货币供给论文篇1
2．1中国人民银行资产负债表分析本文以2005年7月至2012年6月为样本期，首先分析样本期内人民银行资产负债表中反映的负债情况，即资产负债表中的右列。央行资金来源于负债和自有资金，其中自有资金为219．8亿元，占历年总资金来源的比例不足1％，可见负债是人民银行的主要资金来源。负债中的储备货币是人民银行货币发行与金融机构存款的合计数，是央行资金的主要来源。在样本期内，储备货币占总负债的比例平均约为62．5％，且该比例自2010年12月突破70％，并随着时间的推移持续上升，2011年12月以后保持在80％左右。发行债券是央行为了弥补资金占用不足而对外发行的债券，主要是指央行票据发行。在样本期内，发行债券占总负债的比例约为18．6％。据此可得，储备货币和发行债券合计占总负债的比例平均约为81．1％，也就是说央行资金的主要来源是储备货币和发行债券。然后分析人民银行资产负债中的资产情况，即资产负债表的左列。“资产”一列反映了资金的运用和去向，也反映了人民银行投放基础货币的方式和途径。经过分析发现：在样本期内，央行的总资产规模增加了2倍，国外资产规模增加了3．1倍；央行所持有的资产中占比最大的是国外资产，其占总资产的比重持续上升———由2005年7月的60．6％持续上升至2012年6月的83．9％，且在2012年2月达到样本期内的最高值（84．7％）。综上所述，随着中国经济发展，样本期内中国人民银行的资产负债表规模不断扩大，资产方的显著特点是：随着总资产规模的不断扩大，国外资产规模不断扩大，其占总资产的比例不断上升，国外资产科目成为资产方的第一重要科目。负债方的显著特点是：随着总负债规模的不断扩大，储备货币科目的规模不断扩大，其占总负债的比例不断上升且在2011年12月以后保持在80％左右，储备货币科目成为负债方的第一重要科目。基于以上分析，并将资产方中的其他存款性公司债权、对其他金融性公司债权和对其他非金融性公司债权科目合并成为国内信贷，从而得到如表2所示的资产负债表，本文据此进行分析。
2．2货币供给影响通货膨胀的机理根据表2所示的资产负债表中的平衡关系，可得以下数量关系：储备货币＝国外资产＋国内信贷－发行债券。这一关系表明：储备货币规模与国外资产和国内信贷正向变动，与债券发行反向变动。也就是说：在假定其他条件不变的前提下，央行购买的外国资产越多，则储备货币的规模越大；央行对国内机构的债权越多，则其储备货币的规模越大；央行的债券发行规模越大，则其储备货币规模越小。自2005年7月人民币汇率制度改革以来，国际收支的“双顺差”使得中国外汇资产迅速持续增加。在强制结售汇制度下，为了收购“双顺差”下的外汇净流入，人民银行被迫投放人民币，使得资产方中的国外资产和负债方中的储备货币迅速持续增加。面对外汇占款迅速增加的巨大压力，资产方中的国内信贷作为央行投放基础货币的一个渠道，理论上可成为央行对冲外汇占款增加、防止基础货币过快增长的手段，但是其投放本身具有刚性、操作空间有限，难以通过压缩其规模达到缓解基础货币投放过快的目的。而负债方中的发行债券在减缓基础货币增加过快方面在一定时期内确实起到了一定作用。但是，央行发行票据作为对冲外汇占款快速增加的手段，只能在短期内起推迟压力、减缓基础货币增加过快的作用。随着票据到期形成的资金压力和发行成本的不断上升，发行票据难以在长期内对冲新增外汇占款，其作为调控基础货币手段的效力有限。综上所述，面对外国资产中的外汇占款迅速增加导致的基础货币大量被迫投放，央行的对冲手段（如发行票据和压缩国内信贷等）的效果有限，外汇占款已成为中国基础货币投放的主要方式，央行通过控制基础货币来调控货币供应量的能力较弱。总的来说，资产方中的外汇占款迅速增加必然导致负债方中的基础货币增加，基础货币在货币乘数的作用下导致货币供应大量增加，从而形成较大的通货膨胀压力。
3计量模型
3．1模型构建在计量经济学文献中，状态空间模型通常被用来估计不可观测的时间变量，如理性预期、长期收入和不可观测因素等。很多的时间序列模型———包括经典的线性回归模型和ARIMA（autoregressivein－tegratedmovingaverage）模型———都可作为状态空间模型的特例。状态空间模型提出了“状态”概念，经济系统中可能存在的不可观测状态反映了系统的真实状态，状态空间模型建立了可观测变量与系统内部不可观测状态的关系，能实现基于各种状态向量分析和认识系统。运用状态空间模型描述动态系统有两个突出的优点：一是状态空间模型可将不可观测的状态变量纳入可观测模型并得到估计结果；二是状态空间模型利用强有力的迭代算法———卡尔曼滤波估计参数。状态空间模型包括两个模型：一是状态方程模型，它反映了动态系统在输入变量的作用下在某特定时刻转移到的状态；二是量测方程或输出方程，它将动态系统在某特定时刻的输出变量、系统状态与输入变量联系起来。本文利用状态空间模型构造时变参数模型。上式中：βt是随机系数向量，是状态向量，也称为可变参数，是不可观测变量，必须利用可观测变量yt和x′t来估计；x′t是随机系数向量βt对应的解释变量的集合；z′t是固定系数γ对应的解释变量的集合。假定可变参数βt的变动服从AR（1）模型，假定扰动向量μt和εt是相互独立的且服从均值为0、方差为σ2和协方差矩阵为Q的正态分布。
3．2数据来源及预处理本文选取的初始变量分别为CPI环比月度数据、人民币名义有效汇率指数定基月度数据（2010年＝100）、货币供应量M2月度数据。鉴于2005年7月中国进行了人民币汇率制度改革，在保证样本容量和数据可得性的前提下，本文采用的数据样本期间为2005年7月至2012年6月。CPI环比月度数据来源于中国人民银行系统，人民币名义有效汇率指数定基月度数据来源于国际清算银行网站，货币供应量M2月度数据来源于国家统计局网站。通常采用消费者物价指数（CPI）作为衡量中国国内通货膨胀的变量。人民币名义有效汇率是加权汇率，其权数是各国与中国的贸易额占中国贸易总额的比重，该汇率比双边汇率更能较好地反映人民币对外价值的变化。货币供应量采用广义的货币供应量概念，即M2，主要包括流通中的现金、活期存款和定期存款等。为了保持数据的可比性和满足研究需要，本文对数据做如下处理：首先将人民币名义有效汇率指数定基月度数据转换为以2005年7月为基期的环比数据，将货币供应量M2月度数据转换为以2005年7月为基期的环比增长数据，这样3组变量数据均为以2005年7月为基期的环比数据；然后利用CensusX12季节调整法对3组变量数据进行季节调整；最后分别对经季节调整后的3组变量数据取自然对数。经过上述处理后，统一了不同变量数据的比较基础，消除了季节影响以及可能存在的异方差性。将调整后的最终序列分别记为CPI序列、NEER序列和M2序列。
4实证分析
状态空间模型要求时间序列是平稳序列或序列之间存在协整关系，从而避免出现非平稳时间序列存在的“虚假回归”问题。
4．1平稳性检验为了尽可能地保证时间序列平稳性检验的稳定性，本文采用ADF检验和KPSS检验两种方法。ADF检验的原假设是待检验序列含有单位根，是非平稳序列；KPSS检验的原假设是待检验序列是平稳序列。平稳性检验结果见表3和表4。据此可知，CPI序列、NEER序列和M2序列均是平稳序列，可直接建立状态空间模型。
4．2状态空间模型构建根据前文分析，本文构建如下状态空间模型。本文采用的计量软件是EVIEWS6．0，采用文本直接输入方式，在文本框输入定义好的状态空间模型表达式，运用卡尔曼滤波对状态空间模型进行估计，结果见表5。由表5的结果可知，状态变量在10％的显著性水平下是显著的，AIC等信息准则较小，说明模型拟合的较好。
4．3模型检验对所建立的状态空间模型的残差序列进行单位根检验，结果见表6。由表6可知，在5％的显著性水平下估计出的状态空间模型的残差序列是平稳的。查看残差序列的滞后阶数为36期的相关系数和自相关系数可知，模型的残差序列不存在序列相关。以上统计分析表明，基于卡尔曼滤波所得的状态空间模型的估计结果是可靠而稳定的，模型较好地拟合了样本数据，在此基础上进行分析具有一定意义。图1中，sv1表示名义有效汇率指数环比变化率对CPI环比变化率的时变参数轨迹。整体来看，随着样本期内人民币的持续升值，其环比变化率对CPI环比变化率的影响在－0．048附近上下波动，这种动态影响除了在2008年出现了较为剧烈的波动外，在其他年份的波动总体趋于平稳，动态影响在2008年1月达到最大值（－0．024），在2008年11月到达最小值（－0．116）。这说明，中国汇率制度改革后，样本期内人民币的持续升值对国内通货膨胀起到了微弱的抑制作用。平均来看，人民币名义有效汇率环比指数每变化1％将导致CPI环比指数降低0．048％。这种抑制作用的时变特征说明，该微弱的抑制作用还受其他不可观测因素的影响。图2中，sv2表示中国广义货币供应量M2环比变化率对CPI环比变化率的时变参数轨迹。总的来看，广义货币供应量M2环比变化率对CPI环比变化率的影响为正数，在样本期内在0．471附近呈现动态变化，这与经济理论的预期一致，且实证结果显示，在样本期内M2环比增长率每增加1％，将导致CPI环比变化率平均变动47．1％；这说明长期来看，货币流动性过剩会导致通货膨胀的发生，国内的通货膨胀的发生有相当一部分原因是广义货币供应量增长过快造成的。这种动态影响在2008年8月至11月出现持续大幅上升趋势，且在11月达到最大值为56．3％，之后直至2009年5月缓慢下降至平稳状态，这基本契合了2008年美国次贷危机后我国政府投资4万亿元拉动经济增长的时间区间，说明4万亿元计划的实施在拉动经济增长，抑制经济放缓的同时也推高了国内的通货膨胀率。
货币供给论文篇2
（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+0.2305LRM2-
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.
货币供给论文篇3
文章编号：1004-4914(2010)11-116-03
对货币供给的理解是掌握宏观经济分析框架以及分析中央银行的货币政策的前提，因此货币供给的在《货币银行学》教学中有承前启后的重要意义。在教学实践中，货币供给问题也是一个难点，本文的目的是探计在《货币银行学》中货币供给部分采取怎样的教学方法以提高教学效果。
一、货币供给中的教学难点
在长期的《货币银行学》教学实践中，通过问卷调查、课后交流、作业和考试等手段。我们发现在货币供给教学中，授课对象经常遇到的典型疑难问题有这样一些：存款派生模型比较抽象，授课对象对存款派生模型无限派生的假定难以理解，通过T型账户阐述中央银行和商业银行资产自债表的变化也比较难理解；存款派生模型和货币供给模型之间的关系理解不透；基础货币的本质难以把握。比如授课对象有这样的疑问：基础货币是货币供给的源泉，但基础货币的三个组成部分(法定存款准备金、流通中现金和超额存款准备)中只有超额存款准备金具有存款派生的能力，这是否存在矛盾；对乔顿模型理解存在偏差。比如授课对象有这样的疑问：在其他变量不变的情况下，超额存款准备金率的提高会导致货币供应量减少。但是当商业银行通过再贴现或公开市场业务获得资金时，超额存款准备金率将提高，而货币供应量将增加，这是否存在矛盾。
经过梳理，我们认为存在这些疑惑的主要原因在于对基本概念、基本理论理解不清，通过教学环节的合理设计可以使得货币供给中的有关概念和理论更加清晰地展现给授课对象，以改善教学效果。
二、当前《货币银行学》课程货币供给的常见的讲授方法
目前国内《货币银行学》教学主要沿袭中国人民大学黄达教授开创的体系，货币供给教学主要围绕存款派生模型和乔顿模型展开。中央财经大学的《货币银行学》精品课程中第十八章货币供给安排了这样几个部分：现代信用货币的供给，中央银行与基础货币。商业银行与存款货币的创造，货币乘数与货币供给量，影响我国货币供给的因素分析。中国人民大学《货币银行学》精品课程中则将有关内容分为两章。在第十二章现代货币的创造机制中包括这些内容：现代的货币都是信用货币，存款货币的创造，中央银行体制下的货币创造过程，对现代货币供给形成机制的总体评价。在第十四章货币供给中安排了货币供给度其口径，货币供给的控制机制与控制工具，货币供给是外生变量还是内生变量，“超额”货币及其所反映的规律这几个部分。上海财经大学的《货币银行学》教学中。第十一章货币供给是按这样的顺序展开的：货币的定义。货币总量及其构成，存款货币的多倍扩张与多倍收缩，乔顿模型，基础货币与货币乘数，货币供给理论。
上述安排代表了国内《货币银行学》主流的讲授思路。可以看出来讲授内容差别并不大，但是讲授顺序安排则有较大区别。而我们认为具体的讲授顺序对教学效果有很大影响。本文认为货币供给教学可以按下述顺序展开阐述：货币口径，T型账户与银行资产负债表。存款派生模型，货币供给模型，货币供给的影响因素，影响我国货币供给的因素分析。下一部分具体讨论这样安排的原因，并对每一环节的教学难，董和教学方法设计展开讨论。
三、教学难点分析及教学方法的设计
1.货币口径。对货币不同口径的准确理解直接关系到对存款派生和货币供给模型的理解，因此本环节的主要目的是对货币供给理论的讲授作知识准备。按照一般的《货币银行学》体系，货币口径的教学可能已经在“货币”一章完成。但本文认为有必要在货币供给理论之前安排货币口径的讲授或者回顾，原因有二：第一，在讲授完信用、利息、金融市场、商业银行等章后再阐述按照流动性的大小加以区别的不同货币口径更容易为授课对象接受；第二，从讲授时间上看更靠近货币供给理论，授课对象可以带着对货币口径的深刻的印象开始学习货币供给理论。
2.T型账户与银行资产自债表。本教学环节要借助T型账户解释中央银行和商业银行的各种业务对它们的资产负债表的影响，这些业务包括：中央银行通过买卖证券等资产改变商业银行存款准备金，商业银行向中央银行借款和还款，两个商业银行通过在中央银行的账户转移资金，商业银行发放和收回贷款，商业银行向非银行公众购买和出售证券。
安排这一环节的原因有两个。一方面由于《会计学原理》一般在第一学年开设，《货币银行学》通常在第：学年以后开设，授课对象对会计基础知识已有陌生感，而且《会计学原理》的视角和《银行会计》的视角不同，如果授课对象没有学习过《银行会计》课程，它们对于商业银行和中央银行的资产和负债可能缺乏准确的理解。虽然在一般的《货币银行学》教学安排中，在“商业银行”和“中央银行”两章已经讲授过商业银行和中央银行的资产、自债业务，然而在货币供给部分中对这方面的知识进行回顾仍然十分重要。另一方面，如果在讲授存款派生时才开始通过T型账户解释中央银行和商业银行资产负债表的变化，授课对象就会不断地转移精力去理解T型账户的变化。如果在这一环节另花时间先把这方面问题提前解决。则在后面教学中授课对象就可以集中注意力分析存款派生问题。
3.存款派生模型。在某些《货币银行学》讲授体系中，存款派生模型与货币供给是分开讲授的，比如黄迭的《货币银行学》和人民大学精品课程《货币银行学》，然而本文认为把存款派生模型和货币供给模型都放在货币供给这一章讨论有助于改善教学效果。
货币供给论文篇4
一、古典和新古典经济学的货币市场均衡思想
在古典和新古典经济学中,货币被当成覆盖在实物经济上的一层“面纱”,其本身除了能够影响绝对价格水平等名义变量之外,对经济中的真实变量没有丝毫作用。货币数量说是他们关于货币的核心理论,简单的“费雪交易方程”或“现金余额方程”就能够满足建构新古典经济学理论大厦的需要。尽管我们在古典和新古典经济学的经典文献中寻找不到关于货币供给理论的明确表述,但是如果认为古典和新古典学派只有货币的需求而完全没有货币的供给的理论也是一种误解。古典和新古典学派存在一个隐含的货币供给理论,这个理论是以它们的利率理论为支撑的。古典和新古典学派的利率理论的核心是“实物利率”,这种理论认为,决定利率的因素不是货币而是经济中的真实资本的供求状况。维克塞尔的“自然利率”理论是古典和新古典利率理论的集大成者。维克塞尔把利率区分为“自然利率”和货币利率,如果货币利率低于“自然利率”,就会引起任对货币贷款的需求增加;反之,如果货币贷款的利率高于“自然利率”,人们就不会提出任何贷款申请。这种对货币的供给是以经济系统对货币的需求为基础的,即货币供给是由经济系统内在决定,这就是货币内生供给思想。
二、凯恩斯学派的货币市场均衡思想
中,他也开创了货币研究的新时代。首先,凯恩斯批判了新古典的利率由真实经济因素决定而与货币供求无关的思想,提出了“货币利率”理论。其次,凯恩斯抛弃了“两分法”。但是,在对于货币的具体问题研究方面,凯恩斯走得并没有我们想象的那么远。
对于货币供给,凯恩斯在否定了新古典利率理论之后,维克塞尔积累过程就不会自动发生,因此,新古典的货币供给就不能成立,但是,凯恩斯对货币的供给过程却做了简单的处理,即假定货币供给是经济系统之外的因素,即主要是由货币当局或者中央银行决定的,货币供给影响经济,但其本身却不受经济的影响。这种无弹性的货币供给曲线确实给凯恩斯的分析带来了许多方便。显然,凯恩斯抛弃了新古典关于货币供给的内生思想,尽管凯恩斯本人事前、事后(即《就业、利息与货币通论》写作的前后)都明显表现出对货币外生思想的反对。而且,凯恩斯的外生货币供给只涉及货币供给的存量问题,而没有涉及流量问题。这一点,凯恩斯也和以流量供给为主要研究对象的新古典理论存在差异。
对于货币的需求,凯恩斯的主要贡献是提出了流动偏好理论,并具体将货币的需求划分为交易性需求、预防性需求和投机性需求。影响交易动机和预防动机的货币持有量的主要因素是收入水平,而投资动机的货币需求量的主要决定因素是利率。预防需求和交易需求,尤其是交易需求是“费雪方程”和“剑桥方程”的主要内容,可见,凯恩斯对新古典的货币需求不是否定而是修正。因此,人们通常把凯恩斯的货币需求理论看成是现金余额说的延伸和发展,即在现金余额说的基础上加上了投资因素造成的货币需求。因此,凯恩斯的货币需求理论实际上是关于货币的流量和存量两个方面。
凯恩斯的货币供给也是由利率决定,不过,凯恩斯的利率不是“自然利率”,而是由货币供求决定的“货币利率”。利率与货币的需求之间存在反方向的关系,因此,在利率——货币供求量的空间中,货币需求曲线是一条向右下方倾斜的曲线,而货币供给则是一条垂直线。因此,向右下方倾斜的需求曲线总能够与垂直的供给曲线相交,就是说,货币的需求总等于货币的供给。可见,尽管凯恩斯否定新古典货币理论的部分内容,但是货币市场均衡的思想还是被凯恩斯保留了下来,不同只是,凯恩斯是用“萨伊定律”取代了新古典的“萨伊逆定理”。在劳动力市场上遭到凯恩斯批严厉批评的均衡思想,却在货币市场被凯恩斯不假思索地捡了起来。而且,凯恩斯的货币市场的均衡不包含一个动态的过程,因为,被供给创造出来的需求和供给本身总是相等的,没有任何调整的必要。既然货币市场总是均衡的且货币的供给又是由货币等价外生决定的,那么,我们还有什么必要去研究货币的供给呢?
三、后凯恩斯主义的货币市场均衡思想
凯恩斯的流动偏好理论遭到了后凯恩斯主义学派的批判。关于交易性货币需求与利率的关系,鲍莫尔修正了传统的凯恩斯理论,认为交易性货币需求也和利率有关,其关系即为著名的平方根公式;关于预防性货币需求与利率的关系,惠伦则修正了传统的凯恩斯理论,并认为预防性货币需求也与率有关,其关系即为著名的立方根公式;关于投资需求,则被后凯恩斯主义学派发展为“资产选择理论”。后凯恩斯主义学派视为一种资产形式,对货币的需求取决于风险和受益的比较。
关于货币供给,后凯恩斯学派和凯恩斯学派之间确实存在着较大的分歧。凯恩斯把货币供给外生化遭到了后凯恩斯主义者及其他内生论者的反对。在这一点上,后凯恩斯主义者及其他内生论者坚持回到新古典理论上去。早期的内生论者从货币乘数入手(外生论的核心假设就是和货币乘数是稳定的),对外生论提出批判。后期的内生论者则是从经济运行的角度提出货币供给主要是经济自身对货币的需求而形成的。因此,后凯恩斯主义者及其他内生论者又把货币供给作为流量来分析。
早期的内生性论思想并没有得到应有的重视和深入的研究,直到20世纪50年代,在对新古典综合学派的批评中,内生性货币供给的思想开始复兴。凯恩斯在《货币论》中的关于货币供给内生性的思想一直在英国享有重要
地位;1959年的拉德克利夫报告提出了货币供给主要由银行贷款决定,提出了内生性供给的思想;罗宾逊、卡尔多、凯恩和早期的后凯恩斯主义者明斯基提出并发展了内生性货币供给理论。
适应主义的主要观点认为,面对企业的信贷需求,商业银行根据自身利益最大化行事。当商业银行因扩大贷款而出现储备不足时,可以向中央银行寻求准备,中央银行必须适应性的满足它们的需要,否则将引发金融危机,严重时会危及宏观经济的安全。因此,中央银行对商业银行没有控制力,相反中央银行只能适应商业银行寻求准备。因为在适应主义的内生性货币供给方程中货币供给具有完全的利率弹性,所以莫尔将货币供给曲线表示为一条水平于货币供给横轴的直线,所以持这种观点的学者又被称为水平主义。
结构主义的内生性货币供给理论认为,中央银行并不是完全被动的适应商业银行对储备金的需求的,而是可以拒绝商业银行寻求准备。但结构主义者同时认为,虽然中央银行拒绝了适应银行,但是商业银行可以通过资产负债管理扩大了商业银行储备的来源的范围。比如,商业银行可以同业拆借、金融创新等手段来解决自身的准备不足问题,流动性偏好观点的学者同意适应主义和结构主义关于内生性货币供给理论的核心观点,但同时认为,商业银行在经营中,必须对其未来的流动性做出预测,特别是对家庭部门的流动性偏好做出预测,由此银行的流动性偏好和家庭部的流动性偏好密切的联系在了一起。如果家庭部门的流动性偏好增加而倾向于持有银行最具流动性的负债(即存款增加),则计划消费会随之减少,而储备需求会增加,单个银行将面临储备枯竭的情况(Wray,1992)。总之流动性偏好的观点在承认内生性货币供给理论的核心即在贷款创造存款的基础上。进一步说明了从存款到贷款过程的因果关系。
总之,无论货币供给内生性理论内部存在怎样的差别,有一点是确信无疑的,那就是,货币供给是由经济运行对信贷需求而创造的,货币供给的过程就是信贷发放的过程。经济中的货币供给量随信贷的发放而增加,随信贷的回笼而减少。
虽然,内生论的许多思想极富启发性,但是,和凯恩斯一样,货币供给仍然没有成为后凯恩斯学派及其他内生论者的研究主要对象,究其原因,后凯恩斯学派及其他内生论者只是抛弃了凯恩斯的形式而继承了凯恩斯的灵魂。这个灵魂就是:货币市场总是处于均衡状态的。凯恩斯认为货币市场是供给决定需求,而后凯恩斯学派及其他内生论者则认为,货币市场是需求决定供给。因此,在货币市场的状况上,后凯恩斯主义者及其他内生论者又和新古典理论决裂转而接受了凯恩斯的理论,即认为货币市场总是均衡的。不同之处仅仅在于:凯恩斯是以“萨伊定律”为依据,而后凯恩斯学派及其他内生论者是以“萨伊逆定律”为依据的。
至于货币的需求,后凯恩斯主义者及其他内生论者主要是以资产选择理论来解释对货币的需求的,这实际上也是凯恩斯投资性货币需求的扩展而已,并无本质差别。
参考文献:
货币供给论文篇5
文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2006)10-0055-06
一、引 言
长期以来，财政赤字增加是否导致货币供给增加一直是宏观经济学关注的焦点问题，因为这一问题关系到央行的独立性、货币政策的有效性以及宏观经济政策组合的实施效果等。
一般而言，当出现赤字时，政府通过借债或发行货币以创造铸币税收入来为其支出融资。从理论上看，赤字的货币供给效应有三种：增加、不变或减少，但一般认为赤字增加导致货币供给增加。根据已有的文献，赤字增加导致货币供给增加的理论依据可能在于：
(1)财政占优假设。在财政占优的体制中，货币当局迫于政府压力为赤字融资，央行的货币供给是财政政策的函数。在发展中国家和转型国家，由于金融市场的不发达、央行的非独立性和征税机制的不完善，政府更倾向于用货币创造来为其赤字融资。若央行足够独立则能更好地控制货币创造(Haan和Zelhomt，1990)。
(2)最优铸币税或通货膨胀税理论。中央政府可能使用通货膨胀税作为赤字融资的方式，财政当局与货币当局联合决策。当宏观经济政策存在时间非一致问题时，由于非预期通货膨胀的存在，债务利息的实际价值减少，意味着政府的收入增加，政府有利用铸币税为其赤字融资的激励(Tumovsky，1995)。
(3)Sargent和Wallace(1981)指出，若赤字是持续性的，政府最终将不得不增加基础货币并引发通货膨胀。如果实际利率超过经济增长率，政府债务将以快于实际收入的速度增长。此时，货币当局被迫通过货币创造为政府赤字融资。
(4)赤字可能提高利率水平，当货币当局追求的是低利率目标时，央行将进行公开市场业务以稳定利率，就会增加货币供给以抵消赤字支出增加对利率的影响。
(5)在内生货币供给理论的框架下，即使央行足够独立，赤字支出也可通过影响经济增长和利率、物价等而对货币供给产生影响(Thoma，1994)。主流经济学的财政理论在外生货币供给的前提假设下，把货币供给完全归于中央银行。货币供给的内生性(Endogenous)是指，货币供给是由经济活动自身创造出来的，是实际产出、利率、物价水平等经济总量的变动决定的。内生性理论强调一国货币存量不是可由其货币当局独立决定和左右，而是受制于社会经济活动和由此所产生的货币需求，仅将货币政策当作外生的规则性影响是不全面的。根据凯恩斯主义的理论，如果资源已经充分利用，则预算赤字的增加对总需求具有正效应。总需求的扩张通过乘数效应增加国民收入，货币交易需求随之增加，央行将不得不适应货币需求的变化而增加货币供给。
此外，Hossain和Chowdhury提出，发展中国家的政治不稳定是财政赤字影响货币供给的原因之一。在许多西方国家，迫于失业等社会经济问题的压力，若央行采取紧缩货币的做法，将不能创造更多的就业机会，政府将被迫减少社会福利支出或减少公共投资。此时，央行在多重压力下将不得不增加货币供给。
认为赤字增加对货币供给无影响的理论依据在于：(1)在货币主义的框架中，若财政当局与货币当局彼此完全独立，都有自己的偏好，央行的货币供给就不受财政当局的影响。(2)根据李嘉图等价定理，财政赤字对利率、消费、储蓄、投资等均无影响，则货币需求函数也不会发生改变，财政赤字对货币需求进而对货币供给无影响。Barro(1974)的模型认为，政府支出而非赤字增加税收和货币供给。此外，有部分学者认为，当货币当局的目标是控制通货膨胀时，则货币当局会减少货币供给以对抗扩张性财政政策对物价水平的影响，赤字增加导致货币供给减少。在不同的货币政策操作规则下，财政赤字对货币供给的影响存在差别。
关于赤字的货币供给效应的实证研究的结论也具有较大的不一致性。Akhtar和Wilfordt引，Laney和Willett(1983)，Ahking和Miller，Dera―Vi(1990)，Tanner和Devereux，Vamvoukas等的实证研究认为财政赤字和货币供给呈正相关关系；McMillin和Beard，Joines，Baxnhart和Darrat，Gulley等的实证研究认为赤字未导致货币供给增加。实证结果对模型设定、时期选择、变量形式、计量方法等非常敏感。
国内关于财政赤字与货币供给关系研究文献不是很多，王利民、左大培(1999)阐述了中央政府财政赤字、货币扩张和铸币税的关系，张红地(2002)理论阐述了铸币税和财政赤字融资之间的关系，曾康霖(2002)对央行铸币税和弥补财政赤字进行了理论分析，但都缺乏对财政赤字与货币供给关系的实证研究。本文拟以已有的文献为基础，探讨1978--2003年我国财政赤字影响货币供给的传导机制，并予以实证检验，为有关政策的制订和实施提供理论依据和实证支持。本文的结构安排如下：第一部分，引言，进行理论和实证研究综述。第二部分，分析我国财政赤字影响货币供给的机制。第三部分，实证检验及其结果。第四部分，结论与政策含义。
二、我国财政赤字影响货币供给的机制分析
1．我国赤字的融资方式决定了财政赤字影响货币供给
从赤字的融资方式来看，赤字增加货币供给的机理在于：若政府向央行透支，央行通过发行货币的方式为财政融资，导致货币供给直接增加；若赤字通过发行债券来弥补并且由央行在一级市场上购买，同样引起货币供给直接增加；若央行不是直接购买财政发行的债券，而是在金融市场上通过公开市场业务购买财政债券，也会增加货币供给；若政府向商业央行借债为其赤字融资，则赤字也会影响货币供给，只是向央行和向商业银行借债的货币供给效应不同。向央行借债直接增加基础货币而导致货币扩张；向商业银行借债的货币供给效应取决于货币乘数。如果商业银行的超额储备为零或保持不变，则借债给政府就相当于减少私人部门信贷，货币供给不变。当然，商业银行也可在借债给政府的同时不减少其对私人部门的信贷，前提是央行愿意通过公开市场业务购买政府债券、提高对商业银行的贴现等方式增加商业银行储备货币的供给。央行增加储备货币的
压力或来自于商业银行或政府或央行自己的愿望(降低因政府借债导致的利率上升压力或私人信贷的减少)。此时，政府向商业银行借债为其赤字融资会增加基础货币，进而增加货币供给。如果商业银行在借债给政府的同时，基础货币和对私人部门的信贷不变，商业银行必须减少其超额储备，将提高货币乘数，增加货币供给。
传统的财政理论一般认为，政府向非银行系统的私人部门借债不会导致货币供给的增加。但是，若货币供给是内生的，向非银行系统的私人部门借债的赤字支出通过影响实际产出、利率、物价水平等经济变量对货币需求进而对货币供给产生影响。一般认为，经济增长率的提高增加总需求进而增加货币需求；但是，Thoma(1994)认为，内生性的货币政策可能具有同经济周期阶段相关的反周期性质，当经济增长率超过目标水平时采取紧缩货币政策。通货膨胀率的提高减少货币需求进而影响货币供给。利率的货币需求效应比较复杂，存在几种可能性：(1)利率上升，商业银行贷款意愿增强，扩大货币供给。(2)由于逆向选择效应(利率提高，偿还能力低的高风险企业才有意申请贷款)和风险激励效应(利率提高激励借款方的机会主义行为)的存在，利率提高增加商业银行的贷款风险，商业银行的信用创造也可能收缩。(3)利率提高降低私人部门的货币需求。(4)利率提高，公众购买债券的意愿增强，政府可减少向央行融资，货币供给减少。
从我国的实际情况来看，计划经济体制下，国家财政在某种程度上占据了货币金融体系的支配地位，财政直接向央行透支，以铸币税去弥补财政赤字不可避免。1994年，我国人民银行停止向中央财政透支。1995年通过的《中国人民银行法》规定政府赤字必须从社会融资渠道弥补，央行不得向中央和地方政府透支和借款，而且央行不得直接购买和包销政府债券，从而切断了央行与财政之间的直接融资渠道。目前，我国的财政赤字主要是通过发行国债直接向公众和商业银行融资，其次是央行的公开市场业务。公开市场业务必然影响基础货币供给，国内许多学者认为向商业银行融资不影响货币供给。但是，根据Coats和Khatkhate的分析，向商业银行融资同样影响货币供给。此外，若货币供给是内生的，向非银行系统的私人部门融资的赤字支出影响总需求进而影响货币供给。因此，从赤字的融资方式来看，尽管学术界和决策层不主张以铸币税去弥补财政赤字，但我国存在财政赤字影响货币供给的基础。
2．我国货币供给的内生性决定了财政赤字影响货币供给
改革开放以来，我国的货币政策经历了几次“扩张一紧缩一扩张”的周期性变化。我国货币政策的目标是“增加货币供给，稳定物价，促进经济增长”，央行通过货币供给来达到控制经济增长、利率、物价等目标。总体上看，我国货币政策调控理念主要是沿用凯恩斯主义的模式，即“逆经济风向行事”而不是实行货币主义的“单一规则”，货币供给在很大程度上是被动增加，而非主动调节经济运行。国内许多学者认为，我国货币供给并不是中央银行可以控制的外生变量，而是由各个经济主体相互作用内生决定的。周诚君(2002)认为，从我国经济短缺、过剩或转轨形态来看，我国的货币供给呈现很强的内生性。短缺经济中，由于倒逼机制，货币供给很大程度上是内生的；转轨经济中，双轨条件下，我国的货币供给很大程度上不是央行所能独立控制的，而是由经济活动本身决定的，货币供给具有较强的内生性；过剩经济中，货币供给取决于意愿货币需求，在意愿货币需求不足的情况下，单纯试图提高货币供给是无效的。我国货币供给机制的发展历程也体现了我国的货币供给的内生性逐渐增强。1984年以前，货币供给主要通过信贷计划和行政指令实现，货币供给呈现外生性；1984―1994年，人民银行专门行使中央银行职能，不直接决定货币数量，而是通过准备金和再贷款等手段控制基础货币，间接控制货币供应量；1994―1998年，我国货币供给向市场化方向发展，货币供给内生性逐步显现；1998年以后，中央银行取消信贷配额管理，货款完全由商业银行根据风险与收益的权衡决定，中央银行集中于发行货币、制定货币政策和进行公开市场操作，间接调控经济。此时，货币供给内生性完全表现出来。金琪瑛(1999)对1979―1998年我国货币变量与经济变量关系进行了实证分析，对货币增长率、经济增长率、通货膨胀率和经济货币化比率这四个变量建立了一个线性回归方程，得出了货币变量依赖于经济变量即货币供给内生性的结论。史永东(1999)在包括货币供给和收入的2变量系统内运用Granger因果关系检验的结果显示，改革开放后我国的货币供给具有内生性。刘金全、张艾莲(2003)研究了实际GDP增长率和通货膨胀率对货币供给的冲击，结论是我国的货币供给体现出了一定程度的波动性，在经济扩张阶段采取紧缩性货币政策，而在经济处于紧缩阶段时，却谨慎采取扩张性货币政策””。在我国经济运行当中，货币政策的制定和调整是依据现实经济运行条件的，货币供给具有内生性。由于我国货币供给的内生性，财政赤字政策的实施通过影响总需求而影响货币需求进而影响货币供给。此时，即使通过向公众发行债券为赤字支出融资也会影响货币供给。
3．我国的央行独立性程度决定了财政赤字影响货币供给
1984―1993年，在以信贷规模控制为货币政策工具的条件下，“倒逼机制”的存在损害了央行的操作独立性，利润分成制度和政府的经济增长目标损害了央行的目标独立性。这―阶段，我国的央行谈不上独立性(汪红驹，2003)。1993年以后，金融体制改革深化，央行的独立性得到提高。但是，我国央行在法律地位上隶属于政府，货币政策的决策并非由我国人民银行自主决定的，最后决定权在国务院，降低了央行的独立性(谢平，1996)。目前我国的市场经济仍旧不完善，或者说是政府管理与市场相结合、政府主导型的市场经济。这种经济体制的首要特征是，国家财政作为货币金融体系的重要组成部分，它与中央银行共同执行控制货币供给和货币金融体系的职能(靳卫萍，2002)。由于我国央行的相对独立性，存在财政赤字影响货币供给的基础。
三、实证检验
1．模型设定和检验方法
样本区间为1978--2003年。数据来自历年《中国统计年鉴》和《中国金融统计年鉴》。rMt表示实际货币供给量(M1)的自然对数；Deft表示财政收支变量，为实际财政支出的自然对数减去实际财政收入的自然对数；P，为以CPI衡量的通货膨胀率；Yt为实际GDP；Rt为名义利率。用CPI将有关变量的名义值换算为实际值。
令Zt=[rMt，Deft，Yt，Rt，Pt]’。目前，央行把
M1作为短期监测目标，M1作为长期监测目标。使用M1指标是因为它直接受央行控制且我国的M，与银根松紧关系密切。根据第二部分的分析，在我国可能存在赤字水平影响货币供给的基础；名义利率的升降体现央行货币政策的松紧；由于我国货币供给的内生性，实际GDP和通货膨胀率也可能是影响我国货币供给的重要因素。
检验方法上，首先根据水平VAR模型来确定变量之间的因果关系；在此基础上，进一步根据VAR模型得出脉冲响应函数以识别变量系统对冲击或新生扰动的动态反应。使用Eviews5．0软件进行计量分析。
2．确定水平VAR模型的最佳滞后阶数L
确定水平VAR模型的最佳滞后阶数的方法是从一般到特殊从较大的滞后阶数开始，通过对应的LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等确定。考虑到样本区间的限制，我们从最大滞后阶数I＝3开始，并根据FPE值、AIC值、SC值、HQ值等选择最佳滞后阶数为3，见表1。
3．VAR(3)模型的稳定性检验
根据图1，VAR(3)模型的全部根都落在单位圆以内，因此，VAR模型的稳定性条件得以满足，根据其得出的因果关系检验和脉冲响应函数的结果是稳健、可靠的。
4．基于VAR(3)的因果关系检验
因果关系检验结果见表2。
可见，在10％的边际显著性水平上，财政赤字是货币供给的单向Granger因；在1％的显著性水平上，实际GDP是货币供给的单向Granger因；在10％的边际显著性水平上，名义利率与货币供给之间存在双向Granger因果关系；在1％显著性水平上，通货膨胀率与货币供给之间存在双向Granger因果关系。
因此，财政赤字、实际GDP、名义利率和通货膨胀率均是我国货币供给(M1)的决定因素，反映我国货币供给政策的内生性，我国货币供给并不是中央银行可以独立控制的外生变量，而是由各个经济主体相互作用内生决定的。由于货币供给受名义利率、实际收入、价格水平、赤字水平等多种因素的影响而变得不稳定和难以预测，货币政策的有效性受到影响。值得注意的是，根据表2，货币供给不是实际GDP的Granger因，我国货币政策有效促进经济增长的实施效果并不明显，货币政策与其最终目标之间的联系受阻。
5．广义脉冲响应函数
脉冲响应函数描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击(innovation)后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。Pesaran等所提出的广义(generalized)脉冲响应函数可以不考虑变量的排序问题而得出惟一的脉冲响应函数曲线，在最近的实证研究中被广泛使用。图2是基于水平VAR模型的广义脉冲响应函数曲线，横轴代表滞后阶数T，纵轴代表实际货币供给变量受各变量冲击的响应程度。
根据脉冲响应函数曲线，在滞后约2--6年的时期内，货币供给变量在受到一个单位正向标准差的财政赤字变量的冲击后，冲击效应为正，财政赤字的增加导致货币供给量增加；在滞后约2--6年的时期内，货币供给变量在受到一个单位正向标准差的名义利率变量的冲击后，冲击效应为负，名义利率水平的提高导致货币供给减少；在滞后1--6年的时期内，货币供给变量在受到一个单位正向标准差的通货膨胀变量的冲击后，冲击效应为负，通货膨胀水平的提高导致货币供给减少；在滞后1--6年的时期内，货币供给变量在受到一个单位正向标准差的实际GDP变量的冲击后，冲击效应为正，实际GDP的增加导致货币供给增加。
由于赤字的融资方式、央行的非完全独立性和货币供给的内生性，在我国存在赤字影响货币供给的传导机制，赤字的增加是解释我国货币供给增加的重要因素之一。在我国利率管制的条件下，中央银行货币政策的松紧可以通过利率来表示。央行控制的利率上升，一方面表明其紧缩货币的意愿；另一方面，增加商业银行向中央银行的借款成本，商业银行会减少向央行的借款，从而减少央行的基础货币投放。同时，商业银行提高对企业的贷款利率，企业会减少向商业银行贷款，商业银行的信用创造收缩。此外，由于逆向选择效应(利率提高，偿还能力低的高风险企业才有意申请贷款)和风险激励效应(利率提高激励借款方的机会主义行为)的存在，增加商业银行的贷款风险，利率上升时，其预期收益反而下降，商业银行的信用创造收缩。价格水平的提高导致货币供给减少，反映央行紧缩货币以控制通货膨胀的目标。名义利率水平上升以及价格水平提高均导致货币供给减少，体现了我国货币政策的反周期性质。实际GDP的增加导致货币供给增加，我国货币供给的增加在一定程度上是实体经济增长的需要。
四、结论与政策含义
根据已有的文献，在探讨中国财政赤字影响货币供给的传导机制的基础上，通过5变量系统实证检验1978--2003年我国财政赤字与货币供给的关系。实证结果显示：
(1)由于赤字的融资方式、央行的非完全独立性和货币供给的内生性，在我国存在财政赤字影响货币供给的传导机制，赤字的增加是解释我国货币供给增加的重要因素之一。即使向商业银行系统和非银行系统的私人部门发行债券为赤字融资也会影响货币供给。因此，需要充分重视我国赤字财政政策的货币供给效应，在货币金融体系下重新认识财政政策的作用及功能，惟有如此才能合理运用财政政策和货币政策及其政策组合。
货币供给论文篇6
货币电子化过程中电子货币取代现金货币，会影响货币供给的诸多方面，可能产生明显的流动性效应，容易导致流动性过剩。货币电子化的流动性效应问题既是一个重大的理论问题，也是一个重要的实际问题，但一直以来学者们对此问题并没有给予足够的关注，只有少数学者在有关研究[9]-[13]中有所涉及。研究货币电子化的流动性效应问题，不仅对于完善货币电子化环境下货币供给理论具有重要的理论意义，而且对于加强货币电子化环境下流动性管理也具有重要的实际意义。因此，本文以下部分，将首先从理论上探讨货币电子化流动性效应产生的原因、影响因素及其大小;在此基础上，根据理论研究的结论，利用我国的实际数据，从实证上进一步分析货币电子化流动性效应在我国的表现及大小;最后得出结论并提出有关建议。
二、货币电子化流动性效应的理论研究
货币电子化是指公众将手中的现金货币存入银行卡，用银行卡存款这种电子货币来取代手中的现金货币。这一过程不但会通过减少流通中的现金货币、增加银行准备金而改变基础货币结构，而且会通过改变公众持有的现金货币及电子货币与存款货币之间的比率而影响货币乘数，还会通过向狭义货币中加入电子货币这种新型货币形式而扩大狭义货币的范围，改变狭义货币的构成，进而扩张货币供给量，产生流动性效应。这一部分将通过分析货币电子化对基础货币结构、货币乘数因子和狭义货币范围及构成的影响，在理论上探讨货币电子化流动性效应产生的原因、大小及影响因素。
(一)对基础货币结构的影响
货币电子化的流动性效应，首先来自于它对基础货币的影响方面。基础货币是商业银行体系借以创造和供给最终货币的货币，它由公众持有的现金货币C和商业银行体系的存款准备金R两部分构成。货币电子化对基础货币的影响，主要体现在它对基础货币结构的影响方面。
由于货币电子化是指公众将手中的现金货币交给银行，存入银行卡中，用银行卡存款这种电子货币来代替现金货币，因此这一过程会对基础货币产生两个方面的影响：一方面，客户向银行交出现金货币，会使这一部分现金货币退出流通领域，这会使式(1)的基础货币供给余额B中的现金货币C减少;另一方面，这一部分现金货币返回银行体系，则会使银行体系的准备金增加，这又会使式(1)的基础货币供给余额中的银行准备金R增加，形成超额准备。
B=R+C(1)
在上述过程中，虽然现金货币的减少额等于银行体系准备金的增加额，两者的数量大小相等，方向相反，基础货币的总量不变，但基础货币结构却发生了变化：现金货币在基础货币中所占比重下降，银行体系准备金在基础货币中所占比重上升。而银行体系准备金的增加，则会刺激其发放贷款，进而产生派生存款，最终成倍放大货币供给量。
可见，从基础货币角度看，货币电子化是通过改变基础货币结构，来影响银行体系的准备金和派生存款货币创造能力，进而扩张货币供给量，产生流动性效应。
(二)对狭义货币范围、数量和构成的影响
货币电子化的流动性效应，还来自于它对狭义货币的影响方面。货币电子化对狭义货币的影响，主要体现在它对狭义货币的范围、数量和构成方面的影响。
首先，从狭义货币范围方面看，在传统货币环境下，狭义货币M1的范围只包括现金货币C与活期存款货币Dd。
M1=C+Dd(2)
在货币电子化环境下，由于货币电子化是指公众将手中的现金货币C存入银行卡中，用银行卡存款这种电子货币E来代替现金货币，而客户将现金存入银行卡与客户将现金存入银行活期存款账户并无多大差别，银行卡存款与活期存款本质上也并没有什么区别：活期存款是银行对客户的负债，银行卡存款也是银行对客户的负债;活期存款可以通过签发支票进行对外支付，银行卡存款则可以通过电子信息传输进行对外支付，所以以银行卡存款形式存在的电子货币可以看做是独立于活期存款之外的一种新的“存款帐户”，应该包括在狭义货币内。这样，在货币电子化环境下，狭义货币的范围就不仅应该包括现金货币与活期存款货币，而且应该包括电子货币。因此，如果将货币电子化环境下的狭义货币用M*1表示，则：
M*1=C+Dd+E(3)
其次，从狭义货币数量方面看，在货币电子化过程中，随着现金货币退出流通领域返回银行体系，银行体系会产生大量超额储备。而超额储备则会被银行用来发放贷款，产生派生存款，这会使式(3)中的活期存款货币Dd增加，进而使货币M*1也相应增加。
最后，从狭义货币构成方面看，虽然在式(3)中电子货币E代替现金货币C的电子化过程中，公众持有的现金货币的减少额正好被电子货币的增加额所抵消，两者的数量大小相等，方向相反，货币M*1不会因此而改变，但货币M*1的构成却因此而发生很大的变化：现金货币在M*1中所占比重会下降，电子货币所占比重会上升。此外，由货币电子化所引起的派生存款的额外增加，还有可能使活期存款在货币M*1总额中所占比重上升，从而进一步改变货币M*1的构成。
可见，从狭义货币角度看，货币电子化是通过改变狭义货币的范围、数量及构成，提高银行体系的存款货币创造能力来扩张货币供给量，产生流动性效应。
(三)对狭义货币乘数因子及大小的影响
货币电子化的流动性效应，还来自于它对货币乘数的影响方面。货币乘数是反映银行体系运用基础货币，创造和供给最终货币，进行货币扩张的倍数，它用最终货币与基础货币之间的比率来衡量。货币电子化对货币乘数的影响，主要体现在它对狭义货币乘数因子及大小的影响方面。
在传统货币环境下，假定中央银行规定的活期存款、定期存款的法定准备率分别为rd、rt，公众持有的现金货币C与活期存款Dd之间的比率即通货比率为 c，定期存款Dt与活期存款Dd之间的比率即定期存款比率为t，银行持有的超额准备ER与活期存款Dd之间的比率即超额准备金率为h，则传统货币环境下货币M1的乘数：
比较式(4)与式(5)可以看出，货币电子化环境下的货币M*1的乘数比传统货币环境下的货币M1的乘数多了一个影响因子e，并且与e成同向关系。
从货币电子化对K*1的各因子的影响来看，由于货币电子化是公众用电子货币来代替现金货币，用银行体系的电子货币支付清算来代替现金支付结算，因此货币电子化的快速发展，银行体系电子清算系统的高效运转，以及电子支付清算的方便快捷，一方面会使公众更多地选择用电子货币来代替现金货币，通过银行体系电子清算系统进行支付结算，这会使通货比率c降低，同时使电子货币比率e上升;另一方面也可以使公众得以尽量减少满足未来支付所需的现金持有量，并相应地增加收益率较高的定期存款的持有量，这也会使通货比率c降低，同时使定期存款比率t上升;还可以使商业银行尽量降低满足清算所需的超额准备金，这会使商业银行超额准备金率h下降。虽然定期存款比率t的上升会使货币乘数下降，但通货比率c及超额准备金率h的下降，以及电子货币比率e的上升，则会使货币乘数上升，特别是使M*1的乘数出现更大幅度的上升。
(四)在狭义货币供给总体变动方面的表现
正如本文第二部分所述，货币电子化对狭义货币供给量的总体影响大小，可以用狭义货币供给对货币电子化的弹性系数(即当流通领域的现金货币余额因货币电子化而减少1%时，狭义货币供给量增加的百分比)来衡量，所以为了考察货币电子化的流动性效应在我国狭义货币供给总体变动方面的表现，这里根据表2中 2006年的有关数据，c=0274，e=0267，t=0391，以及wind资讯提供的2006年数据h=28%，rd=rt=85%，运用式(11)，计算2006年货币M*1的供给对货币电子化的弹性系数dM*1dC/M*1C=-c(rd+t·rt+h)(1+c+e)=-122。这表明，在2006年的货币环境下，当流通领域的现金货币余额因货币电子化而减少1%时，货币M*1的供给余额会增加122%。
四、结论与建议
综合以上分析，可以得出以下两点结论：第一，货币电子化影响货币供给的诸多方面，能够通过改变基础货币结构、提高货币乘数、提升银行体系派生存款创造能力、扩大狭义货币范围及数量等途径，产生明显的流动性效应。传统货币环境下的货币供给理论和模型已经不能完全正确地描述和概括货币电子化环境下的货币供给实际，亟需改进和完善。第二，我国货币电子化的快速发展，已使电子货币成为我国狭义货币领域一种新的重要的货币形态，并对我国狭义货币供给的诸多方面造成了明显的影响，产生了显著的流动性效应。
根据以上结论，本文提出以下两点建议：第一，学术界需要深入研究货币电子化对货币供给的影响，积极探索货币电子化流动性效应产生的原因、大小和影响因素，努力提出一整套能够全面正确反映货币电子化环境下货币供给实际的货币供给理论和模型。第二，管理部门需要重视货币电子化对我国货币供给的重大影响，明确货币电子化流动性效应在我国的具体表现，加强对电子货币的立法、监督、统计和分析，提高货币电子化环境下流动性管理水平。
参考文献：
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[2]Bank for International SettlementsImplications for Central Banks of the Development of Electronic Money[R] BIS Working Paper，No2027，1996
[3]European Central BankReport on Electronic Money[Z]European Central Bank Press，199813-16
[4]赵家敏论电子货币对货币政策的影响[J]国际金融研究，2000，(11)：19-24
[5]尹龙电子货币对中央银行的影响[J]金融研究，2000，(4)：34-41
货币供给论文篇7
一、引言
关于货币供给是内生还是外生的争论由来已久，究其本质是货币当局与货币供给之间存在怎样的关系。如果说货币供给具有外生性，那么中央银行可以通过变动货币供应量来调节物价水平、利率以及实际产出等因素。反之，如果货币供给具有内生性，那么货币供给并不是由中央银行自行决定的，而是由经济中诸多因素，如物价水平、利率以及实际产出水平决定，中央银行只能被动地根据经济发展所需的货币量投放货币（王楚明，2008）。此时，货币供给只是一种被动的适应。货币外生性一直是经济学主流学派的一个基本命题，得到了新凯恩斯学派、货币学派、理性预期学派等的支持。现代经济理论大多以货币供给外生性为前提，只有在这一前提下，中央银行才能够通过对货币供给的调节来干预或影响经济。例如，弗里德曼认为，货币供给是中央银行控制的外生变量，主张以货币供给量作为货币政策的中介目标，以“单一规则”作为货币政策的执行规则。然而，随着金融理论的不断发展，货币供给外生性的观点受到越来越多的来自理论和现实的挑战，越来越多的经济学大师们认为，货币供给是内生的，并从多角度探讨了内生性的原因。例如，格利和肖（1960）从“内在货币”和“外在货币”的角度入手，指出由于非银行金融机构也具有货币创造作用，加上货币当局无法对他们实施有效控制，因而货币当局无法完全控制货币供给，货币供给存在内生性。托宾（1967）认为，货币供给类似地决定于商品生产和流通，受货币需求的制约而内生化。温特劳布（1978）认为，货币供给的内生性是政府为避免失业增加而被动增加的货币供给。卡尔多（1985）认为，中央银行的最后贷款人职责是保证金融部门的偿付能力，在既定的利率水平上货币供给直接随着公众持有现金或银行存款的变化而变化，而不能够独立于货币需求的变化。莫尔（1988）认为，利率是由中央银行决定的外生变量，在既定利率水平上，中央银行只能满足商业银行的贷款需求，而商业银行的贷款规模由公众的贷款需求决定，货币供给曲线在既定利率水平下是水平的，货币供给是由货币需求决定的内生变量。帕雷（2002）指出，在浮动汇率制下货币供给的开放经济内生性主要是通过放款渠道实现的，出口需求的增加促进了出口部门的投融资需求，由此导致国内货币供给的增加。我国的货币供给究竟是外生的还是内生的？国内学者对我国各层次的货币供给内生性进行了实证检验，得出我国各层次的货币供给具有内生性的结论。魏巍贤（2000）指出，货币供给内生性的主要原因是由于企业投资软约束和中央银行作为最后贷款人而形成的“倒逼机制”，外汇占款导致的基础货币扩张缺乏自主控制能力。万解秋、徐涛（2001） 认为货币政策支持经济增长效率受到体制变迁和制度变化的强烈约束。王曦、舒元（2003）对我国在结售汇制和汇率制度安排下的货币供给内生性做了实证分析，指出基础货币的供给冲击主要是由于国际收支的变化。谢罗奇、胡昆（2005）利用1993 年第一季度至2003 年第四季度的M0、M1、M2 和GDP 的季度数据进行研究，发现在10％的显著性水平下经济规模变量GDP 是各层次货币供应量的Granger 原因（M0 除外）。因此，货币供给呈现出一定的经济内生性。王国松（2008）从基础货币投放的被动性、金融机构的“有价证券与外汇”资产渠道以及利率渠道对我国货币供给的内生性进行了实证研究。他指出，我国货币供给具有较强的内生性，即基础货币供给存在制度内生和信贷供给存在需求内生。但也有学者持相反的结论，例如，史永东（1998）对1981-1995 年的GNP 和各层次货币供应量的季度数据进行了Granger 检验，发现M1 或者M2 对于GNP 是外生的。郭文旌、周磊（2008）的研究表明，就基础货币投放而言，我国货币政策具有很强的外生性。因此，综观国外经济学家的研究，对货币供给是内生还是外生的没有统一的结论，但却更倾向于货币供给的内生性。对于我国而言，研究的结论也不尽相同。但从具体的研究结论来看，在我国改革开放的前半期，货币供给具有外生性的特点比较明显，而在当前金融开放条件下，货币供给内生性的特点比较明显。下面，本文进一步检验当前我国货币供给的内生性。
二、货币供给内生性的实证检验
（一）变量选择、数据来源与指标处理
由于M2 更能反映我国的实际货币供给情况，本文选择M2 作为衡量货币供应量的指标，选择GDP作为衡量经济增长的指标。M2 和GDP 采用1999 年1 月至2009 年9 月的季度数据，所有数据均来自于《中宏数据库》、中国人民银行网站和国家统计局网站。在进行实证检验之前，对原始数据进行对数处理。
（二）ADF 单位根检验
在因果关系检验之前，需要检验变量的平稳性。如果变量没有单位根，则为平稳序列。如果变量是平稳的，那么可以继续进行因果关系检验。在此，采用ADF 单位根检验方法对变量进行单位根检验，具体的单位根检验结果见表1。检验结果表明：在1％的显著性水平下，取对数后的GDP 和M2 的原始数据和一阶差分数据都是不平稳的，而对应的二阶差分数据则为平稳序列。因此，GDP 和M2 具有二阶单位根过程。
（三）Granger 因果关系检验
Granger 因果关系检验的前提是要求变量平稳。因此，根据表1 中的单位根检验结果，利用GDP 和M2 的二阶差分进行Granger 因果关系检验，检验结果见表2。检验结果表明：在15％的显著性水平下，GDP 的变化是M2 变化的Granger 原因。这一检验结果意味着，在当前金融开放条件下，我国的货币供给在一定程度上具有内生性。下面，本文深入探讨内生性的原因，以便全面了解货币供给的性质。
三、货币供给内生性的原因考察
（一）从货币供应量计算公式考察
依据相关金融理论，货币供应量等于基础货币与货币乘数的乘积。因此，探讨我国货币供应量的内生性，就是要分析基础货币和货币乘数的内生性。
1、从基础货币来看。人民银行投放基础货币的渠道主要有四个：再贷款、再贴现、公开市场操作和外汇占款，但通过各种渠道投放基础货币的数量和方式不同。
（1）在再贷款方面。长期以来，中央银行一直将贷款限额作为调控基础货币和信贷规模的重要手段，再贷款是基础货币投放的主渠道。在经济转轨时期，由于经济粗放式增长和投融资体制的缺陷，投资饥渴症使得财政和企业的预算软约束向银行信贷软约束转化，各种政策性贷款形成了对中央银行发行基础货币的“倒逼机制”，再贷款的内生性较强。而在经济的快速扩张阶段，我国货币供给的超额增长很大程度上是由于央行对存款货币银行债权大幅增长的缘故，说明我国货币供给有较高的内生性（郭文旌、周磊，2008）。
（2）在再贴现方面。目前，我国商业票据远没有普及，贴现市场不发达，再贴现业务数量和功能非常有限。主要原因在于客观上我国社会信用机制不完善，企业缺乏契约观念导致票据业务发展较缓（陈敏，2007）。2000 年之后，我国再贴现额发生较大变化，再贴现额占基础货币的比重变得越来越小（见表3），再贴现业务有淡出票据市场的迹象。实际上，由于再贴现额的发生对于央行来说并非主动行为，贴现与否、贴多贴少完全取决于商业银行，因而通过再贴现所形成的基础货币具有较强的内生性。
（3）在公开市场操作方面
从表4 可以看出，在2003 年以前，我国央行债券持有量占总资产的比重比较低，而2004 年之后这一比重大幅度增加。2004 年，我国进行了利率改革，放开了存款利率浮动下限与贷款利率浮动上限，同时银行间市场拆借利率及回购利率也已经完全市场化，但利率市场化体系并未完全形成，有效收益率曲线的缺位严重制约了央行的公开市场操作效果。此外，由于适合我国中央银行公开市场操作的债券资产短缺，难以通过逆回购业务收回基础货币，加上持有大量国债的国有商业银行将国债视为优质资产，不愿出售给中央银行，中央银行公开市场业务缺乏交易的基础。因此，从我国的实践来看，中央银行并不具有通过公开市场业务调控基础货币的绝对控制权，央行通过公开市场操作调节基础货币表现出较强的内生性。
（4）在外汇占款方面
当国际收支出现顺差时，中央银行为了维持汇率稳定，抛出本币，购进外币，增加基础货币的投放。1994 年以来，我国经常项目和资本与金融项目持续双顺差（1998 年除外），使得外汇储备迅速增加（见表5），从而形成大量的外汇占款。1995 年，外汇占款仅有6774.5 亿元，占基础货币的比例为32.6％ ；2005 年，外汇占款达到71211.1亿元，占基础货币的比例达到110.7％。这一比例在2006-2008 年间仍然保持较为强劲的增长。此外，外汇占款占广义货币（M2）的比重从1994 年的50％增加到2008 年底的2.4 倍（《中国金融年鉴》编辑部，2009）。我国国际收支的持续顺差必然引发央行被迫释放等量基础货币。外汇储备增加导致通过外汇渠道发行货币的比重提高，强化了我国货币制度对外汇储备和可自由兑换货币的依赖程度，使外汇渠道的人民币发行成为刚性，这无疑从体制上强化了货币发行的内生性，削弱了中央银行调控货币供给的主动性。总之，随着外汇储备迅速增加，使得外汇占款所带来的货币供应量内生性增强。
2、从货币乘数来看。货币乘数又称为货币创造乘数，指当基础货币变动一单位时货币供应量的变动规模。货币乘数的表达式为：m=（rc+1）/（rc+rd+re） （1）其中，rc 表示现金在存款中的比率，rd 表示法定存款准备金率，re 表示超额存款准备金率。从我国近年来的法定准备金率来看，法定准备金率与货币乘数负相关。例如，2003 和2004 年国家将法定存款准备率上调后，货币乘数仍在扩大，2003 和2004 年的货币乘数分别为4.15 倍和4.30 倍。中央银行通过调整法定存款准备金率并不能完全控制货币乘数。从超额准备金率来看，商业银行通过控制超额准备金率来降低中央银行调整法定存款准备金率的效果，从而导致中央银行对货币供应量的控制失效。对于现金漏损率而言，现金漏损率主要取决于居民持有现金的状况，中央银行对于它并无直接的决定性影响。由此可见，中央银行不能通过调整法定准备金率来控制货币乘数，加上超额准备金率及现金漏损率在很大程度上取决于经济运行中微观经济主体的行为，表明我国货币乘数同样具有内生性。
货币供给论文篇8
货币供给是极其重要的宏观经济变量，与国家宏观经济运行和经济发展目标紧密相连。改革开放以后，随着我国经济市场化程度不断提高，金融市场发生了巨大变化，货币供给也发生了一系列变化，货币供给与实体经济变量之间的关系就注定了货币政策的实施效果，过度的货币供给会导致通货膨胀和国际收支的恶化，使一国经济内外失衡；而货币供给不足也会压抑经济的健康增长。因此稳定并且适度的货币供给对国民经济的运行具有举足轻重的地位。针对我国现阶段的新情况，研究货币政策传导机制及货币供给与经济增长之间的关系是很有必要的。无疑对货币政策的制定和中介目标的选择都具有较强的理论与实践意义。
1货币供给对经济增长作用的相关文献综述
货币供给是指某一国或货币区的银行系统向经济体中投入、创造、扩张（或收缩）货币的金融过程，是一个国家在某一特定时点上由家庭和厂商持有的政府和银行系统以外的货币总和。货币供给是现代经济体系的中心内容之一，是一国经济稳西方经济学中，关于经济增长的定义通常有两种观点。一种观点认为，经济增长就是指国民生产总值的增加，即一国在一定时期内生产的商品和劳务总量的增加，或者是人均国民生产总值的增加；另一种观点认为，经济增长就是指一国生产商品和劳务能力的增长，或者说，经济增长代表一国生产可能性边界的扩展。
关于货币政策有没有效果的问题，其实就是货币能否影响产出，或者说货币是否中性的问题。如果货币供给变化只是影响一般价格水平，一定量的货币供应增加(减少)只引起一般价格水平的上升(下降)，那么货币就是中性的；如果货币供应量的变化，引起实际利率和产出水平等实际经济变量的调整和改变，那么货币是非中性的。
总体来看，古典学派和新古典学派的经济学家都认为货币供给量的变化只影响一般价格水平，不影响实际产出水平，因而货币是中性的。
随着西方国家经济的快速发展以及货币在其中调节作用的显现，货币中性论对现实经济的解释作用也不断下降。人们从历史与现实的发展来看，觉得货币非中性论可能更贴近现实。
通过比较物物交换经济与货币经济发展史我们可以看出，后者前进的步伐要比前者快得多。
这两者发展速度的差别原因虽然有多种解释，如技术进步、知识积累、制度完善等等，但两者根本的区别仍在于货币的存在与否。货币产生后，不仅大大便利了交易、降低了交易成本，将有限资源更多地节约，用于实际部门的生产，而且更重要的是由此逐渐形成的一套商品货币关系。所以，从更广阔的角度来分析问题，货币非中性应更具说服力。凯恩斯是真正指出货币对经济具有巨大作用的人。凯恩斯认为，只要存在未被利用的资源，那么总需求的扩大就会使产出增加，影响总需求的财政政策和货币政策是有效的，因此，凯恩斯主张实行扩张的财政政策和货币政策来扩大总需求，以此消除失业和经济危机，促进经济增长。
总体上看，关于货币供给与经济增长的相关理论主要有三种代表性的观点。
(1)推动论。认为从积极的方面看，货币是经济增长的第一推动力和持续推动力，因此应尽量多增加货币供应，企求经济发展得快一些和再快一些。并指出货币供给增长率高于经济增长率在国际经济发展中具有普遍意义。持这一观点的同样也承认，货币供应过量会导致物价上涨过快过猛，从而使经济增长率被迫下降。
(2)中性论。主要理论依据是，货币是商品价值符号，在经济体系中起流通手段、交换手段和价值标准的作用，对经济增长并无直接影响，而且从国际经验看，既有通货膨胀(多发货币的必然结果)下的经济增长，也有通货稳定下的经济增长，因而也难于从实证角度找到货币供给与经济增长之间的关系。
(3)抑制论。其理论依据与“中性”论相似并认为通胀使生产失去多少本可增产的机会。
而且进一步指出，货币政策的目标应该是稳定货币，为经济增长提供稳定的金融环境。因为多发货币就是货币贬值。在宏观方面，它破坏了价格的信息功能，使资源的利用效益降低，以至破坏生产和积累；在微观方面，则使社会上对物价变动有不同预期和调整能力的集团或个人，有意外的、不公正的得失，从而挫伤了有固定收入的劳动生产者的积极性并导致社会、政治动荡。
在实证研究方面，外国学者Sims(1972)在其论文《Money,OutputandCausality》中引入了Granger因果检验来检验货币供给和经济增长之间的因果关系，Sims在该论文中用名义GDP和货币供给建立双变量模型，以美国数据作为样本，发现货币供给的变化是名义产出GDP变化的显著原因。
近年来，国内逐渐开始了对此问题的实证分析。在具体的研究过程中，由于所使用的研究方法、模型和数据处理不同，使得结论也存在分歧。易纲（1996）考察了改革前和改革后不同时期货币与收入之间因果关系，发现1953-1978年间广义货币M2对国民收入不存在Granger意义上的因果关系，而在改革期间（1978-1991）货币供给对经济活动有影响。曾令华（2006）通过对1996-2005年间货币供应量与物价、产出的相互关系的分析，表明M2对产出有很强的促进作用。刘斌（2000）采用单方程分析和多方程分析，对二者关系的实证研究表明，短期内货币供给的变化对产出的有影响，但从长期看，货币供应量对产出不产生影响。丁佳（2005）通过Granger检验，M0与GDP之间没有表现出相关关系，M1、M2是影响产出变化的重要原因，而且M2对GDP的影响更大于M1。郭明星、刘金全（2005）利用具有马尔科夫区制转制的向量误差修正模型（MS-VECM）表明我国产出与货币供应水平之间存在长期的均衡关系。货币供给增长率与产出增长率之间的影响关系，依赖经济周期的阶段性。夏斌、廖强（2001），许云霄、秦海英（2003）认为货币供给可能对产出具有影响的同时，产出也可能对货币供给具有反馈作用。
2货币供给对经济增长作用的实证分析
衡量经济增长的测算指标主要是国内生产总值（GDP），GDP是指一个国家（或地区）在一定时期内所有常住单位生产经营活动的全部最终成果。从1985年起，经国务院批准，我国建立了国民经济核算体系，正式采用GDP对国民经济运行结果进行核算。所以本文采用GDP作为衡量经济增长的测算指标。同时本文选用M2作为货币供应量的指标。
在这里，我们把GDP分为名义GDP和实际GDP两种分别进行实证研究。名义GDP也称货币GDP，是用生产物品和劳务的当年价格计算的全部最终产品的市场价值。也就是按现期价格评价的物品与劳务的生产，是不考虑通货膨胀这些因素的。而实际GDP是按不变价格评价的物品与劳务的生产，实际GDP的各种变动被广泛地用来衡量产出的水平和波动。
本文选取1999年第一季度至2009年第二季度的GDP和M2数据作为研究对象。数据来源于CCER及中国人民银行网站。由于实际GDP是按不变价格评价的物品与劳务的生产，是剔除了物价因素的，因此我们用名义GDP除以CPI，以消除物价对GDP的影响。
由于名义GDP、实际GDP和M2均是非平稳序列，且名义GDP和实际GDP还表现出很强的季节性。传统的时间序列分析把时间序列的波动归结为四大因素：趋时变动、季节变动、循环变动和不规则变动。季节调整是对时间序列中隐含的由于季节性因素造成的季节变化的影响加以纠正的过程。一般认为，季节性因素是指在正常年度情况下，季度或月度序列（统称为子年度序列）中表现出来的有规律的流动变化。由于不同的季节对经济活动的影响程度不同，相同活动在不同季节里的经济效果不同，导致不同子年度指标之间往往具有不可比因素，掩盖了真实的经济周期，因此季节调整很有必要。本文使用Eviews5.0分析软件中SeasonalAdjustment(X12方法)来消除季节波动。同时为了消除数据中存在的异方差,分别对各变量消除季节趋势后的数据取对数，得到新的各变量lnGDP、lnRGDP和lnM2。在接下来的实证分析中，我们就用lnGDP、lnRGDP和lnM2这三个变量进行研究。
2.1货币供给与名义GDP关系的实证分析
（1）变量的平稳性检验对lnGDP和lnM2进行单位根（ADF）检验，我们建立有截距项有趋势项的ADF模型，检验结果如下：由检验结果可以看到，lnGDP和lnM2均经过一次差分后变为平稳序列，lnGDPt和lnM2t都是一阶单整，即lnGDPt～I(1)，lnM2t～I(1)。因此lnGDPt和lnM2t之间可能存在着协整关系。
(2)变量的协整检验由单位根检验得知，lnGDPt和lnM2t都是一阶单整，所以可按EG两步法做如下协整回归并检验两个变量是否存在协整关系。
两个变量存在协整关系，则由上式计算的∧tμ应具有平稳性。对∧tμ进行平稳性检验。检验得出：检验结果表明，∧tμ在所有置信水平下均是平稳的，因此lnGDPt和lnM2t之间存在协整关系。
(3)因果检验计量经济学建立的本质就是利用回归分析工具处理一个经济变量对其他经济经济变量的依存关系。Granger因果关系检验能对变量间的因果关系作出解释。
通过建立VAR模型，根据施瓦茨准则，当SC最小时，即为模型的最佳滞后期数。在这里我们通过检验得到，在滞后2期的情况下，SC最小，SC=-7.4778，因此最佳滞后期数为2。
变量之间的Granger因果关系的检验结果如下：从检验结果可以看出，名义GDP与M2之间存在着因果关系。在滞后2期的情况下，M2是引起名义GDP变动的原因，名义GDP是M2变动的结果。而名义GDP对M2没有反馈作用，不是引起M2变动的原因。
2.2货币供给与实际GDP关系的实证分析
(1)变量的平稳性检验对lnRGDP进行单位根（ADF）检验，我们建立有截距项有趋势项的ADF模型，平稳由检验结果得出，lnRGDP在经过一次差分之后变为平稳序列，所以lnRGDPt为一阶单整，即lnRGDPt～I(1)。又因为lnM2t也是一阶单整序列，因此，两个序列可能存在着协整关系。
(2)变量的协整检验我们依然用EG两步法进行协整检验。
首先，对lnRGDPt和lnM2t进行协整回归两个变量存在协整关系，则由上式计算的∧te应具有平稳性。对∧te进行平稳性检验。检验结果表明，∧te在5%和10%的置信水平下均是平稳的，因此lnRGDPt和lnM2t之间存在协整关系。
(3)Granger因果关系检验通过建立VAR模型，我们得到，在滞后2期的情况下，SC最小，SC=-7.2854，因此根据施瓦茨准则，最佳滞后期数为2。
下面对lnRGDPt和lnM2t进行Granger因果关系检验，结果如下：由检验结果知，实际GDP与M2之间存在着因果关系。在滞后2期的情况下，M2是引起实际GDP变动的原因，实际GDP是M2变动的结果。而实际GDP对M2没有反馈作用。
2.3货币供给与经济增长关系的分阶
段检验在前面的检验中我们知道，无论是实际GDP还是名义GDP，他们都与M2存在着协整关系，即存在着长期稳定的关系，并证明了M2是引起GDP变动的原因。在1999年至2009年的这11年中，中国的货币政策经历了由稳健到适度从紧的过程。那么货币政策的松与紧对GDP有何影响，宽松的货币政策与紧缩的货币政策哪一个更能促进经济的发展呢？下面我们选取1999年至2009年中处在不同货币政策阶段的实际GDP和M2进行分析研究。
根据中国人民银行货币政策大事记，自2003年起，我国实行稳中适度从紧的货币政策，直至2005年，我国开始实行稳健的货币政策，由2008年开始，中央经济工作会议确定实行从紧的货币政策。因此我们选取2003年至2005年的季度数据作为货币政策相对紧缩时期的测算数据，选取2005年至2007年的季度数据作为货币政策相对宽松时期的测算数据，对两组数据分别进行研究分析。
我们选取消除季节因素的实际GDP与M2作为测算指标，并同样对它们取对数来消除异方差。
(1)货币政策相对紧缩时期的关系检验我们首先对2003年至2005年间的lnRGDP和lnM2进行单位根检验，检验结果如下：由检验结果知，lnRGDP和lnM2均是二阶单整序列，接着检验它们是否存在协整关系。
对回归得到的残差∧te进行平稳性检验：由此得出，lnRGDP和lnM2在2003年－2005年之间存在着协整关系。
由OLS的回归结果也可以看出，在2003年－2005年间，我国实际GDP对货币供给的弹性系数为1.4291，即货币供给每增加一个单位，就会引起实际GDP增加1.4291个单位。(2)货币政策相对宽松时期的关系检验首先对2005年－2007年的实际GDP和货币供给M2进行单位根检验，检验结果如下：由检验结果知，lnRGDP和lnM2在10%的置信水平下在2005－2007年间都是平稳的，因此可以直接进行OLS回归。即货币供给每增加一个单位，就会引起实际GDP增加0.8819个单位。超级秘书网
3结论
基通过以上的实证分析，我们可以看出，无论是实际GDP还是名义GDP，他们都与M2存在着协整关系，即存在着长期稳定的关系。从协整回归式来看，M2对GDP有正向的促进作用，这与推动论相近，也与曾令华等的结论相似，表明货币供给对产出有影响，是经济增长的助推器。只是货币供给的增长对名义GDP与实际GDP有不同程度的推动作用。当M2增加一个单位时，有助于名义GDP增长1.0045个单位，而有助于实际GDP增长0.9754个单位。货币供给对名义GDP的增长贡献大于对实际GDP的增长贡献，这符合现实的情况。
因为在名义GDP中包含了一部分物价因素，货币供给量的变化会引起物价的变化，因此货币供给对名义GDP的增长贡献会大于对实际GDP的增长贡献。
通过因果关系检验，可以看出，在滞后2期的情况下，M2是引起GDP变动的原因，GDP是M2变动的结果，M2对GDP的影响具有滞后效应，与Sims、丁佳的检验结果一致。
而GDP对M2没有反馈作用，不是引起M2变动的原因，与夏斌等的研究结果相反。
在货币供给与经济增长的分阶段检验中，我们看出实际GDP对货币供给的弹性系数在货币政策相对紧缩时期要高于货币政策相对宽松时期，表明在货币政策相对紧缩时期，货币供给对实际GDP具有更大的推动作用。究其原因，是因为在货币政策相对宽松时期，国家放松银根，大量资金流入社会，这时就拥有了更多的投资选择，导致资金的分散，一部分资金可能流入股市等虚拟经济中，而对实体经济的投资热度减退。而股市等虚拟经济产生的价值是不记入GDP的。在货币政策相对紧缩时期，人们的投资显得更为谨慎和集中，因此会出现货币供给在货币政策相对紧缩时期比在货币政策相对宽松时期对实际GDP影响更大的现象。
[参考文献]
货币供给论文篇9
摘要：
货币供给是内生的还是外生的？对此问题的回答直接影响到一国货币政策的制定思路与实施效果，因此需要我们给出清晰的回答。目前，对于我国货币供给内生与否的问题虽然已多有论述，但都存在明显的不足。“外生说”缺少实证检验，“内生说”虽有大量的实证检验，但所采用的格兰杰因果检验法存在严重的缺陷，这包括：（1）它偏离了经济学关于判断货币供给内生或外生的标准；（2）它在确定解释变量时具有太大的随意性。为此，本文首先明确了判断标准；其次使用TSLS方法对我国货币的供求函数同时进行了估计。按照明确后的标准，估计的结果显示我国货币供给在现阶段依然是外生的。最后澄清了关于货币外生供给的一些误解。
关键词：货币供给；内生性与外生性；两阶段最小二乘法（TSLS）；单位根检验
中图分类号：F830.6文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2012）12-0052-08
我国的货币供给究竟是一个内生变量还是一个外生变量？对这个问题的回答直接影响到我国货币政策的制定思路与实施效果。如果货币供给是外生的，就意味着央行可以主动地、相机抉择地控制一国的货币数量，进而影响一国的整体经济。如果货币供给是内生的，则意味着央行无法单方面地控制货币数量，因此单纯的货币政策无法产生可预计的结果，对经济的干预需要央行与政府共同综合运用货币、财政和收入政策。显然，如果央行主观认为货币是外生的，但客观上却是内生的，那么货币政策的效果必将大打折扣，甚至对经济体产生有害的影响。所以，需要对我国货币供给内生与否的问题给出明确的答案。本文通过实证方法对此问题进行了探讨。
一、文献综述
在主流经济学的视野里，任何一种商品，其均衡价格与数量都是由其供给与需求共同决定的。货币也不例外，它的价格（即利率）与数量（货币余额）也是由它的需求与供给决定的。但比较特殊的是，主流的经济学教科书大多认为，货币的供给是外生的，即货币的供给曲线是垂直的[1]-[2]。
然而，在经济学的发展历程中，关于货币供给是内生还是外生的问题一直争论不休。认为货币供给是外生决定的信条是来自于现代宏观经济学的鼻祖凯恩斯与货币主义的宗师弗里德曼，由此二人在经济学的地位不难理解为什么“货币外生论”能够成为主流观点；与此同时，认为货币供给是内生的学者也是为数众多，这包括：银行主义学派中的图尔、威尔逊、富拉顿等；马克思的理论实际上也认为货币供给是内生的；熊彼特以及撰写《货币论》时的凯恩斯本人也持有此类观点；后期有卡尔多和“拉德克利夫报告”、格利、肖、托宾以及后凯恩斯主义者戴维森、温特劳布、明基斯、摩尔、罗西斯等[3]。当然，在认为货币供给是内生的各种理论之间也有区别，例如，后凯恩斯主义者中有些学者认为供给曲线是水平的，这种观点被称为“适应性内生供给说”（accommodative endogeneity）[4]。而同学派中的其他学者则认为货币的供给曲线是具有正斜率的曲线，这种观点则被称为“结构性内生供给说”（structural endogeneity）[5]。
我国学者对这一问题也有广泛的探讨，同样也有两种观点。
1.认为我国的货币供给是外生的
这部分学者可以分为两类：一类是直接表明自己的立场；另一类则是以隐含的方式表明着自己的立场。前者如，史永东[6]使用Granger检验的方法检验出我国的M1或者M2对于GNP是外生的；魏巍贤[7]使用由Engle等[8] 提出的关于“弱外生性、强外生性，以及超外生性”的检验方法（简称EHR方法），检验出我国的货币变量是经济活动的弱外生变量。
以隐含的方式表明着自己立场的学者则包括了目前所有试图估计我国货币需求函数的学者（虽然他们有些人并没有意识到这一点）。原因是，这些学者对货币需求函数的估计都采用的是单方程的估计，而如果货币供给是内生的，那么用单方程进行估计就是错误的。
因为如果货币供给是内生的，即货币供给曲线是倾斜的，那么用单方程估计就会产生系统性的偏差。所以，目前所有估计我国货币需求函数的学者们，无论是有意的还是无意的，都属于货币供给外生论者[9] -[16]。
2.认为我国的货币供给是内生的
这部分学者，按照研究方法的不同也可以分为两类：（1）以定性分析方法为主。包括：巴曙松分析了我国经济转轨期间货币乘数的内生机制[17]；孙伯银认为，我国“1997年前货币供给是政治内生性为主，1997年后货币供给转向市场内生性”[18]。崔建军的分析则说明货币供给内生与否取决于货币的发展形态、相应的供给机制，以及整个社会的基本经济制度，而目前我国的货币供给是内生的[19]。王国松论证了我国基础货币的供给存在制度内生性，信贷供给存在需求内生性，从而认为我国货币供给具有较强的内生性[20]。（2）以定量分析为主，或定量定性相结合。如一些学者等使用Granger检验方法检验出我国的货币供给是内生的[21]-[23]。
二、现有研究的不足
在笔者看来，无论是“外生论者”的研究，还是“内生论者”的研究都有较为严重的缺陷。首先，对此问题的研究不能只限于定性分析，因为有些通过定性分析确认的作用机制（如内生性的机制）即使存在，也还有一个作用力是否显著的问题。其次，无论是“外生论者”还是“内生论者”，目前的定量分析大多使用“格兰杰因果检验”的方法，但该方法在检验货币供给内外生问题上存在着很大的缺陷。具体原因是，使用该方法进行检验是遵循如下一个基本的逻辑：一个变量X如果是某个系统A的内生变量，则在系统A中，一定存在某些变量是引起X变化的原因。因此如果用“格兰杰因果检验”的方法在“系统A”中，找出了一些变量确实能够“格兰杰引起”变量X的变化，那么就说明变量X是系统A中的内生变量。这一逻辑虽然不错，但在研究货币供给量内生与否的问题时，如何确定一个合理的“系统边界”是一项关键而困难的工作。因为一个变量是否为内生变量，主要取决于该变量所处的系统边界在何处。如果把整个地球作为研究系统，那么所有的经济变量都将是内生的。而在研究货币供给的内生性问题时，应该将其放置于一个多大的系统中才恰当？并没有人给出令人满意的答案。正是由于存在着这样一个障碍，所以导致了在这一类研究中，在确定哪些变量是“格兰杰引起”货币供给量的问题上，存在一定的任意性，例如，李晓华等检验出“物价和投资”是货币供应量的格兰杰原因[21] ；宁咏用“经济增长率”作为外生解释变量来检验是否“格兰杰引起”了货币供给增长率的变化[22]；黄武俊和陈漓高用“汇改后净国外资产增量变化”来检验是否“格兰杰引起”基础货币增量变化[23]。此外，魏巍贤使用的EHR方法[7]其实也存在同样的问题。这种对系统边界确定的随意性导致上述检验结果差异很大。例如，史永东[6]、魏巍贤[7]检验的结果是货币供给是“弱外生”的。而其他人，如，宁咏[22]、李晓华等[21]的检验结论却是相反的。
笔者认为对货币供给内生与否的研究，首先应该有一个明确的判断标准。有许多文献将中央银行能否完全控制货币供给量作为判断的标准。这样的定义其实是不恰当的，因为关于什么是“完全控制”？并没有准确的定义。实际上，即使是“内生变量”也是可以控制的，比如，某商品的市场价格（这是一个标准的内生变量），也可以通过税收、最高限价与最低限价等方法来控制。所以，正是由于存在这样一种不恰当的定义与判断标准，才使得关于这方面的讨论观点林立、纠缠不清。关于货币供给是否是内生的，笔者认为，应该从经济学最基本的观点出发给出判断条件。这个条件的内容就是：在“利率—货币数量”的系统（坐标图）中，供给曲线是否垂直。或者说，货币供给是否与利率有关，如图1所示。
本文即是按此逻辑，利用我国的季度数据，以联立方程回归为工具，同时估计出我国的“货币供给函数”与“货币需求函数”，之后通过检验“货币供给函数”中的“利率”与“货币数量”之间是否存在显著相关关系的方法，验证我国货币供给到底是内生还是外生的。
三、货币供求函数形式的确定
要进行联立方程的回归，首先需要确定货币需求函数与供给函数的具体形式。
1.确定货币需求函数的具体形式
在笔者所阅读的文献中，所有试图对我国货币需求函数进行估计的工作中，无论是采取凯恩斯主义还是货币学派的理论，引入的变量都可分三类：规模变量、机会成本变量，以及制度变量。用公式表示：
其中，MP表示实际货币余额；S表示规模变量；OC表示机会成本变量；IN表示制度变量。
只是在选择具体的指标时，不同的学者有不同的看法，如，易纲引入的是“实际GDP、利息率、对通货膨胀的预期，货币化指数（城市人口比例）以及国际收支余额”[9]；易行健引入的是“实际GDP、一年期存款利率、通货膨胀率，以及麦金农的金融深化指标”[13]；蒋瑛琨等使用了“实际GDP、存款利率、中国经济货币化程度”三个指标[15]；王晓芳与王学伟使用的是“实际GDP、一年期定期存款实际利率、股市市值、预期通货膨胀率”[16]。
目前尚没有一个标准去评判到底谁的选择是正确的。李少斌与刘朝阳考察了五种形式的货币需求函数，认为效果都不错，但变量越多，“协整关系”的可能形式也就越多，因此不建议使用变量过多的函数形式[24]。本文的主要目的只是探讨货币供给的外生与否的问题，因此本文采取的策略是：先确定一个基本的函数形式，然后尝试几种变形，以期待得到一个相对稳定的结论。具体的工作如下。
本文在选择货币需求函数所需引入变量的问题上，持以下观点：
（1）所选变量均采用“名义量”。这包括：被解释变量选择的是名义货币供给量“M1”，规模变量选取的是“名义GDP”，以及名义利率等等。这样做，一方面可以不用单独考虑价格因素，从而可以减少解释变量的数目，增加自由度；另一方面，由于是做联立方程的回归，有些变量是同时被引入到两个方程，因此在考虑两个方程的变量选择时，名义量更合适。
（2）对于规模变量的选择，本文认同货币主义的观点，认为应该引入“持久性收入”更合适。具体的处理，见后面的计量过程。
（3）对于制度变量，本文认为没有必要引入。因为所有的制度变量对货币需求的影响都已经体现在货币收入的大小里了。例如，原来我国的货币化程度低，家庭不用自己买房子、看病统筹医疗等等，这些因素对货币需求显然是有影响，但其作用机制并不是独立的，而是首先使得家庭的货币收入低下，然后影响货币需求的行为，所以没有必要单独加入制度变量。持有类似观点的学者还有何运信[25]。由于本文的计量研究使用的是季度数据，因此在较大时间范围才起作用的制度因素也不应被引入。实践中，许多人加入此类变量，其目的之一是为了使得回归的拟合程度更高。但从本文后面的计量研究的结果看，没有这个变量，回归的拟合依然很高，甚至是更高，因此有理由认为不需要引入制度变量。
（4）对于体现机会成本的变量，本文尝试三种选择：一是只引入利率；二是同时引入利率和上证指数；三是引入利率和上证指数的滞后值。具体的利率指标，本文选用“一年期银行贷款利率”，而不是其他学者经常使用的“一年期国债收益率”或“一年期存款利率”。原因如下：
①不使用“国债收益率”的原因。
主流经济学教科书在解释利率与货币需求之间的关系时，犯了“合成谬误”的错误。具体而言，布兰查德[1]与多恩布什[2]的教科书是这样解释的：当债券收益率提高时，人们会放弃所持有货币，转而购买债券，从而货币需求下降。因此，利率与货币需求是负相关的。这个结论对于个体而言是正确的，但对于整体就不一定了。因为如果一个家庭所购买的债券是从其他家庭或非银行机构的手中购买的，那么总体的货币需求量没有改变。只有当家庭或企业是从央行或银行手中购买债券时，总体的货币需求才会下降。所以，只有当一国货币当局所进行的公开市场业务的规模达到一定水平时，用债券收益率来做货币需求的解释变量才是合理的。而我国央行目前对债券买卖的规模相对而言并不是很大。所以本文没有使用“债券收益率”
②不使用“存款利率”的原因。
首先，考虑到“利率变量”是要同时被引入到供给函数和需求函数这两个方程之中的。而在货币的供给过程中，显然商业银行的贷款行为直接的是与贷款利率相关，所以在供给函数中没有理由引入存款利率。其次，在货币的需求方面，引入贷款利率同样可以解释得通。例如，当贷款利率上升时，企业与家庭的贷款就会下降，从而造成对货币需求的下降。反之亦然。所以，本文认为利率变量使用“贷款利率”更合适。
③引入“股票指数”的原因。
近年来，股票已经成为我国家庭与企业重要的金融资产保存形式，2007年沪深股市的总市值更是超过了我国当年的GDP，因此，买卖股票的行为与人们对货币的需求之间应该存在着很大的关系。但是，二者之间究竟是什么样的关系，笔者并未做深入研究，因此无法具体说明二者应该是正相关还是负相关。虽然已有学者对此问题进行了研究，如张笑冰[26]、王晓芳与王学伟[16] 等，但结果并不一致。正是这种不确定性导致本文尝试两种情况：引入当期股指、引入滞后一期的股指。
根据上述讨论，本文确定以下三种货币需求函数形式：
其中，M是名义货币需求量；Y是名义收入；r是银行贷款名义利率；SI是股票指数；SI（-1）是滞后一期的股指。“+、-”分别表示理论上已明确的Y和r分别与M之间的关系方向；因“股指SI”与M的关系不明，所以标为问号“？”。
2.关于货币的供给函数
根据上述论证，本文认为“货币的供给函数”可构造为如下的一般形式：
3.货币供求函数的计量模型
综合以上分析，本文所构造的货币的供求函数方程组的一般形式可表示如下三个模型。
模型一：
模型二：
模型三：
对于实际的计量分析，需要给出具体的函数形式，本文将具体的形式设定为：
模型一：
模型二：
模型三：
四、计量分析
本文将以联立方程组（6）—（6）″式为基础，使用2004—2009年的季度数据进行回归分析。
1.数据处理
第一，对于“名义收入（Y）”，由于是季度数据，所以该序列呈现明显的季节波动，该波动将严重影响回归的质量，因此在进行回归分析之前，需要进行季节性调整。本人使用X11对原序列进行调整，之后再进行对数处理。
第二，对于“利率r”，本文使用“一年期贷款名义利率”。由于该变量没有现成的季度数据，所以本文先构造该变量的月度数据，然后再构造成季度数据。在构造月度数据的过程中，采用加权平均的方法，比如，2006年8月份，前19天利率为5.85，从第20天开始变为6.12，那么该月的平均利率=5.85×19/31+6.12×（1-19/31）≈5.95。从月度数据向季度数据转换时，使用Eviews的自动转换功能（加权平均）。
第三，法定准备率（ ）也需要进行手工处理，方法及过程“利率”的处理方法相同。
第四，股票指数。本文选用上证指数在每个季度的最大值。
第五，货币数量使用M1。
数据总结如表1所示。
2.各变量的平稳性检验
3.应用两阶段最小二乘法（TSLS）估计供求函数的各项参数
需求函数和供给函数的估计结果如表2、表3所示。
4.模型残差的平稳性检验
经检验，三个模型的需求函数及供给函数的残差都是平稳的，因此可以说三个模型都不太可能出现“伪回归”的问题。当然三个模型拒绝“伪回归”的可能性是不一样的，相对而言，模型三以更大概率拒绝。同时考虑其他的显著性指标后，笔者认为模型三最可靠。因此，如果要估计我国货币的需求函数，可以考虑使用模型三中需求函数的形式（这里只给出结果，如需检验过程，请与作者联系）。
5.计量结果
首先，三个模型的拟合度都很高，主要变量都通过了显著性检验（常数项除外），各项系数的正负号也与理论预计的相一致，而且残差经检验都是平稳的，所以可以认为这些模型的建立是成功的。
其次，计量结果显示，在考察期内，三种模型都显示出：货币供给函数中利率系数的估计量都没有通过显著性检验。因此，无法拒绝“利率前的系数是零”的结论。换言之，在（r，LnM1）的坐标系中，货币供给曲线最有可能的形态是垂直的。因此，本文得出结论：在现阶段我国的货币供给依然可视为外生变量。
6.对可能的批评提供的补充说明
（1）三个模型中的货币供给曲线的常数项都没有通过显著性检验，因此如果去除掉结果会怎样？笔者对三种情况都进行了尝试。结果是利率同样不显著。
（2）如果表示机会成本的变量中引入“通货膨胀”变量，结果会怎样？本人对三种情况都进行了尝试。结果是：通货膨胀变量本身都不显著，而且利率依然不显著。原因是，上述研究使用都是名义量，价格变化的因素已经包含其中了。
（3）如果使用其他利率变量，结果会怎样？笔者使用一年期存款利率，结果是一样的，而且显著程度均有所下降。
（4）货币的供给曲线会不会是非线性的？有可能，但笔者没有进行研究。
由于篇幅所限，上述计量的过程省略。
五、总结
根据本文计量分析的结果，目前我国的货币供给依然是一个外生变量。其中的原因很复杂，但直接原因显然只能是：商业银行的货币供给行为对利率不敏感。因为如果货币供给是内生的，即供给曲线是一条向右上方倾斜的曲线，那么就意味着，当利率上升时，商业银行会多提供贷款。而现实中，一方面贷款利率的提高不一定意味着“利差”的扩大；另一方面，贷款利率的上升在提高了收益的同时也加大了贷款的风险。因此，两方面原因导致商业银行的货币供给行为对利率并不敏感。此外，在我国，存贷款利率还不能完全反应出市场的供求，这也是我国货币供给外生性的另一个重要原因。
货币供给的外生性意味着，在短期内我国的央行依然可以通过相机抉择的货币政策干预社会的经济生活。但与此同时，一些关于“货币外生供给”似是而非的论断也需要做出澄清：
1.货币供给具有外生性并不意味着货币政策的中间变量应该选择货币数量
一个变量是否适于作为央行的中间目标与该变量是否为内生变量没有关系。在许多国家中，作为中间目标的“利率”本身就是一个内生变量。虽然有越来越多的国家把利率（而不是货币数量）作为中间变量，但主要原因是货币数量的信息不容易获得，决策者在得到该信息时会有较长的时滞与信息失真，因此控制起来难度很大；相反，对利率信息的获悉则非常便捷，因此调控起来相对容易得多。所以，本文在论证了我国货币供给依然是外生变量之后，并不认为应该将货币数量作为中间目标。
2.货币供给具有外生性并不意味着一国的央行在货币供给上可以“为所欲为”
央行在决定货币供给量时一定有自己的目标，如通货膨胀率目标、经济增长目标、汇率目标等等。因此，绝不可能在货币供给上“为所欲为”。但这样一来是否出现矛盾？因为通常许多人认为“货币供给外生论”等同于认为央行可以任意移动垂直的供给曲线。这里需要澄清的是：判断一个变量的外生与否，取决于我们考察的系统范围。经济学将判断货币供给外生与否的定义确定为货币供给量是否与“利率”相关，即明确了考察的系统边界是“利率—货币供给量”。而如果我们扩大了这个边界，比如考虑整个经济系统，那么货币供给量当然就是内生的，因为央行的决策一定会受到其他变量的影响。这就是为什么许多学者利用格兰杰因果检验的方法验证了我国的货币供给是内生的，因为他们检验出的实际上是在更大的系统中，类似经济增长、通货膨胀等经济变量内生引起了货币供给量。
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货币供给论文篇10
目前，我国正经历着严重的通货膨胀，对居民的生活造成了一定的影响。本文侧重于研究货币供应量与通货膨胀的关系，因为货币供给量对于经济的影响尤其是物价的影响存在一定的滞后期，所以目前的通货膨胀是否是之前宽松货币政策滞后作用的显现，这是个值得探讨的问题。
McCandless 和 Weber （1995）对世界上 110 个国家 1960— 1990 年间的考察表明，长期来看，货币增长率和通胀率的相关性接近于 1 ，而同产出水平不相关。赵留彦和王一鸣对1952—2001年数据的实证研究发现，货币供应量与通货膨胀之间存在着稳定的协整关系，同时存在误差协整机制。刘金泉、张文刚和刘兆波的研究也得到了同样的结论。陈彦斌、唐诗磊、李杜通过对1994年以来的季度数据研究发现，无论M0、M1还是M2都对通货膨胀率没有影响。
货币供给论文篇11
货币供应量的增长速度和通货膨胀之间存在长期影响关系，扩张或收缩货币供应量将增加或降低价格水平。然而，国家持续采取降低资本市场流动性和保持低利率的政策措施，货币政策的扩张作用，并没有导致严重的通货膨胀发生。长期保持名义利率处于低位的政策，不仅对投资需求的刺激效果甚微，同时导致了消费品价格的持续上涨。无论理论分析还是实证检验，通货膨胀和货币供应量增长的短期和长期联系，必须要和现实的经济环境结合起来。通过这种方式，经济的均衡水平直接影响货币供应量的增长与通货膨胀率的关联性。货币供应量的增长速度和通货膨胀率之间的影响关系受到总需求和总供给变动的影响。本文以货币数量论为理论基础，考察广义货币供应量增长率和通货膨胀率在中国的增长速度的相互关系，使用1998年第一季度到2013年第一季度的相关数据，对我国通货膨胀率与货币供给增长率进行实证检验，通过单位根检验，协整分析与因果关系检验的方法来研究我国通货膨胀率与货币供给增长率两者之间的因果关系。
2、通货膨胀率与货币供给增长率相互关系的理论研究
2.1货币供应量的层次划分
中央银行出于宏观监测和宏观调控的需要，根据货币流动性高低的差别，需要将货币供应量分为不同的层次。我国现行货币统计制度将货币供应量划分为三个层次：M0 ：流通中的现金，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；M1：亦称狭义货币供应量，指M0 加上单位在银行的可开支票进行支付的活期存款；M2 ：也称广义货币供应量，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；M3 ：指的在M2的基础上再加上金融债券、商业票据和大额可转让存单等。其中，M0 、M1 、M2 、M3 的流动性依次降低。现实情况中，由于M1 与M3 具体数据难以得到，按照通用做法，本文使用M2 的增长率gm来计算货币供给增长率。
2.2通货膨胀理论研究
2.2.1凯恩斯提出的通货膨胀成因理论
早在1936年，著名经济学家凯恩斯（J.M.Keynes）就提出了通货膨胀的成因理论，其核心观点为：货币供给量越高就会导致利率越来越低，而利率的下降将造成经济体投资需求的增加，进而导致总需求增加，而在整个社会实现充分就业后供给将会变得无弹性，这就导致了通货膨胀的产生。
2.2.2货币数量论的货币中性理论
货币数量理论认为，通货膨胀是由货币供给的快速增加导致的。货币数量论者认为货币是中性的，资产价格水平由一国发行的货币量决定，资产的价格随着货币数量的增加而上涨。20世纪初，在此基础上，费雪与马歇尔对货币数量论进行了进一步的发展和完善。
3、通货膨胀率与货币供给增长率的实证分析
在经济学理论中，说到通货膨胀的时候，货币供应量的变化是个绕不开的话题，经济学理论一直在研究通货膨胀变动与货币供应量之间的关系。在这里，为了便于研究，我们用广义货币M2 的增长率来表示货币供给增长率，用gm表示，使用居民消费价格指数（CPI）的增长率来表示通货膨胀率的变化，用gp表示。本文采用1998年至2013年16年来每年第一季度数据来研究两者之间的关系。
表1中国通货膨胀率与货币供给增长率 单位：%
3.1单位根检验
我们利用Eview软件分别对两个时间序列进行ADF检验，在这个检验过程中，应在确保模型正确设定的情况下确定最优滞k后项，并且结合使用赤池信息准则（AIC）。
首先做货币供给增长率平稳性的检验。通过检验我们可知，包括截距、时间趋势项与一阶滞后项的模型是适当的模型，检验结果得适当检验模型为
对于随机干扰项，我们通过LM来检验它的一阶自相关性，可知不存在一阶自相关性，因此我们选择设定的该模型是正确的。从gmt-1的参数值看， t统计量的ADF检验在显著性水平小于10%的情况下，接受H1，拒绝原假设H0，，说明时间序列是I（0），即它是平稳序列。
然后我们对通货膨胀率平稳性进行检验。通过检验我们可知，包括截距、时间趋势项与一阶滞后项的模型是适当的模型，检验结果得适当检验模型为
对于随机干扰项，我们通过LM来检验它的一阶自相关性，可知不存在一阶自相关性，因此我们选择设定的该模型是正确的。gmt-1从的参数值看， t统计量的ADF检验在显著性水平小于1%的情况下，接受Ht，拒绝原假设H0，说明时间序列是I（0），即它也是平稳序列。
3.2协整分析
考虑时间趋势，对于1998年至2013年的时间序列，由于货币供给增长率gm与通货膨胀率gp都是I（0），由此我们可以进行协整分析。具体步骤如下：
首先，建立货币供给增长率gm与通货膨胀率gp的回归模型，并进行估计。估计结果如下：
据此，可得到残差项
现在我们得出了gp和gm的回归方程，但是我们还无法知道被解释变量gp和gm解释变量之间的协整关系到底是不是存在，这样的回归可能会是一个伪回归。因此，我们需要进一步进行协整检验。
第二步，检验的单整性。如果为稳定序列，则认为变量，为（1，1）阶协整；如果残差项为一阶单整，则认为变量，为（2，1）阶协整。我们可以通过DF检验或ADF检验来检验的单整性。因为协整回归中已经包括截距项，所以在检验模型中可以不再用截距项。如使用模型：
如果在检验时，拒绝了零假设，就可以说明X与Y是协整的。
从检验结果得适当检验模型为
3.3因果关系检验
通过协整检验结果，我们可知货币供给增长率gm与gp通货膨胀率之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系存不存在因果关系，以及因果关系具体是什么情况还要做进一步的检验和验证。
以上检验结果显示，货币供给增长率gm与gp通货膨胀率的因果关系随着滞后阶数的变化而变化。当滞后期数较低时，处于1和2的时候，在5%的显著水平下的检验结果都接受了原假设，显示货币供给增长率gm与gp通货膨胀率两者没有因果关系。当滞后期数较高时，处于3和4的时候，在5%的显著水平下的检验结果都拒绝了原假设，显示货币供给增长率gm与gp通货膨胀率两者存在因果关系。也就是说货币供给增长率是通货膨胀率的格兰杰原因，同时通货膨胀率也是货币供给增长率的格兰杰原因。
4、治理通货膨胀的对策建议
通过实证研究，在了解通货膨胀形成的各项因素后，结合我国现阶段具体国情，对治理通货膨胀提出一些对策建议：
第一，改善计算方法。一个国家的计算方法对一个国家的影响非常重大，不但影响着一个国家财富的分配，并且对一国消费者支出预算与投资者的投资决策十分重要，是国家政府决策和央行出台货币政策的重要依据。我国先现阶段计算中，仍未将房价纳入计算体系，而房价的变化对老百姓生活的影响十分明显。因此，我国应当改善计算方法，考虑在的计算中加入商品房的合理权重，更是经济形势的发展，合理调整个商品的所占比重，使之真正适合中国经济的发展，真实反映物价变动水平。
第二，降低输入型通货膨胀风险。随着经济全球的程度及我国对外开放程度越来越高，大宗商品价格变化导致的通货膨胀多我国的影响越来越大。而大宗商品往往对一国经济的发展至关重要，石油、矿产类大宗商品对经济的影响面非常大，这些商品的价格波动容易对国家经济发展带来比较大的破坏，并会影响其他商品的价格跟随变动。这些大宗商品的变化容易对我国形成输入型通货膨胀。所以，我们需要做出一些努力来降低国际大宗商品价格变化对我国经济发展的影响：一是通过加强战略资源的国家储备，平衡短期快速波动对国内的影响。二是提高我国的全球竞争力，提高我国对大宗商品的议价能力，获取定价权。
第三，促进产业结构的改进，改善经济发展模式。我国改革开放30多年以来，中国的经济增长一直保持着很高的增长速度，国民生产总值得以较快速度的增加，迄今为止已变成世界第二经济体。然而，随着经济的高速发展，很多的问题也开始展现出来，包括环境的破坏，能源使用效率一直较低，社会贫富差距扩大等等。单一的强调经济的高速发展，已经不适合我的现阶段的国情，不利于经济的健康平稳发展，没有可持续性，同时也付出了高通胀的代价。所以，我们应当改善经济发展模式，促进产业结构的转型。把以前依靠高能耗、低效率、劳动密集型的发展方式向技术密集型，高效率、高质量的发展方式转变。从根本上杜绝由成本推动拉高物价水平情况的发生，实现经济长时间的可持续发展。通过政府合理的调节，通过拉动和扩大内部需求，降低通货膨胀水平，实现财富的平均分配，解决国内现存的民生问题，达到国家经济长期平稳可持续发展的目的。
5、结论
本文分析样本为中国1998年至2013年期间的数据，运用因果分析进行了实证研究。在文章中，我们首先做了平稳性分析，结果表明，在这段时间内，货币供给量变化与通货膨胀率呈平稳序列。协整分析结果，我国从1998年到2013年16年的数据显示货币供给量变化与通货膨胀率从长期来看存在均衡关系； 因果关系分析得出，我国这16年间的数据反映出货币供给量变化与通货膨胀率相互之间有着一定的反馈性。也就是说，货币量的变化是通货膨胀变化的格兰杰原因，同时通货膨胀的变化也是货币量变化的格兰杰原因。实证检验表明，在1998至2013年期间，货币变化量属于通胀的一个具有强解释性的外生变量，同时通货膨胀也是货币量变化的强解释性的外生变量。
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货币供给论文篇12
一、货币主义概述
二战之后，英、美等发达资本主义国家推行的凯恩斯有效需求的管理政策，而50年代之后，通货膨胀开始对凯恩斯的经济政策产生了冲击，在此背景下，美国芝加哥大学教授弗里德曼创立了货币主义，弗里德曼于1956年发表了《货币数量论—重新表述》—文，强调货币供应量的变动是引起经济活动和物价水平发生变动根本的和起支配作用的原因，布伦纳于1968年使用“货币主义”一词来表述其政策主张，此后货币主义被广泛采用。
1973～1974年，主要的西方国家开始出现通胀与实业同时存在的“滞胀现象，凯恩斯的理论无法对滞胀的现象作出解释，于是货币主义开始流行，并对西方国家的宏观经济政策产生了重要的影响，货币主义的主要的代表人物有美国的哈伯格、布伦纳和安德森等人，英国的莱德勒和帕金等人。
货币主义的发展主要分为三个阶段：第一阶段是20世纪50年代中期，弗里德曼《货币数量论的论述》文章作为开始；第二阶段，60～70年代，用数学方法建立货币数量模型，即现代货币数量论，货币理论开始成熟；第三阶段，70年代中期以后，西方各国开始提出并实施一些货币主义的政策措施，货币主义进入试验阶段。
二、货币主义的理论
货币主义的最基本的就是坚持经济自由主义原则，坚信人们在不损害别人的自由的前提下，有根据自己的智能运用他们的能力和机会的自由，认为自由竞争的资本主义是理想的经济制度，是自由的经济体系。货币主义非常重视货币作用，认为货币是推动产量、就业和物价变动的最主要因素。
货币主义从剑桥方程式M=KY出发提出了新货币数量论，认为影响人们货币需求的因素财富总量，人力财富与非人力财富的分配，货币及其它资产的预期收益率，人们对保有货币的偏好等因素，货币数量的论的公式可表示为：
其中：M为个人的货币量；M/P为实际货币需求；y（=Y/P）为实际收入；w为物质资产在总资产中的比例；rm、rb、re分别为货币、股票和债券资产的预期收益率；u为影响货币效用的因素和经济稳定的预期；1/P?dP/dt为价格水平的预期变动率。
在通货膨胀与失业理论方面，弗里德曼将通货膨胀定义引起物价长期普遍上涨的一种货币现象，通货膨胀是一种货币现象，与货币量的多少直接相关。币主义根据公式MV=P，方程两边取对数，并对时间t求导得到：
货币主义认为探讨通货膨胀离不开对货币因素的分析，在分析中要注意相对价格变动和平均物价水平变动的界限与一次性物价上涨和持续性物价上涨的界限，货币学派在分析实际的经济问题中非常注重货币因素。
三、货币主义的政策主张
在经济政策主张方面，货币主义主张单一规则；所谓单一规则指的是在制定财政货币政策的时候将货币供应量作为唯一的政策工具，制定货币供应量增长的数量法则，使得货币增长率同的经济增长率保持一致，并且在公众的预期之下。这就要要求货币当局在制定经济政策的时候做到要公开，将政策的预期目标公示，降低人们对政策波动的预期，同时也可以实现对货币当局政策的监督。
同时，货币主义还认为货币当局在制定货币政策的时候，要坚持长期政策的稳定性，避免政策的变动带来经济的波动，这样可以增强货币政策的效果，达到与初始效果相一致。
在货币供给方面，货币主义认为要稳定的货币供应增长率，加强货币政策的连续性和稳定性，防止货币供给的剧烈波动对宏观经济产生影响，综合来看，货币主义者认为，在长期采取固定不变的货币供应增长率，确保稳定货币，稳定币值，实现物价、经济长期稳定的目标，这三个要点紧密相连。
在汇率政策方面，货币主义主张浮动的汇率制度，要求汇率应当随着国际收支的变动而自动调整，将汇率交给市场去决定，同时政府应当尽量少的去干预汇率市场。
四、货币主义对我国宏观经济政策启示
目前，我国的市场经济体制还未完全的建立，在经济管理中，政府的适当干预是宏观经济调控的必然要求。在实际的操作中，必须的正确的认识货币供给、通货膨胀、经济发展及其相互关系。货币供给必须与经济的发展相适应，不能超越经济的发展的速度，这样就会产生通货膨胀，由于我国的外汇储备规模的连年增加，外汇占款的数量也是急剧的增加，造成我国的货币供给量一直在高位运行，造成我国资产价格如不动产等的价格的上涨，这是货币供给没有控制好的必然结果。
2008年全球金融危机以来，中国启动了4万亿的扩张计划，增发了大量的货币，货币发行速度已经远远超过了经济增长率，给经济体注入了过多的流动性，照货币主义的公式就会直接转换为通货膨胀率，资产价格大幅度上涨，给居民的日常生活造成了诸多不良的影响。
在宏观经济管理中，货币政策与财政政策的相互配合，根据实际的经济情况相机抉择，才能起到扩大就业和促进经济稳定的目标。就我国的目前情况而言，应当逐步的降低货币的投放量，通过控制货币的投放来逐步降低通胀水平。
在汇率制度方面，我国现行的是由管理的浮动汇率制度，资本账户还未开发，但是我国长期处于外贸失衡的状况，资本账户的开发是大势所趋，审慎、高效的监管体系是资本项目开放的制度保障，须加强金融监管力度，这建立监控机制；建立健全各种法规制度，有步骤的开放资本账户。
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货币供给论文篇13
一般物价水平的每一变动总会对经济个体的消费、储蓄和投资行为产生影响，因此一般物价水平变动的度量即CPI指数受到普遍关注。金融危机以来，我国为应对经济下行风险采取一揽子调控计划，经济提振效应明显，其中的四万亿大规模投资计划在经济短暂恢复后，其所带来的负面影响开始为经济专家和实务界人士关注，包括银行体系因此而产生巨额坏账的风险、各地方政府融资平台的运作效率以及为下一轮通货膨胀埋下的隐患。
在我国经济发展存在不确定性和物价上涨隐忧背景下，专家在抑制通货膨胀和保持经济平稳较快发展的优先目标确定问题上展开过争论。2010年10月CPI同比上涨4.4%，涨幅比上月扩大0.8个百分点。国务院近期出台包括确保产品市场供应在内的16项措施稳定居民消费价格总水平。至此通货膨胀由担忧变为现实并引起决策层重视。针对此轮通货膨胀，国家发改委曾撰文指出央行超发货币是主要原因。关于物价水平与货币供给和实际产出之间的关系，传统货币数量论的现金交易说给出了经典解释，但囿于其苛刻的前提假设和恒等式的特点所带来建模和数据处理上可能存在的问题，在现金交易说的框架内对方程中各变量之间的数量关系和传导路径尚未有权威的实证研究。
和立道、范修礼（2010）应用现金交易方程分析我国货币供给状况，得出我国在过去30年一直存在超额货币供给的结论，并从货币角度考虑，我国一直存在通货膨胀的陷阱。李腊生、翟淑萍等（2010）通过对货币数量方程的推导，认为通货膨胀本质上是一种货币现象，它是过多的货币追逐过少商品的结果。孙韦、郑中华（2010）发现当期的价格水平和前一期GDP的增长率是正相关，货币供应量的增加会引起下一年度物价水平的上升。赵影，周岳（2010）则认为实体经济景气状况和货币供应量是决定CPI中期波动的重要因素。可见，当前的已有研究均是在现金交易说框架之外进行的。
本文立足于现金交易说，在此框架内对现金交易方程进行修正并放松部分前提假设，通过对数据的长期均衡处理，建立VAR和ECM模型，辅以脉冲响应和方差分解等技术手段，来深入探寻变量之间的数量关系和传导机制，以求为当局管理通货膨胀提供决策参考。
模型设定与数据处理
费雪在1911年提出著名的交易方程即MV=PT，并作出了货币流通速度V短期稳定、充分就业下商品和劳务交易量T变动极小（故可视为常数）和一般物价水平P完全被动的三个假定。
作为经典货币数量论，现金交易说在对经济中货币需求决定机制进行解释的同时，也为在同样的框架下探求现实中价格变动影响机制提供了理论上的支持，而货币数量论长期均衡理论的属性又为研究一般物价水平与均衡货币供给和实际产出之间的关系提供了可能。需要注意的是，现金交易说以实际产出不变为前提的假设不符合我国现实。
但本文认为，作为一种理论化的阐述，费雪设定充分就业的前提，主要是为强调物价与货币量同步变动的结论，这可从其对货币流通速度短期内稳定且长期变动也极小的另一假定得到证实。本文从大量历史数据入手，如果实证结果验证了物价变动和货币数量、实际产出之间存在可信关系，即便放松充分就业的假定也无妨碍于对结论的解释，由此关系做出管理通胀的决策也是可以信任的。
费雪对方程式中各因素的说明是抽象的，因此本文需要寻找其变量。由于实践中变量的代表性和测量技术问题，难以找到一般物价水平P的精准度量；同时费雪对于流通的货币层次M也未能指定具体的划分；商品和劳务交易量T如果视为常数将不合乎实际。
关于货币流通速度V的经验研究，一般依赖于传统的货币需求方程。传统的 Clower（1967）现金先期约束（CIA）模型一般认为流通速度独立于货币增长率；Lucas（1980）仅考虑消费品，得到常数流通速度的结论；Stockman（1981）尽管考虑了资本积累，不过仍然假定仅有消费品的购买需要货币预付，此时货币增长速度并不影响流通速度，即使资本品的购买也需要货币预付，货币流通速度仍为常数；赵留彦（2009）由中国经验数据，认为货币化进程并未导致流通速度的显著下降；Lucas和 Stokey（1987）以及 Hamilton（1989）将商品分为两类，一类需用货币交易，而另一类则用信用交易，这样通胀率以及交易技术的变动将影响两类商品的相对价格，从而影响到货币的流通速度。康志勇（2007）认为自改革开放以来我国大多数年份的货币流通速度是下降的。这样，可归纳出关于货币流通速度的两种观点：货币流通速度保持不变或下降。因此本文对货币流通速度做两种处理，作为变量把理论界常用GDP/M2测度的货币流通速度变量序列纳入模型，或者视货币流通速度为常量。
如上所述，由于变量的代表性和测量问题，本文对对数变化后的方程赋予参数，以作为对理论交易方程恒等式偏差因素的调整：
lnP=β0lnV+β1lnM+β2lnT（1）
本文选择1994年1季度~2009年4季度数据进行实证检验。以1994年1季度为基期的物价水平序列（1994Q1=100）作为一般物价水平P的变量，并在此基础上对各季度GDP进行指数平减，得到实际GDP作为商品和劳务交易总量T的变量，选择剔除价格因素的M2来衡量货币流通量，以GDP/M2作为对货币流通速度V的度量。本文数据来自于中国统计年鉴和《中国季度生产总值核算历史》。
由于商品和劳务交易量T和货币流通速度V序列值含有季节因素，会掩盖经济发展的客观变化，因此本文参照美国商务部人口普查局的X-12季节调整方法对上述两个变量序列值中所含的季节因子进行剔除。然后再用Hodrick-Prescott滤波方法剔除各变量序列中的循环要素，得出其长期趋势即均衡值，以作为模型拟合的最终变量值。
实证研究
（一）序列平稳性和协整检验
本文采用ADF单位根检验方法来检验变量的平稳性。由表1可看出，四个变量满足构造协整方程的必要条件。所有变量的水平序列都是非平稳的，而它们的一阶差分在10%的水平下均是平稳的，即都是I（1）序列。根据协整理论，如果涉及的变量都是一阶差分平稳的，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。
用GDP/M2对货币流通速度进行测算，发现流通速度是下降的。纳入模型时，在建立VAR对象时，出现近似奇异矩阵的情况，因此本文直接考虑第二种情况，视货币流通速度为常量，即将模型表示为HPlnP=β0+β1HPlnM+β2HPlnT_TC。其中，HPlnP、HPlnM、HPlnT_TC分别是一般物价水平、实际货币供给和经X-12法调整的实际产出的对数长期趋势值，即均衡值。
在上述变量均为一阶单整的基础上， 可以利用 Johansen协整检验来判断它们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。在进行协整检验之前， 必须首先确定VAR模型的结构。经过多次试验， 根据 SC准则最终确定lnM与lnP、lnT的VAR模型的最优滞后期数为2，Johansen协整检验结果如表2所示。
由表2可知，无论是迹统计量还是最大特征值统计量，均显示lnM、lnP和lnT在5%的显著性水平上至少存在2个协整向量。
（二）结果输出与解释
由于极大似然原理比最小二乘原理更本质地揭示了通过样本估计母体参数的内在机理，因此本文以对数极大似然函数进行估计。其中HPlnP的似然函数为：
2）
其中，参数向量ψ=（β0，β1，β2，σ2μ）T，σ2μ为残差平方。模型极大似然估计结果如表3所示。
通过对上述模型残差进行正态性Jarque-Bera统计量检验，可以认为残差服从正态分布，从而说明通过对数极大似然法进行模型估计的合理性。检验结果如下：
，相应P值为0.51。
其中，k=3，S、K分别为偏度和峰度。
长期来看，我国实际货币流通量对一般物价水平的影响是正向并且显著的，实际货币流通量每增加1%，一般物价水平将上涨0.13%，可见即便放松充分就业的假定前提，我国物价水平对实际货币供应量的反应也是明显的。当前我国处在经济社会加速转轨时期，经济规模的扩大必然要求实际货币供应量不断增长，同时伴随着实际产出或供给的增加，经济体的需求以更高的速度增长，因此就带来了一般物价水平的提升。而商品或劳物的实际交易量则对物价影响较小并且不显著。一个可能的解释是，当前我国总需求不断增长的大背景下，货币供应在满足实际产出增长所需的资本投入的前提下仍然能够影响物价水平的变动，相应地弱化了实际产出变动对物价水平的影响，即在当前阶段货币供应量是影响我国物价水平变动的主导因素。这与前不久国家发改委撰文指责央行超发货币是影响当前我国通货膨胀的元凶的结论相一致。
（三）脉冲响应分析
脉冲响应是用来分析当误差项发生变化或模型受到某种冲击时对系统的动态影响。图1分别给出了我国一般物价水平对于实际货币供给和实际产出的一个单位冲击的动态响应图，横轴代表滞后阶数，纵轴代表物价水平对冲击的响应程度， 实线部分为计算值，上下两条虚线为响应函数值加或减两倍标准差的置信带。从图1可以看出， 给予实际货币供应一个单位冲击，将导致一般物价水平的正响应，并在第3期达到最高点，然后逐渐趋于收敛，这与模型中实际货币供应量对物价水平的影响方向是一致的；给予实际产出一个单位冲击，将导致物价水平的负响应，并在第14期达到最低点，然后逐渐收敛。比较来看，实际货币供给冲击对物价的影响明显大于产出冲击的影响，这在模型估计参数结果中也能得到反映。
（四）方差分解分析
方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，来评价不同结构冲击的重要性，因此给出的是对VAR模型变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。
由表4可知，虽然一般物价水平的变动主要源于自身， 但是实际货币供给和实际产出对物价水平变量的预测误差仍然有较大的贡献率。尤其是随着滞后期的延长，货币供给对物价水平的预测误差的贡献率不断升高，在20期达到16.05%，而实际产出对物价水平预测误差的贡献率相对较小，并在15期后维持在6%的水平。由此可以认为，在改进现金交易方程框架内货币供应的波动是导致一般物价水平波动的主要原因。
（五）误差修正模型
前述模型描述的是变量之间的一种长期均衡关系，而实际经济数据却是由非均衡过程生成的。因此，文章认为建模时需要用数据的动态非均衡过程来逼近经济理论的长期均衡过程，误差修正模型（ECM）就是对这种思想的体现。本文由均衡数据和极大似然估计原理，得出了针对修正模型dHPlnP=γ0+γ1ecm（-1）+γ2dHPlnM+γ3dHPlnT_TC的估计结果（见表5）。
输出结果基本描述了实际货币供给和实际产出作用于一般物价水平的路径及短期动态关系。估计系数表明实际货币供给和实际产出的短期波动分别以0.08、-0.36的比例影响一般物价水平的变动，其作用方向与长期均衡表达式一致；短期偏离长期均衡的部分将以0.079倍于偏差的速度对下一期物价水平的变动进行反方向修正，形成回归长期均衡的拉力。值得注意的是，即便在短期内，实际货币供给和实际产出对物价水平的影响也与长期均衡下的方向一致，这为当局通过货币供给调控和产出供应保障以实现通胀预期的良好治理时可免于短期干扰提供了依据。
结论
本文在现金交易说的框架内，运用VAR和ECM模型对一般物价水平与实际货币供给和实际产出均衡值之间的数量关系及动态传导路径进行了实证研究。结果表明在当前阶段，货币供给在影响我国物价水平变动的诸因素中起主导作用，而实际产出的影响系数较小并且在统计上不显著。可能的原因是，在我国经济社会加速转轨时期，长期存在着超额货币供给，使其在满足实际产出增长所需的资本投入的前提下仍然能够影响物价水平的变动，相应地弱化了实际产出变动对物价水平的影响。
从方差分解的结果看，货币供给相对产出对物价水平预测误差的贡献更大，且这种贡献随着滞后期的延长处于上升态势。这表明货币供给的通货膨胀滞后效应比较明显，当前的物价上涨很大部分可能来自于前期超发货币的贡献。脉冲响应图显示，尽管产出对物价影响系数较小，统计上也不显著，但产出的增加在某种程度上对平抑物价能够做出贡献，误差修正模型也表明短期内产出的增量能对物价产生0.36倍的负向影响。因此作为权宜之计，通过扩大供应以平抑物价在短期内是可取的。针对当前的通货膨胀问题，当局应当在维持物价稳定的目标下把控制甚至回笼货币做为主要手段，同时减少市场进入壁垒，加大市场供应，辅以其它的经济法律手段，必要时采取临时性的行政价格管制。
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