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貨幣供應(yīng)量范文第1篇

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量；基礎(chǔ)貨幣；貨幣乘數(shù)；途徑

1999年以來(lái)，中央政府實(shí)施了積極的財(cái)政政策，對(duì)保持宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)起到了重要作用，但總需求相對(duì)不足的狀況仍未得到有效解決，這表明在財(cái)政政策積極的同時(shí)，有必要讓貨幣政策扮演更加重要的角色，充分發(fā)揮貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。就貨幣政策而言，一個(gè)重要指標(biāo)就是貨幣供應(yīng)量，因此，最近一段時(shí)間，有關(guān)專(zhuān)家學(xué)者呼吁2000年要擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量，使貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)保持較高水平，從而為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供保障。那么，擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量的途徑在哪里？應(yīng)采取哪些措施呢？

一、貨幣供應(yīng)量的決定因素及分析

在現(xiàn)代貨幣銀行制度下，貨幣供應(yīng)量取決于基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)之積，因此，只有對(duì)基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)進(jìn)行詳細(xì)的研究，才能準(zhǔn)確把握貨幣供應(yīng)量的趨勢(shì)。

1．基礎(chǔ)貨幣的決定因素及實(shí)證分析

貨幣銀行理論表明，基礎(chǔ)貨幣由流通中的現(xiàn)金與商業(yè)銀行的準(zhǔn)備金之和構(gòu)成，它是創(chuàng)造貨幣供應(yīng)量的基礎(chǔ)。由于我國(guó)的特殊國(guó)情，央行的基礎(chǔ)貨幣還包括非金融部門(mén)的存款，因此本文對(duì)基礎(chǔ)貨幣的定義是：基礎(chǔ)貨幣＝發(fā)行貨幣＋對(duì)金融機(jī)構(gòu)負(fù)債＋非金融機(jī)構(gòu)存款（以下所用數(shù)據(jù)除非特別說(shuō)明，均來(lái)自于中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)）。

根據(jù)歷史數(shù)據(jù)，我國(guó)的基礎(chǔ)貨幣總體上呈上升趨勢(shì)。1990年之前基礎(chǔ)貨幣增長(zhǎng)比較緩慢，基本上是平穩(wěn)的爬升階段；1993年之后，基礎(chǔ)貨幣增長(zhǎng)較快，特別是在1993－1994年間，基礎(chǔ)貨幣的增幅明顯較高，1995－1996年雖有所波動(dòng)，但仍保持較高水平；1997年，基礎(chǔ)貨幣增速放緩（當(dāng)然這與統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化有一定關(guān)系，但增速下降趨勢(shì)則是明顯的），1998－1999年，在法定準(zhǔn)備金率下調(diào)以及法定準(zhǔn)備金帳戶(hù)和備付金帳戶(hù)合并之后，基礎(chǔ)貨幣增速下降的趨勢(shì)更加明顯。從基礎(chǔ)貨幣的構(gòu)成看，基礎(chǔ)貨幣增速下降主要是受對(duì)金融機(jī)構(gòu)負(fù)債增速下降所致，1999年，非金融機(jī)構(gòu)存款出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，也對(duì)基礎(chǔ)貨幣的增長(zhǎng)產(chǎn)生了一定的影響。

從中央銀行的資產(chǎn)負(fù)債表來(lái)看，基礎(chǔ)貨幣是中央銀行的主要負(fù)債，因此為了達(dá)到調(diào)控基礎(chǔ)貨幣的目的，中央銀行可以通過(guò)調(diào)整資產(chǎn)方的各個(gè)項(xiàng)目來(lái)實(shí)現(xiàn)。歷史數(shù)據(jù)表明，1993年以前，我國(guó)銀行總資產(chǎn)中中央銀行國(guó)外資產(chǎn)所占比重較低，因而這期間基礎(chǔ)貨幣的變化主要由中央銀行國(guó)內(nèi)資產(chǎn)的運(yùn)用所決定。1993－1994年是我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期發(fā)生轉(zhuǎn)折的階段，醞釀和出臺(tái)了一系列的改革措施，1994年初又進(jìn)行了一系列稅制和外匯管理體制的改革，尤其是人民幣匯率的并軌和實(shí)行結(jié)售匯體制的改革，大大促進(jìn)了出口的增長(zhǎng)，形成了國(guó)際收支中經(jīng)常性項(xiàng)目的大量順差，從而使中央銀行國(guó)外資產(chǎn)所占比重增大。1995－1997年，為維護(hù)人民幣匯率的相對(duì)穩(wěn)定，使得中央銀行國(guó)外資產(chǎn)所占比重進(jìn)一步增大，1997年末達(dá)到42．1％。1998年，由于受亞洲金融危機(jī)的影響，我國(guó)出口形勢(shì)嚴(yán)峻，外貿(mào)順差有所減少，因而國(guó)外資產(chǎn)所占比重上升趨勢(shì)減緩，年末為43．7％?？梢哉f(shuō)，近幾年來(lái)，中央銀行的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中國(guó)內(nèi)外資產(chǎn)幾乎均等，因而國(guó)外資產(chǎn)的多少、增長(zhǎng)快慢就對(duì)基礎(chǔ)貨幣有非常重要的影響。從增長(zhǎng)速度看，1993年以來(lái)，中央銀行國(guó)外凈資產(chǎn)的增速呈明顯下滑態(tài)勢(shì)，1994－1998年其增速分別為：187．3％、49．8％、43．4％、38．3％和2．5％。1999年1－9月份，國(guó)外凈資產(chǎn)增長(zhǎng)10．4％，這也是1999年3季度以來(lái)貨幣供應(yīng)量增幅回升的一個(gè)重要因素。

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

2．貨幣乘數(shù)的影響因素及分析

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

根據(jù)我國(guó)的情況，狹義貨幣乘數(shù)可表述為：（現(xiàn)金漏損率＋活期存款比率）／（法定準(zhǔn)備金率＋備付金率＋現(xiàn)金漏損率＋非金融部門(mén)存款比率）；廣義貨幣乘數(shù)的分母與狹義貨幣乘數(shù)一致，分子則為1＋現(xiàn)金漏損率。根據(jù)這兩個(gè)公式，我們對(duì)1993年以來(lái)我國(guó)的貨幣乘數(shù)進(jìn)行了測(cè)算，結(jié)果表明，其（即與貨幣供應(yīng)量和基礎(chǔ)貨幣實(shí)際值計(jì)算的結(jié)果）誤差很小（平均誤差為3％，且很穩(wěn)定），趨勢(shì)也是一致的。因此，分析貨幣乘數(shù)，有必要對(duì)以上幾個(gè)行為參數(shù)作出判斷。

（1）法定準(zhǔn)備金率

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

（2）備付金率

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

（3）現(xiàn)金漏損率

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

（4）非金融部門(mén)存款比率

1993年以來(lái)，我國(guó)非金融部門(mén)存款一直比較穩(wěn)定，并呈緩慢下降趨勢(shì)，這一點(diǎn)在1999年表現(xiàn)得更為明顯，到1999年9月末，我國(guó)的非金融部門(mén)存款比率為3．58％，較之上年下降了一個(gè)百分點(diǎn)。隨著政策性金融業(yè)務(wù)的進(jìn)一步規(guī)范，這一比率將呈平穩(wěn)態(tài)勢(shì)，變化不會(huì)太大。

（5）活期存款比率

活期存款比率反映了貨幣供應(yīng)量層次的結(jié)構(gòu)變化，這個(gè)比率在決定狹義貨幣乘數(shù)時(shí)有用。由于受持有活期存款的機(jī)會(huì)成本的影響，因此這一比率與利率的關(guān)系比較密切，同時(shí)由于這里所指的活期存款主要是指企業(yè)活期存款，因而經(jīng)濟(jì)活躍程度如何以及企業(yè)對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)的預(yù)期怎樣，對(duì)活期存款也有著比較大的影響。1996－1998年，我國(guó)的活期存款比率基本維持在30％左右，進(jìn)入1999年后，一、二、三季度這一比率分別為27．5％，27．8％和28．8％，呈緩慢上升趨勢(shì)。隨著利率水平的下降和儲(chǔ)蓄存款實(shí)名制的實(shí)施，在金融交易工具增加不多、信用情況改善不大的情況下，估計(jì)這一比例將逐步上升。

二、擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量的對(duì)策

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

從增加基礎(chǔ)貨幣方面看，主要有三項(xiàng)：

（1）從貨幣當(dāng)局資產(chǎn)方著手，加大國(guó)內(nèi)資產(chǎn)的運(yùn)用，即加大再貸款、再貼現(xiàn)規(guī)模，特別是對(duì)那些急需資金的中小金融機(jī)構(gòu)，這樣可以從資產(chǎn)方影響基礎(chǔ)貨幣的增加。

（2）擴(kuò)大貨幣發(fā)行。在基礎(chǔ)貨幣中，貨幣發(fā)行占到了近50％，因此加大貨幣發(fā)行是擴(kuò)張基礎(chǔ)貨幣，進(jìn)而增加貨幣供應(yīng)量（M1、M2）的有效途徑。目前我國(guó)的經(jīng)濟(jì)過(guò)剩，絕非是經(jīng)濟(jì)高度發(fā)達(dá)條件下的過(guò)剩，遠(yuǎn)未達(dá)到東西多得用不了的程度。實(shí)際上，我們的建設(shè)資金缺口極大，潛在消費(fèi)與投資需求空間還很大，完全可以用發(fā)鈔票的辦法配合擴(kuò)張性財(cái)政政策來(lái)解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的問(wèn)題。同時(shí)，為擴(kuò)大貨幣發(fā)行，還可以核銷(xiāo)部分國(guó)有商業(yè)銀行的壞帳，幫助金融機(jī)構(gòu)化解金融風(fēng)險(xiǎn)；盡快成立中小企業(yè)貸款擔(dān)?；?，消除金融機(jī)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)放款的后顧之憂(yōu)，從而擴(kuò)大貸款規(guī)模，使資金配置更加優(yōu)化、有效。

（3）加大公開(kāi)市場(chǎng)操作力度。央行購(gòu)入債券，吐出基礎(chǔ)貨幣，這其中一個(gè)條件就是債券市場(chǎng)規(guī)模不斷擴(kuò)大，從而使公開(kāi)市場(chǎng)操作有一個(gè)好的著力點(diǎn)。

從提高貨幣乘數(shù)方面看，主要有四項(xiàng)：

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

（2）改變認(rèn)購(gòu)資金凍結(jié)數(shù)日的做法，消除新股認(rèn)購(gòu)對(duì)基礎(chǔ)貨幣和銀行準(zhǔn)備金管理的不利影響。理論上講，新股認(rèn)購(gòu)資金的驗(yàn)資既不需要資金的異地劃撥，也不需要凍結(jié)數(shù)日，只要驗(yàn)資的某一時(shí)點(diǎn)上新股認(rèn)購(gòu)帳戶(hù)中有真實(shí)資金就可以了。因此，應(yīng)改進(jìn)集中驗(yàn)資的方式，讓所有證券結(jié)算銀行或分行都在當(dāng)?shù)厝嗣胥y行營(yíng)業(yè)部開(kāi)戶(hù)，利用人民銀行營(yíng)業(yè)部聯(lián)網(wǎng)系統(tǒng)實(shí)行證券認(rèn)購(gòu)資金的當(dāng)?shù)仳?yàn)資，資金信息集中到交易所進(jìn)行認(rèn)購(gòu)。同時(shí)，為了不影響金融系統(tǒng)的基礎(chǔ)貨幣量和準(zhǔn)備金狀況，凍結(jié)認(rèn)購(gòu)資金的時(shí)間應(yīng)盡可能短，甚至可以縮短到幾乎一個(gè)時(shí)點(diǎn)上。全國(guó)統(tǒng)一驗(yàn)資結(jié)束以后，認(rèn)購(gòu)資金重復(fù)認(rèn)購(gòu)的可能性已經(jīng)不存在，因此，資金可在驗(yàn)資結(jié)束后立即解凍。中了新股以后的資金交割可另行制定交割日。這樣，銀行準(zhǔn)備金管理的壓力將大大減輕，超額準(zhǔn)備金率下降，貨幣乘數(shù)擴(kuò)大，基礎(chǔ)貨幣也不會(huì)受到影響。

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

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

不可否認(rèn)，無(wú)論是降低存款準(zhǔn)備金率，還是運(yùn)用再貸款、再貼現(xiàn)、公開(kāi)市場(chǎng)操作等，在市場(chǎng)化國(guó)家都被視為“猛藥”，其結(jié)果都會(huì)導(dǎo)致商業(yè)銀行授信能力的增強(qiáng)，然而這只是為擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量提供了必要條件?，F(xiàn)在的問(wèn)題是金融機(jī)構(gòu)并不缺資金，金融機(jī)構(gòu)存貸差逐步擴(kuò)大就是一個(gè)佐證。因此如果金融機(jī)構(gòu)仍然借貸、慎貸，那么擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量的初衷就不可能成為現(xiàn)實(shí)。為此，在采取貨幣政策手段外，尚需在體制改革上邁出更大步伐，具講說(shuō)：

（1）完善金融機(jī)構(gòu)自主經(jīng)營(yíng)的環(huán)境。目前，我國(guó)的金融機(jī)構(gòu)，特別是國(guó)有商業(yè)銀行，經(jīng)營(yíng)環(huán)境決定其還沒(méi)有完全實(shí)現(xiàn)自主經(jīng)營(yíng)，還存在各級(jí)政府對(duì)商業(yè)銀行的干預(yù)。因而使商業(yè)銀行不能充分發(fā)揮其中介功能，同時(shí)也使商業(yè)銀行產(chǎn)生了一定的依賴(lài)心理，缺乏創(chuàng)新和追求效益的動(dòng)力。

（2）約束機(jī)制與激勵(lì)機(jī)制要并行。近幾年來(lái)，由于銀行風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)和內(nèi)控制度的加強(qiáng)，以及建立了較強(qiáng)的約束機(jī)制，使貸款人必須為其行為的結(jié)果負(fù)責(zé)，放款多，責(zé)任大；而相應(yīng)的激勵(lì)機(jī)制并未形成，不放款沒(méi)責(zé)任，也不影響收入，“經(jīng)濟(jì)人”的理智使銀行人“寧肯閑置資金，也不敢、不愿放款”，因此在目前情況下，一方面在商業(yè)銀行內(nèi)部，對(duì)銀行人的考核不僅要著眼于貸款的安全性，同時(shí)也要看重其創(chuàng)造效益的能力，二者應(yīng)相輔相成；另一方面在現(xiàn)行體制下，對(duì)商業(yè)銀行不僅要有風(fēng)險(xiǎn)防范的要求，同時(shí)也要有效益指標(biāo)的要求。

貨幣供應(yīng)量范文第2篇

1．研究方法簡(jiǎn)述(1)修正后的線(xiàn)性回歸模型。當(dāng)線(xiàn)性回歸方程擾動(dòng)項(xiàng)存在序列相關(guān)時(shí)，運(yùn)用最小二乘法估計(jì)所得到的參數(shù)可能會(huì)不準(zhǔn)確，回歸系數(shù)檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量也不再可信。因此，在檢驗(yàn)蔬菜價(jià)格和貨幣供應(yīng)量普通線(xiàn)性回歸模型存在序列相關(guān)的基礎(chǔ)上，本文對(duì)原始模型進(jìn)行了修正，以消除序列相關(guān)的影響。假設(shè)式(1)為蔬菜價(jià)格pt對(duì)貨幣供應(yīng)量mt的簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸方程，εt為相應(yīng)殘差。若式(1)中εt存在序列相關(guān)，則通過(guò)構(gòu)建擾動(dòng)項(xiàng)的自回歸方程AR(p)來(lái)消除序列相關(guān)的影響?；舅悸啡缦?，若εt存在一階自回歸，則構(gòu)造式(2)所示的AR(1)，其中ut為白噪聲序列，將式(3)εt－1的表達(dá)式帶入式(2)，之后將式(2)帶入式(1)整理后就得到式(4)。顯然，以(pt－φpt－1)為新的因變量，(xt－φxt－1)為新的自變量運(yùn)用最小二乘法所估計(jì)出來(lái)的系數(shù)是無(wú)偏有效的。對(duì)于存在高階序列相關(guān)的線(xiàn)性回歸方程也可以采用與一階序列相關(guān)類(lèi)似的方法，將滯后殘差逐項(xiàng)帶入，直至得到一個(gè)誤差項(xiàng)為白噪聲的序列。(2)變參數(shù)模型。蔬菜價(jià)格和貨幣供應(yīng)量之間修正線(xiàn)性回歸模型的建立反映的是兩者之間的靜態(tài)關(guān)系。不難證明，線(xiàn)性回歸模型中最小二乘法估計(jì)出來(lái)的回歸系數(shù)一定滿(mǎn)足y－=θ0+θ1x－，這意味著此時(shí)回歸系數(shù)θ1表明的是樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量均值對(duì)蔬菜價(jià)格均值的影響。由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)正在逐步發(fā)生變化，貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜價(jià)格的推動(dòng)作用并不是一成不變的，為了分析貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜價(jià)格隨時(shí)間變化的動(dòng)態(tài)影響，本文建立關(guān)于兩者的變參數(shù)模型，如式(5)和式(6)。蔬菜價(jià)格與貨幣供應(yīng)量之間的變參數(shù)模型是狀態(tài)空間模型的一種形式，式(5)和式(6)分別為量測(cè)方程和狀態(tài)方程。其中式(5)表示的蔬菜價(jià)格與貨幣供應(yīng)量之間的一般關(guān)系。θ1t為不可觀測(cè)的狀態(tài)變量，其隨著時(shí)間的變化而變化，即為可變參數(shù)模型中的可變參數(shù)，需要運(yùn)用可以觀測(cè)的變量蔬菜價(jià)格pt和貨幣供應(yīng)量序列mt來(lái)估計(jì)。式(6)為假定不可觀測(cè)的可變參數(shù)θ1t的生產(chǎn)過(guò)程，假設(shè)狀態(tài)變量θ1t服從于AR(1)模型，μt為狀態(tài)方程的擾動(dòng)項(xiàng)，且其與εt相互獨(dú)立。

2．指標(biāo)與數(shù)據(jù)說(shuō)明蔬菜種類(lèi)繁多，不同品種一年內(nèi)自然上市的時(shí)間存在明顯差異;即使是同一品種，由于不同地區(qū)氣候的差異，自然上市的時(shí)間也不同，同一品種一年內(nèi)不同時(shí)間段的價(jià)格存在明顯的差異;此外，由于不同蔬菜品種存在明顯的異質(zhì)性，不同種類(lèi)間的價(jià)格也存在明顯的差異。為了概述蔬菜這個(gè)農(nóng)產(chǎn)品大類(lèi)總體物價(jià)變動(dòng)特征，本文選取居民消費(fèi)價(jià)格分類(lèi)指數(shù)(鮮菜)這個(gè)綜合性指標(biāo)來(lái)分析蔬菜總體價(jià)格的變化情況。居民消費(fèi)價(jià)格分類(lèi)指數(shù)(鮮菜)根據(jù)中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，該類(lèi)數(shù)據(jù)分析的期限為2001年1月至2012年5月，共計(jì)137個(gè)樣本。由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的鮮菜類(lèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是以上年同月為基礎(chǔ)的環(huán)比數(shù)據(jù)，本文以2001年各月的價(jià)格指數(shù)為基期，將各年的環(huán)比數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的定基數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)中2001年12月份數(shù)據(jù)存在缺失，本文以2001年11月份和2002年1月份價(jià)格指數(shù)的幾何平均數(shù)來(lái)進(jìn)行替代。

二、實(shí)證分析

1．蔬菜總體價(jià)格水平長(zhǎng)期內(nèi)呈現(xiàn)出上漲的趨勢(shì)蔬菜總體價(jià)格水平波動(dòng)十分劇烈，一年之內(nèi)會(huì)出現(xiàn)明顯的波峰和波谷，且波峰與波谷所對(duì)應(yīng)的價(jià)格水平相差較為明顯(見(jiàn)圖1)。但總的來(lái)說(shuō)，蔬菜總體價(jià)格水平呈現(xiàn)出明顯的上漲趨勢(shì)。雖然蔬菜原始價(jià)格序列波動(dòng)十分劇烈，但趨勢(shì)變動(dòng)序列清楚地顯示了蔬菜總體價(jià)格水平明顯的上升態(tài)勢(shì)。

2．蔬菜總體價(jià)格水平呈現(xiàn)出較為明顯的季節(jié)性波動(dòng)蔬菜總體價(jià)格水平的季節(jié)性波動(dòng)特征十分明顯。圖2為運(yùn)用X-12-ARIMA季節(jié)調(diào)整模型剝離出來(lái)的蔬菜總體價(jià)格水平季節(jié)性因素走勢(shì)圖?？偟膩?lái)說(shuō)，蔬菜總體價(jià)格水平季節(jié)性波動(dòng)的最高點(diǎn)于每年的7月份出現(xiàn);最低點(diǎn)于每年的2月份出現(xiàn)。這似乎與常理相悖，因?yàn)橄鄬?duì)于冬季菜而言，夏季上市的露地蔬菜品種較多;蔬菜總體價(jià)格水平的季節(jié)性波動(dòng)并不違背這個(gè)常理。由于本文所使用的蔬菜總體價(jià)格水平是以2001年各月為基期計(jì)算出來(lái)的定基指數(shù)，這意味著所采用的蔬菜總體價(jià)格指數(shù)橫向比較絕對(duì)值大小是沒(méi)有意義的，這些數(shù)據(jù)反映的是對(duì)應(yīng)月份蔬菜價(jià)格變化的情況。蔬菜總體價(jià)格水平于7月份出現(xiàn)最高點(diǎn)反映的是2001－2011這10年間相比于其他11個(gè)月份，7月份的蔬菜價(jià)格上漲最快;同理，蔬菜總體價(jià)格水平于2月份出現(xiàn)波動(dòng)的最低點(diǎn)反映的是2月份蔬菜價(jià)格上漲速度最慢。結(jié)合夏季大多數(shù)蔬菜上市，價(jià)格水平處于低位;而冬季大多數(shù)蔬菜價(jià)格處于高位的事實(shí)，蔬菜價(jià)格7月份上漲較快而2月份上漲較慢的現(xiàn)實(shí)意義在于各個(gè)月份間的蔬菜絕對(duì)價(jià)格差距正呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，可能的解釋是由于設(shè)施蔬菜的快速發(fā)展和蔬菜生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步，一年內(nèi)各個(gè)時(shí)期蔬菜上市量差距逐步變小，季節(jié)性供給矛盾逐步緩和，從而各個(gè)月份的蔬菜價(jià)格差距呈現(xiàn)出變小的趨勢(shì)。

3．貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響由于蔬菜總體價(jià)格水平的季節(jié)性波動(dòng)特征較為明顯，若直接采用蔬菜總體價(jià)格水平的原始數(shù)據(jù)，從經(jīng)驗(yàn)上分析貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)其價(jià)格變化的影響得出來(lái)的結(jié)果有可能不顯著，季節(jié)性因素有可能掩蓋兩者之間的經(jīng)驗(yàn)關(guān)系。在剝離蔬菜總體價(jià)格水平季節(jié)性因素的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析貨幣供應(yīng)量變化對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響。本文在分析貨幣供應(yīng)量和蔬菜總體價(jià)格水平兩者之間的關(guān)系前，也剝離了貨幣供應(yīng)量較為明顯的季節(jié)性因素。(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在實(shí)證分析貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平長(zhǎng)期變化趨勢(shì)的影響之前，有必要對(duì)這兩個(gè)時(shí)間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，否則實(shí)證分析得出的結(jié)果有可能不準(zhǔn)確。表1顯示了貨幣供應(yīng)量序列和剝離季節(jié)性因素后的蔬菜總體價(jià)格水平的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果。顯然，剝離季節(jié)因子后的蔬菜總體價(jià)格水平和同樣剝離季節(jié)性因素的貨幣供應(yīng)量的原始序列均不平穩(wěn)，而對(duì)應(yīng)的一階差分卻均在0．01的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明兩者均為一階單整序列。(2)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果表明蔬菜總體價(jià)格水平和貨幣供應(yīng)量序列均為一階單整序列，意味著兩者之間有可能存在協(xié)整關(guān)系。所謂協(xié)整關(guān)系，指的是雖然所分析的時(shí)間序列變量原始序列不平穩(wěn)，但當(dāng)它們?yōu)橥A單整時(shí)，某種線(xiàn)性組合卻可能平穩(wěn)，即不平穩(wěn)的時(shí)間序列變量之間仍有可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。E－G兩步法和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)為目前主要檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的方法，由于E－G兩步法中的第一階段需要對(duì)變量間的線(xiàn)性回歸模型進(jìn)行最小二乘估計(jì)，應(yīng)用不是很方便［11］，因而采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)分析蔬菜總體價(jià)格水平和貨幣供應(yīng)量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。其中檢驗(yàn)形式為時(shí)間序列有線(xiàn)性趨勢(shì)而相應(yīng)的協(xié)整方程只包含截距，且VAR模型中的最大滯后期數(shù)取4。表2顯示了無(wú)約束條件下的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)表明原假設(shè)“沒(méi)有協(xié)整關(guān)系”被拒絕，說(shuō)明蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系;原假設(shè)“最多一個(gè)協(xié)整關(guān)系”也被拒絕，說(shuō)明蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量之間至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。經(jīng)驗(yàn)證，只有當(dāng)協(xié)整方程有線(xiàn)性趨勢(shì)而相應(yīng)的時(shí)間序列有二次趨勢(shì)時(shí)，蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量之間才僅存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，其他4種關(guān)于時(shí)間序列和協(xié)整方程是否包含截距或確定性趨勢(shì)的假設(shè)均表明蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系(見(jiàn)表3)?？傊?，雖然蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量的原始序列不平穩(wěn)，但兩者之間統(tǒng)計(jì)意義上仍存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。(3)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。理論上說(shuō)，貨幣學(xué)派主張貨幣供應(yīng)量的變化是物價(jià)變化的根本原因。邏輯上講，貨幣供應(yīng)量的快速增長(zhǎng)能推升市場(chǎng)上的一般價(jià)格水平，蔬菜也不例外;而蔬菜總體價(jià)格水平的變化對(duì)貨幣供應(yīng)量的發(fā)行幾乎不存在影響。貨幣供應(yīng)量的調(diào)整是政府調(diào)控經(jīng)濟(jì)的有力工具，貨幣供應(yīng)量發(fā)行量的大小應(yīng)以整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展態(tài)勢(shì)為基準(zhǔn)。因此，實(shí)證回歸模型的建立應(yīng)以蔬菜總體價(jià)格水平為因變量，以貨幣供應(yīng)量序列為自變量。為了從經(jīng)驗(yàn)上驗(yàn)證蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量?jī)烧唛g的因果關(guān)系，本文采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)驗(yàn)證兩者之間統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系。表4顯示了滯后一階蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。原假設(shè)“蔬菜總體價(jià)格水平不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因”所對(duì)應(yīng)的P值遠(yuǎn)大于0．05，因而此原假設(shè)被接受;而原假設(shè)“貨幣供應(yīng)量不是蔬菜總體價(jià)格水平的格蘭杰原因”所對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量高度顯著，從而拒絕此原假設(shè)，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量是蔬菜總體價(jià)格水平變化的格蘭杰原因。總之，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明貨幣供應(yīng)量是蔬菜總體價(jià)格水平變化的單向格蘭杰原因。因此，無(wú)論是從理論還是經(jīng)驗(yàn)上來(lái)看，貨幣供應(yīng)量的增加推升了蔬菜總體價(jià)格水平，但蔬菜總體價(jià)格水平對(duì)貨幣供應(yīng)量的變化不存在影響。(4)貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平影響程度的靜態(tài)分析。為了從經(jīng)驗(yàn)上驗(yàn)證貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響程度問(wèn)題，本文以蔬菜總體價(jià)格水平為解釋變量，貨幣供應(yīng)量為被解釋變量建立如式(7)所示的簡(jiǎn)單回歸模型。表5中第二列顯示了簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸模型式(7)的估計(jì)結(jié)果，雖然常數(shù)項(xiàng)θ0和貨幣供應(yīng)量所對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)θ1高度顯著;且模型的解釋程度也較高，R2達(dá)到了0．94，但DW檢驗(yàn)所對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量值為0．7045，遠(yuǎn)小于2，說(shuō)明模型(7)中的隨機(jī)誤差序列存在明顯的正相關(guān)。此外，滯后一階序列相關(guān)的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)(LM檢驗(yàn))所對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量nR2也高度顯著，這表明應(yīng)拒絕“直到1階滯后不存在序列相關(guān)”的原假設(shè)，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了模型(7)中殘差序列存在序列相關(guān)的結(jié)論。在回歸方程的殘差項(xiàng)存在序列相關(guān)的前提下，運(yùn)用最小二乘法所估計(jì)出來(lái)的參數(shù)可能不再有效，參數(shù)檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量結(jié)果也不再可信。為了準(zhǔn)確估計(jì)貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響程度，本文運(yùn)用修正后的線(xiàn)性回歸方程估計(jì)貨幣供應(yīng)量所對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)。表5第3列顯示，修正后的線(xiàn)性回歸方程中的擬合優(yōu)度R2相對(duì)于簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸方程而言變高了，說(shuō)明修正后的線(xiàn)性回歸方程解釋能力變強(qiáng)了，而AIC值也相應(yīng)變小了，說(shuō)明修正后的線(xiàn)性回歸模型變得更為精確。更為重要的是，修正后的線(xiàn)性回歸模型所對(duì)應(yīng)的DW值為1．8672，接近于2，說(shuō)明模型擾動(dòng)項(xiàng)序列相關(guān)的現(xiàn)象得到了明顯的改善，滯后一階序列相關(guān)的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)所對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量nR2也不再顯著，因而原假設(shè)“直到1階滯后不存在序列相關(guān)”不能被拒絕?？傊?，修正后的序列相關(guān)模型較好地從經(jīng)驗(yàn)上模擬了貨幣供應(yīng)量與蔬菜總體價(jià)格水平之間的關(guān)系。所估計(jì)出來(lái)的θ0和θ1的值分別為37．1301和41．6911，且均高度顯著。θ1的經(jīng)濟(jì)意義十分明顯，本文貨幣供應(yīng)量所對(duì)應(yīng)的計(jì)量單位為萬(wàn)億元，而蔬菜總體價(jià)格水平用鮮菜類(lèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)替代。因而經(jīng)驗(yàn)分析的結(jié)果表明當(dāng)流通中的貨幣供應(yīng)量每增加1萬(wàn)億元時(shí)，對(duì)應(yīng)的鮮菜類(lèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將上漲41．69，也就是說(shuō)，蔬菜總體價(jià)格水平將上漲41．69%。(5)貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的動(dòng)態(tài)影響分析。關(guān)于貨幣供應(yīng)量和蔬菜總體價(jià)格水平間的實(shí)證模型，雖然上文中對(duì)兩者的簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸模型進(jìn)行了修正，修正后的模型擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)性得到了很好的改善，但估計(jì)方法仍為最小二乘法。不難證明，運(yùn)用最小二乘法估計(jì)出來(lái)的回歸系數(shù)一定滿(mǎn)足y－=θ0+θ1x－，這意味著θ1的經(jīng)濟(jì)意義是樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的平均影響程度。對(duì)此不禁要問(wèn):所研究樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響是否穩(wěn)定，還是隨著時(shí)間的推移發(fā)生了變化?一般而言，由于經(jīng)濟(jì)制度、國(guó)內(nèi)政策等各種因素的變化，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也處于動(dòng)態(tài)的變化之中，貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響程度也是動(dòng)態(tài)變化的，修正后的線(xiàn)性回歸模型θ1的估計(jì)反映的是貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的平均影響程度?；谏鲜鲆蓡?wèn)，本文運(yùn)用變參數(shù)模型分析貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的動(dòng)態(tài)影響。圖3顯示了運(yùn)用卡爾曼濾波法所估計(jì)出來(lái)的回歸系數(shù)θ1的動(dòng)態(tài)變化情況?？偟膩?lái)說(shuō)，θ1數(shù)值大小波動(dòng)較為劇烈，表明貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜市場(chǎng)的作用并不是一成不變的，但貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響程度沒(méi)有明顯的上升或下降趨勢(shì)，影響程度在20%～45%之間波動(dòng)，影響程度的波動(dòng)范圍并不大。這里需要解釋的是:修正后的線(xiàn)性回歸模型計(jì)算出來(lái)的貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的平均影響程度為41．69%，根據(jù)圖1各樣本期θ1的值，變參數(shù)模型所估計(jì)各樣本期θ1的平均數(shù)為30．72%，兩者有一定的差距?？赡艿脑蛟谟诠烙?jì)變參數(shù)模型中θ1的值時(shí)，初始值和初始的狀態(tài)向量是系統(tǒng)默認(rèn)的，因而最初得到的θ1值隨機(jī)性較大。

三、結(jié)論與政策含義

貨幣供應(yīng)量范文第3篇

關(guān)鍵詞:貨幣供應(yīng)量;通貨膨脹;協(xié)整理論;誤差修正模型

中圖分類(lèi)號(hào):F83

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

文章編號(hào):1672-3198(2010)16-0205-01

0 引言

通貨膨脹是衡量一國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行是否穩(wěn)定和健康的重要指標(biāo)。貨幣學(xué)派的代表人物弗里德曼認(rèn)為通貨膨脹是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中價(jià)格總水平大幅度持續(xù)上升的貨幣現(xiàn)象,并指出貨幣在長(zhǎng)期是中性的,其擴(kuò)張率將全部轉(zhuǎn)化為通貨膨脹率,也就是說(shuō)貨幣供給增加是通貨膨脹波動(dòng)的主要根源。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究表明,價(jià)格變動(dòng)與貨幣供應(yīng)密切相關(guān)。弗里德曼利用美國(guó)1867年~1960年間貨幣供給(M2)與通貨膨脹(GDP縮減因子)的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)高的貨幣供給導(dǎo)致高的貨幣膨脹,但兩者沒(méi)有短期相關(guān)性。另外,McCandless和Weber考察了110個(gè)國(guó)家,得出通貨膨脹率和貨幣供給量的變化具有非常強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系,其相關(guān)系數(shù)在0.92~0.96之間,幾乎接近于1,并且長(zhǎng)期來(lái)看,貨幣供給量的增加將最終導(dǎo)致相同程度的通貨膨脹率的上升。也就是說(shuō),貨幣供應(yīng)量的變化最終體現(xiàn)在物價(jià)的變化上。我國(guó)的眾多學(xué)者在該問(wèn)題的分析上也做了大量的工作。王少平以1978年~1994年為樣本,驗(yàn)證了中國(guó)通貨膨脹形成的基本原因是貨幣發(fā)行過(guò)量。

1 指標(biāo)選取

判斷是否發(fā)生了通貨膨脹、通貨膨脹的程度如何,涉及到通貨膨脹率的側(cè)度問(wèn)題。目前,常用的通貨膨脹的衡量指標(biāo)有消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI),零售價(jià)格指數(shù)(RPI),批發(fā)價(jià)格指數(shù)(WPI),生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)(PPI),以及國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值縮減指數(shù)(IPD)等。國(guó)際上,一般采用CPI指標(biāo)來(lái)觀察某個(gè)國(guó)家或地區(qū)是否發(fā)生了通貨膨脹或通貨緊縮。雖然居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)只是局限于統(tǒng)計(jì)居民家庭消費(fèi)的商品和勞務(wù),而把國(guó)家消費(fèi)和集團(tuán)消費(fèi)排除在外,不能全面的反映物價(jià)的變動(dòng),但它編制較為簡(jiǎn)單,有可靠的數(shù)據(jù)來(lái)源,且與人民的生活息息相關(guān),所以本文選用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)作為衡量通貨膨脹的指標(biāo)。

我國(guó)貨幣供應(yīng)量一般分為三個(gè)層次,M0、M1、M2。其中,M0為流通中的現(xiàn)金,M1=M0+活期存款,M2=M1+準(zhǔn)貨幣(定期存款+儲(chǔ)蓄存款+其他存款)。筆者認(rèn)為廣義貨幣供應(yīng)量M2最能反應(yīng)貨幣的總體情況,而之前也有學(xué)者作了研究發(fā)現(xiàn)M0、M1和通貨膨脹之間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系(劉金全,2004),所以筆者認(rèn)為選用M2具有代表性及可行性。

2 實(shí)證研究

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

利用Eviews分別對(duì)三個(gè)原序列以及一階差份序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)得到檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。由表1的結(jié)果表明:用ADF單位根檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)得到的較為一致的結(jié)論, M2、CPI均在0.05的顯著性水平下不能拒絕原假設(shè),即存在單位根。而M2、CPI的一階差分序列均在0.05的顯著性水平下拒絕原假設(shè),即差分序列均為平穩(wěn)序列,分別記為:DM2、DCPI。檢驗(yàn)結(jié)果表明M2、CPI均為一階單整序列。

表1 各個(gè)序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF檢驗(yàn)值P值PP檢驗(yàn)值P值

CPIM2DCPIDM2-0.180704-0.744763-3.317634-2.2240110.60440.37670.0030

0.0306-0.180704-0.659237-2.002389-3.0634980.60440.41450.04670.0050

2.2 協(xié)整分析

CPI與M2均為一階單整的,而同階單整的序列的某種線(xiàn)性組合可能是平穩(wěn)的,也就是說(shuō)有可能CPI與M2存在協(xié)整關(guān)系,即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。所以首先要對(duì)是否具有協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。常用的兩變量檢驗(yàn)方法為恩格爾―格蘭杰法(E―G兩步法)。

分別建立CPI與各種貨幣供給量的一元線(xiàn)性回歸方程,并利用最小二乘法估計(jì)得到方程如下:

CPI=8.540223+0.7941M2

(0.5323) (6.0379)

R2=0.7225 F=36.4568 DW=1.2285

從上述模型可知CPI與M2的回歸效果較好,模型通過(guò)F檢驗(yàn),擬合優(yōu)度達(dá)到0.7225,系數(shù)通過(guò)t檢驗(yàn),不存在自相關(guān)。

對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行ADF和PP單位根檢驗(yàn),其中 表示方程的殘差,且檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 各個(gè)殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF檢驗(yàn)值P值PP檢驗(yàn)值P值

εt-2.9310070.0064-3.1832170.0037

從表2看出,在顯著性為1%的情況下,ADF檢驗(yàn)及PP檢驗(yàn)均表明 是平穩(wěn)的。綜合上述結(jié)論,在1%水平下M2與通貨膨脹率之間存在較顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.3 誤差修正模型

建立誤差修正模型一般采用兩步,即分別建立區(qū)分?jǐn)?shù)據(jù)長(zhǎng)期特征和短期特征的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。誤差修正項(xiàng)的大小表明了從非均衡向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度,該模型突出了長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期的影響。

對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系中各變量的滯后項(xiàng)的選取,進(jìn)行從一般到特殊的檢驗(yàn),在這個(gè)檢驗(yàn)過(guò)程中,不顯著的滯后項(xiàng)被剔除,直到找到了最佳形式為止。本文通過(guò)了多次的試驗(yàn)檢驗(yàn) ,并利用Eviews軟件得出的結(jié)果為:

ΔCPI=-0.006955+0.395962ΔM 2t-1.013786ΔM 2t-1-0.683293ΔM 2Mt-2

(3.222167) (-2.530029)(-2.530725)

+1.175036ΔCPIt-1+0.39865ΔCPIt-2+0.325481ΔCPIt-3-2.169487ε2t-1

(3.607446)(2.216646)(2.019355)(-4.317421)

R2=0.966531 F=16.50197DW=2.862078

由上式可得,在樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率與CPI的誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)小于零,符合反向修正的原則,即上一期的CPI高于均值時(shí),本期的CPI的漲幅便會(huì)下降,反之上升。

3 結(jié)語(yǔ)

本文以我國(guó)1991年~2009年的年度數(shù)據(jù),綜合利用平穩(wěn)性檢驗(yàn),協(xié)整分析,誤差修正模型,分析各個(gè)層次的貨幣供給量與通貨膨脹率的關(guān)系,得到了以下結(jié)論:

(1)從長(zhǎng)期來(lái)看,貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率存在正的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,并且它與通貨膨脹率的乘數(shù)為0.7941,明顯的小于1,這說(shuō)明在我國(guó)貨幣變量的長(zhǎng)期中性的說(shuō)法不是準(zhǔn)確的。

(2)從短期來(lái)看,M2與通貨膨脹率之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系,本期的M2的增量對(duì)CPI起到正相關(guān)的關(guān)系,同時(shí)本期的通貨膨脹率對(duì)下一期的通貨膨脹率也有正的影響。然而,較為奇怪的是誤差修正系數(shù)為-2.16948,絕對(duì)值很大,這表明短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)偏離的程度很高,它們的波動(dòng)幅度很大。

綜上所述,我國(guó)的通貨膨脹率仍是一種貨幣現(xiàn)象,但并不像弗里德曼所說(shuō)的貨幣是中性的。廣義貨幣供給量M2與通貨膨脹之間有顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,也就是說(shuō)如果國(guó)家要控制通貨膨脹主要應(yīng)該控制準(zhǔn)貨幣(定期存款,儲(chǔ)蓄存款及其他存款),其中提高定期存款利率以及增加法定存款準(zhǔn)備金是比較可行有效的辦法。

參考文獻(xiàn)

[1]王少平.我國(guó)通貨膨脹成因與貨幣政策及其經(jīng)濟(jì)運(yùn)行目標(biāo)與宏觀調(diào)控的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,1996,(5):17-15.

[2]劉霖,靳云匯.貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)―基于協(xié)整的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究,2005,(3):14-19.

[3]王少平,李子奈.我國(guó)貨幣需求的協(xié)整分析及其貨幣政策建議[J].經(jīng)濟(jì)研究,2004,(7):9-17.

[4]王海斌,朱靜平.我國(guó)貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹關(guān)系的實(shí)證分析[J].廣西農(nóng)村金融研究,2006,(2):51-55.

貨幣供應(yīng)量范文第4篇

社會(huì)融資規(guī)模

與M2是什么?

通常說(shuō)的M2是指廣義貨幣供應(yīng)量，其計(jì)算公式是：流通中現(xiàn)金(M0)+活期存款=M1，M1+定期存款=M2。也可以換個(gè)角度，將M2簡(jiǎn)單地看成由現(xiàn)金、央行投放的基礎(chǔ)貨幣和派生存款共同構(gòu)成。如果假設(shè)流通中的現(xiàn)金數(shù)量相對(duì)穩(wěn)定，M2的增長(zhǎng)取決于央行投放基礎(chǔ)貨幣的數(shù)量、速度和金融系統(tǒng)派生存款的能力。從金融統(tǒng)計(jì)的角度看，它是個(gè)存量概念。比如截止到2010年12月31日，我國(guó)的貨幣供應(yīng)量是72.58萬(wàn)億元，這個(gè)量是自發(fā)行人民幣以來(lái)累計(jì)產(chǎn)生的貨幣供應(yīng)量。

社會(huì)融資規(guī)模目前尚沒(méi)有明確的定義，根據(jù)其名稱(chēng)，它至少應(yīng)該包括：每年新增的貸款，信托融資、各類(lèi)直接融資(股票、債券、中期票據(jù)、短期融資券等)、PE、境外投資、民間融資等，其更多地是流量的概念。

社會(huì)融資規(guī)模

能被準(zhǔn)確統(tǒng)計(jì)嗎?

通過(guò)對(duì)上述兩個(gè)概念的分析，可以看出，以M2作為代表的貨幣供應(yīng)量是可以準(zhǔn)確統(tǒng)計(jì)的。因?yàn)闊o(wú)論是現(xiàn)金投放，還是存款統(tǒng)計(jì)，國(guó)內(nèi)現(xiàn)有的制度體系都可以提供較為準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)。由于人民幣是唯一的法定貨幣，在國(guó)內(nèi)的任何一個(gè)經(jīng)濟(jì)主體，無(wú)論是個(gè)人，還是企業(yè)，其持有貨幣的形式要么是現(xiàn)金，要么是銀行存款。現(xiàn)金的發(fā)行是由人民銀行負(fù)責(zé)的，每年的現(xiàn)金發(fā)行量，全社會(huì)累計(jì)的現(xiàn)金流通量都是有統(tǒng)計(jì)的。而全部的存款都會(huì)體現(xiàn)在各商業(yè)銀行的統(tǒng)計(jì)報(bào)表中。全社會(huì)的貨幣供應(yīng)量可以通過(guò)人民銀行組織的金融統(tǒng)計(jì)得到準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)。

而社會(huì)融資規(guī)模則是一個(gè)不可能被準(zhǔn)確統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)。以PE為例，PE是“private equity”的縮寫(xiě)，一般的中文翻譯是私募股權(quán)投資。因?yàn)槭恰八侥肌?，所以無(wú)論是募資者，還是投資者，都沒(méi)有向社會(huì)公開(kāi)、或披露的義務(wù)。也同樣因?yàn)槭恰八侥肌?，具體的投資活動(dòng)是極其分散的，其形式也是非常多樣化的。目前在任何一個(gè)國(guó)家都沒(méi)有建立起權(quán)威的、全面的統(tǒng)計(jì)制度，在我國(guó)也是如此。PE雖然已經(jīng)是一個(gè)耳熟能詳?shù)脑~匯，但它到底對(duì)應(yīng)什么樣的投資活動(dòng)，哪些投資行為屬于PE的范圍并沒(méi)有明確的概念。毫無(wú)疑問(wèn)，像凱雷、DIG，紅杉資本這些著名機(jī)構(gòu)的投資活動(dòng)屬于PE，但為數(shù)更眾的民間投資其實(shí)也符合PE的特征。再加上民間的投資活動(dòng)中，債權(quán)投資和股權(quán)投資常常并不清晰，很多投資活動(dòng)同時(shí)具有雙重特征，也使PE的界定更為困難。正是由于沒(méi)有明確的PE概念及其界定，所以也就沒(méi)有PE的統(tǒng)計(jì)口徑和統(tǒng)計(jì)制度，就更沒(méi)有被普遍認(rèn)可的PE統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。雖然目前有很多機(jī)構(gòu)、學(xué)者都在研究此問(wèn)題，但彼此間的估計(jì)值存在以千億計(jì)的誤差。

作為監(jiān)測(cè)貨幣政策執(zhí)行情況的中間目標(biāo)，必須具備可測(cè)性、相關(guān)性、可控性等特征。如果不能有效解決社會(huì)融資規(guī)模的統(tǒng)計(jì)問(wèn)題，它就只是一個(gè)既不可測(cè)，更不可控的目標(biāo)，讓其承擔(dān)監(jiān)測(cè)貨幣政策執(zhí)行情況的功能，又怎么可能呢?

控制通脹的關(guān)鍵是什么?

我國(guó)目前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中最突出的問(wèn)題就是通貨膨脹。從抑制通貨膨脹的角度看，由于貨幣超額發(fā)行是引起通脹的根本原因，所以抑制通脹就須控制貨幣發(fā)行。

現(xiàn)代銀行制度的一大功能就是可以通過(guò)派生存款增加貨幣供應(yīng)：當(dāng)中央銀行發(fā)行的基礎(chǔ)貨幣進(jìn)入銀行體系后，銀行就獲得了發(fā)放貸款的能力。銀行放貸后，借款人又會(huì)在銀行中形成新的存款，銀行進(jìn)一步獲得了放貸的資金，如此反復(fù)，央行極少量的基礎(chǔ)貨幣發(fā)行，在商業(yè)銀行貸款，存款一再貸款一再存款的反復(fù)中，就會(huì)形成巨額貨幣供應(yīng)。隨著金融創(chuàng)新的發(fā)展，金融工具的多元化，銀行創(chuàng)造新的貨幣供應(yīng)的方式還包括銀行直接購(gòu)買(mǎi)國(guó)債、購(gòu)買(mǎi)企業(yè)債券、參與企業(yè)發(fā)行股票等行為。由此可見(jiàn)，由于銀行體系功能日益強(qiáng)大和金融創(chuàng)新高度發(fā)達(dá)，在影響貨幣發(fā)行的各種因素中，除了央行發(fā)行基礎(chǔ)貨幣外，銀行能派生存款的各類(lèi)資金運(yùn)用方式已經(jīng)成為創(chuàng)造貨幣的關(guān)鍵因素。

當(dāng)然，目前我國(guó)商業(yè)銀行在開(kāi)展業(yè)務(wù)時(shí)，由于監(jiān)管要求和銀行盈利沖動(dòng)，銀行最愿意開(kāi)展的業(yè)務(wù)仍然是發(fā)放貸款，控制貸款仍是控制貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)的根本手段。而至于其它的融資方式，像普通投資者用自己的存款購(gòu)買(mǎi)股票或債券，只是把個(gè)人的存款變成了企業(yè)的存款或政府的存款，并不會(huì)像銀行那樣能派生出新的存款，也不會(huì)增加貨幣供應(yīng)。所以在直接融資非常發(fā)達(dá)，手段非常多的情況下，社會(huì)融資總量與貨幣供應(yīng)量并無(wú)必然、直接的聯(lián)系。

從控制通脹的角度看，在長(zhǎng)期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量是決定通脹的唯一因素，對(duì)其的長(zhǎng)期觀測(cè)是不可能被放棄的。而對(duì)貨幣供應(yīng)量變化有重要影響的信貸投放速度和投放規(guī)模仍將被密切關(guān)注。尤其是在我國(guó)，直接融資尚不發(fā)達(dá)，銀行體系過(guò)于強(qiáng)大，貸款投放仍是控制貨幣發(fā)行的核心指標(biāo)。

不過(guò)在短期經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，關(guān)注社會(huì)總?cè)谫Y量仍然是非常重要的。雖然社會(huì)融資總量的增長(zhǎng)并不意味著貨幣投放的增長(zhǎng)，也不可能取代貨幣供應(yīng)量，但總?cè)谫Y的增長(zhǎng)將意味著總需求的增長(zhǎng)。如果中央銀行為了控制貨幣投放而僅僅控制貸款投放，多種方式的社會(huì)融資將彌補(bǔ)貸款投放減少產(chǎn)生的融資缺口，使總需求仍然保持在較高水平上或仍然快速增長(zhǎng)，這在短期里將使物價(jià)水平上升繼續(xù)獲得動(dòng)力。尤其是在貨幣已經(jīng)超發(fā)的情況下，由于融資方式的變化，有可能改變貨幣運(yùn)行的結(jié)構(gòu)，使過(guò)去集中于某一領(lǐng)域(比如房地產(chǎn))的貨幣游離出來(lái)。這時(shí)，一部分過(guò)去沉淀、隱藏的貨幣就可能被激活，進(jìn)而形成新的總需求，從而引起價(jià)格波動(dòng)，此時(shí)關(guān)注社會(huì)融資規(guī)模就有宏觀意義了。

像目前，雖然外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境仍然不景氣，但2010年中國(guó)經(jīng)濟(jì)仍然實(shí)現(xiàn)了10.3％的增長(zhǎng)。這就使國(guó)內(nèi)外的研究者認(rèn)為，控制貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)和控制總需求增長(zhǎng)都是中國(guó)抑制通貨膨脹的重要手段。

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貨幣供應(yīng)量范文第5篇

關(guān)鍵詞：時(shí)間序列；ARIMA模型；貨幣供應(yīng)量M1

一、引言

貨幣供應(yīng)量，即貨幣存量，是一國(guó)在某一時(shí)點(diǎn)流通手段和支付手段的總和。一般講，貨幣供應(yīng)量可以作為貨幣政策的監(jiān)測(cè)，控制指標(biāo)。貨幣政策本質(zhì)上是通過(guò)貨幣總量控制以影響社會(huì)總供求的政策。這種政策的有效性，決定于合理的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、健全的經(jīng)濟(jì)行為、有效的經(jīng)濟(jì)社會(huì)管理、靈活的市場(chǎng)機(jī)制。貨幣供應(yīng)量作為中央銀行調(diào)控經(jīng)濟(jì)的傳統(tǒng)中介目標(biāo)，從理論上其有不可替代的作用，同時(shí)在實(shí)踐上其作用也十分顯著，所以對(duì)貨幣供應(yīng)量的分析與預(yù)測(cè)是非常有意義的工作。

二、實(shí)證

本文采用中國(guó)人民銀行網(wǎng)站調(diào)查統(tǒng)計(jì)司的我國(guó)貨幣供應(yīng)量2007年-2010年的月度數(shù)據(jù)。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

使用Eviews軟件對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量進(jìn)行分析，首先繪制序列M1的折線(xiàn)圖可以看出，序列M1存在明顯的時(shí)間趨勢(shì)，這說(shuō)明政府在這期間動(dòng)用了許多積極的貨幣政策，我國(guó)的貨幣供應(yīng)量大致呈增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。

下面對(duì)序列M1進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，根據(jù)M1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，t統(tǒng)計(jì)量的值2.07遠(yuǎn)大于檢驗(yàn)水平-3.58（1%的臨界值）、-2.93（5%的臨界值）、-2.60（10%的臨界值），因此拒絕原假設(shè)，既可以認(rèn)為序列M1是非平穩(wěn)的。另外，從序列M1的相關(guān)圖可以看出，序列M1的自相關(guān)函數(shù)呈指數(shù)衰減，但衰減速度非常緩慢，因此也可以認(rèn)為序列M1是非平穩(wěn)的。

（二）模型識(shí)別

為了消除序列M1的趨勢(shì)并同時(shí)減小序列M1的波動(dòng)，對(duì)序列M1進(jìn)行一階差分。根據(jù)序列M1的一階差分相關(guān)圖可以看出，序列M1一階差分后的自相關(guān)函數(shù)沒(méi)有與原序列M1那樣呈指數(shù)緩慢衰減，而是快速衰減，從而表明序列M1的趨勢(shì)基本得到消除。對(duì)序列M1建立ARIMA（p，d，q）模型，由于序列M1經(jīng)過(guò)一階差分后，序列的趨勢(shì)被消除，因此d=1，而序列M1的自相關(guān)函數(shù)和偏自相關(guān)函數(shù)都是一開(kāi)始就衰減為0，因此p=1，q=1。綜合上述分析，考慮建立ARIMA（1，1，1），ARIMA（1，1，0），ARIMA（0，1，1）

（三）模型估計(jì)

為了選取適合的模型，我們對(duì)上述ARIMA模型進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示ARIMA（1，1，1）擬合優(yōu)度最好，且根據(jù)ARIMA（1，1，1）的AIC（19.2010）和SC（19.32029）最小，所以選擇ARIMA（1，1，1）較為合適。

由表一可以得出ARIMA（1，1，1）模型AR過(guò)程和MA過(guò)程都分別有一個(gè)實(shí)數(shù)根，這兩個(gè)根的模都小于1，從而表明ARIMA模型是平穩(wěn)的也是可逆的。

該模型的展開(kāi)式為：（1-0.9516B）（1-B）M1=4610.103+（1-0.9658B）εt

（四）模型檢驗(yàn)

下面對(duì)模型的殘差序列進(jìn)行檢驗(yàn)，若殘差序列不是白噪聲，意味著殘差序列還存在有用的信息沒(méi)被讀取，需要進(jìn)一步改進(jìn)，本文中直接對(duì)殘差序列進(jìn)行操作，得到其相應(yīng)的自相關(guān)圖看出，殘差序列的樣本自相關(guān)函數(shù)和偏自相關(guān)函數(shù)都在95%的置信區(qū)域以?xún)?nèi)，從滯后1階到15階的自相關(guān)函數(shù)的概率P值全都顯著大于0.05，因此不能拒絕原假設(shè)，即可認(rèn)為模型ARIMA（1，1，1）估計(jì)的殘差序列不存在自相關(guān)，檢驗(yàn)通過(guò)。

（五）模型預(yù)測(cè)

下面利用所估計(jì)的模型ARIMA（1，1，1）對(duì)2010年10月，11月，12月的貨幣供應(yīng)量M1進(jìn)行預(yù)測(cè)。

由表二可以看出，2010年10月-12月我國(guó)貨幣供應(yīng)量M1的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值的差距較小，說(shuō)明ARIMA模型對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量的擬合度較好。

三、結(jié)束語(yǔ)