都为正。这说明,对自身标准差的随机新息冲击的响应较强,并且具有一定的持续性;来自gdp的冲击,我国经济增长对广义货币供给m2冲击还是比较显著的,经济增长会引起我国货币快速增长;来自cpi的冲击,总体上还是比较显著的,表明居民物价水平升高,导致货币需求增加,从而会引发货币供给增加;来自ppi的冲击,总体上还是比较显著的,表明工业品出厂价格提高,需要更多的货币进行交易,进而也会引发货币供给增加;来自huilv的冲击,总体上不显著,表明我国汇率变动对货币供给增加不敏感。

2.6预测方差分解分析

在建立的var模型中,每一个内生变量都有一个独立的方差分解序列,通过利用方差分解技术可以发现随机新息的比较重要性信息。gdp,cpi,ppi,huilv的预测方差分解表明,对广义货币供给增长率一个标准差大小的随机新息冲击,其标准差从第2年开始分别被gdp,cpi,ppi,huilv所感应,各自占比分别为0.35%,0.74%,8.59%,1.96%。经过分析发现第7年到第15年,m2的方差分解被gdp,cpi,ppi,huilv感应的值一直比较稳定,m2的方差分解被m2本身感应的值一直比较大,说明我国广义货币供给m2本身增长受其自身系统扰动比较大,其次我国广义货币供给m2增长也受我国经济增长率,通货膨胀率影响也比较大。

3基于var模型分析的我国广义货币供给m2主要结论

本文对时间序列变量m2,gdp,cpi,ppi,huilv进行格兰杰因果关系检验,协整检验,并构造var模型,运用脉冲响应函数和方差分解技术进行分析,得出以下主要结论:

(1)广义货币m2增长率和我国gdp增长率在10%的显著水平下,两者存在双向格兰杰因果关系,即表现出存在显著的,长期稳定的均衡关系。一方面,我国经济增长快,要求货币供给增加;另一方面,我国货币供给适度地增加时,也会刺激我国经济增长。但通过脉冲冲击和方差分解分析,可知我国经济增长情况并不是我国货币供给增加的全部原因,还有其他因素,也即说明了我国货币供给并不是完全内生的。

(2)尽管广义货币供给m2与居民消费价格指数cpi,工业品出厂价格指数ppi存在单向的格兰杰因果关系,但通过脉冲冲击和方差分解可知,居民消费价格指数cpi和工业品出厂价格指数ppi也对我国广义货币供给m2增加产生了一定的影响,虽说这不是长期的,但这也对我国短期货币供给有一定的指导意义,即在分析短期货币供给时,一要考虑当前的通货膨胀情况,二要考虑到未来的通货膨胀预期。

(3)广义货币m2增长率和我国汇率变动率huilv在10%的显著水平下,存在着单向格兰杰因果关系,即货币供给变动是引起汇率变动的格兰杰因果。我国目前人民币还在稳步升值,但升值幅度一定要考虑到我国国内的实际经济运行情况和货币供给情况。还可以通过脉冲冲击和方差分解可以证明,我国货币供给变动对汇率波动不敏感。

(4)要充分重视我国目前货币供给变动受其自身影响比较大。在建立的var模型方程式中,可知m2与其滞后一期的值,滞后二期的值关系都比较显著;并且在脉冲冲击和方差分解分析中,货币供给自身受自身影响已达到将近一半的程度。

参考文献

[1]冯玉明,袁红春,俞自由.中国货币内生性或外生性问题的实证[j].上海交通大学学报,1999,(10).

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[5]郑雨,李新波.我国经济增长和通货膨胀关系的实证分析[j].技术与市场,2007,(1).

[6]王双正.基于var模型的通货膨胀与经济增长关系研究[j].经济理论与经济管理,2009,(1).

货币供给范文篇3

准备金是存款货币的基础

在这两个前提条件之下，假定整个商业银行体系吸收的原始存款是r，在各个商业银行经历了上交法定存款准备金、发放贷款与吸收存款等系列行为后，a银行吸收的原始存款r全部以法定存款准备金形式上缴到了中央银行，而整个商业银行体系现金持有量为0。换言之，中央银行向社会投放了r基础货币，然后又经过商业银行缴存款准备金的形式进行了回收。此时，存款准备金r即是原始存款r，因为原始存款是存款货币的基础，所以存款准备金r是存款货币的基础。更进一步，如果商业银行上缴的存款准备金为r，则商业银行必定吸收了r原始存款，就会创造出r/r存款总额来。如果商业银行在中央银行不仅保持有法定准备金，而且保有超额准备金(假设超额准备金为e)，则商业银行派生存款的过程为表2。从表2中可以发现商业银行a吸收的原始存款r，在各个银行经历了上交法定与超额存款准备金、发放贷款与吸收存款等一系列行为后，原始存款r全部以准备金形式上缴到了中央银行，整个商业银行体系现金持有量为0。只不过，存款总额变为了r/(r e)。存款准备金r仍然是原始存款r，所以存款准备金r是存款货币的基础。

基础货币与货币供给关系

教材中论述“基础货币是由中央银行控制，包括社会公众手中持有的通货和商业银行的准备金”，但基础货币和货币供给量是如何联系在一起的，商业银行的现金资产是否属于基础货币，它和货币供给量之间有什么联系呢?将分两个层次来分析解释基础货币的范围及与货币供给量之间的关系，一是理论层次，商业银行吸收原始存款上缴存款准备金后，剩余资金都可以用来放贷或投资，不保有一点现金资产;二是现实层次，商业银行吸收原始存款后，除了上交法定存款准备金和超额存款准备金外，还会保留一部分现金资产应付客户日常提现需要。假设央行发行c r基础货币，社会公众把基础货币c部分留在手中(即社会公众手中的通货，即货币供给量的一部分)，把基础货币r部分存于商业银行，则会形成r原始存款(即是准备金r)，再经过商业银行体系与客户的贷存款过程，则会形成d存款总额(d=r/r，r为存款准备金率)，构成货币供给量的另外一部分。此时，社会公众手中的通货c是现实的购买力，而d存款总额也可以用于转账支付结算。此时，基础货币=现金 准备金，货币供给量为c d，其与基础货币的关系如图1。假设商行保持的现金资产占存款的比重为c，此时派生存款的过程如表3:从上表中可得:准备金 现金资金=r*(r e)/(r e c) r*c/(r e c)=r，即存入a银行的原始存款r分为了两部分，一是准备金r*(r e)/(r e c)，它是产生存款货币的基础，数量上相当于扣减了现金资产后的原始存款;二是现金资产r*c/(r e c)，从资金来源看，是客户用现金形式存到商业银行的，是客户暂时闲置的资金，一旦需要会立即从银行取出而形成社会公众持有的通货，形成现实的购买力。因此，笔者认为，商业银行保持的现金资产应该是基础货币的组成部分，其作用和地位与公众持有的通货应该是一样的，只不过现金资产是暂时闲置的通货，公众持有的通货是可以立即使用的。此时基础货币的范围扩大了，不仅包括现金加准备金，还包括商业银行持有的现金资产。此时，基础货币和货币供给量之间的关系就可以变为图2。

本文作者：苏跃辉郑小霞工作单位：河北金融学院金融系

货币供给范文篇4

一、方法与结果

货币作为“价值尺度和流通手段的统一”，其定义和范围已引起人们持久而广泛的争论。一般讲，各国对货币供应量的划分不尽相同。在我国，货币供应量一般划分为三个层次，一是流通中的现金，即mo；二是mo加企业单位活期存款、农村存款和机关团体部队存款，统称m[，1]；三是m[，1]加企业单位定期存款、自筹基本建设存款、个人储蓄存款和其他存款，俗称m[，2]；由此可见，m[，2]基本上包括了所有存款和现金。在目前，银行存款和现金是我国资金的主要来源，两者几乎覆盖了国民经济的各个领域，因此，从宏观经济管理的角度看，国家主要应该控制m[，2].正是基于这种认识，下文中的货币供应量皆指m[，2].

在此前提下，本文将我国自1981年至1997年间的广义货币量（m[，2]）与当年国债发行量（b）分别取对数（表1），然后使用microtsp（6.5）计量经济分析软件包，以同期国债发行量的对数（lnb）和前一期的广义货币量的对数（lnm（-1））为解释变量，作时间序列模型对同期广义货币量的对数（lnm）进行回归，考察广义货币量（m[，2]）与当年国债发行量（b）之间的关系，结果见表2.对于这一结果做以下检验：

1.回归系数的显著性检验。根据上述两个非常数项的零系数概率值可以判定，在显著性水平α=0.05，自由度df=16-2-1=13时，该非常数项的回归系数均通过t-检验。表明：所选择的自变量是影响同期广义货币量的主要因素。

2.回归方程的显著性检验。根据显著性水平α=0.05，df[，1]=2，df[，2]=13，查f分布表得f[，0.05（2，13）]=3.81，小于回归本模型所得的f=4952.42；因而，f检验通过，表明：回归方程的回归效果显著。

3.d.w检验。计算残差序列d统计量得d=1.5701，根据显著性水平α=0.05，样本个数为n=16，自变量个数k=2，查d.w表得d[，1]=0.98，d[，u]=1.54.由于d[，u]=1.544.拟合程度和回归标准差。计算得到r[2]=0.9987，ar[2]=0.9985，接近于1，表明：回归线对样本据点的拟合程度很高。同时，计算得到的回归标准差数值为0.0449，表明：估计标准误差很小。

由此说明回归方程通过了模型所有的统计检验，表明以同期国债发行量的对数（lnb）和前一期的广义货币量的对数（lnm（-1））为解释变量来解释同期广义货币量的对数（lnm）的变化是适宜的，所建立的回归方程精确地表述了这种回归关系。此方程证明我国自从1981年重新开始发行国债以来，新发行的国债对下年的广义货币量有一定的收缩作用。

二、讨论为什么我国从1981年以来新发行的国债对下年的广义货币量具有一定的收缩作用呢？本文将从这些年来的国债的品种和期限结构、国债持有者结构和国债发行规模三个方面加以考察。

1.国债的期限结构。

从理论上讲，所发行国债的品种和期限肯定会对货币供给施加扩张性或收缩性的影响。就发行的各品种和期限的国债对货币供给的收缩性影响而言，国库券小于预付税款券，后者则又小于中、长期国债及储蓄债券和专用债券。在各国债品种中，一般只有随着短期国库券被商业银行和中央银行大量购进时，才会导致银行信用规模的扩大。

在1988年以前，我国所有的国债基本上都是不可流通和转让的。1988年以后，随着国债流通市场的建立和发展，可转让国债的比重有所提高。我国不可转让国债的品种主要以国库券和定向国债为主；可转让国债基本上以国库券为主。有资料表明：我国各年发行的可转让国债的比重在30～80%之间，不可转让国债的比重在20～70%.但上述数据还不包括转换债和1990年前中央财政向人民银行透支的部分。若加上这二者，则不可转让国债的比重还要高得多，相应的，可转让国债的比重要大幅度下降。同时，尽管从1994年起，我国国债的期限开始朝多样化方向发展，但品种仍显得过于单一，主要集中在3年期和5年期，而兑付期限在1年以内的短期国债和10年以上的长期国债所占比例极低。这样就造成我国国债种类设置上因可转让国债的比重过低而导致国债在总体上流动性不高。从这个意义上讲，回归方程的结果也反映了我国这些年来所发行国债的品种和期限结构的情况。

2.国债持有者结构。

应该看到，设置不同品种、不同期限的国债还将导致国债认购对象的多样化，不同认购主体的国债认购行为对货币供给所造成的影响也不尽相同。从理论上讲，社会公众（包括非银行企业部门和家庭部门）和政府机构作为应债来源对全社会的货币供给量的影响是“中性”的；而当中央银行购入国债后，就会造成货币供给量的倍数扩张。商业银行（指整个系统）作为应债来源对货币供给的最终性影响也大多可能是扩张性的，尽管这并不意味着其持有国债一定会导致货币供给的增加。这些在各国的实践中都得到了验证。

在我国国债恢复发行的初期，国债主要由企事业单位和个人持有。近几年，随着我国财政和金融市场化改革的深入，国债持有者结构也发生了一些变化。商业银行和保险公司陆续进入国债市场。在1996年商业银行和非银行金融机构在某些品种的国债的持有数量上已同社会公众平分秋色。但在此后不久，有关部门开始限制商业银行持有国债，导致商业银行削减国债持有量。到目前为止，企事业单位和个人仍然是国债市场的主要持有者。本文认为，模型的结果与正是这种情况在一定程度上的体现。

3.国债的发行规模。

尽管国债发行市场的运行特点均可能对社会货币供应量产生影响，但有研究表明，这些变化只能对经济进行微调，其政策力度弱于国债发行规模的调整。就国债的发行规模而言，主要取决于国债的发行主体和应债主体的承受能力。

在我国，国债的发行主体是中央财政。毫无疑问，中央财政收支状况直接决定了到期国债能否顺利偿还。通常以国债依存度和国债偿债率衡量中央财政的承受能力。

国债依存度是反映当年财政支出对国债发行量的依存程度，一般以某一财政年度的国债发行量与财政支出的比值来表示。当国债依存高过度时，表明财政处于脆弱状态，国债过量发行将对未来财政构成威胁。根据财政支出的范围不同，其又可进一步分为中央财政支出的国债依存度和全部财政支出的国债依存度。表3是我国1986-1997年的国债依存度的变化情况。从中可以看出上述两个依存度都较高，且呈逐年上升的趋势。值得注意的是：从1992年起，中央财政支出的国债依存度就大大超过了国际公认的20%警戒线。

国债偿债率常用某一财政年度的国债还本付息额与该年度财政收入的比值来反映。它直接反映了中央财政偿还国债的能力。偿还能力越大，对国债的承受能力就越强。依据财政收入范围的不同，也可进一步分为中央财政收入的国债偿债率和全部财政收入的国债偿债率。在80年代，世界主要工业国的此项指标一般都在6-12%之间。相比较而言，我国近几年的国债偿债率，尤其是以中央财政收入计的国债偿债率也较高（表4），在“八五”期间出现了偿债高峰。

我国国债的购买者主要是以个人和各类非银行的企事业单位为主的社会公众以及金融机构，它们各自的负担率是确定国债规模是否合理的重要依据，当然，还必需考虑社会的总体情况——国民经济的承受能力。

在非银行的企事业单位中企业成为购买国债的主导力量。而企业的应债能力则是由企业的纯收入所决定，常用企业纯收入应债率表示，即：企业纯收入应债率＝企业承购国债数量／企业纯收入的比率。可见，企业利润越高，应债能力越强。但由于作为我国经济支柱的国有企业的效益并不很好，从而导致其应债能力也不强。

至于个人的应债能力，常使用个人负担率来表达。所谓个人负担率是指在一定时期对个人发行的国债余额占居民可支配收入的比例。个人收入水平越高，应债能力越大，反之相反。但考虑到统计数据的取得途径，为了更好说明问题，将国债的个人负担率定义为：个人负担率＝当年个人购买的国债余额／城乡居民储蓄余额。80年代以来，我国经济发展较快，城乡居民收入水平明显增长，居民储蓄飞速增加，从而使个人应债能力大为提高。有资料表明，在90年代，我国年度国债发行规模与城乡居民存款余额之比一般都低于3%.这从一个侧面表明：城乡居民购买国债的潜力仍然很大。

通常，金融机构的承受能力也是用其负担率表示，其计算公式是：金融机构负担率＝国债当年余额／银行信贷资金来源。表5反映了作为我国金融机构骨干的国有商业银行的资产结构。从中可发现两个特点：一是债券在资产中的比例过低。商业银行在多数年份不持有债券，即便是在其持有债券最多的1995年，债券持有量也仅占其资产的5.67%；二是银行资产增长很快。1995年，国有银行资产为53989亿元，是1985年的8.4倍。可见，我国商业银行的国债应债潜力是巨大的。

资料来源：《中国统计年鉴》（1996）（1998）。其中，1997年数据为《金融机构信贷资金平衡表》所反映的全国金融机构的资产结构。“＊”表示该值为有价证券投资数。

国民经济对国债的承受能力主要由国债当年负担率和国民经济负担率两个指标来反映。前者指国债当年发行额占当年国民生产总值（gnp）的比例；而后者则一般以当年的国债余额占当年gnp的比率表示，前者在一定程度上反映着当年国债发行数量相当于当年经济总规模的大小，后者则进一步体现国家总债务对宏观经济的影响程度。

分析表6可以发现我国的这两项指标主要有三大特点：一则尽管国债当年负担率和国民经济负担率有上升势头，但各自的变化幅度都不大；二则虽然两个负担率都上升较快，但与主要发达国家相比，我国的总体负担水平并不高；三则国债当年负担率水平值得警惕。在国际上，一般将3%视为公认的国债当年负担率的警戒线，照此说来，我国在1995年的内债的负担率已接近此线，应引起注意。

由此可见，在我国国债的发行过程中，尽管财政，尤其是中央财政本身债务负担较重，企业的应债潜力也有限，但就社会货币供给量而言，结合本模型的结果看，我国这些年以来的国债发行规模还是适当的。这不仅体现在我国每年发行的国债数额在当年的国民生产总值中所占份额并不大；而且还体现在每年新发行的国债数额均在各个应债主体的承受能力之内。

三、结论

由上述实证分析中不难发现，仅从社会货币供给量看，尽管财政，尤其是中央财政本身债务负担较重；但就总体而言，我国这些年以来的国债发行规模还是适当的。从量化分析的结果看，在现有的国债发行体制下，国债的发行将在一定程度上减少下一年的社会广义货币供应量（m[，2]）。对此，本文认为：

货币供给范文篇5

一、外生性货币供给理论

19世纪初，以大卫李嘉图为首的“金块论者”是早期外生论的代表。在其后的通货论争中，以奥维尔斯顿、英国首相皮尔为首的通货学派获得了胜利，他们主张“银行券的发行决定于黄金数量”，也就是认为货币供给是外生的。1844年开始在英国实行的《皮尔条例》，使外生性的货币供给理论为多数人所接受。凯恩斯本人也认为货币供给是外生的，货币数量决定于中央银行的行动。但坚持外生性货币供给最为有力的莫过于货币主义者。

根据mv≡py的恒等式，货币主义者在货币流通速度v稳定、真实产出y长期内不受m变动影响的前提下，得出货币量(m)决定价格(p)或名义收入(py)的因果关系。中央银行应当实行“不变增长率”的货币控制规则。因此，他们必须首先从理论上证明货币供给是能够被中央银行所控制的外生变量。货币主义者利用一般所公认的存款与货币创造模型ms=mbm，在统计数据的支持下得出了以下几个结论：(1)基础货币(mb)与货币乘数(m1、m2)相互独立，互不影响；(2)影响货币乘数的各因素在短期内是稳定的，长期而言也常会起反向作用而相互抵消，因而货币乘数可看作是常数；(3)基础货币比货币乘数对货币供给量的影响要大：(4)中央银行通过公开市场操作等政策工具，不但可以主动增减基础货币量，还可抵消货币乘数内某些系数变动的影响。由此，货币供给外生。

表面上看，货币主义者得出的这些结论可以很好地证明货币供给的外生性，但仔细分析可知，这些结论是站不住脚的。考虑中央银行在公开市场上购入国债以增加基础货币的行为，在基础货币增加的同时，利率下降，货币乘数的许多相关系数，如超额准备金率、现金漏损率等都会发生变化，货币乘数与基础货币无法完全隔离；再者，影响货币乘数的诸多因素中，如超额准备金率、现金漏损率、定期存款与活期存款的比例等都取决于商业银行和公众的资产选择行为，在短期内是经常发生变化的，不可能由中央银行完全控制；此外，20世纪80年代西方国家央行的货币量目标屡屡失准，也说明货币供给并非完全由央行决定。

二、早期的内生性货币供给理论

内生性货币供给的思想可追溯至早期的货币名目主义者詹姆斯斯图亚特。他在1767年出版的《政治经济学原理的研究》一书中指出，一国经济活动水平使货币供给量与之相适应。这一原理后来被亚当斯密加以继承，又被银行学派加以发展。马克思从劳动价值论出发，认为在金属货币时代是商品和黄金的内在价值决定了商品的价格，从而又同流通的商品量共同决定了社会的“必要货币量”，因此也持货币供给的内生性观点。

银行学派的代表人物图克和富拉顿认为，通货(银行学派的通货概念已包括了黄金、银行券、支票存款、汇票和账簿信用等其他信用形态)数量的增减不是物价变动的原因，而是其结果；通货的增减不是先行于物价，而是追随于物价。发行银行处于被动的地位，既不能任意增加银行券发行的数量，也不能任意减少。银行学派区分了货币流通的三种情形对此点加以论述。(1)纯粹金币流通情况下，多余的金币可以通过其贮藏手段的职能加以解决；(2)银行券和其他信用形态与金币混合流通时，以贴现放款方式发行的银行券必因偿付贷款而流回。又因各种通货之间存在代替性，由某种原因引起减少的银行券会被支票、汇票、账簿信用甚至相消结算法所代替，所以通货的数量不能由银行任意增减；(3)不兑现纸币流通的情形下，若是纸币由银行以票据贴现或短期放款的形式发行，则会象银行券一样，随着贷款的偿还而回流；即使是由政府发行，只要为之安排好确实可靠的还流渠道，其发行也不至于过多。

瑞典经济学家米尔达尔打破了传统货币数量说所坚持的货币流通速度稳定的结论，将银行学派的货币供给内生论进一步加以发展，从而把纸币本位制下m与p(或py)的单向前因后果重塑为双向的相互作用。在1939年的《货币均衡》一书中指出，“支付手段数量同物价水平之间的颇为复杂的数量关系，决不是可称为前者决定后者的关系，而宁可说是反其道而行的关系”，“因为支付手段的流通速度，在动态过程中不能被看成是固定不变的”。三、货币供给的“新观点”

“新观点”这一用语是托宾在1963年首次提出的，它形成于20世纪50年代中期到60年代中期，是相对于传统的货币基数-货币乘数分析法而言的。“新观点”强调商业银行与其他金融机构的同一性，以及货币与其他金融资产的同一性，主张货币供给的内生性。对这一理论作出贡献的主要是英国《拉德克利夫报告》的作者、美国的格雷和肖以及托宾等人。

1959年的英国《拉德克利夫报告》提出的中心论点是，对经济有真正影响的不仅仅是传统意义上的货币供给，而且是包括这一货币供给在内的整个社会的流动性；决定货币供给的不仅仅是商业银行，而且是包括商业银行和非银行金融机构在内的整个金融系统；货币当局所应控制的应该是包括货币供给在内的整个社会的流动性。在这一报告中虽然没有明确出现“内生货币供给”的字眼，但其内生观点与米尔达尔相一致。

1960年，美国经济学家格雷和肖在《金融理论中的货币》一书中，通过对原始和现代金融市场运行的比较研究，得出两个支持货币供给内生的结论：一是私人经济主体发行的“初级证券”可以向金融中介机构换取存款单、基金股份等“间接证券”，而这些间接证券在发达金融市场上已有不少种类与通货同样起着支付手段的作用；二是当货币当局承担了买进某种私人初级证券的义务(如再贴现)时，初级证券的发行可直接导致法定货币的增加。商业银行在货币创造过程中，会受到其他金融机构的竞争，于是货币供给不仅决定于商业银行本身，而且决定于其他金融机构和社会公众的行为。货币统计的口径越大，货币供给的内生性越大。

托宾是当代货币供给内生论的最著名代表。他认为，货币当局与一般银行不是可以任意创造货币与信用，也不是每新增一笔准备金就得增加一笔或一连串的贷款，一切都得依据成本与收益的比较来决定，其信用创造受其贷款边际收益与存款边际成本相等的制约。货币同其他金融资产一样，其供给和需求不仅取决于这种资产本身的价格和收益，且决定于其他所有资产的价格和收益。在托宾看来，若是各经济主体根据收入、利息率、风险等选择资产结构的结果是货币需求增加，则利率会提高，银行会千方百计解决准备金问题(如压缩超额准备、提高定期存款减少活期存款以释放部分准备金、借款等)，从而以更多的货币供给来满足这一需求；若货币需求缩减，银行就无法强迫公众接受货币供给，多余的货币供给会被公众以还债等方式退回来。因此，货币供给与其他金融资产的供给一样，决定于商品生产和商品流通过程本身，

货币供给因受到货币需求的制约而内生。

四、后凯恩斯主义者的内生性货币供给理论

后凯恩斯货币经济学家的代表人物西德尼温特劳布和尼古拉斯卡尔多在20世纪70年代提出的内生货币理论是从另外一个角度进行论证的，即中央银行不得不迁就市场的需要而使货币有所增加。

温特劳布认为，商品价格是在劳动成本及劳动成本之上的某种加成决定的。假定劳动生产率随时间的推移而提高的速度是相对稳定的，如果名义工资率(w)的相对增长率超过平均劳动生产率(a)的提高，物价(p)就会上升，从而社会名义收入(py)也就增加，货币需求随之增加。如果此时中央银行拒不增加货币供给，就会导致利率上升，投资、真实收入以及就业量就要缩减，以使货币需求与供给在低收入水平上被迫相等。这当然是中央银行，特别是政府当局所不愿看到的。因此，只要货币工资在谈判桌上外生地决定，货币当局就最多只能保证货币的充分供给，以消除充分就业和增长的金融障碍。

卡尔多认为，中央银行的基本职责是作为最后的贷款人，通过贴现窗口，保证金融部门的偿付能力。中央银行为了防止信贷紧缩导致灾难性的债务紧缩，货币当局除了满足“交易需求”之外，别无选择，否则整个金融系统都将面临流动性不足的困难。该观点表明，在中央银行制定和维持的任何既定利率水平上，货币供给曲线的弹性都无限大，即货币需求创造自己的货币供给，供给因此而能满足经济对货币的需求，货币供给曲线呈水平。

80年代末，莫尔又将上述理论进一步推向深化，对金融运行机制变化的影响进行了深入探讨。莫尔的理论主要包括以下几点：

(1)信用货币的供给内生。莫尔把货币分为三种，商品货币、政府货币和信用货币。商品货币是从各种实物演变而来，最后体现在黄金上的货币；政府货币是由政府发行债券而沉淀在流通中的货币，这两种货币都是外生的；信用货币是商业银行发行的各种流通和存款凭证，它们形成于商业银行的贷款发放，而这又取决于公众对贷款的需求和贷款的期限，因而信用货币的供给并不脱离于其需求，具有内生性。

(2)基础货币内生。中央银行买卖有价证券的对象是追求利润最大化的商业银行，它们通常已经将其资产用于有价证券或者商业贷款，一般不会有闲置的资金参与公开市场买卖。商业贷款在发放之前就有规定的偿还日期，企业的生产周期也限制它们提前还贷，因此商业银行很难提前收回贷款。商业银行是否出售手头持有的有价证券也取决于其自身的成本收益比较，只有政府证券的价格降低到一定程度从而使其收益率超过、或至少是相当于商业银行现有的有价证券，才会吸引商业银行购买，而这时利率之高又是政府所不能承担的。所以，中央银行不能顺利地通过公开市场操作决定基础货币量。在再贴现的运用上，中央银行完全处于被动的地位，提高再贴现率虽可遏制商业银行的贷款需求，但它却不能阻止商业银行向贴现窗口寻求基础货币的补充。中央银行从理论上讲，拥有拒绝提供贴现的权力，但这种拒绝不仅会形成沉重的政治压力，甚至可能危及银行系统的流动性。

(3)负债管理使基础货币自给。莫尔指出，60年代开始的金融创新，使商业银行可以直接在金融市场上筹集资金，而无需等待中央银行的基础货币注入。商业银行已由原来的资产管理转向负债管理，其主要资金来源已由原来的吸引存款为主转变为直接在金融市场上发行融资工具，欧洲美元市场的发展更加方便了商业银行从国际市场上筹集所需的资金。由于一家企业往往与多家银行建立业务关系，这样，处于激烈竞争环境下的商业银行，为保持与客户的稳定关系，只能随时发行可上市的存款凭证来满足企业的货币需求。由于所有可上市的金融工具几乎都不受中央银行直接控制，这就使商业银行比以往任何时候都不依赖中央银行。

(4)银行角色转换传导的内生性。莫尔把金融市场分成批发市场和零售市场，前者是商业银行筹集资金的市场，后者是商业银行发放贷款的市场。在批发市场上，商业银行是贷款条件的接受者和贷款数量的决定者，而在零售市场上，商业银行则是贷款条件的决定者和贷款数量的接受者。这就是说，公众在零售市场上对于资金的需求将通过商业银行直接传导至包括中央银行在内的批发市场予以满足，货币供给因而由货币需求决定。

此外，莫尔还否定货币乘数的意义，认为它不能解释创造货币过程中的因素及其创造的过程，以往的货币供给等于基础货币乘以乘数的等式仅仅是对现象的描述，而不是对现象的解释。政府无法控制信用货币的供给。

五、对内生性货币供给理论的评价

从以上对货币供给内生论的介绍可以看出，它在对非银行金融机构及其金融资产的作用、中央银行对政治压力的屈从、商业银行对负债管理的重要性方面的强调有过头之嫌，但它毕竟对传统的货币经济理论作出了很大贡献。

在货币控制上，不管是凯恩斯主义逆风向而动的相机抉择，还是货币主义不变增长率的固定规则，甚至理性预期学派的货币政策无效论，都以货币供给的外生性作为其理论前提。但是，从20世纪60年代兴起的金融创新浪潮，使得传统的货币定义日益模糊，除商业银行以外的其他金融机构在信用创造过程中发挥着越来越大的作用。这样，就使建立在传统外生性货币供给理论之上的货币控制的效果大打折扣。货币供给的内生论无疑使我们对此类问题的观察有了一个新的视角。它使得货币当局在制定和实施货币政策时，要注意对公众货币需求的预测，研究影响货币乘数变动的因素。为提高货币政策的效果和精准度，中央银行还应采取措施合理引导公众预期，使之朝着合乎政策当局意愿的方向发展。中央银行也不应仅仅是对商业银行和货币供应量的控制，而要注意对包括商业银行在内的整个金融体系所创造的信用规模的控制。

我国过去在信贷规模控制下存在的“倒逼机制”以及1994年由于外汇储备规模急剧膨胀而导致的货币供给量激增都是内生性的表现形式。笔者曾撰文对我国货币供给的内生性进行了实证检验，结果表明我国中央银行对货币供给的控制要受制于经济增长、外贸等因素的变动。随着我国经济货币化程度的不断提高，非银行金融机构的发展、金融资产种类的增多以及货币需求的变动都会加剧货币供给的内生性，在世界经济一体化加剧的经济条件下，外部经济环境的变动对货币供给的影响将更为明显。这是中央银行在实施货币政策时所必须认真对待的。

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货币供给范文篇6

经济波动易造成产量减少，就业减少等不良状况，不利于发展，反之，经济均衡指经济体系中各种相互关联和相互对立的因素在既定范围内的变动中处于相对平衡和稳定的状态。(一)理论分析。针对经济波动问题，从古至今，经济学家说法不一。古典学派认为经济波动只由实物因素决定，货币只充当商品交换的媒介，经济波动与否不会因货币因素而变动，实际经济也不会因此受干扰。反之，一部分经济学家则认为货币因素是影响经济波动极为关键的因素。部分经济学家用利率来解释经济波动。维克赛尔最先认可货币因素的作用，他发现在资本形成和转移时货币具有不可替代性。生产过程中经济以实物形态进行，却以货币来进行资本借贷、利息支付，利率高低引起实物价格的变化，进而对生产过程产生影响。他因此提出货币利率和自然利率的新概念，两者不一致时经济均衡便被打破。经济波动往往集中反映在流通领域，流通中离不开信用货币，信用货币的发展也加速商品流通。熊彼特从生产着手，提出企业竞争中取胜关键在于革新，组合生产要素，而购买新要素组合必须依靠银行的非常信用。创新使企业具有不可替代性，因此更具有竞争力，其他人竞相模仿，创新高涨，生产者收入猛增，消费热情高涨，产品供不应求，价格升高，加快了经济发展，此过程不断循环，经济达到顶峰，反之，信用收缩，则经济萧条，处于周期中的低谷，因此信用引起经济波动。此外，货币量的增减也是影响经济波动的关键因素。哈耶克货币中性论提出货币数量保持不变时，维克赛尔结论成立，对经济均衡不产生破坏作用，不引起经济波动。货币数量变动影响商品相对价格，进而影响经济，打破经济均衡状态，呈现出时而上涨时而萧条的情况。(二)现实意义。改革开放以来，经济迅猛发展伴随着剧烈且频繁的经济波动。经济波动不利于经济的发展，从我国具体情况看来，经济增长起伏不断，经济波动频繁呈现出周期性的特点，波动幅度较大。改革开放使我国经济体制全面革新，随着经济发展的需要，金融体制也彻底变革，但与此同时的经济波动现象并没有被妥善处理，直至1984年，中国人民银行独立履行央行的职能，建立二级银行体制，货币政策正式出台，经济的剧烈波动趋向于缓和。货币政策的作用机理是运用工具调节货币供给量进而通过不同传导途径影响经济，我们发现我国经济增长存在大幅波动的情况，与之对应的是我国货币供给量的相似变动路径。那么，我们是否可以认为货币供给量和经济波动存在一定的关系，人们不禁产生这样的疑问，经济波动是否是由于货币供给数量的变化产生的，经济波动是否会对政府调整货币数量产生影响。本文将从以上问题着手，从gdp增长率和货币供给量增长率的波动来看改革开放以来我国经济波动与货币的供给量的关系；再从实证方面，验证对具体事实的推测，阐述经济周期性波动和货币供给量之间的关系。

二、文献综述

近年来，一部分学者对于货币供给量和经济波动的关系进行了相关理论或实证研究，提出不同观点。部分学者认为两者之间有必然联系。费里德曼分析近百年数据，阐述了货币供给量波动和经济周期性波动两者间的协同效应。托宾通过索罗模型阐述了货币供给量和经济波动的相互影响关系。卢卡斯从理性预期失效的情况出发，发现经济波动趋势和货币供给量趋势大致相同。冯春平(2002)发现在不同经济背景下货币政策不同，利用滚动var方法实证研究发现货币供给量相对于对经济波动来说，存在明显的变动性。郭明星、刘金全、刘志刚(2005)使用基于ms-vec模型，研究发现产出水平与货币供给水平之间在经济周期性波动的情况下，存在长期均衡关系,还发现了经济周期波动和货币供给量在一定程度上是不完全对称。任碧云、高鸿(2010)从长期来看，货币供应量增长必然会剌激经济增长，经济要归于均衡，应按不同时期的目标综合考虑货币政策的取向。王雄威(2012)研究事实发现经济周期波动后往往伴随不同的货币政策，实证检验货币供给和经济波动确实存在关联关系。而另一部分学者认为货币供应量的波动并不会对经济波动产生影响。普罗索认为在真实经济周期下，基于内生货币的作用，货币供给量不会引起经济波动。卢万青(2001)利用格兰杰因果检验分析货币和经济波动的因果关系，结果表明货币供给量的变动并非经济波动的原因。潘文荣、宋迎迎(2010)从我国现实情况出发，发现货币呈中性。张丽丽、彭国富(2011)通过建立了ecm模型检验得出中国经济增长会促进货币供给的增加，但反过来并不成立，即货币中性。潘李剑(2012)在广义货币供给量的基础上加入货币流通速度因素，实证研究发现短期内两者变动对经济波动产生影响，而长期则无影响。

三、我国经济波动与货币供给的具体事实

本文主要是探讨经济波动与货币供给量之间的关系，本部分根据具体事实来看两者关系。经济水平由gdp来表示,经济波动则用gdp增长率来衡量，本文从广义货币m2来观察货币供给量的变动。由于，自1984年以来，建立二级银行体制，作为宏观调控重要手段的货币政策才正式出台。所以本文选取了1985年-2014年的数据(gdp、m2)，并对gdp数据做简单处理，得到1986-2014年的gdp增长率。gdp增长率和m2增长率趋势图如上图，1986年至2014年gdp增长率波动幅度较大存在周期性波动的趋势，大致可以把其分为3个周期，第一周期为1986年至1991年，第二个周期为1991年至2000年，2000年-2014年为第三周期，周期尚未结束，仍存在经济增长率下降的可能性。而从m2增长率趋势来看，1986年至2014年的m2增长率也存在波动大且周期性波动的特点，也可以大致分为3个周期，第一个周期从1986年至1991年，第二个周期1991年至2001年，2001年至2014年为第三周期，同样从未完成周期的趋势图来看，m2增长率存在下降可能。gdp增长率和m2增长率两者呈现出同样的周期性变动趋势，但两者的周期性趋势并不完全吻合，后者相对于前者略存在滞后现象，且从波动幅度看，gdp增长率和m2增长率趋势在第三周期的波动幅度明显减小。经济飞速上涨过程存在大幅度经济波动，且存在周期性特点，而货币供给量的变动也存在周期性，且经济周期性变动与货币供给量的周期性变动趋势类似，货币供给量波动略微滞后，且随货币供给量变动，经济波动明显趋于缓和。据此推测，经济波动情况下，国家通过改变货币供应量来减缓经济波动的破坏，经济波动逐步趋于缓和，货币供给量的波动也趋于平缓，经济波动对货币供给量也会产生影响。

四、实证研究

本文上部分根据货币供给量波动和经济波动的事实特征，推测经济波动与货币供给量的波动相互影响。为了验证此推测是否准确，将从实证研究方面分析货币供给量与经济波动之间的相关关系。仍以我国1985—2014年的数据为样本。1.adf检验。为了判断样本数据的平稳性，进行adf检验。检验结果显示lngdp序列、lnm2序列、lncc序列的adf检验值均大于任何显著性水平下的的临界值，序列为非平稳的序列。d(lngdp)、d(lnm2)、d(lncc)序列的adf检验p值明显小于显著性水平0.1，序列为平稳序列。2.协整检验。分别对lngdp与lnm2和lngdp与lncc进行协整检验，回归得到方程：lngdp=2.314073 0.783665lnm2(25.45595)(110.5276)r2=0.997274f=10141.34lngdp=-0.191757 1.067976lncc(-2.258333)(137.0970)r2=0.998513f=28795.59对回归模型的残差做单位根检验，设残差分别为e1，e2。当显著性水平为5%时，残差re1、re2均是平稳序列，即lngdp与lnm2和lngdp与lncc都存在比例关系。3.格兰杰因果检验。由adf检验结果可知，lngdp，lnm2和lngdp与lncc的一阶差分序列是平稳序列，因此对3个序列取一阶差分后进行格兰杰因果检验，检验得在10%的显著性水平下，m2增长率是gdp增长率的格兰杰原因，但gdp增长率不是m2增长率的格兰杰原因。

本文的上部分我们推测经济波动和货币供给量波动互相影响。而实证研究表明货币供给量的波动确实对经济波动产生影响，但经济波动对货币供给量的波动没有影响。

五、结论以及政策建议

本文首先从具体事实出发，推测经济波动与货币供应量是相互影响的。其次，对货币供应量变动与经济波动关系进行实证研究得到货币供应量的波动同经济波动具有周期性，货币供应量波动是影响经济波动的关键因素，货币供给量变动表现为略微滞后于经济变动。由以上结论提出政策建议：严格控制货币数量，争取达到最佳货币供应量；优化货币结构，力图寻求交易性货币余额与非交易性货币余额的最佳比率，对货币数量有效控制的同时完善货币结构；完善监督体系，严格监督货币供给量的指标。货币供给量的变化主要取决于货币政策的执行，制定和执行货币政策是为了熨平经济波动，使经济达到均衡，为达到此目标，应保持货币供应量增长率与经济预期真实增长率一致,使货币当局在执行政策时更为有效和及时。同时,未来货币政策走向应该更具有灵活性和预见性,成为对中国经济有可能受到的负面影响的防备和提前应对的一项前瞻性、预防性的政策。因此应为货币政策的执行营造良好环境，推进市场体制和金融体制的进一步深化。再者，对于经济波动方面，逐步完善其经济波动预警机制，以便于在最短时间内获取经济波动的相关信息。

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[9]潘李剑.货币供给、货币流通速度与经济波动[j].金融理论与实务，2012(1)

货币供给范文篇7

货币增长理论是研究货币同经济增长内在关系的理论。它关注的是货币供给能否对经济中的实际变量产生影响的问题。对这一问题的不同回答产生了两种观点：一种观点认为，货币供给在长期内只影响各经济变量的名义值，而不影响经济变量的实际值，即“货币长期超中性”说；另一种观点则认为，货币供给在长期内同时影响经济变量的名义值与实际值，这是对“货币长期超中性”说的否定。关于货币与增长问题的现代文献是从tobin（1965）的《货币与经济增长》一文开始的。tobin认为，在货币与实物资本之间分配着固定的储蓄流，通胀率的增长降低了货币的真实回报，导致人们把现金转换为资本的动机，这就是所谓的tobin效应。sidrauski（1967）最先把货币放入效用函数，在货币增长模型中考虑到了消费者的理性行为，认为货币能为消费者带来正效用，从而说明了货币为何要存在的问题。但是，sidrauski得出了货币中性的结论，考虑到货币对经济的影响，这个结论并没有被大多数学者完全接受。本文试图在一个修正后的sidrauski模型基础上，对我国货币供给与经济增长的关系进行研究。

二、模型及其改进

（一）sidrauski模型。sidrauski（1967）最先在一个明确的ramsey最优化框架中建立了货币增长模型。假设一个无限期界的家庭通过解决跨时最优化问题来最大化家庭成员的福利，实际财富以资本和实际货币余额两种形式持有。将货币与商品一起引入家庭的效用函数，效用函数形式为ut（ct，mt）。一个家庭通过解决跨时最大化问题来最大化其效用函数，因每一时刻经济主体的行为由存量约束与流量约束控制。（1）式为存量约束：要求人均财富总量at等于人均资本存量kt与人均实际货币余额mt；（2）式流量约束：

要求人均财富增量at.等于人均产出f（kt）与人均政府转移支出vt之和减去人均实际货币余额耗损（πt-n）mt、人均资本耗损（δ＋n）kt和人均消费ct。其中δ代表资本的折旧率，n代表人口自然增长率，其中πt代表预期的通货膨胀率。因此，其现值hamilton函数为：h＝e-δ·t｛u（ct，mt）＋λt［f（kt） vt-（πt n）mt-（δ＋n）kt-ct-at.］ qt［at-kt-mt］｝（3）通过求解hamilton函数，得到：f′（k*）=δ＋n（4）

sidrauski认为，在长期中货币增长率的上升会完全导致价格变动，将减少实际余额存量但并不影响稳定的消费状态，所以资本存量独立于货币增长率，人均均衡资本存量使资本边际产品等于既定资本的折旧率与人口自然增长率之和。

（二）改进。只要对sidrauski模型稍加修改，即可改变货币中性的性质。其中最主要的方法是将货币作为一种生产要素引入生产函数。龚六堂（2000）假设生产函数形式为货币中性不再成立，人均实际货币余额增加会提高均衡状态时的人均资本存量，促进经济增长。

修正后的sidrauski模型在货币效用函数的基础上，把货币因素也引入了生产函数，使货币对经济的影响能够充分地反映到消费和生产中，从而能更准确地分析货币因素对整个经济的影响。至于该模型能否较好的解释中国的货币供给与经济增长的关系，还有待于实证的检验。

三、数据描述和实证分析

（一）数据描述及处理。本文选取1978～2008年的年度数据进行分析，其中货币供给量以m2表示，经济增长以gdp表示。用商品零售物价指数平减m2与gdp，再除以人口总数（以当年年末数计），得到人均实际m2余额和人均实际gdp，分别用rm2和rgdp表示。对rm2，rgdp取自然对数，分别记为lrm2，lrgdp。

（二）实证分析

1、时间序列的平稳性分析。若两个时间序列都是非平稳的，那么即使它们之间不存在任何相关性，当样本容量增大时，以一个时间序列对另一个时间序列的__归”问题。因此，在对时序数据分析之前，首先应检验各时间序列是否是平稳的。本文运用eviews软件对序列进行pp检验，可知lrm2，lrgdp~i（1）。由于lrm2与lrgdp为同阶单整，可进行协整分析。

2、协整检验与误差修正模型

（1）协整检验。对序列进行johansen协整检验，来判断二者是否存在协整关系。（表1）由表1可知，lrm2，lrgdp在5%的显著性水平下存在一个协整关系，协整方程如下：

lrgdp=2.0588 0.7123lrm2 ［ar（1）=0.8171］

t=（4.5948）（13.1192）（10.6048）

r2＝0.9977s.e.＝0.04，

dw＝1.7357f＝5803.455

从长期看，我国1978年以来的国内生产总值与货币供给具有稳定的关系，且国内生产总值对货币供给的弹性为0.7123，即人均实际m2余额每增加1个百分点，人均实际gdp将增加0.7123个百分点。

（2）误差修正模型。误差修正模型可以用来分析短期波动中货币供给对经济增长的影响，利用eviews软件，可得到lrgdp受lrm2影响的短期波动误差修正模型为：

△lrgdp=1.4067 0.2305△lrm2-

0.4844ecm（-1） ［ar（1）=0.8424］

t=（2.8047）（2.

8768）（-2.6828）（5.0160）

r2＝0.5904s.e.＝0.0297

dw＝1.3725f＝12.0138

从短期看，货币供给的变动对国内生产总值的变动有正向的促进作用，即人均实际m2余额增长率每增加1%，人均实际gdp的增长率将增加0.2305%。误差修正项系数为负，表明国内生产总值与货币供给具有的长期均衡关系使得短期内国内生产总值的非均衡状态逐渐向长期均衡状态趋近。

3、向量自回归（var）模型。lrm2，lrgdp的一阶差分为△lrm2，△lrgdp，可以理解为人均实际m2余额增长率与人均实际gdp增长率，且△lrm2与△lrgdp均为i（0）过程。本文将选取△lrm2与△lrgdp建立var模型，同时将前面分析得出的误差修正项ecm引入模型。根据lr检验统计量，确定var的滞后阶数p=1，得到var（1）的估计结果，见表2。（表2）从模型的整体检验结果来看，该var（1）模型是有效的。

4、脉冲响应分析。用上面的var（1）模型进行脉冲响应分析，即计算一个单位的△lrm2冲击对△lrgdp和其自身的影响，脉冲响应曲线如图1。（图1）分析可知，货币供给增长率对其自身的一个冲击立刻有较强反应，增加了约4.9%，到第4年处于低谷（-0.4%），一直到第7年才回到原来的水平，然后保持平稳。这表明，货币供给增长率具有调节机制，它的变动会促使央行采取相应的货币政策，从而把货币供给拉回到经济均衡状态时的水平；另一方面经济增长率对货币供给增长率的冲击开始具有正影响，在第2年达到高峰（1.2%），然后逐渐下降，至第9年处于低谷（-0.09%），接着逐渐上升，到第13年后回到原来的水平。这表明，货币供给增长率的增加会在短期内加快经济增长的速度，但是从长期来看，货币供给增长率对经济增长率的影响是有限的，并且随着时间的推移，这种影响会逐渐减小。

四、结论

（一）我国货币供给与经济增长之间存在着长期均衡关系。在我国经济社会发展的现阶段，货币是非中性的：实际货币供给的增加会促进经济增长。

（二）从短期来看，实际货币供给的变动对国内生产总值的变动有正向的促进作用，而且误差修正机制表明货币供给与经济增长之间的长期均衡关系使得短期内国内生产总值的非均衡状态逐渐向长期均衡状态趋近。

（三）货币供给增长率与经济增长率之间存在如下作用机制：短期内货币供给增长率的增加会加快经济增长的速度。但是从长期来看过多过快地增加货币供给，对实际产出的影响并不大，甚至是微不足道的。这说明虽然在我国货币具有内生性，但经济增长的最终动力却来源于技术进步与制度变迁等非货币因素。这就要求我们在准确运用货币政策调控宏观经济的同时，把主要精力放在技术创新、制度改革等方面，更好地促进国民经济发展。

主要参考文献：

[1]龚六堂.高级宏观经济学[m].武汉大学出版社，2005.

[2]高铁梅.计量经济分析方法与建模：eviews应用及实例[m].清华大学出版社，2006.

[3]刘霖，靳云汇.货币供应、通货膨胀与中国经济增长—基于协整的实证分析[j].统计研究，2005.3

货币供给范文篇8

关键词：货币供给量,通货膨胀率,单位根检验,协整分析,误差修正模型

1引言

通货膨胀是衡量一国宏观经济运行是否稳定和健康的重要指标。货币学派的代表人物弗里德曼认为通货膨胀无论何时何地都是一种货币现象[1]，指出货币在长期是中性的，其扩张率将全部转化为通货膨胀率，也就是说货币供给增长是通货膨胀波动的主要根源。

国外对有关经验数据的研究结果表明，价格变动与货币供应密切相关。弗里德曼曾把每10年作为一个数据点来考察美国1867年～1960年间货币供给(以m2度量)与通货膨胀(以gdp减缩因子度量)的关系，发现高的货币供给导致高的通货膨胀，但用同样的方法去观察二者的短期关系时却没发现有规律性关系的存在[2]。mccandless和weber考察了110个国家，得出这样的结论：通货膨胀率和货币供给量的变化具有非常强的相关性，相关系数在0.92～0.96之间，几乎接近于1，并且长期来看，货币供给量的增加将最终导致相同程度的通货膨胀率的上升[3]。他们的结论一致，即货币供给量的变化最终体现在物价的变化上。

各国的国情不同，其经济运行也存在差异。王少平以1978年～1994年为样本，运用granger检验进行实证研究，验证了中国通货膨胀形成的基本原因是货币的过量发行[4]。李军采用不同的理论模型对货币供给与通货膨胀的长期和短期关系进行分析，其结论是二者的长期关系与短期关系不一致，短期内较高的货币供给不一定会造成短期内较高的通货膨胀，但长期来看过多的货币迟早会通过未来的通货膨胀来体现[2]。刘金全以1982年1月～2004年3月期间m0和m1月度同比增长率的数据为基础进行分析，发现货币供给增长率和通货膨胀之间不存在显著的协整关系[5]。张文刚以1981年1月～2002年6月期间通货膨胀率与m1的月度同比增长率进行实证分析，发现二者之间不仅存在长期均衡关系，也存在短期误差修正机制，不过两者之间的影响关系依赖总供给与总需求之间的相互制约[6]。刘霖、靳云汇利用1978年～2003年的数据进行分析，没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据，认为在经济的货币化进程中，货币供应增长率的提高并不一定导致通货膨胀，货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低，大量的货币增量被经济消耗了[7]。

由此可见，不同研究的结果并不一致，出现这种现象的主要原因在于样本区间选择的不同以及建模的方法存在差异。改革开放以后，我国经济环境发生显著变化，中央银行调控货币政策的手段、能力日渐成熟。货币政策在20世纪80年代和90年代显著不同，据此货币供给量的增长对通货膨胀率的影响也可能存在变化。因此如果在建立模型时不区分特定的时间阶段，很有可能使结论受到干扰。使用传统的经济计量方法研究时存在着动态的稳定性假设，而实际上经济时间序列通常是非平稳的，直接运用变量的水平值研究经济现象间的均衡关系容易导致伪回归。近年发展起来的处理平稳数据的时间序列分析方法——协整(co-integrated)和误差修正模型(errorcorrectionmodel,ecm)，恰好弥补了这一稳定假设的不足。协整分析可用于检验经济时间序列变量水平数据是否存在长期均衡关系，误差修正模型则可建立它们变化的短期动态模型，研究其短期变动规律。

基于上述考虑，本文拟运用协整理论和误差修正模型来考察我国不同层次的货币供应量增长与通货膨胀率的长期均衡关系和短期动态关系。

2变量和数据

2.1变量选取

有关货币供应量的统计口径，央行1994年10月27日明确了mi(i=0，1，2，3)的统计范围。m0=流通中的现金(货币供应量统计机构之外的现金发行)；m1=m0 企业存款(扣除单位定期存款和自筹基建存款) 机关团体存款和农村存款 信用卡类存款；m2=m1 城乡居民储蓄存款 企业存款中具有定期性质的存款(单位定期存款和自筹基建存款) 外币存款 信托类存款；m3=m2 金融债券 商业票据 大额可转让定期存单[8]。对于货币供应量的度量指标，现有文献在选取m0还是m2上存有争论。chow推荐使用m0，因为在中国消费者不能使用支票，m0同商品零售价格的统计口径也较为一致[9]；也有研究者认为m2相对于m0更具有外生性，同时m2考虑到国家的信贷规模扩张情况，故m2更能满足货币数量论的要求[10]。为了全面考察货币供应量增长与通货膨胀率的关系，避免因货币度量指标误选而导致的结果不稳定，本文将分别使用m0、m1、m2来进行实证分析。

测算通货膨胀最常用的价格指数有居民消费价格指数(cpi)、商品零售价格指数(rpi)、批发物价指数(wpi)和gdp价格平减指数。居民消费价格指数和商品零售价格指数最主要的区别是前者的调查内容涵盖了居民日常消费品和服务项目，可以全面反映多种市场因素变动对居民实际生活费用支出的影响程度，并且它也是国际上测算价格水平和通货膨胀最常用的指标[11]。我国按照国际通行的理论和方法编制和cpi已有多年历史，数据质量可靠，为此本文选用cpi作为衡量通货膨胀的指标。

2.2数据来源

由于我国金融体制改革的原因，1993年前后我国货币供应量的统计口径发生了变化，1993年之前是国家银行与农村信用社的统计口径，1993年之后为央行1994年所明确的口径，这就造成了前后数据不具有可比性。在1994年以前，中央银行货币政策主要采用直接调控手段，货币政策的类型表现为扩张和紧缩政策的循环交替，而在1994年以后中央银行开始逐渐采用间接的调控手段，因此本文将1994年第一季度～2004年第四季度作为样本区间。m0、m1、m2和cpi的数据均来源于《中国人民银行统计季报》[12]。

2.3数据处理

假设m[，t]是货币供给量，q[，t]是产品数量，p[，t]是产品价格，则货币流通速度的倒数k[，t]可以表示为k[，t]=(m[，t]/q[，t]p[，t])。如果实际产出序列和货币序列都是非平稳的，并且它们之间存在协整关系，那么货币流通速度将是一个均值重复过程。由于在一般情况下货币流通速度序列并不是均值重复过程[6]，因此可以判断出实际产出和货币序列在水平值上不存在协整关系。从而，需要讨论它们的差分序列(对应增长率序列)中可能存在的协整关系，此时需要判断的是货币供给增长率与通货膨胀率之间的长期均衡关系。用g来表示对应变量的同比增长率序列，gm0、gm1、gm2分别表示本季度m0、m1、m2与上年同季度之比。用gp来表示通货膨胀率序列，则gp=(cpi-100/100)。由于货币供给量增长率为同比增长率，与编制cpi的对比期类似，所以这里没有采用定基比的通货膨胀序列。

图1、图2和图3给出了样本期内通货膨胀率与m0、m1、m2的季度同比增长率的变化路径。

附图

图1通货膨胀率与m0增长率

figure1therelationshipbetweeninflationrateandm0growthrate

附图

图2通货膨胀率与m1增长率

figure2therelationshipbetweeninflationrateandm1growthrate

附图

图3通货膨胀率与m2增长率

figure3therelationshipbetweeninflationrateandm2growthrate

比较图1～图3中通货膨胀率与货币供给增长率路径之间的联系可以看出，在大部分阶段它们具有类似的波动模式，通货膨胀率与货币供给增长率离散幅度存在差异，货币作用到价格水平上需要一定的时滞。

3实证分析

3.1单位根检验

在建立关于货币供给量增长率和通货膨胀率的长期均衡方程之前需要先对各序列进行单位根检验，以判断各序列的平稳性。检验序列平稳性的方法比较多，但最为常用的是augmenteddickey-fuller(adf)和phillips-person(pp)单位根检验法。pp检验原理类似于adf检验，不过pp检验法对残差的异方差性和自相关性不敏感[13]。

对gm0、gm1、gm2和gp的序列进行数据生成过程研究可以得知，应采用没有趋势成分和常数项的单位根检验方法。利用eviews4.0软件分别对各变量水平值和一阶差分序列进行平稳性检验，其中检验过程中滞后阶数的确定采用赤池信息准则(aic)，可得表1的检验结果。

表1各序列的单位根检验结果

table1unitroottestoneachseries变量adf检验值临界值pp检验值临界值

gm0-1.025348-1.6208[***]-1.915827-1.9486[**]

gm1-0.619661-1.6208[***]-0.753221-1.6198[***]

gm2-2.138849-2.6227[*]-0.988499-1.6198[***]

gp-3.500881-3.6067[*]-2.231399-2.6830[*]

△gm0-4.408319-2.6196[*]-8.972842-2.6182[*]

△gm1-3.656011-2.6243[*]-6.337483-2.6182[*]

△gm2-3.357905-2.6227[*]-5.799792-2.6182[*]

△gp-3.237557-2.6196[*]-3.335052-2.6182[*]

注：△为差分算子；*为1％显著性水平下的mackinnon临界值；**为5％显著性水平下的mackinnon临界值；***为10％显著性水平下的mackinnon临界值。

资料来源：eviews4.0输出结果，作者整理。

表1的检验结果表明，用adf单位根检验方法，gm0和gm1在10％的显著性水平无法拒绝单位根过程，gm2和gp在1％的显著性水平无法拒绝单位根过程；用pp单位根检验方法，gm0在5％的显著性水平下无法拒绝单位根过程，gm1和gm2在10％的显著性水平下无法拒绝单位根过程，gp在1％的显著性水平下无法拒绝单位根过程，但这些变量的一阶差分序列都是平稳的，并且都是在1％的显著性水平下拒绝单位根过程。综合来看，这些变量都是一阶差分序列。

3.2协整分析

如果涉及到的变量都是一阶差分平稳的，且这些变量的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系，它反映了所研究变量之间存在的一种长期稳定的均衡关系。普遍使用的两变量协整检验的方法是engle和granger提出的两阶段回归分析法[14]。

首先用最小二乘法估计长期货币供给量的增长率与通货膨胀率的方程，得到回归结果为

gp=-0.085 1.008gm0

(-3.454)(5.950)

r[2]=0.744d.w.=1.381f=35.401(1)

gp=-0.118 0.9427gm1

(-2.920)(4.319)

r[2]=0.791d.w.=1.271f=18.657(2)

gp=-0.170 1.079gm2

(-9.564)(13.064)

r[2]=0.803d.w.=1.438f=170.675(3)

对这三个回归方程的残差进行adf和pp单位根检验，u[，0]、u[，1]和u[，2]分别表示方程(1)、(2)和(3)的残差，结果见表2。

表2残差序列的单位根检验

table2testforco-integrationbetweeneachtwovariables变量adf检验值临界值pp检验值临界值结论

u[，0]-1.784516-1.6199[***]-2.044011-1.9486[**]平稳

u[，1]-2.153864-1.9495[**]-2.895260-2.6168[*]平稳

u[，2]-5.075846-2.6211[*]-3.784644-2.6168[*]平稳

注：*为1％显著性水平下的mackinnon临界值；**为5％显著性水平下的mackinnon临界值；***为10％显著性水平下的mackinnon临界值。

资料来源：eviews4.0输出结果，作者整理。

从表2可以看出，如果用adf单位根方法检验，u[，0]、u[，1]和u[，2]分别在10％、5％和1％的显著性水平下是平稳的；而用pp单位根检验方法，则u[，0]的残差在5％的显著性水平是平稳的，u[，1]和u[，2]在1％的显著性水平下是平稳的。因此三个序列都不存在单位根，这说明在所考察的样本期内，三个层次货币供给量的增长率与通货膨胀率之间存在协整关系。根据各个方程的协整系数可以判断，m2与通货膨胀率间的协整关系最强，其次是m0，而m1与通货膨胀率的协整系数相对要小一些。

3.3误差修正模型

通过对变量进行协整分析可以发现变量之间的长期均衡关系，但无法得知这些变量偏离它们共同的随机趋势时的调整速度，误差修正模型可以解决这个问题。根据granger定理，一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的形式[14]，因此在协整检验的基础上进一步建立误差修正模型，研究货币供给量增长率与通货膨胀率之间关系的短期动态调整与长期特征。误差修正模型的一般表示形式为

附图

λμ[，t-1] v[，t](4)

其中，μ[，t-1]=[，t-1]-δ[，0]-δ[，1]x[，t-1]，ι、p是最优滞后项，t是时间，v[，t]是误差扰动项。该模型的经济含义是：y[，t]在t时刻的增量决定于在t-1时刻该变量与被解释变量长期均衡关系的误差。若这一误差是正的，y[，t]在t时刻就应该做出负的修正，即表现为一个负的反馈过程，y[，t]在不断的修正过程中发展。误差修正项的大小表明了从非均衡向长期均衡状态调整的速度，该模型突出了长期均衡关系对短期的影响。

运用eviews4.0软件，在协整的基础上，根据hendry从一般到特殊的动态建模原则[15]，选择季度数据，从滞后八期开始删除不显著的变量，最终得到的误差修正模型为

△gp[，t]=-0.005 0.093△gm0[，t]-0.119△gm0[，t-2]

(-2.877)(2.080)(-2.962)

0.391△gp[，t-1]-0.134u[，t-1]

(3.889)(-4.865)(5)

r[2]=0.929d.w.=2.127f=19.241

△gp[，t]=-0.003 0.104△gm1[，t] 0.102△gm1[，t-2]

(-1.550)(1.935)(1.907)

0.352△gp[，t-1]-0.076u[，t-1]

(2.656)(-2.252)(6)

r[2]=0.859d.w.=1.913f=17.527

△gp[，t]=-0.002 0.242△gm2[，t] 0.102△gm2[，t-2]

(-1.625)(2.367)(2.095)

0.352△gp[，t-1]-0.076u[，t-1]

(3.490)(-2.157)(7)

r[2]=0.903d.w.=1.936f=26.472

由(5)式～(7)式可知，在所考察的样本期内货币供给量增长率与通货膨胀率的误差修正模型的误差修正项系数均小于零，符合反向修正原则，即上一期通货膨胀率高于均衡值时，本期通货膨胀率涨幅便会下降；反之上一期通货膨胀率低于均衡值，本期通货膨胀率涨幅便会上升。

3.4granger因果关系检验

由协整检验结果可知，货币供给量的增长率与通货膨胀率之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何尚需要进一步验证。采用granger和sims的因果关系检验法来进行分析。

用granger和sims的因果关系检验法分析货币供给量的增长率与通货膨胀率之间因果关系的步骤如下[16]。首先检验“gm(货币供给量增长率)不是引起gp(通货膨胀率)变化的原因”的原假设，对下面两个回归模型进行估计。

无限制条件模型

附图

有限制条件模型

附图

这里m是最优滞后阶数，即选择滞后阶数m使模型中的误差项μ[，t]为白噪声。然后根据(8)式、(9)式的残差平方和来计算f统计量，检验(8)式中系数β[，1]，β[，2]，…，β[，m]是否同时显著不为零。若果真如此，就拒绝“gm不是引起gp变化的原因”的原假设，也就是说货币供给量增长率是通货膨胀率变化的原因。

然后，检验“gp不是引起gm变化的原因”的原假设，作同样的回归估计，但是要交换gp和gm的位置，检验gp的滞后项是否显著不为零。要得到gm是引起gp变化原因的结论，就必须拒绝原假设“gm不是引起gp变化的原因”，同时接受原假设“gp不是引起gm变化的原因”。

对上述模型进行估计，并计算f统计量，可以得到表3的结果。

表3granger影响关系检验结果

table3causalitytestresults原假设f统计量概率结论

gp不是引起gm0变化的granger原因0.753100.52821接受

gm0不是引起gp变化的granger原因2.765650.05679拒绝

gp不是引起gm1变化的granger原因0.780340.51316接受

gm1不是引起gp变化的granger原因3.533650.02489拒绝

gp不是引起gm2变化的granger原因0.495600.68776接受

gm2不是引起gp变化的granger原因3.568450.02399拒绝

资料来源：eviews4.0输出结果，作者整理。

以上的检验表明，在检验的样本期内，无论使用哪一种货币供给量指标，我国的通货膨胀率都是由于货币供给量增长所致，因而我国的通货膨胀仍然是货币现象。同时样本期内我国各层次货币供给量的过快增长不能归因于高位通货膨胀拉动，这说明我国货币供给的外生性(即货币供给)很大程度上只是一种政府行为而非经济手段。

4结论

本文以我国1994年第一季度～2004年第四季度的统计数据为基础，采用单位根检验、协整分析、误差修正模型和granger因果关系考察不同层次货币供给量增长率与通货膨胀率之间的关系，可以得到以下的结论。

(1)从长期来看，各层次的货币供给量增长率都与通胀率之间存在正相关协整关系，它们之间存在显著的相关性，货币供给变化所产生的影响最终在价格水平上体现出来。由(1)式、(2)式和(3)式可以看出，三个层次货币供给量增长率对于通货膨胀率的乘数分别为1.008、0.9427和1.079，这三个值与1都比较接近，由此可以看出货币变量长期中性的特征仍然明显。

(2)误差修正模型的估计结果显示了货币供应量与通货膨胀率之间的短期动态关系，外部因素的冲击影响使二者之间产生了显著的短期波动，但从长期来看，二者仍可以长期保持稳定关系，价格具有向均衡关系回复的机制。三个层次货币供给量增长率的误差修正系数分别为-0.134、-0.076和-0.150，它们的绝对值不大，这表明短期波动对长期均衡趋势偏离的程度不高，它们的波动幅度不大。值得注意的是，上一期的通货膨胀率的增长与本期的通货膨胀率的增长存在着正相关性，表明某一时期的通货膨胀率会影响下一期的通货膨胀率。通货膨胀率是比较稳定的，一旦形成就将持续一段时期[5]，因此货币这个名义因素对价格水平的影响是一个较长的过程。

货币供给范文篇9

一、外生性货币供给理论

19世纪初，以大卫李嘉图为首的“金块论者”是早期外生论的代表。在其后的通货论争中，以奥维尔斯顿、英国首相皮尔为首的通货学派获得了胜利，他们主张“银行券的发行决定于黄金数量”，也就是认为货币供给是外生的。1844年开始在英国实行的《皮尔条例》，使外生性的货币供给理论为多数人所接受。凯恩斯本人也认为货币供给是外生的，货币数量决定于中央银行的行动。但坚持外生性货币供给最为有力的莫过于货币主义者。

根据mv≡py的恒等式，货币主义者在货币流通速度v稳定、真实产出y长期内不受m变动影响的前提下，得出货币量(m)决定价格(p)或名义收入(py)的因果关系。中央银行应当实行“不变增长率”的货币控制规则。因此，他们必须首先从理论上证明货币供给是能够被中央银行所控制的外生变量。货币主义者利用一般所公认的存款与货币创造模型ms=mbm，在统计数据的支持下得出了以下几个结论：(1)基础货币(mb)与货币乘数(m1、m2)相互独立，互不影响；(2)影响货币乘数的各因素在短期内是稳定的，长期而言也常会起反向作用而相互抵消，因而货币乘数可看作是常数；(3)基础货币比货币乘数对货币供给量的影响要大：(4)中央银行通过公开市场操作等政策工具，不但可以主动增减基础货币量，还可抵消货币乘数内某些系数变动的影响。由此，货币供给外生。

表面上看，货币主义者得出的这些结论可以很好地证明货币供给的外生性，但仔细分析可知，这些结论是站不住脚的。考虑中央银行在公开市场上购入国债以增加基础货币的行为，在基础货币增加的同时，利率下降，货币乘数的许多相关系数，如超额准备金率、现金漏损率等都会发生变化，货币乘数与基础货币无法完全隔离；再者，影响货币乘数的诸多因素中，如超额准备金率、现金漏损率、定期存款与活期存款的比例等都取决于商业银行和公众的资产选择行为，在短期内是经常发生变化的，不可能由中央银行完全控制；此外，20世纪80年代西方国家央行的货币量目标屡屡失准，也说明货币供给并非完全由央行决定。

二、早期的内生性货币供给理论

内生性货币供给的思想可追溯至早期的货币名目主义者詹姆斯斯图亚特。他在1767年出版的《政治经济学原理的研究》一书中指出，一国经济活动水平使货币供给量与之相适应。这一原理后来被亚当斯密加以继承，又被银行学派加以发展。马克思从劳动价值论出发，认为在金属货币时代是商品和黄金的内在价值决定了商品的价格，从而又同流通的商品量共同决定了社会的“必要货币量”，因此也持货币供给的内生性观点。

银行学派的代表人物图克和富拉顿认为，通货(银行学派的通货概念已包括了黄金、银行券、支票存款、汇票和账簿信用等其他信用形态)数量的增减不是物价变动的原因，而是其结果；通货的增减不是先行于物价，而是追随于物价。发行银行处于被动的地位，既不能任意增加银行券发行的数量，也不能任意减少。银行学派区分了货币流通的三种情形对此点加以论述。(1)纯粹金币流通情况下，多余的金币可以通过其贮藏手段的职能加以解决；(2)银行券和其他信用形态与金币混合流通时，以贴现放款方式发行的银行券必因偿付贷款而流回。又因各种通货之间存在代替性，由某种原因引起减少的银行券会被支票、汇票、账簿信用甚至相消结算法所代替，所以通货的数量不能由银行任意增减；(3)不兑现纸币流通的情形下，若是纸币由银行以票据贴现或短期放款的形式发行，则会象银行券一样，随着贷款的偿还而回流；即使是由政府发行，只要为之安排好确实可靠的还流渠道，其发行也不至于过多。

瑞典经济学家米尔达尔打破了传统货币数量说所坚持的货币流通速度稳定的结论，将银行学派的货币供给内生论进一步加以发展，从而把纸币本位制下m与p(或py)的单向前因后果重塑为双向的相互作用。在1939年的《货币均衡》一书中指出，“支付手段数量同物价水平之间的颇为复杂的数量关系，决不是可称为前者决定后者的关系，而宁可说是反其道而行的关系”，“因为支付手段的流通速度，在动态过程中不能被看成是固定不变的”。

三、货币供给的“新观点”

“新观点”这一用语是托宾在1963年首次提出的，它形成于20世纪50年代中期到60年代中期，是相对于传统的货币基数-货币乘数分析法而言的。“新观点”强调商业银行与其他金融机构的同一性，以及货币与其他金融资产的同一性，主张货币供给的内生性。对这一理论作出贡献的主要是英国《拉德克利夫报告》的作者、美国的格雷和肖以及托宾等人。

1959年的英国《拉德克利夫报告》提出的中心论点是，对经济有真正影响的不仅仅是传统意义上的货币供给，而且是包括这一货币供给在内的整个社会的流动性；决定货币供给的不仅仅是商业银行，而且是包括商业银行和非银行金融机构在内的整个金融系统；货币当局所应控制的应该是包括货币供给在内的整个社会的流动性。在这一报告中虽然没有明确出现“内生货币供给”的字眼，但其内生观点与米尔达尔相一致。

1960年，美国经济学家格雷和肖在《金融理论中的货币》一书中，通过对原始和现代金融市场运行的比较研究，得出两个支持货币供给内生的结论：一是私人经济主体发行的“初级证券”可以向金融中介机构换取存款单、基金股份等“间接证券”，而这些间接证券在发达金融市场上已有不少种类与通货同样起着支付手段的作用；二是当货币当局承担了买进某种私人初级证券的义务(如再贴现)时，初级证券的发行可直接导致法定货币的增加。商业银行在货币创造过程中，会受到其他金融机构的竞争，于是货币供给不仅决定于商业银行本身，而且决定于其他金融机构和社会公众的行为。货币统计的口径越大，货币供给的内生性越大。

托宾是当代货币供给内生论的最著名代表。他认为，货币当局与一般银行不是可以任意创造货币与信用，也不是每新增一笔准备金就得增加一笔或一连串的贷款，一切都得依据成本与收益的比较来决定，其信用创造受其贷款边际收益与存款边际成本相等的制约。货币同其他金融资产一样，其供给和需求不仅取决于这种资产本身的价格和收益，且决定于其他所有资产的价格和收益。在托宾看来，若是各经济主体根据收入、利息率、风险等选择资产结构的结果是货币需求增加，则利率会提高，银行会千方百计解决准备金问题(如压缩超额准备、提高定期存款减少活期存款以释放部分准备金、借款等)，从而以更多的货币供给来满足这一需求；若货币需求缩减，银行就无法强迫公众接受货币供给，多余的货币供给会被公众以还债等方式退回来。因此，货币供给与其他金融资产的供给一样，决定于商品生产和商品流通过程本身，货币供给因受到货币需求的制约而内生。

四、后凯恩斯主义者的内生性货币供给理论

后凯恩斯货币经济学家的代表人物西德尼温特劳布和尼古拉斯卡尔多在20世纪70年代提出的内生货币理论是从另外一个角度进行论证的，即中央银行不得不迁就市场的需要而使货币有所增加。

温特劳布认为，商品价格是在劳动成本及劳动成本之上的某种加成决定的。假定劳动生产率随时间的推移而提高的速度是相对稳定的，如果名义工资率(w)的相对增长率超过平均劳动生产率(a)的提高，物价(p)就会上升，从而社会名义收入(py)也就增加，货币需求随之增加。如果此时中央银行拒不增加货币供给，就会导致利率上升，投资、真实收入以及就业量就要缩减，以使货币需求与供给在低收入水平上被迫相等。这当然是中央银行，特别是政府当局所不愿看到的。因此，只要货币工资在谈判桌上外生地决定，货币当局就最多只能保证货币的充分供给，以消除充分就业和增长的金融障碍。

卡尔多认为，中央银行的基本职责是作为最后的贷款人，通过贴现窗口，保证金融部门的偿付能力。中央银行为了防止信贷紧缩导致灾难性的债务紧缩，货币当局除了满足“交易需求”之外，别无选择，否则整个金融系统都将面临流动性不足的困难。该观点表明，在中央银行制定和维持的任何既定利率水平上，货币供给曲线的弹性都无限大，即货币需求创造自己的货币供给，供给因此而能满足经济对货币的需求，货币供给曲线呈水平。

80年代末，莫尔又将上述理论进一步推向深化，对金融运行机制变化的影响进行了深入探讨。莫尔的理论主要包括以下几点：

(1)信用货币的供给内生。莫尔把货币分为三种，商品货币、政府货币和信用货币。商品货币是从各种实物演变而来，最后体现在黄金上的货币；政府货币是由政府发行债券而沉淀在流通中的货币，这两种货币都是外生的；信用货币是商业银行发行的各种流通和存款凭证，它们形成于商业银行的贷款发放，而这又取决于公众对贷款的需求和贷款的期限，因而信用货币的供给并不脱离于其需求，具有内生性。

(2)基础货币内生。中央银行买卖有价证券的对象是追求利润最大化的商业银行，它们通常已经将其资产用于有价证券或者商业贷款，一般不会有闲置的资金参与公开市场买卖。商业贷款在发放之前就有规定的偿还日期，企业的生产周期也限制它们提前还贷，因此商业银行很难提前收回贷款。商业银行是否出售手头持有的有价证券也取决于其自身的成本收益比较，只有政府证券的价格降低到一定程度从而使其收益率超过、或至少是相当于商业银行现有的有价证券，才会吸引商业银行购买，而这时利率之高又是政府所不能承担的。所以，中央银行不能顺利地通过公开市场操作决定基础货币量。在再贴现的运用上，中央银行完全处于被动的地位，提高再贴现率虽可遏制商业银行的贷款需求，但它却不能阻止商业银行向贴现窗口寻求基础货币的补充。中央银行从理论上讲，拥有拒绝提供贴现的权力，但这种拒绝不仅会形成沉重的政治压力，甚至可能危及银行系统的流动性。

(3)负债管理使基础货币自给。莫尔指出，60年代开始的金融创新，使商业银行可以直接在金融市场上筹集资金，而无需等待中央银行的基础货币注入。商业银行已由原来的资产管理转向负债管理，其主要资金来源已由原来的吸引存款为主转变为直接在金融市场上发行融资工具，欧洲美元市场的发展更加方便了商业银行从国际市场上筹集所需的资金。由于一家企业往往与多家银行建立业务关系，这样，处于激烈竞争环境下的商业银行，为保持与客户的稳定关系，只能随时发行可上市的存款凭证来满足企业的货币需求。由于所有可上市的金融工具几乎都不受中央银行直接控制，这就使商业银行比以往任何时候都不依赖中央银行。

(4)银行角色转换传导的内生性。莫尔把金融市场分成批发市场和零售市场，前者是商业银行筹集资金的市场，后者是商业银行发放贷款的市场。在批发市场上，商业银行是贷款条件的接受者和贷款数量的决定者，而在零售市场上，商业银行则是贷款条件的决定者和贷款数量的接受者。这就是说，公众在零售市场上对于资金的需求将通过商业银行直接传导至包括中央银行在内的批发市场予以满足，货币供给因而由货币需求决定。

此外，莫尔还否定货币乘数的意义，认为它不能解释创造货币过程中的因素及其创造的过程，以往的货币供给等于基础货币乘以乘数的等式仅仅是对现象的描述，而不是对现象的解释。政府无法控制信用货币的供给。

五、对内生性货币供给理论的评价

从以上对货币供给内生论的介绍可以看出，它在对非银行金融机构及其金融资产的作用、中央银行对政治压力的屈从、商业银行对负债管理的重要性方面的强调有过头之嫌，但它毕竟对传统的货币经济理论作出了很大贡献。

在货币控制上，不管是凯恩斯主义逆风向而动的相机抉择，还是货币主义不变增长率的固定规则，甚至理性预期学派的货币政策无效论，都以货币供给的外生性作为其理论前提。但是，从20世纪60年代兴起的金融创新浪潮，使得传统的货币定义日益模糊，除商业银行以外的其他金融机构在信用创造过程中发挥着越来越大的作用。这样，就使建立在传统外生性货币供给理论之上的货币控制的效果大打折扣。货币供给的内生论无疑使我们对此类问题的观察有了一个新的视角。它使得货币当局在制定和实施货币政策时，要注意对公众货币需求的预测，研究影响货币乘数变动的因素。为提高货币政策的效果和精准度，中央银行还应采取措施合理引导公众预期，使之朝着合乎政策当局意愿的方向发展。中央银行也不应仅仅是对商业银行和货币供应量的控制，而要注意对包括商业银行在内的整个金融体系所创造的信用规模的控制。

我国过去在信贷规模控制下存在的“倒逼机制”以及1994年由于外汇储备规模急剧膨胀而导致的货币供给量激增都是内生性的表现形式。笔者曾撰文对我国货币供给的内生性进行了实证检验，结果表明我国中央银行对货币供给的控制要受制于经济增长、外贸等因素的变动。随着我国经济货币化程度的不断提高，非银行金融机构的发展、金融资产种类的增多以及货币需求的变动都会加剧货币供给的内生性，在世界经济一体化加剧的经济条件下，外部经济环境的变动对货币供给的影响将更为明显。这是中央银行在实施货币政策时所必须认真对待的。

【参考文献】

1.陈观烈著,《货币金融世界经济》，复旦大学出版社，2000年版

2.胡海鸥著,《中国货币供给机制转轨机制研究》，复旦大学出版社，1998年版

3.盛松成著,《现代货币供给理论与实践》，中国金融出版社，1993年版

货币供给范文篇10

关键词:货币供给量；证券市场；债券市场；股票市场；基金市场；利率

一、引言

近年来，中国经济快速发展，而证券市场作为历史悠久的市场，为我国的社会经济建设作出了很大的贡献，早已成为我国经济社会中不可或缺的一部分。而提到社会经济发展，不得不提的是货币供给量。我国中央政府也一直在致力于货币供给量的调节，并取得了一定的成效。本文主要来浅谈一下证券市场下的债券市场，股票市场，基金市场与货币供给量的关系。此文主要讲述货币供给量与股票市场之间的关系，其他证券、债券、基金市场不再一一赘述。

二、股票市场

(一)货币政策与股票市场的定义

(1)货币政策指的是中央银行通过使用各类工具来调整货币供给量和利率，来达到既定经济目标的方法与政策。(2)股票市场指的是转让、买卖、流通已发行的股票的场所。亦称为二级市场。

(二)货币政策对股票市场的影响

1、直接影响。指的是货币政策的变动(例如利率上的变动)这种方式主要是变更了在金融市场上的各类金融工具的价格，从而使资金流向受到一定的变更，进而波及到股票的价格。2、间接影响。指的是一系列货币政策的修订与更改影响到了经济的增长，也就是说股票市场的“基本面”受到不同程度的影响，显而易见的，股票价格肯定会改变。简言之，间接影响就是说通过政策的改变，使投资者的未来预期改变，进而波及到股票价格的改变。3、总结。在证券市场中，一般来说，央行的出台的货币政策并不直接作用于股票或股票市场的价格，但是央行每一项政策的或者每一次对于市场的操作，都使证券市场(尤其是股票市场、股票价格)受到了不同程度的直接、间接影响。

(三)货币供应量与利率是如何影响股票市场的：货币供应量与利率是货币政策的两个手段

1、货币供应量的传导机制与其影响传导机制：货币供给量的增加→利率减小→股价上升→财富增加→消费增加→总产出增加。货币供应量的传导机制会作用于股票市场，该方式主要通过以下三个方面来影响、改变证券市场中股票、股价的变化：(1)如果货币供应量提高，人们手中的货币就会提高，进而使其边际收益减小，这会导致实际的收益不如人们未来预期的收益高，也就是说人们会购买更多的股票以达到一定的预期，这也就导致了股价的上升。(2)如果货币供应量提高，那么与之对应的利率就会相应的减小。对于人们的影响就是——更多的各类投资与家庭支出。各类家庭、生活的消费与投资会使各个经营类公司、企业单位的所得利润提高。公司利润的提高致使对其所发行的股票需求增加，这个方式也就导致了股价的上升。(3)我们知道，股价=按市场利率贴现的预期收益流量，同时股票价格的变动与市场利率的变动成负相关关系，通俗来讲就是：当市场利率提高时，预期流量就会相应的削弱，也就是说股票的价格会跌落；反之当其减弱时，股票的价格就会相应的抬升。如果人们手中持有的货币提高(即人们的安全资产会增加)，人们就会将其一部分资产拿去做投资等相应的动作，也就是说风险投资占之前比例增加，一般风险投资的供给不会在短期内变动太大，供不应求，导致风险投资价格增加。很明显的，未来预期股价会相应的上升。从而解释了：货币供应量增加，股票的价格会相应的提高。

2、利率调整的影响。在证券市场中，股票市场对于利率的变动十分的敏感。中央银行对于在利率方面上的小动作的变更都很有可能影响到股票市场。更有一点，哪怕是人们对于未来利率如何调整的预测或者对于股票市场中利率变动的猜疑都会使股票价格受到冲击。利率调整主要通过以下两个途径来波及到股票市场：

(1)利率调整最明显的影响就是→存款收益率，这影响到人们对未来收益的期望。银行利率的变化很容易导致人们的安全资产的转移与投入，这也就导致了股票市场的资金变化以及股票价格的变化。

(2)另一方面，我国市场中各个公司企业的贷款、利息负担与利率的变更有着十分密切的联系，也就是说企业的盈利亏损受利率变更的一定影响，通过企业这条途径进而影响到股价的变化。之前我们提到利率的变化跟人们的安全资产储蓄关系密切，根据凯恩斯的流动偏好理论，我们总结为以下几个方面：①当利率调整>人们预期时，一定的政策导致利率↓，人们更加乐意相信在未来的利率会提高，人们就会将更多的资产拿出来准备在未来投入到股票当中→股价更加降低②当利率调整<人们预期时，一定的政策导致利率↓，人们更加乐意相信在未来的利率会下降，进而加大当前股票的购买量，留着在未来卖出→股价上升③当利率调整与人们预期大致一致时，一切稳定在正常水平利率调整主要产生以下两个效应：①替代效应：替代效应指的是，当由于政策的出台等使利率降低时，相比较而言人们会选择股票作为替代，从而引发股价上升的效应。②积累效应：积累效应指的是，当一系列政策引起利率减小时，人们的存款等所得利润收益相应的减小，而为了达到既定的预期收益，人们更热衷于选择收益高的风险资产，进而引发股价上升的效应。其实通过股票价格与利率的关系我们也可以得到一些相应的启发，我们知道，通常的股票发行有三种：平价发行，溢价发行，折价发行。利率越高，这时候股票的发行价格就相应的变小，也就是我们通常说的折价发行，当利率相应的小于一定程度是，股票价格会升高，也就是溢价发行，当利率与市场持平时，也就是平价发行，这只是一个方面，通过上述的几种效应，我们总结一下：简言之，替代效应是指，利率↓人们选择股票作为替代品，导致股价↑。积累效应是指，利率↓，风险投资↑，资金的积累导致股价↑

(四)通过对我国证券市场中股票市场的各类分析，我们可以得到很多的启示与建议

我们知道，我国传统的货币政策主要是为了保持币值的稳定，换句话说，我国的货币政策的关注点是，各物品、服务的价格变化水平，这样就存在一个缺点：我国的传统货币政策很难关注到股票价格的变化。既然我们说货币政策是为了将币值控制在一定的限度内，当股市产生一定的波动，或者说股票价格因为一定的影响因素而发生改变时，必然会影响到物价、币值的变化，所以这一问题需要得到中央银行的重视以及各种政策的整治。毋庸置疑的是，资本市场在我国占据着十分重要的地位，而且随着社会的进步与飞速的发展，资本市场正以高昂的姿态迅速壮大之中。而股票市场作为证券市场重要的一部分，其发展是不容小觑的，那么作为可以调控股价的货币政策必须足够多的关注股票市场的发展，在大的方面与走势上合理的监督股价的变动情况。我们之前提到，股票市场并不是货币政策的直接调控对象，中央银行出台货币政策是为了合理的调控币值的稳定情况，那么，当股价因受某些因素而发生异动时，央行应作出相对应的政策措施，控制好股价的稳定，进而控制好币值的稳定，进而减少各种变化对于我国经济的不利的影响。在我国的市场中，股票市场尚处于发展阶段，并且我国政府对我国的股票市场有比较严格的控制权，各种限制导致了我国的股票市场在很多方面没有影响力。例如，股价的波动、物价的波动很难引起一定的效应以引起一定程度上的关注。股票市场与我国的货币政策传导功能息息相关，所以我们需要在一定程度上支持股票市场的壮大与发展，只有股票市场可以反应一定的问题，才能使该政策的传导高效畅通。

(五)总结

我国应加重些关注在股票市场，建立健全更加完善的制度；优化股权的结构；构建合理规范的股票定价机制；以上这些都是为了使我国的货币政策传导机制更加畅通，推进我国股票市场的发展，进而促进我国整个市场的发展。总的来说，货币供给量的增加与减少对债券市场，股票市场和基金市场有着重要影响，并且三个子市场相关产品及政策对货币供给量也会产生相关影响。