貨幣供應范文

導語：如何才能寫好一篇貨幣供應，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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關鍵詞：貨幣供應量；基礎貨幣；貨幣乘數；途徑

1999年以來，中央政府實施了積極的財政政策，對保持宏觀經濟穩定增長起到了重要作用，但總需求相對不足的狀況仍未得到有效解決，這表明在財政政策積極的同時，有必要讓貨幣政策扮演更加重要的角色，充分發揮貨幣政策對經濟增長的作用。就貨幣政策而言，一個重要指標就是貨幣供應量，因此，最近一段時間，有關專家學者呼吁2000年要擴大貨幣供應量，使貨幣供應量增長保持較高水平，從而為經濟增長提供保障。那么，擴大貨幣供應量的途徑在哪里？應采取哪些措施呢？

一、貨幣供應量的決定因素及分析

在現代貨幣銀行制度下，貨幣供應量取決于基礎貨幣和貨幣乘數之積，因此，只有對基礎貨幣和貨幣乘數進行詳細的研究，才能準確把握貨幣供應量的趨勢。

1．基礎貨幣的決定因素及實證分析

貨幣銀行理論表明，基礎貨幣由流通中的現金與商業銀行的準備金之和構成，它是創造貨幣供應量的基礎。由于我國的特殊國情，央行的基礎貨幣還包括非金融部門的存款，因此本文對基礎貨幣的定義是：基礎貨幣＝發行貨幣＋對金融機構負債＋非金融機構存款（以下所用數據除非特別說明，均來自于中國人民銀行統計季報）。

根據歷史數據，我國的基礎貨幣總體上呈上升趨勢。1990年之前基礎貨幣增長比較緩慢，基本上是平穩的爬升階段；1993年之后，基礎貨幣增長較快，特別是在1993－1994年間，基礎貨幣的增幅明顯較高，1995－1996年雖有所波動，但仍保持較高水平；1997年，基礎貨幣增速放緩（當然這與統計口徑發生變化有一定關系，但增速下降趨勢則是明顯的），1998－1999年，在法定準備金率下調以及法定準備金帳戶和備付金帳戶合并之后，基礎貨幣增速下降的趨勢更加明顯。從基礎貨幣的構成看，基礎貨幣增速下降主要是受對金融機構負債增速下降所致，1999年，非金融機構存款出現負增長，也對基礎貨幣的增長產生了一定的影響。

從中央銀行的資產負債表來看，基礎貨幣是中央銀行的主要負債，因此為了達到調控基礎貨幣的目的，中央銀行可以通過調整資產方的各個項目來實現。歷史數據表明，1993年以前，我國銀行總資產中中央銀行國外資產所占比重較低，因而這期間基礎貨幣的變化主要由中央銀行國內資產的運用所決定。1993－1994年是我國經濟周期發生轉折的階段，醞釀和出臺了一系列的改革措施，1994年初又進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行結售匯體制的改革，大大促進了出口的增長，形成了國際收支中經常性項目的大量順差，從而使中央銀行國外資產所占比重增大。1995－1997年，為維護人民幣匯率的相對穩定，使得中央銀行國外資產所占比重進一步增大，1997年末達到42．1％。1998年，由于受亞洲金融危機的影響，我國出口形勢嚴峻，外貿順差有所減少，因而國外資產所占比重上升趨勢減緩，年末為43．7％?？梢哉f，近幾年來，中央銀行的資產結構中國內外資產幾乎均等，因而國外資產的多少、增長快慢就對基礎貨幣有非常重要的影響。從增長速度看，1993年以來，中央銀行國外凈資產的增速呈明顯下滑態勢，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，國外凈資產增長10．4％，這也是1999年3季度以來貨幣供應量增幅回升的一個重要因素。

從國內資產看，1994年以前國內資產一直占中央銀行總資產的80％以上，可以說那時從資產角度看影響基礎貨幣的主要因素就是國內資產的變化情況。1994年后，由于國外凈資產的增加，中央銀行國內資產所占比重呈下降態勢，到1998年末，國內資產占中央銀行總資產的56．6％。在國內資產中，主要是對存款貨幣銀行的債權，如在1993年，對存款貨幣銀行債權占中央銀行總資產的70．3％，之后逐步下降，到1998年末為41．8％；其它還有對政府的債權，這一數值在1994年以前占總資產的比重較高，1994年占總資產的9．1％，之后由于銀行法規定政府不得向銀行透支，因而對政府債權一直穩定在1582億元，所占比重不斷下降。對非貨幣金融機構的債權，1997年以前占總資產的比重較小，1997年之后，由于政策性銀行等的發展，因而對非貨幣金融機構的債權增加較多，所占比重大幅上升，1998年末達到9．5％。從增長速度看，國內資產自1996年后增速迅猛下降主要是受對存款貨幣銀行債權增速下降所致，1997年下降1．11％，1998年下降9．1％，而1999年1－9月卻增長10．25％，相應地帶動國內資產增長10．24％。同樣，對非金融部門債權自1995年后一直為負增長，對國內資產的增長也產生了一定影響。與之相反，對非貨幣金融機構債權增長在1997年達到高點，當年增長1660．7％，之后盡管增速下降，但仍是國內資產各項中增速最快的，1998年增長42．97％，1999年1－9月增長16．9％，對國內資產進而對基礎貨幣的增長產生了一定的正影響。

2．貨幣乘數的影響因素及分析

根據前述基礎貨幣的定義，1993－1997年我國M2的貨幣乘數變化不太規則，有升有降，M1的貨幣乘數則基本呈微降態勢。但自從1998年春季央行大幅下調準備金率后，我國的貨幣乘數則基本上呈上升趨勢，即M1的貨幣乘數由1998年6月份的1．104上升到1999年9月的1．426，M2的貨幣乘數由1998年6月份的3．094上升到1999年9月的3．915。

根據我國的情況，狹義貨幣乘數可表述為：（現金漏損率＋活期存款比率）／（法定準備金率＋備付金率＋現金漏損率＋非金融部門存款比率）；廣義貨幣乘數的分母與狹義貨幣乘數一致，分子則為1＋現金漏損率。根據這兩個公式，我們對1993年以來我國的貨幣乘數進行了測算，結果表明，其（即與貨幣供應量和基礎貨幣實際值計算的結果）誤差很?。ㄆ骄`差為3％，且很穩定），趨勢也是一致的。因此，分析貨幣乘數，有必要對以上幾個行為參數作出判斷。

（1）法定準備金率

從理論上講，法定存款準備金率的調整，即使是微小的變化，都會對貨幣流通產生強烈影響，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，各國一般都不常用這個貨幣政策工具，即使要調整，也是微調，因為金融機構資金規模巨大，更為重要的是貨幣乘數的作用，它幾倍于存款創造貸款。盡管目前我國的法定準備金率已由原來的13％降至6％，但是一方面與國外相比仍較高，另一方面由于網絡化、全球化進程的加快，各國更為重視的是資本充足率這一指標，而對準備金率的要求有所放低，因此，作為刺激內需的貨幣政策操作工具——法定準備金率，仍有下調的空間。

（2）備付金率

近年來，隨著我國超額準備金率的不斷下降，貨幣乘數逐步放大，即超額準備金率與貨幣乘數呈反比例關系。備付金率的高低直接影響貨幣乘數的大小，但備付金率并不能完全由中央銀行所控制，它取決于商業銀行的行為，中央銀行只能間接地影響它。商業銀行持有備付金是有機會成本的，而備付金率的高低取決于市場利率與商業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，隨著二者差距的增大和利率水平的逐步降低，備付金率已出現下降趨勢，存款貨幣銀行的備付金率（以法定準備金率為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存現金與對非金融部門負債之比。2000年，隨著經濟形勢的好轉，各經濟主體的投資、消費意愿會有所增強，因而備付金率有進一步降低的可能。

（3）現金漏損率

現金漏損率于80年代和90年代初期在我國一直比較高，不過隨著貨幣市場的不斷健全，金融交易工具的逐漸增多，我國的現金漏損率近年來有所降低，1998年3月－1999年9月，大約在11．5％左右?，F金漏損率的高低與現金需求量的大小有關，而影響現金需求量的因素很復雜。我國的現金漏損率是由政府、企業和居民的行為共同決定的。由于金融資產收益率的變動會影響持有現金的機會成本，以及銀行存款利率的變化會影響個人儲蓄的變化，這就使現金漏損率的變化比較復雜。2000年，由于目前名義利率水平比較低，居民儲蓄存款特別是定期存款增勢減緩，加上征收利息稅的影響，因而居民持現動機相對有所增強，估計現金漏損率下降空間有限。在其它情況不變的情況下，現金漏損率與貨幣乘數負相關，因此若現金漏損率下降不大，則將影響金融機構派生存款的能力，對貨幣乘數產生一定影響。

（4）非金融部門存款比率

1993年以來，我國非金融部門存款一直比較穩定，并呈緩慢下降趨勢，這一點在19*年表現得更為明顯，到19*年9月末，我國的非金融部門存款比率為3．58％，較之上年下降了一個百分點。隨著政策性金融業務的進一步規范，這一比率將呈平穩態勢，變化不會太大。

（5）活期存款比率

活期存款比率反映了貨幣供應量層次的結構變化，這個比率在決定狹義貨幣乘數時有用。由于受持有活期存款的機會成本的影響，因此這一比率與利率的關系比較密切，同時由于這里所指的活期存款主要是指企業活期存款，因而經濟活躍程度如何以及企業對未來經濟的預期怎樣，對活期存款也有著比較大的影響。1996－1998年，我國的活期存款比率基本維持在30％左右，進入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。隨著利率水平的下降和儲蓄存款實名制的實施，在金融交易工具增加不多、信用情況改善不大的情況下，估計這一比例將逐步上升。

二、擴大貨幣供應量的對策

從貨幣供應量的定義中可以看出，擴大貨幣供給量的途徑不外乎兩條：一是增加基礎貨幣，二是提高貨幣乘數。

從增加基礎貨幣方面看，主要有三項：

（1）從貨幣當局資產方著手，加大國內資產的運用，即加大再貸款、再貼現規模，特別是對那些急需資金的中小金融機構，這樣可以從資產方影響基礎貨幣的增加。

（2）擴大貨幣發行。在基礎貨幣中，貨幣發行占到了近50％，因此加大貨幣發行是擴張基礎貨幣，進而增加貨幣供應量（M1、M2）的有效途徑。目前我國的經濟過剩，絕非是經濟高度發達條件下的過剩，遠未達到東西多得用不了的程度。實際上，我們的建設資金缺口極大，潛在消費與投資需求空間還很大，完全可以用發鈔票的辦法配合擴張性財政政策來解決經濟發展中的問題。同時，為擴大貨幣發行，還可以核銷部分國有商業銀行的壞帳，幫助金融機構化解金融風險；盡快成立中小企業貸款擔?；?，消除金融機構對中小企業放款的后顧之憂，從而擴大貸款規模，使資金配置更加優化、有效。

（3）加大公開市場操作力度。央行購入債券，吐出基礎貨幣，這其中一個條件就是債券市場規模不斷擴大，從而使公開市場操作有一個好的著力點。

從提高貨幣乘數方面看，主要有四項：

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

（2）改變認購資金凍結數日的做法，消除新股認購對基礎貨幣和銀行準備金管理的不利影響。理論上講，新股認購資金的驗資既不需要資金的異地劃撥，也不需要凍結數日，只要驗資的某一時點上新股認購帳戶中有真實資金就可以了。因此，應改進集中驗資的方式，讓所有證券結算銀行或分行都在當地人民銀行營業部開戶，利用人民銀行營業部聯網系統實行證券認購資金的當地驗資，資金信息集中到交易所進行認購。同時，為了不影響金融系統的基礎貨幣量和準備金狀況，凍結認購資金的時間應盡可能短，甚至可以縮短到幾乎一個時點上。全國統一驗資結束以后，認購資金重復認購的可能性已經不存在，因此，資金可在驗資結束后立即解凍。中了新股以后的資金交割可另行制定交割日。這樣，銀行準備金管理的壓力將大大減輕，超額準備金率下降，貨幣乘數擴大，基礎貨幣也不會受到影響。

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

（4）在必要的時候，可以續下猛藥，調低法定準備金率，從而有效提高貨幣乘數。

不可否認，無論是降低存款準備金率，還是運用再貸款、再貼現、公開市場操作等，在市場化國家都被視為“猛藥”，其結果都會導致商業銀行授信能力的增強，然而這只是為擴大貨幣供應量提供了必要條件?，F在的問題是金融機構并不缺資金，金融機構存貸差逐步擴大就是一個佐證。因此如果金融機構仍然借貸、慎貸，那么擴大貨幣供應量的初衷就不可能成為現實。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：

（1）完善金融機構自主經營的環境。目前，我國的金融機構，特別是國有商業銀行，經營環境決定其還沒有完全實現自主經營，還存在各級政府對商業銀行的干預。因而使商業銀行不能充分發揮其中介功能，同時也使商業銀行產生了一定的依賴心理，缺乏創新和追求效益的動力。

篇2

就在這次會議上，央行確定了2005年狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2增長的預期目標――15％；同時，央行將全部金融機構新增人民幣貸款的預期目標設定為2.5萬億元。由于匯率和利率不在討論之列，這兩項反映貨幣控制松緊程度的重要指標，自然而然成為人們關注和爭論的焦點。

這到底是貨幣進一步緊縮的信號，還是2004年年末貨幣政策的延續？盡管2004年的貨幣供應控制很緊，但進入四季度以后，已經顯示出放松的態勢。對上述問題的不同回答，直接引出了對2005年中國宏觀經濟走勢的不同預測。

其實，三周之前，在央行召開的一次專家會議上，就已出現不同意見的爭論。一位不愿透露姓名的與會專家向《財經》透露，他當時竭力建議貨幣供應增長速度應保持在15％的水平。另一派針鋒相對的意見則認為，這樣貨幣控制過緊，如擬定17％的貨幣供應增速，似更為合理。

央行南寧會議的正式決定之后，引起了很大的反響。樂觀者認為，貨幣控制延續了2004年底相對寬松的態勢，保持了政策的穩定性；悲觀者則認為，貨幣控制過緊，將會導致中國經濟加速下滑；更有人引證說，前幾天國際銅、鋁等期貨價格大幅下跌，即是市場對這一信號的負面反應。

樂觀派更傾向與去年年底的數據相較。中國國際金融公司首席經濟學家哈繼銘認為，如果僅僅因為設定的增速低于2004年設定的增速，就斷言2005年貨幣控制過緊，顯然沒有道理。高盛中國首席經濟學家梁紅、德意志銀行大中華區首席經濟學家馬駿持相似看法：盡管2004年央行最初把M2的目標增速設定為17%，但5月后貨幣政策就發生了重大變化，8月至11月之間M2的平均增長速度只有13.8%。據央行的初步估計，2004年年末M2的增速為14.5％。因而2005年15%的貨幣增速，表明貨幣政策在適度放寬。

馬駿認為，2.5萬億元的新增人民幣貸款目標同樣支持這個結論。馬駿和哈繼銘的計算得出類似的結論――這相當于13.8％的增長速度，高于2004年8月至11月平均13.6％的增長速度。這意味著央行希望銀行體系的流動性有所提高。

悲觀者的計算方法則不一樣。光大金融研究所首席經濟學家高善文即認為貨幣控制偏緊。2004年的貨幣控制過緊，遠遠超出正常范圍，2005年仍然延續這個態勢。許多人估計，2005年的GDP增速將在8.5％左右，而GDP 的縮減指數不太可能低于5％，兩項加總在13％－14％之間。高善文認為，2005年貨幣流通速度至少有3-4個百分點的放慢，才能回歸長期趨勢。2004年實際的貨幣流通速度則明顯高于長期趨勢，這本身是貨幣緊縮的反映和后果。兩者加總，他計算出來的中性貨幣供給增速為17％。

“如果明顯低于這個水平，則意味著流通速度與長期趨勢的背離繼續擴大，緊縮力度在加碼，市場的影子利率還會往上走。”高說，“因為經濟增長和物價增長對貨幣需求在增長，但供給卻沒有上去。”

據稱，由于貨幣供應緊張，真正對經濟活動有意義的利率水平在大幅提高。高善文估計，市場加權的貸款利率全年增幅不低于120個基點，甚至大于聯儲加息的力度，黑市利率增幅恐怕更大。他認為，如果貨幣供應被準確地限制在15％的增長水平，則2006年的經濟不能太樂觀，增長速度可能在8％以下；考慮到前幾年大量形成的生產能力，一旦經濟顯著放慢，再次出現通貨緊縮并非沒有可能。

在他看來，市場對此有負面反應也就不足為奇了。前幾天銅、鋁等遠期價格以及香港股市的下跌，固然是美國加息預期以及美元走強背景下的結果，但擔心中國貨幣過度緊縮也是原因之一。

北京大學中國經濟研究中心教授宋國青也懷疑銅、鋁價格的下跌與此有某種關聯。但他認為，即使央行真能穩定15％的貨幣供應增長率，在當前的情況也無不可?！艾F在真實利率比較低，貨幣流通速度就會快一些，貨幣供應不至于太緊張?！彼a充說，“如果利率提高，15％的增速就顯得偏緊。但近期內不會加息?！?/p>

更重要的是，宋國青認為，央行的這一設定并不是很硬性的，需要“看一步走一步”；而且，總的宏觀調控情況是由國務院把握，其效果并非央行一家所決定，其他宏觀調控的手段（如控制項目）最后都會在貨幣供應量上表現出來。

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關鍵詞:貸款基準利率;Shibor;基礎貨幣被動投放

Abstract:Money supply is the intermediate objective of China's monetary policy. One of the essential variables that influence money supply is interest rate. Generally speaking,the interest rate is negatively related to a country's money supply, however,this relationship needs to be reexamined in China where the monetary base is passively released to the economy. Consider that China is in the transition period of the interest rate marketization,when the regulated interest rate coexists with the benchmark interest rate Shibor which is now developing,it is necessary to use Shibor as the intermediate variable to analyze the influence of the change of regulated interest rate on the money supply.

Key Words:benchmark interest rate of loans,shibor,passive release of monetary base

中圖分類號:F822.0 文獻標識碼:A文章編號:1674-2265(2009)11-0021-04

一、問題的提出

伴隨著我國持續的國際收支雙順差,外匯占款在我國基礎貨幣中所占比率不斷上升。從2003年的48.1%到2009年7月的74.03%――基礎貨幣被動投放的格局在短期內難以改變,并由此造成流動性的被動增加。在這一大背景下,我國經濟卻有著兩種截然不同的經歷。從2007年開始到2008年9月美國次貸危機演變為影響全球的金融危機之時,抑制經濟由偏快走向過熱、控制流動性過剩和通貨膨脹一直是國內宏觀調控的主旋律。中國人民銀行通過多次發行央行票據,頻繁上調準備金率(從2006年7月到2008年3月,央行連續16次上調法定存款準備金率)和金融機構存貸款基準利率(2007年上調了6次)來表現調控經濟的方向和決心。然而,這一形勢在2008年9月發生了轉折――雖然基礎貨幣大量被動投放的局面沒有緩解――但我國突然面臨著經濟緊縮的危險,流動性過剩和通貨膨脹的壓力仿佛瞬間消失了,央行的利率政策也隨之急速逆轉,從2008年9月16日到12月23日短短三個月的時間內五次下調金融機構存貸款基準利率。在國內經濟冰火兩重天的境遇中,央行都逆勢而又頻繁地調整了存貸款基準利率,以圖維持經濟的健康發展?？梢钥吹?我國的通貨膨脹率在經濟逆轉前得到了一定的控制;從金融危機爆發至今,國內經濟也開始回暖,整個經濟的發展軌跡沒有大起大落。在這一過程中,對利率調控的有效性存有爭論。對于2007年央行連續上調利率的貨幣政策,有學者不以為然,認為我國逐步開始顯現的“金融脫媒”以及作為經濟主體的企業對利率的不敏感性導致利率政策調控無效,與此相反的觀點則指出我國應加強利率機制在貨幣調控中的作用,因為這順應了全球趨勢和中國貨幣調控機制的改革方向。利率調控在我國貨幣政策中的作用已成為一個爭鳴的焦點,因研究視角不同,得出的結論也不同。其中從基礎貨幣大量被動投放這一宏觀經濟背景出發,已有研究通過定性分析指出基礎貨幣被動投放導致利率調節功效缺失。本文從定量分析出發,利用2007年1月至2009年7月(我國利率調控頻繁期)的月度數據,通過考察利率與貨幣供應量之間的關系以對這一問題作出再次審視。數據來源為中國人民銀行網站和上海銀行間拆借利率網站。

目前,我國的存款利率上限和貸款利率下限仍處于管制之中,央行的利率政策主要是對金融機構的存貸款基準利率進行調整。與此同時,我國繼續推進利率市場化改革,積極培育真正的市場基準利率,于2007年1月4日推出上海銀行間拆放利率Shibor,其將來的作用類似于美國聯邦基金利率或倫敦銀行同業拆借利率Libor。要在這一過渡時期分析我國利率與貨幣供應量的關系,就應分為兩部分:一是考察目前的管制利率與市場利率的聯動性;二是運用時間序列的計量經濟方法分析市場利率與貨幣供應量之間是否存在格蘭杰因果關系。

二、管制利率與Shibor的聯動性

從銀行主體性的角度考慮,此處的管制利率選擇金融機構的貸款基準利率。Shibor目前有隔夜、1周、2周、1個月、3個月、6個月、9個月及1年八個品種。基于匹配性,此處貸款基準利率選擇六個月以內(含六個月)和六個月至一年(含一年),Shibor選擇6個月和1年兩種,用EViews5.0得到的圖形如圖1-2(考慮到節假日因素,Shibor曲線出現個別斷點)。

從圖1-2可以十分清晰地看出,無論是6個月的Shibor還是1年的Shibor都與相應期限的貸款基準利率有著幾乎一致的變化步調,這說明央行對于基準利率的人為調整可以準確地控制較長期的市場利率水平。由于Shibor的期限大部分是短期,同時短期利率水平能夠更及時地反映出市場資金的供求狀況,所以有必要對代表Shibor不同期限的利率水平走向作出比較。這里選取隔夜、1周、1個月和6個月的Shibor數據。圖3-4顯示,Shibor的期限結構漸趨明顯。2007、2008年的短期Shibor波動幅度明顯,但從波動軸心看,6個月以下的Shibor水平與6個月的Shibor有明顯的相關性;2009年的Shibor持續在低位運行。用均值得到的結果更清晰地顯示出這一點。由此可以得出,目前央行對管制基準利率的調整不僅可以準確地影響以Shibor為代表的相應期限的市場利率,同時還借助利率期限結構影響整個市場利率水平。

三、Shibor與貨幣供應量關系的實證分析

貨幣供應量是一國經濟冷暖的重要指示器。中央銀行通過直接增減基礎貨幣和間接調整貨幣乘數來控制貨幣供應量的大小。如果一國的貨幣供應量超過了實體經濟的需求,就會出現流動性過剩,對經濟發展產生不利影響;同時,當一國需要大力發展實體經濟時,也需要貨幣供應量有相應的增加,這兩種情況正是2007年以來至今我國經濟的寫照。中央銀行對利率的調整可以通過影響貨幣乘數影響貨幣供給,同時貨幣供給的大小也影響著利率的高低。一般來講,在貨幣需求沒有明顯變化的情況下,利率水平與貨幣供給成反比關系。但是這樣的關系是以央行主動投放基礎貨幣為假定前提的,而我國央行對利率的調控――無論是2007年的經濟膨脹還是2008年的經濟緊縮――大背景都是被動投放基礎貨幣。在這種情況下,利率水平與貨幣供給能否相互解釋就需要用我國的實際經濟數據予以考察。

上文已經指出我國央行對貸款利率的調整可以影響以Shibor為代表的市場利率的同步變化。下面就以交易最活躍的1周和6個月Shibor為例,以M1表示貨幣供應量,運用時間序列的計量經濟方法分析我國利率與貨幣供應量的關系。數據為2007年1月至2009年7月的月度數據,其中Shibor為各月末的20日均值。為消除異方差的影響,Shibor與M1采用自然對數的形式。

(一)時間序列的趨勢判斷

恰當地描述有趨勢的行為的統計模型是把時間序列寫成是獨立同分布序列, ,。

的回歸結果如下,M1以億元為單位。

的回歸結果如下,

以 %為單位。

的回歸結果如下,

以%為單位。

、 和都有統計顯著的時間趨勢,所以在單位根檢驗中需要加進時間趨勢。

(二)單位根檢驗

對相關變量進行協整分析之前先要對變量平穩性作檢驗。單位根檢驗是判斷時間序列平穩性最常用的方法,單位根檢驗方法主要有DF檢驗法、ADF檢驗法和PP檢驗法,這里使用擴展的迪基―富勒(ADF)檢驗。取一階滯后的ADF檢驗的基本方程為:

,式中虛擬假設是

對立假設是 。 、 和

的ADF檢驗結果為:

即使在10%的顯著性水平上也不能拒絕原假設,所以、和 均存在單位根。對 、和取一階差分再作ADF檢驗。由于已取差分,不再加入時間趨勢,檢驗結果為:

由上表看出,和 的一階差分序列為平穩時間序列,即和 遵循I(1)過程。但是,在取一階差分后仍為非平穩序列。事實上,在對 進行二階差分后,即在1%的置信水平上為平穩序列。如下表所示:

因為序列 和序列的單整階數不同,所以找不到 使 為

過程,即無法解釋 的變化。而和 是兩個 過程,這意味著可能存在使 為過程,需對和進行協整檢驗。

(三)協整檢驗

時間序列和 均存在單位根并且同為 過程,此時可進行協整檢驗,考察兩者是否存在長期均衡關系,也為下一步的格蘭杰因果檢驗形式的選擇作準備。協整檢驗有兩種,一種是對回歸殘差的平穩性進行檢驗的恩格爾―格蘭杰兩步法,另一種是對回歸系數進行整體檢驗的Johansen協整檢驗。此處采用恩格爾―格蘭杰兩步法。

和存在時間趨勢,協整檢驗的回歸方程為 ,對殘差 作ADF檢驗,如果 存在單位根,則和

不存在協整關系。

取為 , 為 ,作上述回歸,得到估計的回歸方程為

,對由此得到的殘差序列作ADF檢驗,取一階滯后,即對和回歸,結果如下:

存在單位根,所以 和不存在協整關系,兩者無長期均衡關系。

(四)格蘭杰因果檢驗

由于不平穩時間序列和 之間不存在長期穩定的協整關系,對它們之間的因果關系檢驗就需要先將變量差分平穩化處理后再用格蘭杰因果關系檢驗法。 和序列均為 ,對

和 進行檢驗。

一階滯后的檢驗結果如上。

二階滯后的檢驗結果如上。

可以看出,不論是檢驗是否是

的葛蘭杰原因,還是檢驗 是否是

的格蘭杰原因,p值都在可接受的水平之上,所以都接受了彼此不是葛蘭杰原因的假設,即和不存在因果關系,1周Shibor的變化不導致M1的變化,M1的變化也不導致1周Shibor的變化。

四、結論與啟示

在首先考察了作為央行利率調控對象的貸款基準利率與正在逐步培育的市場基準利率Shibor之間的關系后發現,央行對管制利率的改動不僅對市場有信號作用,而且確實影響著整個市場利率水平。但是對市場利率與貨幣供應量的實證分析表明,兩者之間不存在長期均衡關系,也不能作為彼此的格蘭杰原因。也就是說,貸款基準利率的變動雖然能影響市場利率走向,但并不能帶來貨幣供應量的變化,央行的利率調控政策對經濟形勢的走向缺乏逆勢的作用力。

這說明,主動投放基礎貨幣情況下利率對貨幣供應量的反向影響并不適用于被動投放基礎貨幣的情形。在我國,基礎貨幣的被動投放比例越來越高,這就意味著央行通過利率調控經濟的能力逐漸減弱。

最后需指出的是,由于作為文中重要指標的市場利率Shibor于2007年1月4日才推出,樣本數相對較少,在基礎貨幣被動投放的局面仍將持續的情況下,應對Shibor與貨幣供應量的關系跟蹤觀察以對我國利率調控的效果作出準確評價。

參考文獻:

[1]吳麗華,孟照建.我國連續上調法定存款準備金率的效果評價[J].經濟學動態,2008,(4).

[2]何孝星,黃雪霞.繼續實施上調利率的貨幣政策恐將有害無益――關于現行利率調控政策效果的反思[J].經濟學動態,2008,(4).

[3]彭興韻.加強利率機制在貨幣調控中的作用[J].經濟學動態,2008,(2).

[4]周晴.基礎貨幣被動投放同基準利率改革之間的矛盾[J].經濟學動態,2008,(10).

[5](美)杰弗里?薩克斯,費利普?拉雷恩.全球視角的宏觀經濟學[M].費方域等譯.上海:上海人民出版社,2004.

篇4

提要：實證研究表明：在長期，國內生產總值與貨幣供應量之間存在均衡的協整關系，且二者之間存在因果關系；在短期，貨幣供應量對國內生產總值的影響性質與長期基本相同，但M2對國內生產總值的影響是反向的，即M2增長，國內生產總值反而會下降。因此，國家在制定貨幣供應政策時要以推動GDP的增長為目的，在制定利率政策時要考慮均衡的利率，同時還要綜合運用財政政策，增強貨幣政策的靈活性和可持續性。

在現代市場經濟中，貨幣供應量與經濟的增長有著密切聯系。分析貨幣供應量的變動與經濟增長之間的關系，對于制定正確的宏觀經濟調控政策具有重要的意義。

一、數據來源和統計方法

（一）數據說明。本文主要是檢驗我國實行的貨幣政策對經濟增長的影響。因此，在貨幣政策方面，選用了不同層次的貨幣供給量M0、M1、M2作為研究對象；在反映國家經濟增長方面，國內生產總值可根據核算價格標準的不同，分為名義GDP和實際GDP。因為貨幣供應量的變動會引起價格水平的變動，進而影響名義GDP的變動。因此，本文選用了名義國內生產總值作為研究對象。其中，各層次貨幣供應量的統計口徑如下：

M0：流通中現鈔；

M1：M0+活期存款；

M2：M1+定期存款+儲蓄存款+其他存款。

本文數據均來自2009年統計年鑒，樣本區間為1990～2008年，數據處理使用Eviews5.1軟件。

由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現象，所以對名義GDP和3種貨幣供應量進行自然對數變換，分別用lnGDP、lnM表示自然對數的名義國內生產總值、貨幣供應額。

（二）統計方法。本文運用協整檢驗和Granger因果檢驗的方法對我國國內生產總值與不同層次貨幣供應量的關系進行分析。具體分為以下四個步驟：

1、單位根檢驗。經濟的時間序列大多是非平穩的，采用非平穩的時間序列來研究變量之間的相互關系，很可能會出現謬誤回歸，得出錯誤的結論。為了避免謬誤回歸的出現，在對時間序列進行分析時，首先要進行序列的平穩性檢驗。單位根檢驗是平穩性檢驗常用的方法，包括DF檢驗和ADF檢驗。為消除誤差項自相關的影響，一般采用ADF檢驗。

2、協整檢驗。一些時間序列，雖然自身是非平穩的，但是它們的某種線形組合卻是平穩的，這個線形組合反映了變量之間長期穩定的關系，稱為協整關系。具有協整關系的時間序列是不會產生謬誤回歸的。通常對雙變量進行協整檢驗時，一般采用Engel和Granger的二階段分析法。

3、誤差修正模型。根據Granger定理，有協整關系的變量之間一定存在誤差修正模型，它反映了變量之間的短期動態影響關系。我們通過差分把非平穩序列變換為平穩序列時，不僅經濟變量關系的長期信息會喪失，還會導致回歸模型序列具有相關性，使回歸分析失效。而誤差修正模型則可以克服這些問題，不僅能夠保留變量關系的長期動態信息，而且還能夠保證回歸分析的有效性。

4、Granger因果檢驗。Granger曾指出，若變量之間存在協整關系，則這些變量之間至少存在一個方向上的Granger因果關系，Granger因果關系是描述兩變量相互作用影響的一種統計關系，它是基于雙變量VAR來實現的。

二、檢驗結果與分析

（一）ADF檢驗結果。表1是對我國國內的生產總值與不同層次的貨幣供應量進行ADF檢驗的結果。（表1）從中可以看出，原序列lnGDP的ADF檢驗統計量是-0.622529，大于顯著性水平為10%的臨界值-2.660551，表明原序列是非平穩的，但經過一階差分后的ADF統計量是-2.7129，小于臨界值-2.673459，是平穩的，即非平穩序列lnGDP經過一階差分平穩，是一階單整序列。同理，lnM0、lnM1、lnM2的水平序列均沒有通過數據平穩的假設，是不平穩的，而一階差分序列通過了假設，是平穩的，因此這些經濟變量的時間序列都是一階單整的，可以進行變量間的協整檢驗。

（二）協整檢驗結果。本文采用Engle-Granger兩步檢驗法檢驗lnGDP與lnM是否協整。首先用最小二乘法對lnGDP與lnM進行協整回歸，然后再對協整回歸得到的殘差進行單位根檢驗，若殘差序列平穩，則說明存在協整關系，否則不存在。檢驗結果見表2。（表2）可知，由于序列e0、e1、e2的檢驗統計量值均小于臨界值，可以認為估計殘差序列e為平穩序列，這表明lnGDP與lnM0、lnM1、lnM2存在長期穩定的均衡關系，即協整關系。

lnGDP＝1.298366＋1.072621lnM0（1）

（5.2646）（40.85478）

lnGDP＝2.42845＋0.837883lnM1（2）

（11.66）（42.9697）

lnGDP＝2.37＋0.7757lnM2（3）

（14.6576）（55.7063）

方程（1）～（3）為兩變量間的協整方程，即變量間長期均衡關系。協整檢驗結果表明，貨幣供給量與國內生產總值之間存在協整關系，貨幣供給量與國內生產總值正相關，擴張的貨幣政策能夠推動國內生產總值的增加，促進經濟的增長。緊縮的貨幣政策能減緩經濟的增長，貨幣供給量對國內生產總值有重要影響。

（三）誤差修正模型。根據定理，若干單整變量只要存在協整關系，就可以建立誤差修正模型，采用Eviews5.1軟件可以得到：

lnGDP＝0.075＋0.557lnM0＋0.6277et-1

lnGDP＝0.055＋0.5514lnM1-0.2754et-1

lnGDP＝-0.0298＋0.96lnM2-0.1575et-1

協整方程描述了變量間的長期關系，誤差修正模型描述了變量間的短期關系。誤差修正模型可以確定變量間的相互調整速度和短期互動影響力。

從模型中可以看出，如果M0變化1%，會引起國內生產總值變化57.7%，誤差修正系數為0.6277。如果M1變化1%，會引起國內生產總值變化55.14%，誤差修正系數為-0.2754，符合反向調整機制，當期短期波動與長期均衡的偏離有27.54%會在下期得以調整。如果M2變化1%，會引起國內生產總值變化96%，誤差修正系數為-0.1575，符合反向調整機制，當期短期波動與長期均衡的偏離有15.75%會在下期得以調整。因此，我國貨幣供給量的變化對經濟的增長有明顯的促進作用。

（四）Granger檢驗。對經濟變量兩兩進行Granger檢驗，結果如表3、表4、表5所示。(表3、表4、表5)

通過因果檢驗可以看出，lnM0、lnM1、lnM2均為引致lnGDP變化的Granger原因，而lnGDP是引致lnM2變化的Granger原因。因此，在Granger意義上，貨幣供應量與經濟增長之間存在因果關系，相互影響，形成一個復雜的循環。即一方面貨幣供應量的變化會引起經濟增長的變化；另一方面經濟增長的變化也會引起貨幣供應量的變化，這表明貨幣政策和經濟增長之間存在一定的互動關系。

三、政策建議

從以上的實證分析可以得出以下結論：從長期看，貨幣供給量是推動經濟增長的主要因素。由于貨幣政策能夠通過貨幣供給量來影響國內生產總值，因此可以通過實施適宜的貨幣政策對經濟增長進行宏觀調控。由于在長期中貨幣供給量對經濟的增長具有正向影響，緊縮性的貨幣政策可以抑制經濟的過快增長，而穩定的貨幣供應量可以避免消費和投資的過快增長，可以有效穩定市場經濟，防止通貨膨脹的發生。

主要參考文獻：

[1]胡慧萍.貨幣政策對房地產市場影響的實證分析[J].中南財經政法大學研究生學報，2007.3.

[2]汪紅駒.中國貨幣政策有效性研究[M].北京：中國人民大學出版社，2003.

[3]武劍.貨幣政策與經濟增長-中國貨幣政策發展取向研究[M].上海：上海人民出版社，2000.

[4]胡永剛.當代西方經濟周期理論[M].上海：上海財經大學出版社，2002.

篇5

一、引言

貨幣因素對股票市場有較大的影響得到普遍的認同,但貨幣政策如何影響股票市場沒有定論。大部分研究都側重于分析資本市場怎樣將貨幣政策的信息傳導到實物經濟,忽略貨幣政策如何傳導到資本市場。如一些學者分析貨幣資本市場傳導效應對托賓q效應、企業的資產負債表效應、家庭的財富效應、家庭的流動性效應的分析,都有M增加而P增加的機制,都將此過程視為理所當然,沒有作具體分析。

本文在前人研究的基礎上,對貨幣供應量對股票市場影響的具體途徑進行分析,主要分為直接效應和間接效應。

二、直接傳導效應

貨幣供應變化直接導致股票價格變化,早有研究。實證方面,Sprinkel通過比較股票價格和貨幣供應增長率的圖形,提出股票價格是過去貨幣供應變化量的直接函數。Homa和Jaffee則通過建立貨幣供應量與股票價格的回歸方程,來說明貨幣供給對股票價格具有直接影響。

貨幣供應對股票價格的直接影響主要反映在對股票的需求上:第一條途徑,貨幣供應增加,居民手中的現金增加,流動性過剩,資本市場成為現金流向地,股票需求增加。股股熱錢流入,一步步推高股價。特別是股票等有價證券日益成為財富貯藏的重要手段時,效果更為明顯。具體的傳導機制為M居民手中現金超過意愿持有金額股票等有價證券需求增加p。第二條途徑考慮到人們預期的作用。經濟理論的普及,人們對于貨幣供應量變化與未來通貨膨脹的關系有一定了解,貨幣供應增加,人們預期通貨膨脹將起,為財富保值增值,股市最少可以抵御通脹[1],股票需求增加。M預期通貨膨脹為財富保值增值股票需求增加p。

三、間接效應

(一)利率機制

利率機制下,貨幣供應通過影響利率水平,進而影響股票價格,整體分為兩個階段。首先是貨幣供應對利率的影響。利率決定理論包括古典供求關系決定理論、可貸資金理論與流動性偏好理論。古典理論將利率變化取決于投資流量和儲蓄流量的均衡?？少J資金理論從流量角度融合貨幣因素和實際因素?？少J資金需求分為購買實物資產的投資者的實際資金需求,它隨著利率的上升而下降以及家庭和企業對貨幣需求量的增加,即為了增加其實際貨幣持有量而借款或少存款。供給也來自于兩方面:家庭、企業當期愿意儲蓄的部分(實質部分)和政府、銀行體系決定的當期實際貨幣供給量的增加部分(貨幣因素)。這兩方面因素變化,都將導致利率變化。凱恩斯流動性偏好理論將需求交易、謹慎性、投機性需求且為內生變量,貨幣供給為外生變量,貨幣供求因素共同影響利率。貨幣供給增加對利率產生的效應有四種:流動性效應、收入效應、價格水平效應和通貨膨脹預期效應。流動性效應指出貨幣供給增加將使利率下降,而其他三種效應都使利率上升。流動性效作用比較直接,短期表現明顯,后三者在更長的期限內慢慢顯現。利率變動對股票價格的影響表現之一為財富積累效應。利率下降,儲蓄生息較少,且未必能抵御通貨膨脹的侵蝕,機會成本較大。出于資產保值增值需要,人們更樂于將資金投入相對收益較高的股市,股票需求增加,股價上升。其二是利率變化的政策信號效應。根據有效市場理論,市場反應各種信息。利率作為影響宏觀經濟的重要變量,市場會消化這一信息做出調整。同時,投資者會調整對經濟的未來預期,從而調整自己的資產組合,引起股價波動。綜上所述,利率機制對股票價格的影響受很多因素的影響,最終效果難以定量。當貨幣需求相對穩定時,Mr(短期)安全資產收益率資金流入股市P。第一個環節,利率長期趨于上升,且貨幣需求不斷變化,利率傳導機制最終結果難以定論,甚至可能得出相反結論。以上流程圖建立在比較理想的前提假設下的傳導機制。

(二)通貨膨脹機制

通貨膨脹理論有很多,對于引起推動通貨膨脹的因素看法不一,但貨幣供應是通貨膨脹的重要影響因素之一沒有爭議。通貨膨脹是紙幣時代的產物,特別是信用貨幣創造體制下,表現更為明顯。

通貨膨脹從幾個方面對股票價格產生影響。首先,貨幣大量發行,多于經濟生產需要,會導致貨幣貶值,物價上漲,股票作為金融資產的一種,其名義價格會趨升。MпP。

其次,通貨膨脹會影響企業的成本和收益,影響企業的基本面狀況?；久媸怯绊懝蓛r的重要因素,因而導致股票價格變動。Mп企業收入、企業成本企業利潤?P?.具體企業利潤變化考察因各企業情況不同而不同。從整體上說,Mп企業利潤名義量P。

再次,通貨膨脹下,現金持有成本高,存款利息不一定能覆蓋通貨膨脹影響,如彼得林奇等所說,股票投資才是最佳的選擇。替代效用:Mп實際利率(甚至<0)股票替代存款股票需求P。

第四,預期作用。當貨幣供應量增加導致通貨膨脹,人們預期通貨膨脹水平會繼續升高,投資者持有股份可得的未來股利的購買力下降,股票實際價值降低,相當于被征“通貨膨脹稅”。要求更高的收益。根據股利折現模型模型,在股利不變的情況下,期望收益提高,會導致股價下降。發放股利的能力取決于公司的盈利水平,通貨膨脹又會對公司的盈利水平產生影響,也會對股價產生沖擊。

(三)價值傳導機制

根據貨幣銀行學理論,增加貨幣供應量其中一個非常重要的原因是滿足生產力發展的需要。貨幣真正所代表的是對實體財富的支配權,生產力水平不斷提高,生產技術不斷創新,新產品新工藝的層出不窮。這些新創造的物品都需要額外增加的貨幣維持其交易流通,從而促進經濟的進一步發展,否則會導致越來越嚴重的通貨緊縮。金本位時代,制約經濟發展的最關鍵的原因,貨幣供應不足。從這一層面上說,貨幣供應量增加,促進國民經濟的發展,從籌資者的角度,有利于企業發展,增加利潤,提高企業的投資價值,推動股價上漲;從投資者一方,經濟發展水平提高,人民擁有的財富增加,投資組合中的股票需求量增加,也會使股價發生波動。另外,從股票估值模型中,幾個決定性因素如股利水平、股利增長率、無風險利率、風險溢價都與貨幣供應量相關。貨幣供應的變化會導致股價變動。以GDP反映國民經濟發展狀況,代表整個企業主體的價值增值,從這個社會來看,MGDPP。這兩個環節由多個主體的共同作用,省略中間環節。

四、總結

貨幣供應量從四個途徑影響股票價格,直接效應比較直觀易懂,由于中國仍將貨幣供應量最為貨幣政策調控工具,其影響力仍然較大。其他效應牽涉主體較多,互相作用,可能會抵消部分貨幣的傳導效應。無法度量各自的變化程度,因此只能簡化一些條件,找出一般的規律。

貨幣供應會影響股票價格,但對股票價格的影響程度除前文分析因素外,還受到客觀環境等方面的限制。如資本市場發展程度。只有當資本市場發展較成熟,股權在資產組合中占有較大的比重,因而投資者對貨幣因素敏感性增加,對股價影響更大。金融市場的一體化程度,當債務市場與股票市場、貨幣市場與資本市場在某種程度上一體化時,資金能在不同的市場間迅速流動,貨幣的傳導就更為迅速。

篇6

【關鍵詞】貨幣供給 物價水平 協整檢驗 格蘭杰因果檢驗

一、研究背景

2008年金融危機以來，受到世界經濟疲軟影響，各國經濟增長開始放緩，我國為了保增長采取了積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。2008年12月國務院出臺了4萬億的經濟刺激計劃，這個經濟刺激計劃是用一種擴張性的財政政策和擴張性的貨幣政策來支持一批投資項目，增加了信貸投放量和貨幣供應量。但是經濟理論和國際的歷史結論警示我們，擴張性的財政政策和貨幣政策實行以后一般會帶來負作用，事后會引發物價的上升，可能會引發某種資產泡沫。截至2012年末我國M2余額為97.41萬億元，而2008年末M2為47.52萬億元，增長了105.01%，年均增長率達26.25%；2012年年末我國M1余額為30.86萬億元，2008年年末余額為16.62萬億元，增長了85.7%，年均增長率達21.42%。貨幣供應量短時間大幅增加的同時也增加了人們對通貨膨脹的擔憂。從我國CPI同比增長率來看，2008—2012年分別為5.9%、-0.7%、3.3%、5.6%和2.6%，由于我國受到金融危機經濟疲弱的影響2009年CPI為負值，但是接下來幾年又出現迅速的回升。從1990—2012年年均GDP增長率為10.11%，CPI年均增長率為4.69%，而M1、 M2的年均增長率分別為19.1%和20.98%，貨幣供應增長率應等于GDP增長率與CPI增長率的和，顯然這一時間段的M1、M2增長率均已超出GDP增長率與CPI增長率之和。

本文試圖通過實證分析來研究貨幣供應量M1、M2究竟對我國CPI是否有影響，以便對我國未來貨幣政策的制定有更深入的理解和評價，對我國未來政策的制定有積極的意義，由于經濟變量之間的相互影響往往有一定的滯后期，因此本文選取了1990—2012年的數據，在足夠長的時間段中來研究以便得出更加合理的結論。

二、實證分析

（一）變量和數據處理

1.變量。貨幣供應量指標選取M1、M2，M1被稱為狹義貨幣，是現實購買力，M2被稱為廣義貨幣。 CPI是一個總量指標，它所反映的是經過加權平均后的總體價格水平，其變化幅度綜合反映了各類居民消費品和居民服務項目價格總水平的變化情況，文中M1、M2數值為年末余額，CPI指數是年末指數。

2.數據處理。本文選取1990—2012年的23個M1、M2以及CPI的數值，并對它們進行了處理，分別取對數為lnm1、lnm2以及lncpi。

（二）時間序列平穩性檢驗（ADF單根檢驗）

時間序列單位根檢驗就是對時間序列平穩性的檢驗，非平穩時間序列如果存在單位根，則可以通過差分法來消除單位根，以得到平穩序列。經濟生活中變量的時間序列觀測值大多不是由平穩過程產生，使得變量具有非平穩性，因此需要利用ADF （ Augment Dickey- Fuller） 檢驗方法，檢驗lncpi、lnm1、lnm2結果如下。

原假設是含有單位根，在二階差分檢驗中，統計量達到了小于顯著水平為5%臨界值的水平，能夠有效地拒絕原假設，是平穩序列。因此，lncpi、lnm1、lnm2二階差分序列平穩，三個變量都是二階單整的。

（三）協整檢驗

協整體現了一組變量之間存在的長期均衡關系，非平穩變量的線性組合可能是平穩的，從而可以通過檢驗非平穩變量間的協整性來避免謬誤回歸和單位根。由上述單整檢驗可知，lncpi、lnm1與lnm2的二階差分序列都是平穩序列，三個變量的原序列都是二階單整序列，單整的階相同，滿足協整的前提，因此分別對lncpi與lnm1、lncpi與lnm2做協整檢驗。

表中，None的含義是這一組變量之間沒有任何協整關系，At most 1的含義是這一組變量之多有一個協整關系。根據協整檢驗的結果分析，由于P=0.00000.05，因此不能拒絕原假設，最多有一個協整關系?？梢缘贸鼋Y論，lncpi與lnm1之間有且只有一個協整關系。

同理可以分析，lm變量之間存在一個協整關系，存在一個長期均衡關系。

（四）格蘭杰因果檢驗

Granger于1988年指出如果兩個變量存在協整關系，那么至少存在一個方向的格蘭杰成因，因此需要對lncpi與lnm1、lncpi與lnm2進行格蘭杰因果檢驗，滯后階數為2。

對于假設lnm1不是lncpi的原因，通過檢驗拒絕原假設，貨幣供應量m2是cpi的原因；對于假設lncpi不是lnm2的原因，通過檢驗接受假設。因此貨幣供應量m2和物價cpi存在著唯一的單向的因果關系。

對于假設lnm2不是lncpi的原因，通過檢驗拒絕原假設，貨幣供應量m1是cpi的原因；對于假設lncpi不是lnm1的原因，通過檢驗接受原假設。因此貨幣供應量m1和物價cpi存在著唯一的單向的因果關系，說明貨幣供應量M2的過去的信息有助于預測CPI。

（五）向量誤差修正模型（VECM）

為了進一步考察變量之間的動態均衡關系，需要建立誤差修正模型，如下構建貨幣供應量M1、M2與消費價格指數CPI之間的向量誤差修正模型（VECM）。

根據約束向量自回歸（VAR）模型和AIC準則確定修正模型最優滯后階數為1，lncpi與lnm1模型估計的結果如下方程：

由誤差修正模型可以看出，被解釋變量居民消費價格指數的波動有兩部門引起，一部分是M1供應量和居民消費價格指數的各差分項對被解釋變量居民消費價格指數的短期波動直接影響，而另一部分是長期均衡關系的調整。方程中的誤差修正系數為負值，表明當期短期動動偏離長期均衡水平時，誤差修正項的作用起到反向調整，即減小了偏離程度，系統變化越來越穩定。物價指數增長率的1期滯后和M1增長率的1期滯后都對當期物價增長有正向影響，表明物價的前期增長和M1 的前期增長都對物價的增長有促進作用。

根據約束向量自回歸（VAR）模型和AIC準則確定修正模型最優滯后階數為1，lncpi與lnm2模型估計的結果如下方程：

同理可以分析，CPI增長率的1期滯后和M2增長率的1期滯后都對當期物價增長有正向影響，表明物價的前期增長和M2 的前期增長都對物價的增長有促進作用。

三、結論與政策建議

（一）結論

通過實證分析和實際經驗來說，M1、M2對CPI存在著長期的影響。從M1角度來看，M1是現實購買力，在紙幣流通條件下， 物價水平受流通中的貨幣供應量多少所支配，M1與物價之間存在著長期均衡關系，當期的M1會對下一期的CPI有著直接的影響。如果M1供應量過多會導致物價的上漲，而M1供應量不足，又會造成流動性不足、經濟萎縮，這就要求貨幣當局應高度重視貨幣供應量M1，通過對M1的監測、操縱來控制物價。

從廣義貨幣供應量M2來看，M2與CPI存在長期的均衡關系，潛在購買力M2可以轉化為M1，轉化速度以及多少都會影響物價水平，央行應該提高貨幣政策的有效性，將物價控制在一個合理的范圍內。

M1、M2對CPI均有影響，而且有一年左右的滯后期，即貨幣供應量越大，通脹壓力越大，一個明顯的例子，2008年金融危機后政府推出了大規模的信貸擴張計劃，2009 年的信貸投放量幾乎是2008年的兩倍，直接導致了2010 年10 月份以來CPI的不斷攀升。近年來我國物價水平連續處于高位運行，貨幣政策的目標之一就是穩定物價，央行應該對此負責，調節貨幣供應量M1、M2有效控制物價。

（二）建議

我國的貨幣政策工具主要包括：公開市場業務、存款準備金率、利率和央行貸款。我國以貨幣供應量為中介目標的貨幣傳導路線：貨幣政策工具基礎貨幣貨幣供應量價格水平。貨幣政策自身有其缺陷，并有一定的時滯性，在運用貨幣政策時應注意：

1.應加強貨幣政策與其他政策的聯動。貨幣政策外部時滯的局限性需要財政政策的積極配合，才能充分發揮作用。因此，應合理、有效地搭配使用貨幣政策與財政政策。

2.完善我國匯率制度。近年來人民幣不斷升值，國際投機資本的流入增加了外匯占款，導致央行被動釋放基礎貨幣，從而貨幣供應量也相應增加。只有不斷完善我國匯率制度，匯率穩定才能有利于增強央行執行貨幣政策的獨立性。

3.提高居民對貨幣政策的敏感性。盡管穩定的儲蓄資金能保證銀行體系的正常經營和支付，但居民儲蓄的大量增長也對貨幣政策的傳導產生負面效應：一是降低了儲蓄的利率彈性；二是儲蓄高增長在一定程度上制約了最終消費的實現；三是資金過分集中于銀行系統使得居民儲蓄的相對固化，無疑使貨幣政策在居民這一經濟主體的行為中無法得到靈敏反應。完善我國就業、醫療衛生、養老等在內的社會保障體系，解除居民的后顧之憂，同時還要拓寬居民投資渠道，促進居民金融資產多元化，改變居民金融資產過度集中在銀行儲蓄的局面，增強居民收支活動的利率彈性。

參考文獻

[1]譚小芬，徐琨.2000-2011年我國通貨膨脹推動因素的實證分析[J].中國軟科學，2011（07）.

[2]文武漢.論貨幣供應量與物價水平的關系[J].南方經濟，1987（02）.

[3]陳柏福，唐力翔.我國物價與貨幣供量關系及貨幣政策選擇[J].湖南財政經濟學院學報，2011（02）.

[4]李培培.貨幣供應量與通貨膨脹關系的實證分析[J].金融發展研究，2011（03）.

[5]宋建江，胡國.我國貨幣供應量與通貨膨脹關系的實證分析[J].上海金融，2010（10）.

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關鍵詞:貨幣供應量;外匯儲備

中圖分類號:F83

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)21-0185-01

1 變量引入及研究原因闡述

由于受美國次貸危機的影響,各國經濟都受到了不同程度的牽連,作為貨幣當局的中國央行如何應對這一挑戰,要求央行具有很高的金融操作和應對能力,回顧近年來我國金融市場上資金流動性過剩的問題,所以很有必要對貨幣供應量進行深入的研究。

本文的研究目標是試圖建立一個比較完整的影響貨幣政策工具有效性的模型,通過對影響我國貨幣供給量的各項央行貨幣工具的有效性進行研究,揭示出我國央行諸多貨幣政策工具中各工具作用的效率大小,從而為各種中央銀行貨幣政策工具的合理運用提供決策參考。

數據來源;本文中所選取的數據均來自中國人民銀行官方網站(pbc.省略),且選取的是2007年1月到2009年3月的數據,這段時間正好是金融危機發生及蔓延的時期。共27個觀測值。

變量描述:本文以廣義的貨幣供應量M2為被解釋變量,用HBGY表示;以我國中央銀行貨幣政策的各種操作變量為解釋變量,包括外匯儲備、匯率、國債成交金額、拆借市場七天拆借交易量、貨幣當局發行的債券、政府存款和金融機構貸款額七個變量,分別用WHCB、HL、GZCJE、CJ、ZQ、ZFCK和DK表示。

2 模型構建及結果分析

從對原始數據進行OLS后的結果中可以看到,其判定系數R-squared很高達到了0.998514可以看出該模型中存在明顯的偽回歸現象,所以模型中的數據存在非平穩的問題,我們再對這8個變量進行平穩性檢驗后得出HBGY是二階差分平穩的。故應該用這8個變量的二階差分平穩I(2)來估計模型。同時考慮到經濟變量之間的多重共線性問題,所以剔除那些t值不顯著和可能引起多重共線性問題的變量后,對模型進行精簡,最后選取了3個自變量,仍然使用原數據進行回歸分析,得到的結果如下:

DHBGY=83.39446146+5.368769503*DWHCB-0.4579679933*DZQ+1.078329855*DDK

(0.13) (2.7) (-2.2) (6.9)

R2=0.76 SSE=2.05E+08

從上面可以看出剔除那些不顯著的變量能夠很好的降低多重共線性的問題,我們再對該新模型進行t、F檢驗,所有變量的t檢驗、F檢驗均通過。下面對該模型進行自相關性檢驗:該模型的D-W統計值為2.510182,通過查表知其dl和du值為1.123和1.654,故該模型不存在自相關的問題,最后對該模型進行檢驗,取分界點為2008:01,得到結果:F-statistic=1.886942.F-statistic值很明顯小于臨界值3.47,所以不拒絕H0,通過了檢驗。

通過以上回歸分析可以發現:首先,在短期內決定我國貨幣量投放的主要因素是金融機構的信貸規模,在其他變量保持不變的情況下,當金融機構的信貸規模每增加一個百分點,貨幣供應量M2就會增加1.0783個百分點?？梢?影響程度是很大的。其次,貨幣當局發行的債券數量對貨幣供應量呈負相關,這也是公開市場操作的原理,中央銀行通過用增發債券的方法來實行緊縮的貨幣政策,即通過減少流通中的貨幣來平穩過熱的經濟。這種影響也是顯著的,為0.4580的比率.值得注意的是,外匯儲備是引起M2波動的一個非常重要的原因,它對M2存在顯著的正面影響,在其他變量保持不變的情況下,外匯儲備每增加一個百分點,會導致貨幣供應量5.3688個百分點的擴張,這種影響是相當大的,我們知道一國的外匯儲備是通過用本國貨幣來購買的,也就相當于要同時向市場上投放大量的本國貨幣,這也是造成當前我國流動性過剩問題的一個重要原因。

3 政策及建議

當今金融危機的爆發,對一國經濟的沖突逐漸通過國外的因素傳導到國內,而外匯儲備作為和外幣直接相關的因素就產生了更加大的影響,改革開放以來,我國隨著經濟的不斷發展形成了龐大的外匯儲備額,目前居世界首位,雖然保有適當的外匯儲備額是一國進行經濟調節,實現該國貨幣匯率穩定的重要手段,但外匯儲備規模的急劇擴大也會對國家經濟的發展造成很大的負面影響。

要保持經濟的平穩運行,對外匯儲備進行合理的管理是不容忽視的重要手段,為了對外匯儲備額進行有效的管制,本文建議如下:

(1)根據國際經濟發展的實際需要適時調整國家外匯儲備的結構,減持美元,增持歐元,增加石油儲備,適量持有與我國經貿關系迅速發展的國家的金融資產。

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于此同時，收集美國的數據做同樣的實證檢驗。希望通過對他們的分析得出他們的情況與我國是否相同，他們各自又有什么特點。進一步了解其他類型的市場的貨幣供應量（M2）和房價之間的相關性和其優劣勢。

關鍵詞：貨幣供應量；M2；房地產價格；房價指數

Abstract: this article，with the financial in the progress of urbanization plays the key role as the Angle of view, puts forward the money supply (M2) change is more likely to lead to real estate prices reason for changes, and also through the CPI data changes and house price index changes of comparison, through collecting the data, the empirical test. Hope can through the data confirms M2 and the relationship between the house price index, and the influence of the specific mechanism, the flow of money to the real estate market has a more prioritize the knowledge and understanding of the. On this basis, inspected the monetary policy of the real estate price effect.

At the same time, the collection of the United States to do the same empirical data. Hope that through to their analysis of the situation in China and they are same, both of them have again what characteristics. The further understanding of other types of market of money supply, M2) and the correlation between home prices and its disadvantages.

Keywords: money supply; M2; Real estate prices; House price index

中圖分類號：F82 文獻標識碼：A 文章編號：

1. 前言

進入新世紀以來，我國廣義貨幣量M2呈現快速增長態勢，金融市場流動性呈現持續寬松狀態。從2000年到2010年，我國M2年均增長率為17.66，高于GDP增長率和通貨膨脹率之和。金融相關率（M2/GDP）快速增加，從2000年1.48上升到2010年的1.82，已經接近甚至超過發達國家水平。而今中國的M2已超過美國、日本等過成為世界第一M2國家。與此同時，自2000年以來，我國房地產價格持續攀升，例如全國房屋價格指數2000-2010年平均值分別為101.1、102.2、103.7、104.8、109.6、107.6、105.5、107.6、106.5、106.28、106.4，遠遠高于同期居民消費價格指數。這些經驗事實是否意味著廣義貨幣供應量M2和房地產價格、CPI之間存在相關性？如果存在，那么M2的快速增加是房地產快速上漲的原因嗎？這一影響的機制是什么？相應的措施，如中央銀行通過存款準備金制度和公開市場業務對M2進行調節，避免因M2導致房地產等資產價格上升，就有效果了嗎？該怎樣評價貨幣政策對房地產價格的影響？

我國M2與房地產價格關系的機制分析

2.1 相關數據及其關系

主要是通過對中國2000-2010年的M2和2000-2010年房價指數變動的對比以及2000-2010年CPI和房價指數變動的對比研究。

貨幣供應量采用廣義貨幣（M2），廣義貨幣（M2）=M1+儲蓄存款（包括活期和定期儲蓄存款）+政府債券。

房價指數是指房屋銷售價格指數。房屋銷售價格指數是反映一定時期房屋銷售價格變動程度和趨勢的相對數，它是通過百分數的形式來反映房價在不同時期的漲跌幅度。包括商品房、公有房屋和私有房屋各大類房屋的銷售價格的變動情況。

消費者價格指數（Consumer Price Index），英文縮寫為CPI，是反映與居民生活有關的商品以及勞務價格統計出來的物價變動指標，通常作為觀察通貨膨脹水平的重要指標。

M2通過為市場提供充足的流動性影響房地產價格。M2的增加使得房地產商從銀行獲得貸款可能性增加，潛在購房者流動性約束下降，從而對房地產需求和新建筑的投資決策有相當大的影響，最終導致房地產價格的變化。個人住房按揭貸款刺激了需求，拉升房地產價格；而房地產開發貸款刺激的供給，降低房地產價格。但由于房地產具有建設周期長，自然壽命和經濟壽命長以及土地供給有限等特點，這決定了房地產短期供給是無彈性的，房地產價格的變動主要受需求變動的影響。因此，M2變動通過需求面對房地產價格的影響大于通過供給面對房地產價格的影響。在我國，上述機制更加凸現。1988年住房制度改革以來，我國經濟發展進程的一個突出特征是：住房貨幣化程度的不斷深化、城市化進程的不斷加快、舊城改造的不斷推進。但由于目前居民收入水平還不高，這些需求只是潛在需求，而金融是把潛在需求轉為有效需求的關鍵。M2的快速增加，住房需求者將更容易獲得銀行住房按揭貸款，從而將潛在需求轉化為有效需求。城市化進程還將在我國經濟發展中維持很長一段時間。因此，在很長一段時間里，M2更可能是房地產價格變動的原因，而不是相反。

2.2 數據圖表對比

將近年來我國貨幣供應量與房地產價格指數隨時間的變動圖表來加以分析，可以得到圖1。從圖1可以看出M2的增加浮動一般會影響房價指數的浮動，雖然反應時間和周期有所快慢。最明顯的是在2007年開始后面的時間，房價指數對經濟發生變化有著迅速而明顯的反應，而M2的增加對調整房地產行業經濟的低谷也有很明顯的恢復作用。而在2007年前的變化很多因為其他政策或者大事件而使他們之間看起來沒有很明顯的互相影響關系。

圖1 中國200-2010年M2增長同比和房價指數的趨勢圖及其移動趨勢線

將房地產價格指數與消費者價格指數CPI的相關數據用圖表可以表示為圖2。從中可以看出，房地產價格與CPI之間的變化關系。

圖2、2000年1月-2010年12月M2和房價指數趨勢圖

CPI和房價指數的趨勢線方向和幅度是很一致的。說明兩者之間是有一定的關聯的。房價指數的敏感度更加高，他的變化也在某種程度上預示著CPI的變化。CPI是主要的經濟指標，而房價指數作為房地產業的經濟指標，兩者之間的關聯性也表現著他們所體現的經濟領域相互之間的關系。

2.3 我國M2和房地產價格關系的機制分析

2.3.1M2與房地產價格之間存在相關性

通過分析可以看出M2和房價指數之間的波動相關性，主要分為2007年之前、2007年之后：在2007年前，房價指數的波動主要受房產政策的扶持來推動房地產行業的發展，房價指數的上升顯示著經濟的上升發展，不久后也會M2也會增加；而M2的增加后會讓房價指數再次出現高峰；2007年后，兩者波動就比較一致，2007年后由于次貸危機的爆發，房價指數很敏感地隨著M2的大幅度波動而幾乎很一致的波動，當經濟恢復到正常水平線后由于國家開始出臺了一系列嚴控房價調整市場結構的政策，所以房價指數和M2呈反方向變動。

在M2和房價指數相互影響中有一下幾個方面：

（1）房價指數的增長會通過經濟預期使M2增加

房地產行業的快速發展也會帶動相關行業經濟發展，會使得對整體經濟的預期會增加，從而增加M2?？梢栽趫D2中看到： 2005年、2007年、2008年、2010年的房價指數最高點后M2也相繼出現了最高點。同時也說明當前的M2對預期的M2的彈性很大,間接反應中國的貨幣政策效果有一定的滯后效應,央行對上期貨幣政策的依賴度較大。因此,中央銀行可以不“盯住”房地產價格,但貨幣政策應靈活地去促進經濟穩定較快的增長,不宜過多依賴以前的貨幣政策,相機抉擇是很重要的；

M2增加對房地產供給者的影響

貨幣(M2)擴張,利率降低,房地產的融資成本降低,因此房地產需求量增加,房地產價格( Pr )上升。如果房地產的價格遠遠高于建筑成本的話,那么房地產投資額度(H)就會大幅增加,總供給( Y)上升；

房地產信貸將居民住房潛在要求轉變為有效需求M2的快速增長為我國信貸市場提供了寬松的流動性環境，通過銀行信貸，將居民對住房的潛在需求轉變為有效需求，推動了房地產價格的上漲。當前我國銀行體系持有巨額的超額存款。在利潤最大化的目標驅使下和降低不良貸款的重壓下，我國商業銀行必須為這些超額存款尋找收益較高、風險較小的投資渠道，而房地產信貸正滿足這一要求。因此，商業銀行有很強的激勵向房地產市場發放貸款。在此背景下也增長了那部分投資性賣房?？梢栽趫D2中看到2003年前后接近3年的時間里M2的大幅度增加，使得2004年房價指數再次出現恢復到趨勢線后出現的最高點，2009年在次貸危機中M2對房地產價格的影響就更加明顯了；

（4）股票市場低迷使M2快速流向房地產市場

由于股票市場價格呈下跌趨勢，產品市場通貨緊縮，M2的快速增長更多的流向了房地產市場，從而進一步加劇了房地產價格的上漲。這可以通過考察貨幣流動速度，即名義GDP與M2的比值進一步說明。就長期而言，我國貨幣流動速度呈不斷下降的趨勢，這就意味著M2與名義GDP的比值不斷上升；

（5）海外資金涌入也導致房地產價格上漲

大量海外資金涌入我國房地產市場，也是房地產價格上漲的重要原因。從2004年房地產業新設立外商投資行業就不斷的增加，合同外資金額的增長，各項增長指標均超過全國利用外資平均增長幅度，使得房地產業連續三年成為全國第二大外商投資行業。按照資本逐利的本性推斷，海外資本已經極大地滲入了我國房地產市場，并對中國經濟特別是房地產經濟造成了較為深刻的潛在影響。在2007年的經濟危機前期突然從中國撤走的熱錢中相信也有相當一部分是投資在房地產行業中的。3. 美國M2與房地產價格關系的機制分析

3.1 美國M2與房地產價格關系

美國的房價指數――標普Case-Shiller房價指數（S&P/Case-Shiller Home Prices Indices）。標普Case-Shiller房價指數（S&P/Case-Shiller Home Prices Indices，后面簡稱標普指數）是由標準普爾的房價指數，是衡量美國住房價格變化情況的指針，以重復銷售定價技術（repeat sales pricing）為基礎。

圖3 美國1998-2008年M2和標普房價指數的趨勢圖

圖片顯示美國M2增長幾乎呈直線增長，坡度沒有我國的那么陡峭，也就是說他們的M2增產率很穩定。

從1988年初標普房價指數幾乎一直隨著M2的增長而增長，尤其是2004年到2006年上半年大幅度上升，大幅度超出趨勢線。2006年6月開始呈下降趨勢，但2007年9月后大幅下跌，直到2008年9月跌到和2004年差不多的水平。這是因為爆發2007-2008年全球金融危機，又稱金融海嘯、信用危機及華爾街海嘯等，是一場在2007年2月7日為轉折點，2007年8月9日開始浮現的金融危機。自次級房屋貸款爆發后，投資者開始對按揭證的價值失去信心，引發流動性危機。即使多國中央銀行對次向金融市場注入巨額資金，也無法阻止這場金融危機的爆發。直到2008年，這場金融危機的爆發。直到2008年，這場金融危機開始失控，并導致多間相當大型的金融機構倒閉或被政府接管。

在標普房價指數開始以大幅度增長偏離趨勢線的這段時間反而M2增量是相對減少的。說明這段時間國家的經濟發展速度，GDP增長率是有所減少的，而身為房價標桿的標普房價指數卻大幅度增加，也是因為引起次貸危機的根源――信貸危機，美國房地產次級貸款證化后造成的次貸危機演變為金融危機。過渡信貸擴張最終導致了金融泡沫，泡沫破滅后標普房價指數大幅度下跌。

但兩條線總的趨勢是呈同方向變動，M2的增長率要高于房價指數的增長率。

圖4 美國1998-2008年CPI和標普房價指數里面主要的綜合指數CSXF增產率的趨勢圖

圖4顯示CPI在2000年后的一年多時間里是高出總體趨勢線很多的，這是由于2000年美國股市泡沫撲滅后CPI高漲，但是綜合指數先下跌，后以恢復增長率趨勢線增長率，平穩增長；CPI在2001年6、7月份逐漸下跌，于2002年到達低谷，到2003年兩者都恢復到趨勢線的恢復期階段，房價增長率和CPI變動幅度趨向吻合；美國房地產價格調整周期較長，歷史上從頂點到低谷一般需要三至五年。而美國房地產價格2006年見頂，未來幾年房地產將處于熊市。所以2004-2006年綜合指數增長率一直處于趨勢線以下。此外，美國“嬰兒潮”一代即將步入退休年齡，許多老人退休后出售房子搬入養老院，人口結構因素導致本輪房價下調周期可能比以往更長。

在2006年之前的5年里，由于美國住房市場持續繁榮，加上前幾年美國利率水平較低，美國的次級抵押貸款市場迅速發展。隨著美國住房市場的降溫尤其是短期利率的提高，次貸還款利率也大幅上升，購房者的還貸負擔大為加重。同時，住房市場的持續降溫也使購房者出售住房或者通過抵押住房再融資變得困難。這種局面直接導致大批次貸的借款人不能按期償還貸款，進而引發“次貸危機”。2007年出現了CPI大幅度下跌，這是以次貸危機爆發，標普房價指數大幅度下跌，綜合指數增長率在趨勢線水平幾乎無增長。但是CPI在經歷了兩個回跳后上升到正常增長水平，雖然綜合指數增長率一再提高，但是標普房價指數卻依然一蹶不振。這是因為次貸危機爆發后，CPI因為其他領域的逐漸穩定回暖而上升，而房地產業的次貸危機后短期內還沒能恢復正常水平。

美國的標普指數與M2之間的相互影響程度不大一樣：美國標普指數的變動對其M2的影響很小，特別是它對現金M0的影響幾乎可以忽略不計；美國M2的變動對標普指數的影響很大。這意味著，若不考慮其他條件，當美國為了防止衰退、刺激經濟增長時首先考慮的政策措施，應該是增加M0和M2的供給，此時效果最直接的方式就是大幅增加居民的收入，拉動消費和生產，使得房價健康增長。4. 結論分析

4.1 國內分析

從金融在城市化進程中所起的關鍵作用的視角出發，本文提出M2變動更可能是房地產價格變動的原因，而不是相反。概括全文分析，主要得到兩點結論：M2與房地產價格之間存在穩定的均衡關系。

M2快速增加驅動房地產價格上漲的途徑主要有三條：一是M2的快速增加為我國信貸市場提供了寬松的流動性環境，通過銀行信貸，將居民對住房的潛在需求轉變為有效需求，推動了房地產價格的上漲；二是由于股票市場價格呈下跌趨勢，產品市場通貨緊縮，M2的快速增加更多的流向了房地產市場，從而進一步加劇了房地產價格的上漲；三是大量海外資金涌入了我國房地產市場，也是房地產價格上漲的重要原因。貨幣政策對抑制房地產價格過快上漲起了關鍵作用。

相反，房價指數的增長會通過經濟預期使M2增加。

4.2 美國分析

M2對房地產價格的影響主要表現在由于M2的增加，導致流通中的貨幣量增加，從而導致貨幣貶值，從而房地產價格上升。在一定的范圍內，隨著M2的增加，有利于刺激房地產市場的發展，房地產企業可獲得更多資金易于導致房地產市場繁榮。由于房地產市場的巨大帶動作用將有利于經濟形勢向正方向發展，必然導致CPI的增長。

但如果M2過多，首先是直接導致通貨膨脹。同時，房價過渡上漲造成經濟主體的預防性動機增加過大，使儲蓄增長幅度過大（這對應著消費大幅度減少），就有可能對產生、通貨形成負面的影響，引發通貨緊縮；分之，如果房價上漲刺激消費增長（減少儲蓄），或者雖然使儲蓄增長，但增長幅度低于投資的增長幅度，則可能對產生起正向作用，進而對物價水平產生向上的壓力。

通過以上有關歷年來美國房地產價格指數的數據和M2的研究，探討房地產價格與貨幣之間的關系，研究發現美國房地產價格與通貨膨脹之間存呈現高度相關的關系。

4.3啟示與建議

根據以上分析，可以得出以下為幾點啟示：

（1）金融（尤其是房地產貸款）是驅動房地產業高速發展的發動機。2006年5月末我國房地產貸款余額占銀行信貸總額的比重達到16%，而美國在2003年這一比重達到49.34%，遠遠低于美國的水平。與此同時，中國坐在經歷城市化進程，住房貨幣化、舊城改造以及新城鎮居民的不斷產生，將對房地產形成非常巨大的需求。在這一進程中，金融起著至關重要的作用，從金融結構上看，就是房地產信貸在銀行全部信貸中所占比重將快速上升。但是在這種轉變中又要防止投資性購房會不會造成房地產泡沫的產生等一系列問題，也是對我國市場經濟結構轉型的一個考驗。

（2）M2增速的變化可以用來預測未來大約一年以后房地產價格的變動趨勢。根據上面的分析，M2增速的變動先于房地產價格的變動，時滯一年左右；格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數和方差分解檢驗表明M2的變動是房地產價格變動的原因，且M2的擾動是房地產價格波動的主要來源，甚至超過其自身。因此，M2增速的變化可以作為央行貨幣政策操作的一個重要參考指標，但實質問題要求貨幣政策必須注意把握時機。

合理搭配使用貨幣政策操作工具。央行貨幣政策操作工具主要包括公開市場業務、利率政策（包括調整存款利率、金融機構存款準備金率等）以及機構性政策（如信貸政策）。這些政策工具在不同的時期產生的效果是不同的。如果使用得當能促進市場經濟增長，結構更加合理化。在擁有中國特色社會主義特點的同時也是一個健康而高效的經濟體制。

5. 總 結

在對我國、美國的M2和房價指數以及相關數據進行了對比后，發現他們之間存在著相關性。房價指數的敏感度像是貨幣經濟變化的敏感器一樣，正常發展時會提前顯現，呈現同方向變化；但當經濟變動出現了不符合規律或措施時，會顯現出房價和M2反方向的變動。對于相關的調控政策是否較快的反應也是衡量經濟結構的一方面，同時好的快速而有效的反應也會使得市場更好地調控和發展。

參考文獻

[1]王 擎，韓鑫韜.貨幣政策能盯住資產價格嗎_來自中國房地產市場的證據[A].金融研究,2009.

[2]吳成軍. 貨幣供應量與房地產價格的關系研究[A] .財經視線. 2006

[3]李健飛，史晨昱. 我國銀行信貸對房地產價格波動的影響[A]. 上海財經大學學報,2005.

[4]段忠東. 房地產價格和貨幣政策[D].湖南大學. 2008

[5] 周建軍，鄔麗萍. 流動性過剩與我國房地產價格上漲_理論及對策[A]. 湘潭大學學報( 哲學社會科學版),2009.

[6]李輝華. 美國商品流通與貨幣流通關系的實證分析：1947-2008[A]. 內蒙古財經學院報,2010(2).

[9]王重潤. 房價決定的比較靜態均衡分析[A].工業技術經濟. 2008(2)

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【關鍵詞】CPI 貨幣供應量 回歸

一、通貨膨脹與貨幣供應量的界定

（一）通貨膨脹及其度量

通貨膨脹是指一般物價水平在一定時期內持續普遍的上漲，度量通貨膨脹的指標主要有居民消費價格指數（CPI）、批發物價指數（WPI）、生產者價格指數（PPI）、GDP折算指數。本文將選擇居民消費價格指數（CPI）作為通貨膨脹的度量指標，居民消費價格指數（CPI）是綜合反映一定時期內居民消費品的價格的變動趨勢和程度的價格指數。

（二）貨幣供應量及其度量

1.國際貨幣基金組織對貨幣供應量的度量。國際貨幣基金組織采用三個口徑對貨幣的供應量進行度量，這三個口徑分別是通貨、貨幣、準貨幣；“通貨”指流通貨幣，包括紙幣、鑄幣等有形實體貨幣和信用貨幣；“貨幣”包括存款貨幣銀行之外的通貨以及私人部門的活期存款；“準貨幣”等于儲蓄存款、定期存款以及外幣存款之和。

2.中國對貨幣供應量的度量。中國對貨幣供應量的度量也分為三個口徑，這三個口徑分別為M0、M1以及M2。M0指流通中的現金；M1等于流通中的現金與活期存款的和；M2等于流通中的現金、活期存款、定期存款、儲蓄存款、其他存款以及證券公司的客戶保證金。

二、通貨膨脹與貨幣供應量的關系

傳統的貨幣數量學派認為貨幣供應量與通貨膨脹率成正相關，美國經濟學家費雪提出了費雪方程式：MV=PT或P=MV/T（P為物價水平、M為貨幣供應量、V為貨幣的流通速度、T為各類商品的交易數量），費雪方程式表明物價水平P與貨幣供應量同方向變化?，F代貨幣主義的代表人物佛利德曼在1992年通過實證檢驗得出貨幣供應量與CPI沒有因果關系的結論。

麥克德雷斯和韋伯在1995年使用30個國家的相關數據進行實證分析得出貨幣供應量與通貨膨脹率之間存在顯著的正相關的關系；姚遠在2007年運用方差分解和協整的計量方法得出貨幣供應量對通貨膨脹存在滯后效應；伍志文在2002年通過實證分析發現我國的貨幣供應量與CPI存在負相關性。

三、通貨膨脹與貨幣供應量關系的實證分析

本文選擇CPI作為通貨膨脹的度量指標，分別選用M1和M2作為貨幣供應量的度量指標，選擇1997年1月至2010年10月的月度CPI、M1及M2的同比增長率進行實證分析。以下為實證結果：

從表1可以得到CPI對M1的回歸方程為：CPI=0.1279 M1-2.5484；從表2可以得到CPI對M2的回歸方程為：CPI=-0.2519 M2+4.1305；從表3可以發現CPI與M1的相關系數大于0，與M2的相關系數小于0。

四、結論

從以上分析我們發現貨幣供應量M1與消費物價指數（CPI）成負相關的關系（相關系數小于零），貨幣供應量M2與消費物價指數（CPI））成正相關的關系（相關系數大于零），但是消費物價指數（CPI）無論是與M1和M2的相關性都不太顯著（相關系數的絕對值較?。?/p>

參考文獻

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一、貨幣數量實證的理論支持

當代貨幣數量論是吸收了從早期貨幣數量學說到魏克賽爾的累積過程理論，再到凱恩斯的貨幣利息理論，并根據當代市場經濟運行所面臨的實際問題，為解決當代貨幣經濟的實際問題而提出的一個簡單、有效的貨幣經濟理論。它已經從解決當代資本主義經濟的實際問題中找到了自己的實證支持，它是一個比較成熟的經濟理論。它們的主要觀點如下：

首先，現代貨幣數量論認為影響經濟活動的決定性因素是貨幣。因此，為了保證經濟的穩定增長，就必須保持貨幣供應量的穩定增長。同時，認為貨幣供應量的一個外生變量，而貨幣需求函數是極其穩定的，因此貨幣當局可以根據貨幣需求函數擔當起穩定貨幣供應增長率的職責。

其次，認為由私人經濟行為決定的資源配置與貨幣收入的短期變化無關，因而無須對私人經濟行為進行詳盡分析就可以做出高度準確的總體經濟分析。

再次，提出關于傳遞機制的貨幣主義模式，認為貨幣是通過相對價格機制、名義國民收入和其他名義宏觀經濟變量對經濟發展發生直接影響。

最后，他們相信市場經濟具有內在的自動穩定性。

簡單說來，承認“貨幣供應的變化是貨幣收入變化的主要因素”是現代貨幣數量論的主要核心觀點。今天，越來越多的人認識到，貨幣在增進各國的經濟繁榮方面確實是重要的。要取得價格穩定、充分就業、經濟的平衡增長及其他必不可少的經濟目標，我們的貨幣和銀行金融機制就絕對有必要在取得這些目標時保持同步運行。

承認外生的可控制的貨幣供應量和貨幣需求函數的相對穩定性，強調價格效應的貨幣傳導機制，以穩定的貨幣增長率為政策指標，堅持穩定物價的政策目標，強調貨幣政策在國家宏觀經濟政策中的主導地位是貨幣數量論在實際當中的主要政策主張。正如弗里德曼所認為的“中心的問題，不是去建立一套高度敏感的、能不斷消除由其他因素所導致的不穩定的工具，而是寧可去防止貨幣安排本身成為一個不穩定的根源”。

二、貨幣與經濟關系計量分析

基于以上的理論分析，控制貨幣存量的增長率，使其按照一個或幾個關鍵的經濟變量的變化而同步連續地變化，貨幣當局就能提供一個可為經濟穩定發展的貨幣背景。對此，本文從國內生產總值增長率（名義國民收入增長率）和通貨膨脹率（物價上漲率）與貨幣存量增長率之間關系進行計量分析。

下面，我們選擇1978～2001年間的廣義貨幣M2供應量增長率和通貨膨脹率、GDP增長率（年度數據）作為我們實證的數據區間，根據貨幣數量論的相關理論，對我國的貨幣供應政策的穩定性進行計量考察。

（一）GDP增長率、通貨膨脹率與M2供應量增長率相關性分析。根據我們所獲得的數據，應用統計計量分析軟件Eviews，得到了M2供應量增長率與GDP增長率、通貨膨脹率之間的相關系數。（表1）

從表1我們可以看出，正如現代貨幣數量論和許多實證所驗證的那樣，我國的貨幣供應量與GDP增長率、通貨膨脹率具有較強的相關性。貨幣的長期周期性變動與相應的貨幣收入（或國民收入）和價格水平變動之間的關系是比較密切的和穩定的。另外，根據它們之間的點線圖（圖1），我們可以看出，M2增長率與GDP增長率、M2增長率與通貨膨脹率之間的變化具有大致相似的同增同減的長期趨勢，即它們具有長期的一致性。當然，它們之間的因果關系、它們相互之間的變動是否是即期還不明顯，我們將在下文給出分析。但是，有一點可以肯定的是，當經濟波動較大時一定伴隨著貨幣供應量的較大的波動。

（二）M2供應量增長率、GDP增長率、通貨膨脹率三者之間的因果關系分析。運用Granger因果關系檢驗，我們可得如表2的檢驗結果。（表2）

從表2可以看出，對于通貨膨脹不是貨幣供應量Granger原因的原假設，拒絕它而犯第一類錯誤的概率是0.77933，表明通貨膨脹不是M2增長率Granger原因的概率較大，不能拒絕原假設。而第一個檢驗的相伴概率只有0.00741，表明我們至少可以在95%的置信水平下，認為M2增長率是通貨膨脹的Granger成因。同理，對于GDP增長率與M2增長率之間的Granger因果關系也可以得出類似的結論，即認為M2增長率是GDP增長率的Granger成因。

（三）M2供應量增長率、GDP增長率、通貨膨脹率回歸分析。由上面的相關分析和因果關系分析，我們可以很有理由地運用貨幣供應量的兩因素模型對三者進行回歸分析。由此，我們得到如下回歸方程：

GDP＝0.04821+0.2020×M2

（2.369）（2.430）

R2=0.2116 F=5.904 （1）

P=-0.04994+0.45099×M2

（-1.0791）（2.3853）

R2=0.2055 F=5.6897 （2）

上述兩個方程下方括號內的數值是95%的t檢驗統計量值，從中我們可以看出回歸系數都通過了檢驗，并且整個方程的F檢驗也是顯著的。這也從另一方面說明了貨幣供應量的增長對于經濟的發展和波動具有顯著地影響。另外，我們也可以得到如下方程：

M2=0.1359+0.8281×GDP＋0.3564×P

（3.3283）（1.9571）（1.9078）

R2=0.328 F=5.1259（3）

它的回歸系數也通過了90%的t檢驗，方程也是顯著的。這說明，雖然GDP增長率和通貨膨脹率不是M2的Granger的成因，但是我們仍然可以利用這兩個宏觀經濟指標對貨幣供應政策進行指導，即可以預測以多大的增長率來供應貨幣。

三、基本結論和政策建議

綜合現代貨幣數量理論和我們上面的計量分析，我們可以得出以下結論：改革開放以來，我國貨幣供應量的增長對經濟的影響是顯著的。同時，貨幣總量的變動是一個相對獨立的過程，而經濟變動受到貨幣變動影響的關系相對來說是很穩定的。因此，當貨幣存量的增長率存在明顯波動時，必然伴隨著經濟增長的波動。

1978年以來，我國的貨幣政策在實際運作過程中基本上遵循著現代貨幣數量論的政策主張。然而，由于經濟的大幅度增長，投資的狂熱和相對無序，貨幣當局無法摸清經濟運行的規律而又對經濟形勢過于樂觀，導致了貨幣供應不連續、不平穩、無規律地變動。這種貨幣供應的變動在一定程度上造成我國經濟在八十年代中后期和九十年代中期物價持續上漲和經濟波動。如在1990～1996年間，我國的貨幣供應總量增長率平均都在25%以上，由此直接導致了在九十年代中期我國的泡沫經濟和平均10%以上的通貨膨脹率，給經濟發展造成了很大的不確定性和危害。同樣的原因也造成了1988年和1989年高通貨膨脹（分別為18.5%和17.8%）和民眾對經濟前景的恐慌。

同時，由于對經濟發展的長期趨勢缺乏考慮，貨幣政策造成經濟波動的突發性反過來使得貨幣當局在制定和執行貨幣政策時的被動性，從而進一步造成了經濟的不穩定。如1997年以來，我們雖然制止了高通貨膨脹，卻又陷入了持續的通貨緊縮（1998、1999、2000年的物價上漲率分別為－2.6%、－3%、－1.5%），在某種程度上這不能說不是在治理通貨膨脹時由貨幣政策的突發性造成的。

對以上分析結論，以及我國當前的實際經濟背景，我們提出以下政策主張：

（一）根據經濟的長期預期增長率來指導貨幣供應政策。由于長期的真實經濟增長率是由實際的勞動力增長率、生產技術的發展速度等非貨幣因素決定的。因此，為了使貨幣政策的制定和執行不至于對長期經濟發展沖擊，引起經濟的不穩定，我們就必須使貨幣總量的增長率緊跟真實經濟的長期預期增長率，進行連續、平穩的供應貨幣。穩定的貨幣供應還會使一般公眾建立起對貨幣政策的信任，使貨幣當局的政策在執行時更為有效和及時。