货币供给论文十篇-ag尊龙app

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货币供给论文

货币供给论文篇1

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

2基于var模型的实证分析

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

2.1数据平稳性检验

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

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

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

2.3模型滞后阶数选择分析

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

2.4var模型估计结果

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

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

r2=0.90f=16.03

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

果还没有达到十分完美的程度。

2.5var模型系统稳定性检验与脉冲响应函数分析

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

2.6预测方差分解分析

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

3基于var模型分析的我国广义货币供给m2主要结论

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

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

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

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

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

参考文献

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[2]刘斌.我国货币供应量与产出、物价间相互关系的实证研究[j].金融研究,2002,(7).

[3]李晓华,侯传波,陈学彬.我国货币内生性问题的实证研究[j].上海财经大学学报,2003,(5).

[4]高红兵.央行控制货币供应量会对资金造成巨大压力吗[j].中国证券报,2003,(7).

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

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

货币供给论文篇2

关键词：货币供给；经济增长；相关性

一、前言

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

二、货币供给与经济增长的内涵

1.货币供给的内涵

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

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

2.经济增长的内涵

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

三、货币供给和经济增长的相关性

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

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

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

参考文献：

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[3]姚远：中国货币供应、通货膨胀、经济增长关系实证研究[j].经济与管理,2007，2.

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

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

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

货币供给论文篇3

关键词：货币供给；资本市场；利率；向量自回归模型

中图分类号：f831.5文献标识码：a 文章编号:1003－9031(2011)10－0018－04doi:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.10.05

经过20多年的快速发展，我国股票总市值占gdp的比重以及居民资产结构中股票持有份额持续增加，货币市场与资本市场的资金关系加强，股市对货币政策和宏观经济的影响日趋显露。

调整货币供给量是货币当局调控经济的重要手段，也是影响股票市场的最重要因素之一。但理论界对货币政策是否影响股票市场以及货币政策如何影响股票价格波动尚存在争议，对该问题的回答涉及到中央银行对股票市场的宏观调控政策。

一、理论回顾

货币政策对股票市场的影响最早由tobin（1969）提出[1]，后来众多学者针对不同的情况进行了研究。patelis（1997）的研究表明，货币政策对股票市场收益率的影响很大，因而货币政策对股票未来收益有很好的预测作用[2]。dupor b.（2002）认为，股票市场关系到资源配置效率，而货币政策可以影响股票市场[3]。rigobon and sack（2002）检验了美国货币政策对股指的影响，发现股指对货币政策有明显的负向反应[4]。目前，国外学者主要采用两种方法研究货币供给扰动对股票市场的影响，即市场预期分析方法和自相关分析方法。

市场分析法主要分析意外的货币政策在消息日前后对股票价格的影响。该方法主要是采用货币变量的实际值与市场预期之间的差异表示货币供给扰动，研究这种差异对市场的影响。lobo（2000）发现，货币当局的货币紧缩消息对股市的影响比货币扩张消息的影响更大，货币政策的影响表现出明显的不对称性[5]。bomfim（2001）的研究表明，在事件日之前，股票市场的波动性比事件日后低[6]。kuttner（2001）则认为人们在事件日的交易行为很可能不是对消息本身的反应，而是对消息中隐含的未预期到的其它信息做出的反应[7]。

自相关（var）分析方法建立有关货币政策变量的自相关模型，以模型预测值作为市场对货币政策变量的预测，以实际值与预测值的差异表示货币供给扰动，并以该差异作为解释变量研究股票市场的波动。rapach（2001）以1959年第3季到1999年第1季的季度资料研究美国货币供给、总支出与总供给的冲击对实质股价的影响效果，发现这三个总体经济变数的冲击均对实质股价有重要的影响效果[8]。然而，这一结论与有效市场理论相冲突，有效市场理论认为，当期股票价格能够反映所有可以得到的信息，没有超额收益的存在。因此，货币政策变动不能成为预测股票未来收益的依据。随后的一些研究成果也发现过去货币供给或利率的变化对于股票未来的收益没有预测价值，而是一种相反的granger因果关系。

钱小安（1998）研究了中国股票市场与货币政策的关系，发现沪指、深指与中国的m0同向变化，与m1无关，与m2反向变化[9]。孙华妤、马跃（2003）发现货币供给量对股票市场没有影响[10]。金德环，李胜利（2004）使用协整和因果关系检验方法研究了中国证券市场价格和货币供应量的关系，发现我国证券市场价格和m0、m2之间存在着长期稳定的协整关系[11]。证券市场价格可以用货币供应量m0、m2来解释，而证券市场价格变化不是引起货币供应量变化的原因。李全（2004）在内生货币体系下对中国资本市场波动进行了研究，发现m2是资本市场波动的核心[12]。

就货币政策应该如何应对股票市场波动方面，石建民（2001）将股票市场引入商品和货币市场得到一个修正is-lm模型，认为股票市场对货币需求及实体经济总量有重要影响，货币政策的制定和执行不能忽视股票市场[13]。易纲、王召（2002）提出了货币政策的股市传导机制模型，动态考虑一般商品价格和股票市场价格受到货币政策影响后的变化规律，认为在短期、中期和中长期，预料外的货币供给增加，使股票价格上升，而在长期并不影响价格，央行在考虑货币政策制定时应同时考虑股票价格和商品与服务的价格，但不应迁就股市、或者单纯通过刺激股市的方法拉动需求[14]。谢平（2002）指出货币政策操作应关注股票价格波动，但不能因此认为股价变化应成为影响货币政策的决定因素之一[15]。冯用富（2003）认为货币政策干预股市波动是无效的[16]。孙华妤、马跃（2003）认为中央银行对待股市只能是“关注”而不是“盯住”，但是如果中央银行想干预股市，还是可以有所作为的。

二、研究框架

1．货币均衡模型的建立与估计

尽管学界对货币供给的内生性与外生性存在争议，但大量文献证明了中国的货币供应表现出了极强的内生性。基于货币供给内生理论，本文建立以下货币市场均衡模型：

干扰项①。

利用联立方程回归模型对上述货币市场均衡模型进行估计，由回归模型解释的货币供给称为预期货币供给（货币供给估计值），货币供给实际值和估计值的差额（残差项）则称预期外的货币供给。模型中，mt和rt是内生变量，pt和yt是外生变量，解（1）-（3）得mt、rt两个内生变量，并可写成外生变量（pt，yt）和干扰项（?滋t，?淄t）的函数，进一步简化为（4）和（5）式所示的缩减式（reduced form）形式：

若直接以ols估计（2）式，将产生联立方程式偏误。因为从（4）式看出解释变量（rt）和干扰项（?淄t）并非相互独立。（4）式中，wt影响rt，而?淄t影响wt，所以?淄t影响rt，即违反线性回归模型中解释变量和干扰项无关的假设。为解决这个问题，本文采取两阶段最小平方法估计（2）式。第一阶段以ols估计rt的缩减式（4），再以rt（rt的估计值）取代（2）式中的rt，这时rt和?淄t相互独立；第二阶段则以ols估计（2）式。（注：既然rt是外生变量的函数，所以rt和?淄t无关，若以rt取代rt。则（2）式可用ols估计之。）

2．时间序列方法

本文以aic作为最优滞后期的选取准则，利用adf方法对时间序列进行单位根检验，以考察序列的平稳性。在此基础上构建变量的含k个滞后项的var模型，并参照aic准则选取最优滞后项。预测误差变异数分解是var的主要应用之一，通过逐期模拟分析各变量预测误差变异数被本身冲击及其他变量冲击所解释的百分比，以判断各变量的相对外生性与各变量对某一变量的相对重要性。然后在var模型构架下利用granger 因果关系检验探讨变量间的因果关系。

3．数据选择及处理

在货币需求与货币供给的联立模型中，本文以银行间同业拆借市场90天利率为市场利率变量，以定基消费者物价指数（cpi）作为物价指数变量。由于我国还没有实行gdp月度统计，本文以工业增加值月度数据代替作为收入变量，以m0、m1、m2作为货币供给变量。时间序列方法中本文选取上证综合指数收盘数据作为股价变量。从1996年1月至2010年6月共184组数据。所有变量均以自然对数表示，以消除模型中存在的异方差问题。

三、数据处理及实证结果

1．货币供给函数的两段最小二乘法估计

利用2sls对三重定义（m0、m1、m2）的货币供给函数（方程（2））进行估计，第一阶段rt的缩减式和第二阶段mt的结构式的估计结果如表所示。本文进一步利用mt结构式求取货币供给估计值mt作为预期货币供给，并以mt和mt的差额（残差项）作为非预期货币供给，如此便将实际货币供给分为预期和非预期两部分。

2．adf检验

以aic作为最优滞后期的选取准则，利用adf方法对时间序列进行单位根检验，检验发现所有的时间序列（包括货币供给量m0、m1、m2预期的货币供给em0、em1、em2，非预期的货币供给um0、um1、um2，上证综指szzz）经过一阶差分后均为平稳序列。

3．var模型估计

变量经由一阶差分后均为平稳序列，以设立含两变量的var模型来检验货币供给和股票报酬率之间的短期互动关系（表2）。在var模型结构下进行预测变量方差分解，以观察个变量在各期的预测误差变量被本身冲击及其他变量冲击所解释的程度，因而可以判断各变量相对外生性大小与各变量对某一变量的相对重要性。由于排序会影响预测误差变量分解值，本文观察不同排序时的预变量方差的分解值，最后发现相对于股票报酬率m0、未预期到的m0、m1呈现较强的外生性；相对于m0、m1未预期到m0股票报酬率呈现较强的外生性。

4．granger因果性检验

在var模型架构下，对货币供给与股票报酬率进行了granger因果关系检验（表3）。

检验表明，在5%的置信水平上，股票收益率变动是货币供给m0及m1变动的原因。在5%的置信水平上，只有预期外的m0的冲击是导致股票收益率变动的原因，其他的货币供给变动并不能对股票收益率产生影响。

四、结论

本文的实证结果表明：第一，在联立方程模型下建立货币均衡模型并有较高的拟合度。第二，股票市场波动是货币供给m0、m1的granger原因。第三，只有预期外的货币供给m0的变动是我国股票市场波动的granger原因。总体而言，股票市场对货币供应量有一定的影响，这说明我国的货币供给具有内生性，基于内生理论建立的均衡模型是合理的。而股票市场对货币供给反应不灵敏。这与很多学者得出的货币供应量对股票市场产生影响的结论相左。可能有以下几个原因导致此问题：第一，随着利率市场化改革，利率对股票市场的调控作用开始凸现，利率逐渐发挥着投资指示器的作用。第二，宏观政策的实施效果不好和其他信息的存在（如股权分置改革）减弱了货币供给变动的告示作用。第三，资产调整过程缓慢或受阻，导致股票市场对货币供给变化反应不明显。第四，货币市场和资本市场存在分割性，两市场间信息不能有效传递。基于这些原因，我国必须继续深化利率市场化改革，把货币政策的中介目标或操作目标由货币供给量转换为利率；加强中央银行货币政策的前瞻性，正确有效地引导市场预期；进一步推进资本市场建设，同时加快货币市场和资本市场一体化建设。

参考文献：

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货币供给论文篇4

关键词：货币内生理论；相关性检验；回归模型；残差分析

中图分类号：f830.9 文献标识码：a 文章编号：1001-828x（2013）01-0-02

经济学界一直存在着货币供给的内生性与外生性之争。货币供给内生性理论认为，货币供给并不是中央银行可以自行决定的，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的，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。而货币供给外生性理论则认为，中央银行可以通过变动货币供给来调节物价水平、利率以及实际产出等因素，而不是相反[1]。我国学者通过实证检验，大多发现我国的货币供给具有较强的内生性[2]。股票这一金融资产的价格与股息额成正比，与折现率成反比，折现率提高，股票价格就会下跌；折现率下降，股票价格就会上涨。从而可以看出，货币供给增加，使得利率下降，折现率下降；而随着折现率下降，又会造成股票价格上涨[3]。反之亦然。为此，本文提出假设：货币供给变化是股票价格变化的主要原因之一。

实证分析：

选取1995年12月到2011年7月之间的上证综指、m0、m1、m2值，共187组数据，作为分析样本进行实证分析。

由上面的分析结果可见，股指走势与货币供给显著相关，且与m0关联性最强。

1995.12-2011.7上证综指走势图

1995.12-2011.7 m0（流通中现金总量）走势图

1995.12-2011.7 m1（货币总量）走势图

1995.12-2011.7 m2（货币与准货币总量）走势图

由走势图初步可见，市场中的现金总量m0，短期内随股指波动明显。在股指上升较快阶段，市场中的现金总量往往出现前期预兆性的激增。而货币总量m1增长相对稳定，对股指的长期增长趋势呈正相关关系。货币与准货币总量m2相对于m1，对股指的变化反应更加迟钝，对股指变化的总体趋势表达更加平稳。

回归模型：

回归模型预测指数：

残差分析：

由于残差期望较小，可见回归质量很高。残差的方差较大，故可以预测股票指数不但与货币供给有关，一定还与别的因素密切相关。后续问题值得关注。

参考文献：

[1]huangr， kracaww. stock market returns and real activity： a note[j].journal of finance，1984，39（01）：267-273.

货币供给论文篇5

2008年美国房贷危机引发了世界性的金融危机，为了应对危机对中国经济造成的负面冲击，中国政府于2008年10月开始采取适度宽松的货币政策，广义货币供给量迅猛增加。2010年年初开始，与生活较大关联的农产品价格比如蒜、姜、糖等接连涨价，到下半年各类生活资料价格接连攀升，直接推动cpi逐月升高，而在通胀压力下，很多著名学者指出货币超发是通胀背后的主因。但是，央行行长周小川否认货币超发一说，其理由是：一方面，高储蓄国家和低储蓄国家的广义货币占gdp的比重不一样，中国是高储蓄国家，因此m2占gdp比重高；另一方面，在间接融资占比高的情况下，广义货币占gdp的比重就高，美国是典型的直接融资发达的国家，而中国间接融资比重大，因此拿中国的m2跟美国的比不太恰当。

那么，本轮通货膨胀到底是不是由货币超发引起的？这是一个值得深思的有很大研究意义的问题。基于此，本文以中国2008年10月至2010年11月的月度数据为基础，拟采用因果检验、协整分析、误差修正模型等来分析中国m2与通货膨胀之间的相互关系。

二、相关文献综述

以弗里德曼为首的货币主义学派始终认为通货膨胀归根结底是一种货币现象。货币主义学派从交易方程式开始推导，在假设货币流通速度为常数的条件下，超过gdp增长率的货币供给增长率，就是通货膨胀率。弗里德曼认为，在短期内货币增加既可以引起物价上涨也可以引起产量增加，只是在长期内货币增加才全部反映在物价上涨上。这也意味着短期内货币是非中性的，长期内货币是中性的。

近几年来我国也有学者从货币主义的视角，运用计量经济分析，对我国货币供给和通货膨胀之间的关系进行了实证分析，但是取得了不同的结果。

大多数学者发现货币供给确实对中国通货膨胀产生显著的影响。张国洪、曾永平（2005）用我国1980—2002年间的年度数据，在借用剑桥方程式建立了通货膨胀及紧缩与货币供应关系的理论模型后，运用格兰杰因果检验的方法验证了我国超额货币供应是cpi物价指数的原因，而cpi物价指数作为超额货币供应的原因则被拒绝。朱慧明、张钰（2005）根据1994—2004年间的季度数据考察了货币供给量增长和通货膨胀率之间的长期均衡关系和短期动态关系，认为中国的通货膨胀与不同层次货币供给量增长率之间均存在协整关系。姚远（2007）采用协整与方差分解的方法对中国货币供应、通货膨胀与经济增长的关系进行实证研究发现，货币供应对通货膨胀和经济增长的影响具有滞后效应，长期内货币非中性，而通货膨胀和经济增长并不影响货币供应。程建华、黄德龙、杨晓光（2008）认为m1、m2均为cpi的granger原因，m1和进出口还是领先于cpi变动的稳定的先行指标。贵斌威，甄苓（2008）通过构建一个“内生增长的cia模型发现当货币供给速度变大时，通货膨胀将升高。庞如超（2008）借助货币需求理论公式建立了通货膨胀与货币供应量关系的理论模型，通过对1991—2007年居民消费价格指数和货币供应量增长指数进行格兰杰因果检验，验证了m0、m1及m2时滞一年的情况下，3个层次对应我国货币供应量是cpi物价指数变动的原因，而cpi作为货币供应量的原因则被拒绝。

但是，也有部分学者认为中国货币供给对通货膨胀的影响并不显著。刘金全、陈广华、顾洪梅（2004）以1982年1月至2004年3月间m0和m1月度同比增长率的数据为基础进行分析，发现货币供给增长率和通货膨胀之间不存在显著的协整关系。刘霖、靳云汇（2005）利用1978—2003年的数据进行分析，没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据，认为在经济的货币化进程中，货币供应增长率的提高并不一定导致通货膨胀，货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低，大量的货币增量被经济消耗了。

三、实证研究与结果分析

本文研究中采用的数据来自中国人民银行调查统计司网上数据库，样本期为2008年10月至2010年11月的月度数据，货币供给取广义货币供给m2，并取对数，通货膨胀率（π）根据其月度累计全国居民消费价格指数计算而得。

1、相关性检验

为了研究广义货币供给与通货膨胀率之间的关系，先通过eviews分析工具对二者进行pearson相关性检验，其结果如表1所示。二者之间存在显著性的相关关系，在5%水平显著。

2、平稳性检验

对于非稳定时间序列变量，其均值、方差及协方差是随着时间的变化而变化的，很难用这些已知的信息去建立模型来预测未来情形，对非稳定时间序列建立的回归很可能是一种伪回归。对于伪回归，可以增加解释变量、减少解释变量或进行差分来解决。因此，要进行回归分析，首先要明确变量是否是稳定的时间序列。检验时间序列变量稳定性的标准方法是单位根检验，本文将采用adf单位根检验方法来进行检验。对广义货币供给（lnm2）及通货膨胀率（π）进行adf检验，两个变量原始数据adf统计量均不显著，没有被拒绝，在一阶差分后，统计量在1%显著性水平下拒绝了原假设，表明两个变量都是单整i（1），即经过一阶差分后可以变为稳定的时间序列变量。而且，对广义货币供给（lnm2）及通货膨胀率（π）进行johanson协整检验，在有截距和确定线性趋势的情况下，对残差进行1阶差分滞后检验，检验结果表明在5%的显著性水平下二者协整关系数为1。

3、因果检验

在经济分析中，尽管某些变量之间存在显著的相关关系，但是它们未必都有意义，判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，一般采用因果检验法。为了进一步分析广义货币供给与通货膨胀之间的相关关系，本文还对二者进行了granger因果关系检验。检验结果如表2。

通过granger因果检验我们可以看出，在滞后1期和2期的情况下，广义货币供给（lnm2）是通货膨胀率（π）的granger原因，反之不成立；而当滞后期为3期后，广义货币供给（lnm2）与通货膨胀率（π）互为granger原因。这说明，广义货币供给的增加，在短期内就会引起通货膨胀率的增加，而通货膨胀率的增加会引起人们通货膨胀率预期的增加，也会引起广义货币供给的增加，但是有一个时间滞后效应。

4、回归分析

根据货币数量论的观点，不仅货币供给量对通货膨胀有影响，而且，通货膨胀预期也会对通货膨胀有影响，因此，在分析时应当考虑通货膨胀预期的影响，在这里，以前一期的通货膨胀作为通货膨胀预期，建立回归模型，可以得到如下分析结果：

从回归模型可以看出，各参数估计量都非常显著，货币供给的增加确实能够导致通货膨胀的增加。但是货币供给仅能解释通货膨胀变化中的22.93%。

货币供给论文篇6

关键词：银行信贷；货币供应；经济增长

中图分类号：f830.4文献标识码：a文章编号：1003-7217（2013）05-0020-05

一、引言

货币政策是国家的金融机关利用货币量达到稳定物价、促进经济发展，实现社会充分就业的制度，货币政策从实质上是货币与经济的关系处理。银行贷款、货币供应作为我国货币政策的重要工具之一，对我国经济起着重要的调节作用。但是货币对经济的作用在理论界还存在争议，一方面是“货币中性论”，另一方面是货币会影响经济的观点。因此，在理论模型构建的基础上，以我国实际发生的经济数据为核心，研究货币对经济的影响对把握我国货币政策的有效性，了解货币对我国经济增长的作用具有重要的理论意义和现实意义。

二、文献综述

（一）外文文献综述

lixin sun，j.l. ford，和david g. dickinson（2010）利用var和vecm模型对中国的银行信贷与货币政策效果进行了分析，通过检验银行资产负债表以及货币政策冲击对宏观经济变量的影响，进而揭示货币政策的传导机制，确定了变量间的长期关系，同时探索了货币政策对中国实体经济的分布与成长的影响[1]。ulrike rondorf（2012）利用欧元地区的面板数据分析了银行贷款对经济增长的重要性，对贷款发生变化时测试了产量的变化，并表明美国信贷波动影响了欧元区的产量，支撑了信贷的观点。jagjit s. chadha，luisa corrado和qi sun（2010）分析了供需分离的货币和流动性之间的关系，通过对规范化货币政策模型的剖析，作者将货币分为原始的需求和供给冲击的广义货币，并发现供给冲击在美国、英国和欧元区短期和中期发挥着重要作用。frank browne和david cronin（2010）对商品价格、货币与通货膨胀进行了研究，认为无论是长远的还是动态的，商品价格、消费价格和货币之间应该存在一定的关系，文章利用美国数据建立了var模型，实证检验结果表明，三者之间存在均衡关系，并且货币供应量和商品或居民消费价格成正比。可以说，货币成为中介，用来联系并分析商品价格和消费价格。

（二）中文文献综述

唐娟娟（2008）以青海地区为例，分析了西部地区银行信贷与经济增长的关系，研究表明银行信贷与经济增长之间存在强烈的正相关关系，并存在促进作用[2]。李莉（2012）从微观角度对房地产信贷、房产价格与经济增长的关系进行了分析，实证结果说明西部地区房地产市场的需求和供给收入弹性小于东、中部，中西部的银行信贷会促进下期经济发展。

马方方和沈骥（2011）对我国金融结构以及m2与gdp比值偏高的现象进行了研究，找出了金融发展问题，并提出相应对策[3]。李厚刚（2012）对中国货币供给和通货膨胀的关系进行分析，指出双方不存在长期稳定关系，但是存在单项因果关系，并且中国通货膨胀或通货膨胀压力一方面是与货币供给有关，另一方面还与结构性因素有关[4]。

从前人文献中可以看出，大部分是较为单一的分析某一指标和经济增长的关系，或者是通过其他指标传导到经济中来。本文结合前人研究特点，从研究实际出发，探讨信贷、货币发行和经济增长的关系，从而找出宏观经济数据之间的内在关系。

三、理论模型

正如曾令华和王朝军（2004）所说的“分析经济增长与贷款的关系就是分析经济增长与货币供应量的关系，这种分析是弄清货币是否真正中性所必需的[5]。”在理论中，货币对于经济增长的作用还存在争议，即“货币中性论”与“货币非中性论”。

（一）货币中性论

1.传统货币数量论。

对于持有货币中性论观点的理论，如古典经济学和传统货币数量论来说，货币仅是一种中介，并不会对实体经济产生影响，古典货币中性论的基础是萨伊定律和瓦尔拉斯一般均衡理论。本文通过货币数量论中的剑桥方程和费雪方程说明货币中性理论。

（1）剑桥方程。

剑桥方程是表示为应付交易需要而保留一部分现金余额的模型，通过等式表示为：

m = kpy

其中，k表示现金余额占比，

货币流通速度的倒数；p表示物价水平；y表示实际国民收入；m表示货币数量。剑桥方程表示货币供给相对于货币需求增加或减少时，为取得均衡，需要提高或降低物价水平。因为只有物价水平在变动，因此货币与实际产出没有关系。

（2）费雪方程。

费雪方程是由经济规模总量计算而来的，即：gdp=py（经济总量等于物价水平与实际gdp的乘积）。

在此基础上，可以进一步分析价格与货币非中性，工资与货币非中性，实际利率与货币非中性，汇率与货币非中性问题。

事实上，相比“货币中性论”，“货币非中性论”更接近事实，正是“货币非中性论”构成了货币政策有效性的理论前提之一，为中央银行金融宏观调控提供了理论基础。

四、实证检验

（一）现状描述

1.银行信贷。

我国属于典型的投资拉动型国家，投融资模式主要是靠银行信贷，所以信贷对于我国经济增长起着关键性作用。经过30多年的发展，我国银行信贷快速增长，年均达到19%的增速，超过gdp增长速度。1984～1997年，我国信贷增速基本保持在20%左右。我国信贷已发展成个人消费信贷、出口信贷、助学贷款等类型，在信贷的刺激下，我国的投资、消费、出口得到了超前的发展，信贷对于经济也起到了重要的调节作用，在当前信贷主要投放的领域是科技、农业和中小企业，通过融资渠道解决经济发展不均衡问题。

但由于银行存在逐利心态，偏好于效益高、信誉好、风险小的客户提供营销和信贷支持，导致过度集中于大企业与行业。在当前宏观调控下，出现了风险过大的问题。

2.货币供应。

货币供应受基础货币和货币乘数的影响，合理的货币供应应该和国民经济形成稳定的关系。但是我国在2011年的货币供应量是2000年的6倍，2011年央行的资产负债表是2002年的8倍，货币超发较为严重，已经超过欧洲央行1万亿美元，超过美国1.5万亿美元。由于超发出来的货币没有相应的实物表达，于是可以用货币代表的资产价格会吸收未表达的货币，我国主要的资产价格表现在房地产和股市上，导致整个社会通货膨胀。同时，货币供应量会影响股票市场、汇率等等。由于政府会用“看得见的手”对市场进行调控，于是可以看到货币供应量会随政策出现周期性波动。

通货膨胀一般用cpi表示，因为通货膨胀一般都会表现在社会产品价格高涨，指数是按照固定商品基期和当期比值算出来的。自1990年以后，我国通货膨胀平均值在4.7%左右，按照通货膨胀加速程度测算，我国属于温和的通货膨胀，但在1993～1995年期间cpi在19%左右，属于飞奔的通货膨胀，容易造成资产泡沫。从图2可以看出，除了个别年份之外，我国通货膨胀和货币供应的发展趋势基本保持一致。图3用货币供应量与gdp进行对比，能够说明经济货币化程度，可以看出伴随着改革开放，我国经济货币化程度快速发展，2011年达到1.81，远超过发达国家和新兴经济体水平，蕴藏着通货膨胀风险。

（二）数据处理

在本文理论研究的基础上，考虑到数据的可得性和权威性，从各年统计年鉴和社会发展统计公报中选择符合研究内容的指标，分别是银行贷款、广义货币供应量和经济规模，指标用bl、m2和gdp表示。时间跨度从1990～2011年。借鉴柯布道格拉斯函数模型，研究三者之间的增长关系，分别对数据进行对数处理，处理后指标用lnbl、lnm2、lngdp表示。

1.数据平稳性检验。

数据关系的描述都是通过回归关系处理的，但是经典回归分析暗含着数据平稳性。因此，首先就是应该对数据进行平稳性检验，若平稳就可进行回归，若不平稳则需要找到序列之间的关系。

从表1可以看出，三个变量属于同阶平稳序列，均为二阶平稳，i（2）。经过二阶差分过的数据去掉了趋势项，序列平稳。根据理论规定，可以进行下一步检验。

2.协整检验。

由于非平稳序列可能出现的伪回归，协整就是检验变量之间是否存在稳定关系。虽然变量本身不属于平稳序列，但是两个或两个以上的非平稳时间序列进行组合后会呈现出平稳性，这就是协整检验。

检验结果表明双方均存在单项因果关系，即经济增长不是贷款的原因，但是贷款是经济增长的原因，货币供应是经济增长的原因，但是经济增长不是货币供应的原因，这个结论与前人研究结果一致。单项因果关系较好的说明了现实，我国是投资拉动型国家，投资对经济增长意义重大

，而投资的重要来源就是信贷，所以说信贷是通过投资传导到经济增长中的。货币供应方面，随着经济社会的发展，货币供应量一方面随经济总量供应，另一方面货币供给却超出了经济规模需求，导致物价上涨，经济规模高于实际产品规模，导致经济规模扩张。

五、政策建议

本文通过理论分析和实证检验，找出了我国1990～2011年间银行信贷、货币供应与经济增长之间的关系，证明了三者存在较为稳定的长短期关系。长短期对经济的反应程度不同，可能与货币中性化有关。从因果关系检验中发现双方存在单项因果关系，符合我国经济增长模式，说明研究结果较为可靠。在此基础上，提出以下政策建议。

1.优化信贷投向，保持信贷投资的可持续性。在现阶段应该坚持信贷规模，保证稳定的经济增长速度，同时需要克服银行信贷过于集中，风险大的问题。以政策为导向，加大对企业科技创新与技术改造的支持力度，扶持重点行业、重点项目与重点产品。培育世界品牌。加强对中小企业的信贷，加强金融创新，探讨基于国家层面的金融创新系统，完善我国银行信贷环节的不完善领域。

2.调节货币供应量，加强流动性管理。我国目前货币发行量超出了经济发展实际，货币年均增长速度超出了经济发展速度，存在流动性过剩，会导致一定程度的通货膨胀。正如吴敬琏所说，降低通货膨胀率根本在于减少货币供应量。从我国经济发展现状来看，加强流动性管理是必须的，要坚持货币政策的灵活性和前瞻性，综合利用多种货币工具，积极应对宏观形势的变化。

参考文献：

[1]lixin sun，j.l. ford，david g. dickinson. bank loans and the effects of monetary policy in china： var/vecm approach[j]. china economic review， 2010，21（1）： 65-97.

[2]唐娟娟. 西部地区银行信贷与经济增长关系实证研究[j]. 中南财经政法大学研究生学报，2008，（4）：42-47.

[3]马方方，沈骥. 中国金融结构问题与m2/gdp偏高现象研究[j]. 技术经济与管理研究，2011，（11）：91-95.

[4]李厚刚. 中国货币供给与通货膨胀的关联性研究[j]. 技术经济与管理研究，2012，（2）：73-77.

[5]曾令华，王朝军. 经济增长与贷款增长相关性的实证分析[j]. 财经理论与实践，2004，（3）：1-5.

货币供给论文篇7

关键词：货币政策;银行家;货币缺口

中图分类号： f830 文献标识码： a 文章编号： 2095?8153（2015）05?0060?04

一、引言

货币供求是货币政策调控的重要内容之一。1990-2012年国内的广义货币供应量与国内生产总值的比率（m2/gdp）从0.8192调整至1.8772。除了1994年以及2003-2008年略有波动之外，该指标基本保持着上升的态势。从1996年开始，m2/gdp大于1。到了2012年底，货币供应量近乎国内生产总值的2倍①。货币供应量是否过多，适度的货币供应量应该如何确定？对于这些问题，政府、银行、企业等市场主体基于各自的视角可能会给出不同的回答。其中，银行家在间接融资比重较大的国内金融市场上扮演着非常关键的角色。他们对于货币供求关系的判断往往影响到可贷资金规模以及大多数企业的实际融资状况。因此，银行家对于适度货币供求的判断就显得非常重要。

二、文献综述

货币供求缺口的研究由来已久。首先，超额货币供给比超额货币需求更为常见。马克思在论述货币资本对于社会总资本再生产和流通的作用时指出，“它是每个单个资本登上舞台，作为资本开始它的过程的形式。因此，它表现为发动整个过程的第一推动力……资本主义的商品生产无论是社会地考察还是个别地考察，要求货币形式的资本或货币资本作为每一个新开办的企业的第一推动力和持续的动力”[1]。一方面，新企业在取得实际产出之前不但需要预付一定数量的货币资本，用于购买生产资料和劳动力;另一方面，新企业在将生产出来的商品转换为货币之前无法将前期已经投入的货币资本抽逃出来，而不得不追加货币资本。因此，货币供给往往比产出增长更快。当然，在技术、资源和劳动力等其他条件既定的情况下，货币的边际产出效率是递减的。倘若货币供给增加太快并高于某个上限，那么它将引发商品市场与货币市场之间的严重失衡，通货膨胀问题随之出现。这就是“货币支持边界”（张辉鹏、王兰荣，1997）[2]。

其次，尽管许多文献认同适度的货币供求缺口应该是相对于经济增长因素而言的，但是在研究货币供求与经济增长问题时人们更多地关注货币需求与经济增长之间的关系。文献往往假设货币供给是外生变量。货币政策改变货币供给，并通过不同资产收益率之间的相互比较，促使人们调整资产组合、财富结构以及商品货币需求，进而改变社会总需求，调节宏观经济。与货币供给相比较，货币需求在政策传导机制链条上成为了经济增长的“近因”，它与收入波动的联系更加密切。

从目前已有的文献来看，虽然货币需求与收入密切相关，但是货币需求收入弹性的实证结果却存在着很大的差异。friedman（1956）认为，恒常收入是相对稳定的，所以名义收入的变化只能来自货币供给，而不是货币需求。恒常收入是实际货币需求的关键解释变量，货币需求收入弹性大于1[3]。我们认为，造成中国的广义货币需求收入弹性大于1的原因涉及货币化和居民储蓄存款的投资性质、银行等金融机构金融工具单一、金融市场不发达、银行不良资产比率高等多个方面[4]。我们还认为，无论是广义货币还是狭义货币，它们的需求收入弹性都显著地大于1[5]。估算中国的狭义和广义货币需求收入弹性分别等于1.0994和1.1940，也都大于1[6]。

反之，goldfeld和sichel（1990）[7]、mehra（1992）[8]和baba等（1992）[9]却证实战后货币需求的收入弹性远小于1。baumol（1952）将货币余额视为一种存货，进而提出了货币需求的“存货管理模型”（即平方根公式），认为货币需求的收入弹性等于0.5[10]。brunner和meltzer（1964）指出，货币需求对交易规模的弹性并非固定的系数，而是随着交易量的波动呈现同方向变化[11]。尽管whalen（1966）模型没有明确提及预防性货币需求的收入弹性，但是在添加了一些约束条件之后，人们仍然能够发现预防性货币需求的收入弹性界于1/3与2/3之间[12]。miller和orr（1966）也给出了类似于whalen（1966）模型的结论，但是前者的行为准则更加明确[13]。研究发现，国内的非金融类上市公司的货币需求收入弹性大约是0.75[14]。

另外，国别差异、货币层次差异等因素也可以影响货币需求与经济增长之间的联系。例如，汪红驹（2002）发现中国、印度尼西亚、马来西亚、缅甸、尼泊尔的狭义货币需求收入弹性大于1，韩国、菲律宾、新加坡、斯里兰卡和泰国的狭义货币需求收入弹性小于1。而这些国家的广义货币需求收入弹性全都大于1[15]。

笔者注意到，一方面，以往文献的实证结果时而判定货币需求的收入弹性大于1，时而断言弹性系数小于1。除了受到国别差异、货币层次差异等因素影响之外，货币需求收入弹性的这种差异也许还暗示人们，货币需求与收入之间可能存在门限效应（threshold effect）。另一方面，货币供求缺口事实上是不可直接观测的，需要借助其他可观测指标加以反映。笔者认为，将不同市场主体的感觉（例如银行家货币政策感受指数）引入货币供求缺口研究就显得十分必要，因为这种感觉能够间接地反映货币政策松紧程度以及货币供求缺口的大小。接下来，笔者首先排除国别差异、货币层次差异，仅仅涉及国内的实际广义货币供求缺口与实际经济增长等变量;然后尝试着构建关于国内超额货币供给与银行家货币政策感受指数之间门限关系的计量模型，并借此估算基于银行家视角的适度货币供给;最后根据实证结果剖析一些经济现象。

三、模型设计与实证研究

（一）模型设计

根据文献综述，笔者首先假定名义货币供给增长率（m）具有外生性。实际货币供给增长率（rm）等于m减去通货膨胀率（p）。其次，假设实际货币需求增长率与实际收入或者实际经济增长率（y）相联系。超额货币供给（rmy）等于rm减去y，即（m-p-y）代表着实际货币供给超出实际经济增长所需的货币需求的部分。虽然rmy无法直接地等同于货币供求缺口，但是在某种程度还是能够反映货币政策的松紧程度以及货币市场供求关系的基本状况。例如，董青马和胡正（2011）发现，当滞后阶数等于1时，超额货币供给与国内高储蓄率之间存在双向granger因果关系[16]。于是，rmy可以影响银行家货币政策感受指数（feel），如式1所示。当然，如果门限效应显著，那么式1就可能进一步演化为式2。其中，ci是截矩项，ki是超额货币供给rmy对银行家感觉的冲击强度，εi，t是随机误差项，i=0，1，2。

为了找出可能存在的门限值τ，笔者首先需要根据chan（1993）[17]提供的方法将rmyt进行升序排列，得到新的数列rmys。然后，令τ分别等于rmys当中排位在10%至90%的样本数值，并按照式2进行逐个回归分析。最后，在众多回归模型当中，如果rmys越接近门限值τ，那么回归结果对应的r2数值就会越大，而aic、sc、ssr等数值就会越小。如果c1=c2且k1=k2，那么式1与式2是等价的。否则，式2将能够比式1更好地描述多个变量之间的复杂经济关系。

（二）实证研究

通过采集、整理和简单计算之后，笔者分别在和讯宏观数据（http：///）、中国人民银行网站（http：///）与新浪财经频道（http：//.cn/mac/）等网络数据库获取2004年第1季度至2013年第4季度10年间的银行家货币政策感受指数（feel）、广义货币供应量同比增长率（m）、国内生产总值同比增长率（y）以及利用cpi同比指数计算的通货膨胀率（p）等相关数据资料，并且令rmy=m-p-y。所有数据都以小数形式表示。如表1所示，笔者至少能够在10%显著水平断定时间序列feel和rmy没有单位根，因而是平稳的。feel与rmy可以用于如式1所示的线性回归分析。

为了验证引入如式2所示的门限模型是否必要，笔者将rmyt按数值大小进行升序排列，得到新序列rmys，并在该新序列当中搜寻可能的门限值。具体做法是，令τ等于不同的rmys，s=6，7，…34，分别进行如式2所示的回归分析。结果，当s=29，τ=rmy29=0.0609时，回归模型的可决系数r2达到最大，同时aic、sc、ssr的数值达到最小，如图1示。倘若存在门限效应，那么τ=0.0609就是最有可能的门限值。

如表2所示，一方面，式1的可决系数很小，r2=0.061483，并且feel对rmy变化的反应系数k0并不显著。一旦引入门限模型，式2的可决系数旋即得到提高，明显地大于式1的可决系数。当rmy<0.0609时，r2=0.507627;当rmy≥0.0609时，r2=0.368027。可见，引入门限模型是恰当的。另一方面，wald检验结果表明，笔者能够在1%显著水平拒绝原假设“c1=c2且k1=k2”。换言之，门限值τ=0.0609和门限效应是显著的。

从表2的实证结果当中，笔者至少可以获得以下三个方面的认识。

（1）虽然在银行家看来适度货币供给应该略微地超过实际经济增长所需要的货币余额，然而事实上银行家并不总是偏好宽松的货币政策，他们也赞成超额货币供给需要有度的约束。如图2所示，6.09%就是超额货币供应量增长率的度，即扣除物价因素之后的实际广义货币供应量增长率最好不要超过实际经济增长率6.09个百分点。当rmy<0.0609时，超额货币供给rmy每增加1%，认为货币政策适度的银行家比例feel就会相应地增加4.09%左右。当rmy≥0.0609时，超额货币供给rmy每增加1%，感觉货币政策适度的银行家比例feel不升反降，下降幅度为0.81%左右。

（2）在超额货币供给的门限值附近，银行家货币政策感受指数的变动具有非对称性。如果rmy不得不偏离最优水平0.0609，那么银行家更加愿意看到超额货币供给增加，而不是超额货币供给减少。因为与增加相同幅度的超额货币供给相比较，减少超额货币供给导致银行家的货币政策感受指数下降更多，对银行家心理感受的冲击就会更大。

（3）过于宽松的货币政策反而令银行家的感受指数下降。首先，超额货币供给在一定范围内可能促进了生产发展和效率提升，但是由于技术、制度和资源等因素的变化速度通常远不及超额货币供给的增长速度，从而导致超额货币供给的边际产出效率表现为递减的特征。在达到效率的最高点之后，超额货币供给的产出效率转而开始下行，并有可能引发银行家的不安。其次，过于宽松的货币政策刺激了资产价格的高涨，甚至可能包含着某种程度的泡沫。银行家担心这种过于宽松的货币政策可能在未来的某个时间出现逆转，导致他们在当前高价位时持有的各种资产面临未来价格下跌的风险。所以，在超额货币供给的边际产出效率递减以及未来宏观经济形势潜藏诸多不确定性的情况下，银行家可能会“惜贷”。事实上，这就降低了扩张性货币政策的有效性。

四、小结

基于2004年第1季度至2013年第4季度统计数据的实证结果表明，首先银行家眼中的适度货币供给并非简单的货币供应量等于货币需求量，而应该是一种超额货币供给，即实际广义货币供给应该超出实际经济增长所需货币余额大约6.09个百分点，不宜过多或者过少。其次，当某种原因迫使实际的超额货币供给偏离了银行家认定的最优水平时，银行家更加愿意看到超额货币供给增加，而不是超额货币供给减少。第三，当超额货币供给的边际产出效率递减以及未来宏观经济形势存在诸多不确定性时，过于宽松的货币政策可能引发银行家“惜贷”，反而削弱了扩张性货币政策的有效性。

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bankers’ feelings about monetary policy and estimation of monetary gap

nong lina

（nanning central subbranch of people’s bank of china， nanning 530028， china）

货币供给论文篇8

关键词：货币数量；单位根；协整；格兰杰因果关系

一、引言

从20世纪初起，货币供应量与gdp之间关系问题就一直是人们争论的焦点。最初是由关于货币政策是否影响宏观经济各因素（产出、就业、物价等）的争论引起的，后逐渐发展为货币供应量与gdp关系的两个方面：一是货币是否中性问题；二是货币的内生性问题。此问题的实质即货币供应与经济增长之间是否存在因果关系，是单向因果关系还是双向因果关系。

过去几十年来，许多国内外的经济学家对该问题进行了实证研究并得出结论，他们普遍认为货币是非中性的并有内生性，货币与gdp之间具有因果关系，并且随货币层次的深入，货币与gdp的关系越密切。近年来，我国经济学者对该问题也得出了一些结论，方国斌、马慧敏（2006）通过误差修正和协整分析得出收入和价格波动对货币需求量均产生影响，从而影响货币供给，而货币供应量对就业和实际收入的影响微弱；刘金全、刘志强（2002）用自回归法分析货币供应、实际产出和价格水平的关系，发现任何两个变量间都存在双向因果关系。

本文将利用eviews，对我国1995年第一季度至2008年第二季度的货币供应量和名义国民收入（即名义gdp）的季度数据，采用单位根检验和格兰杰因果关系检验的方法进行分析，研究二者之间是否存在因果关系。

现代货币数量论由弗里德曼提出的，他将货币需求函数定义为：m=f（p，rm，rb，re，1/p dp/dt，w，y，u）。结合实际情况，考虑到我国金融市场并不十分发达，从长期来看，货币、债券、股票的预期收益率对货币需求的影响不会太大，通货膨胀的总体情况比较稳定的，非人力财富占财富总额的比例难以度量，归于随机误差项。因为货币供给数量是一个外生变量，而货币需求则是一个内生变量，所以考虑长期的货币供给量与经济增长的均衡性，必须假设货币的供给数量适应于货币的需求量，由此，上式简化为m/p=f（y），表明货币需求量由收入决定，是内生的。又因为货币供给受货币需求的影响并由其决定，因此，国民收入影响货币供给数量；同时，货币供给数量又会反过来影响国民收入。二者间是相互影响互为因果关系。

二、数据与模型分析

本文数据来自于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国人民银行网站的统计数据、中国国家统计局以及统计局出版的《中国经济景气月报》等资料。这里选取的数据时间跨度，为1995年第一季度至2008年第二季度共54个gdp、m2的季度数据。

在理论模型中，货币供给量是一个外生变量，而货币需求却是一个内生变量，但在这里分析的是货币供给数量与gdp之间的关系。因为货币需求最终决定货币供给，并且本文考察的54个季度总体上基本满足货币需求等于货币供给。另外，也没有出现失控的通货膨胀和通货紧缩问题，因此为了分析起来简便，在此不考虑物价水平的因素，gdp和m2均使用名义数据进行分析。

（一）单位根和协整检验

1、单位根检验

对lngdp和lnm2分别进行单位根检验，结果汇总如表1所示。

从表1中的检验结果可以看出，log_gdp和log_m2都是不平稳的，因为无论是在1%临界值条件下还是在5%和10%临界值条件下，df检验值均大于临界值，因此不能拒绝零假设，存在一个单位根，所以是不平稳的；但是，δlog_gdp和δlog_m2是平稳的，df检验值均小于临界值，拒绝零假设，不存在单位根。由于log_gdp和log_m2的一阶差分都是平稳的，这表明它们都是i（1）过程，因此二者之间可能存在着协整关系。

2、协整检验

将log_gdp的一阶差分序列对log_m2的一阶差分序列进行回归，并对上述回归的残差序列数据做水平单位根检验。从该检验结果可以看出，残差序列的adf检验值小于临界值，表明残差序列的水平检验是平稳的，不存在单位根，因此log_gdp的一阶差分序列和log_m2的一阶差分序列存在协整关系。

（二）格兰杰因果关系检验

建立群，对log_gdp和log_m2的一阶差分序列进行格兰杰因果关系检验，结果如表2所示。

从检验结果看出，当滞后阶数为2和3时，在临界值为10%的情况下都拒绝原假设，因此log_gdp与log_m2互为的格兰杰原因。

（三）估计误差修正模型

通过单整和协整检验可知，gdp和m2的对数序列都是一阶单整变量并且存在协整关系，因此，建立误差修正模型为：

δlog_gdp=b0 b1*δlog_m2 b2*ecm

u，其中，ecm反映了国民收入和货币供应量的短期波动偏离它们长期均衡关系的程度。方程估计结果见表3。

因此，方程为：

δlog_gdp=0.115104 2.035035* δlog_m2 1.010568*ecm

从表中可以看出，虽然可决系数一般，但总体线性关系的显著性水平达到95%，且f统计量显著成立，并通过了t统计量检验，因此回归效果较好。

三、结束语

根据本文分析结果可以得出结论：货币供应量与gdp之间存在着因果关系，并且这种因果关系是相互的，即一是货币影响实质的经济增长，即货币是非中性的；二是实质经济增长影响货币供应的变动，即货币是内生变量。从拟合函数可以看出，货币供应量与国民收入之间是正向变动的关系，并且短期存在一个对长期均衡的正向偏离。

参考文献：

1、刘金全,刘志强.中国货币政策非中性――货币-产出的因果关系和影响关系检验[j].吉林大学社会科学学报,2002(4).

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货币供给论文篇9

【关键词】货币数量论；货币中性；货币需求；货币供给

一、引言

货币数量论划分为古典的与现代的两种。弗里德曼创立的货币数量论叫做现代货币数量论，而弗里德曼以前的货币数量论，称为古典货币数量论。

古典货币数量论认为，从微观角度看，各种商品与要素的价值是由影响它们供求的实际因素决定的。例如商品需求由商品的边际效用决定，而商品供给则由商品的生产成本决定。商品价值即均衡价格由供求共同决定。货币对于商品与要素价值的决定不起任何作用。从宏观角度看，由于市场机制下，具有灵活性的一般价格水平、货币工资与名义利率能够对各种破坏市场均衡的冲击作出及时的反应，保证各种市场持续出清，使宏观经济始终沿着充分就业轨迹运行。因此，一国的gdp主要取决于一国的技术水平、所能利用的要素投入的数量与质量等实际因素，与货币数量的多少没有任何关系。货币仅仅是覆盖在实际因素或真实经济上面的一层面纱而已。货币及其数量的多少只决定商品价格的名称和绝对水平，对产出总量、构成以及各种商品的交换比例没有任何影响，即货币数量与真实经济变量无关，货币在经济体系中呈“中性”。

现代货币数量论认为，货币存量的变化是解释货币收入变化的最主要的因素。私人资本主义经济除非受到起伏不定的货币数量变化的干扰，否则是内在稳定的。货币数量的变化，在短期，主要影响价格水平，也会影响实际收入，即短期菲利普斯曲线以比较陡峭的形式向右下方倾斜；在长期，货币数量的变化，仅仅影响价格水平，对就业与产量没有任何影响，即长期菲利普斯曲线在自然失业率处是垂直的。

二、古典货币数量论

（一）古典货币数量论的基本观点

古典货币数量论是关于货币流通量与一般价格水平之间数量关系的理论。它的基本论点是：商品的价格水平和货币的价值是由货币数量决定的。如果其他因素（商品数量、货币流通速度等）不变，则商品的价格水平与货币数量正相关，货币价值与货币数量负相关。这种完整的思想体系由英国著名的哲学家、历史学家和经济学家大卫·休谟在1752年创立，但我们现在提及的古典货币数量论却直接来源于英国的马歇尔、庇古和美国的欧文·费雪的相关文献。

（二）欧文·费雪的交易方程

欧文·费雪在1911年出版的《货币的购买力》一书中，对古老的货币数量论作了系统深入的论述。他在该书中提出了如下的交易方程式：mv=pt。其中，p为一般价格水平，t代表社会一定时期的实际交易量。m为货币数量，v是单位货币的流通速度，或称之为货币周转率，等于名义交易量与货币存量的比率，即：。

费雪认为，交易量t的多少与以下四个因素正相关：第一，技术发展状况与可供利用的资源的开发程度；第二，分工或专业化程度；第三，商业信心；第四，消费者的消费欲望。

（三）剑桥方程

英国著名经济学家庇古在1917年发表的《货币的价值》一书中提出了剑桥方程。庇古明确区分了货币需求（）与货币供给（m）。剑桥方程式是关于货币需求的理论。货币需求是从商品购买者的角度下定义的：消费者为了满足能够随时购买商品的需要，自愿将不能生息的货币保存在身边。

三、现代货币数量论

（一）货币数量论首先是货币需求理论

虽然古典货币数量论是关于货币数量和一般价格水平的一套理论，但弗里德曼认为，旨在说明名义收入变动的现代货币数量论首先是一个关于货币需求的理论，而不是一般价格水平或货币收入理论。这是因为：

第一，真实产量水平是个比较稳定的因素，名义收入的变动主要来自物价的变动。而物价的变动纯粹是一种货币现象，根源于货币供给与货币需求相互作用的结果。因此，要解释物价水平或名义收入的变动，必须将货币需求与货币供给结合起来加以说明。

第二，货币供给量是由货币当局决定的外生变量，在理论分析方面没有实质性意义，故分析的重心就自然的落到货币需求函数上。

所以，在弗里德曼看来，要解释物价水平与名义收入的变动，首先必须考察货币需求函数的性质。

（二）个人货币需求函数

弗里德曼认为，人们通过选择最优资产组合来决定自己对货币的需求量。财富由货币、债券、股票、耐用消费品与人力资本5种资产构成，货币是财富的一种表现形式，是5种资产中的一种。因此，货币的职能不仅包括交易媒介，而且还包括储藏手段。各种资产的边际收益率具有递减的趋势。財富在各种资产形式中的最优分配，要求各种资产的边际收益率相等。因此货币需求理论，实际上是经济主体关于选择最优资产组合的理论。显然，表示价格与货币收入的单位发生变化时，对货币需求量的计量单位也会发生相同的变化。

（三）影响个人真实货币需求量的因素

第一，货币需求与财富总额正相关。财富总额（）包括人力财富与非人力财富两大类。

第二，货币需求与非人力财富在财富总额中的比重（w）负相关。这是因为，人力财富不易变现，例如对劳动的需求降低时，就很难将人力财富变为收入。因此，若w下降，即人力资本在财富中的比重增大，为了对人力财富难以变现的情况做好准备，人们对货币的需求将增大。

第三，货币需求与与各种非人力财富的预期名义报酬率负相关。

第四，其他因素。

（四）货币需求函数的稳定性

货币需求函数稳定性的原因有以下几个：

第一，作为财富总代表的真实持久收入是影响货币需求的最重要因素。

第二，第二，财富的构成比例在一定时期内也是相当稳定的。

第三，货币收益率、债券收益率以及股票收益率对货币需求的影响可以归结为市场利率对货币需求的影响。

第四，预期通货膨胀率在短期也几乎是不变的（适应性预期）。

第五，人们对各种资产的偏好往往既定不变。

如果真实货币需求与真实持久收入及其他变量之间的关系是稳定的，在货币需求与货币供给（货币供给取决于货币当局，与货币需求函数中的因素无关）的决定无关条件下，那么，名义收入的变动必然主要来源于货币供给量的变动。

（五）货币数量对货币收入的影响

弗里德曼认为，货币数量是决定货币收入的主要因素。

弗里德曼认为，货币供给的变动最初对收入没有任何影响，而是对现有资产（股票、债券与耐久与半耐久消费品等实物资产等）的边际收益率发生影响。一旦各种资产的边际收益率不相等时，追求最大效用的个人便会在不同资产之间重新分配财富。假设在初始均衡状态下，财富在各种资产间的分配处于最优状态，各种资产的边际收益率相等。现在，货币管理当局在公开市场上购买债券，公众持有的货币量便增加，导致货币的边际收益率下跌，人们会增加非货币资产购买。引起非货币资产价格上升和利率降低，进而刺激新资产的生产即真实投资的增加，最终导致真实收入增加。这是货币数量增加在短期的影响。在长期，货币数量的增加，则仅仅表现为一般价格水平的上升。

四、现代货币数量论与古典货币数量论的区别

现代货币数量论与古典货币数量论的区别主要有以下几点：

第一，传统货币数量论中的货币只有媒介职能，没有储藏职能。而现代货币数量论中的货币还具有储藏手段的职能。

第二，传统货币数量论中的收入是现期实际收入，而现代货币数量论中的收入是持久实际收入。

第三，传统货币数量论在假定充分就业前提下，由于收入与货币流通速度不变，故货币数量与一般价格水平同比例变动。而现代货币数量论不以充分就业前提，认为货币数量的变动会直接影响货币收入的变动，这种变化在短期内既表现为价格的变动，也表现为产量的变动。只有在长期内，才全部表现为一般价格水平的变动。

参考文献：

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货币供给论文篇10

［关键词］货币政策；中介目标；通货膨胀目标

一般而言，货币政策中介目标选择的标准主要有三个：可计量性、可控性、可预测的对政策目的的影响。［1］(437)从世界各国的货币政策实践来看，可供选择的货币政策中介目标有货币供应量、信贷总量、利率、汇率、通货膨胀率等。究竟选择何者作为中介目标，除了上述的三个选择标准之外，还要受到某一时期主导性的货币金融理论、一国经济金融发展水平、面临的现实经济问题等因素的影响。随着我国由计划经济向市场经济转轨，货币政策中介目标也从信贷规模转向货币供应量。然而，近年来不少国家相继放弃了货币供应量目标，转向了利率、通货膨胀等目标，进而在我国引发了货币供应量能否继续充当货币政策中介目标的争论。本文旨在对这些争鸣文章进行系统梳理，为进一步的研究提供参考。

一、理论及实证研究综述

（一）货币供应量仍可充当中介目标

我国1996年正式将m1的供应量作为货币政策中介目标，同时以m0、m2作为观测目标。目前在赞成以货币供应量充当货币政策中介目标的学者中，主要有两种观点：

1.在当前及今后一段时期内，货币供应量仍可充当中介目标

王松奇（2000）认为，从我国目前情况说，从货币政策到社会总支出的变动控制，其中可供选择的中间指标只有两个：一是货币供给量；二是利率。利率是否可以选作货币政策的中间指标，关键还要看它与社会总支出关系的密切程度。从实证数据看，投资的利率弹性过低，而利率对消费支出也不能产生决定性的影响，也就是说，它与社会总支出中间关系不够密切，因此，就不能把利率作为我国货币政策的中间指标。在目前及今后相当一段时期内，货币供给量都是我国货币政策最合适的中间指标。［2］(475)

蒋瑛琨等人(2005)运用协整检验、向量自回归、脉冲响应函数等方法，围绕国内外学者争议较多的货币渠道与信贷渠道，对中国由直接调控向间接调控转轨的1992年一季度至2oo4年二季度期间的货币政策传导机制进行实证分析。实证结果表明，90年代以后，从对物价和产出最终目标的影响显著性来看，贷款的影响最为显著，其次是m2，m1的影响最不显著，这表明，90年代以来信贷渠道在我国货币政策传导机制中占有重要地位。从对物价和产出最终目标的影响稳定性来看，m1比较持久和稳定，其次是m2，最后是贷款。由于对最终目标影响稳定的中介变量更易于调控，因此就货币政策中介目标的选择而言，m1优于m2，m2优于贷款。现阶段以及未来一定时期内，中国仍应当以m1为中介目标，将m2作为观测目标。m1更适合作为货币政策的中介目标，而取消贷款规模作为货币政策的中介目标是合理的。［3］

2.当前以货币供应量为中介目标是适合的，但需调整与完善

范从来（2004）认为，现阶段货币供给量作为货币政策中间目标存在一定的局限性，但这种局限性的克服不应该是简单放弃货币供应量目标，而应该根据我国经济市场化和货币化的程度调整货币供应量的统计内涵，通过汇率制度和利率市场化的改革，创造一种有利于货币供应量发挥中间目标功能的货币控制机制，提高我国货币政策的有效性。［4］

刘明志（2006）通过实证分析表明，中央银行利率调整是中央银行对物价变化所做的政策反应，但尚无实证分析结果支持中央银行利率调整或银行间市场利率变动可明显地影响物价变化或经济景气变化的结论。因此。在利率市场化尚未彻底完成、利率形成机制尚不灵活、利率变动与经济景气变化之间的直接互动关系尚未建立之前，不宜遽然放弃货币供应量作为货币政策中介目标而改采用利率作为货币政策中介目标。但考虑到银行间市场利率对于市场信号变化的敏感性以及日常可观测性，利率市场化彻底完成以后，利率形成机制将进一步完善，利率变动与经济景气变化之间的互动增强，利率在调节经济景气变化方面的作用将更加明显，可以考虑使用银行间利率作为货币政策中介目标。［5］

封思贤(2006)通过运用向量自回归(var)模型、脉冲响应函数(irf)、方差分解分析等经济计量方法,对我国现行货币政策中介目标进行了实证分析并得出结论:货币供应量作为中介目标的有效性正不断降低,实际利率作为中介目标的实施效果好于货币供应量。基础货币难以控制、货币乘数不稳定、货币流通速度不断下降和货币政策传导机制不完善等因素是产生上述实证结论的重要原因。在我国现行的经济金融条件下,针对中介目标选择的一个可行思路是,近期宜在完善货币供应量可测性、可控性和相关性的基础上,继续使用货币供应量作为我国货币政策中介目标。同时,必须加快利率市场化进程和配套的金融改革,在时机成熟的时候再由货币供应量转为利率。［6］

（二）以利率为中介目标

以利率为货币政策中介目标先后经历过两个时期。第一个时期是从20世纪30年代到70年代，适逢凯恩斯主义盛行，英美等西方国家在制定货币政策时，采用凯恩斯主义的主张――盯住名义利率。第二个时期是从20世纪90年代至今，在“泰勒规则”的指导下，以实际利率为中介目标，如美国。“泰勒规则”认为，实际联邦基金利率与通货膨胀和经济增长之间具有长期稳定的关系。在自然失业率水平下的通货膨胀率和潜在产出增长率都对应着一个实际均衡的联邦基金利率。若货币当局以实际均衡联邦基金利率作为中介目标，便可以获得通过改变名义均衡联邦基金利率来稳定或影响产出、价格水平的最优路径。［7］(70)我国学者在对利率中介目标进行讨论的时候，并没有明确地区分名义利率与实际利率。

李燕等人（2000）认为，由于货币总量控制有效性的基本条件不能得到满足，央行对基础货币控制能力有限，货币乘数也不稳定，因此有必要对我国货币政策中介目标进行调整：即从货币总量控制向利率调节转变。［8］

周诚君（2002）认为，在内生货币分析框架中，货币供给是内生的，利率则是外生变量。由此，一国中央银行货币政策的中介目标应该是利息率而不是货币供应量。对我国而言,货币供给具有较强的内生性，而利率则具有几乎完全的外生性。因此，目前我国的货币政策中介目标应转向利率调控为主的间接型货币调控模式。以正因为此，我国目前利率改革的方向不能是追求单纯的利率市场化，而应是一个多元的间接利率调控体系。［9］

张强等人（2003）通过考察货币运行效果，发现货币供应量对经济的影响有减弱趋势，在一定程度上作用不力。随着金融开放度的加深，货币供给越来越依赖于经济的发展，利率作为资金的价格，在反映经济动态的敏感性方面更具有优势，中央银行应根据经济金融发展程度渐进地调整中介目标。过渡期内中央银行考察货币供应量中介目标时，逐步将中介目标由数量型过渡到以利率为主的价格型指标，同时将汇率、金融资产价格作为辅助指标纳入中介目标体系。［10］

（三）采用通货膨胀目标制

以通货膨胀目标作为货币政策目标规则缘起于20世纪90年代。面对严重的通货膨胀，新西兰储备银行率先进行了通货膨胀目标的实践，其后又有加拿大、新西兰、英国等7国宣布采用通货膨胀目标制，甚至一些新兴市场国家，如波兰、巴西、泰国、秘鲁、菲律宾等也开始相继采用该货币政策规则。svensson（1999）认为，通货膨胀目标可以被解释为一种目标规则，以实现损失函数最小化。目标规则可以被解释为中介目标规则，在操作程序上，以一定区间的通货膨胀预测作为中介目标变量。［11］(607-654)从其表述来看，通货膨胀目标制既可以被理解为关注最终目标的货币政策规则，也可以是中介目标规则。正因如此，国内主张采用通货膨胀目标制的学者主要有两种观点：

1.货币政策目标直接盯住通货膨胀率，以利率、货币供应量和经济景气指数等作为监测目标

夏斌等人（2001）通过对我国调控货币供应量的实践进行考察,认为从1996年我国正式确定m1为货币政策中介目标、m0和m2为观测目标开始,货币供应量的目标值就几乎没有实现过。他们从货币传导机制角度分析了近年来货币供应量目标无效的深层原因：货币供应量本身不好控制导致我国货币供应量可控性差，货币流通速度下降导致我国货币供应量目标效果不佳。因此，货币供应量中介目标客观上已经不合时宜，应尽快废止。尽管我国的银行拆借利率等短期利率已经基本市场化，可以作为货币政策操作目标，但从短期同业利率到市场利率的生成机制还付诸阙如，利率目前显然不能作为新的货币政策中介目标。不仅如此，以利率、汇率或货币供应量等工具变量作为中介目标都存在一个共同缺陷，即此时货币政策的灵活性较差。一个可行的选择是放弃采用任何中介目标，直接盯住通货膨胀率，同时将货币供应量、利率、经济景气指数等其他重要经济变量作为监测指标，即采取通货膨胀目标。事实上，这也正是越来越多的国家在放弃货币供应量目标后的共同选择。当前我国比较适宜的措施是放弃货币供应量目标后，暂不宣布新的中介目标，在实际操作中模拟通货膨胀目标，努力使物价恢复并稳定在一个合理范围内(按照一般理解,指核心物价指数上涨率在1-3%内)，建立一个通货膨胀目标下的货币政策操作框架。［12］

奚君羊等人（2002）认为，从1996年我国正式确定m1为货币中介目标、m0和m2为观测目标起，实际货币供应量与目标值之间始终存在很大的离差。由此可知,作为中介目标的货币供应量在可控性上存在严重缺陷。从稳定价格并以此促进经济增长这一货币政策的最终目标来看,货币供应量目标也不能令人满意。从1998年起，m2与价格出现了明显的背离趋势，价格在m2快速增长的情况下继续呈现持续性负增长，出现通货膨胀紧缩的迹象，经济增速也是逐年下降。货币供应量目标缺乏有效性的原因主要有四个方面:一是货币供应量的计量口径可能失真；二是基础货币投放常因外汇干预或所谓的“倒逼机制”等原因而难以控制，且货币乘数不稳定；三是货币流通速度下降，尤其是1996年后m1和m2的流通速度出现了急剧下降的现象(郑超愚、陈景耀，2000)；四是货币政策传导机制出现了“肠梗阻”。以货币供应量作为我国货币政策的中介目标已严重干扰了我国的舆论判断和公众预期。因此，实行通货膨胀目标制，把我国的货币政策目标直接钉在通货膨胀率上，同时将利率、货币供应量和经济景气指数等其他主要经济变量作为监测指标，这应是一个可行的选择。［13］

2.将通货膨胀作为中介目标，以产出和就业缺口、货币供求、利率和汇率等作为监测指标

李扬（2002）认为，从可测性、可控性、相关性三个方面来看，货币供应量m1和m2作为我国货币政策的中介目标已不太合适，继续按照现有模式使用它们作中介目标将有损我国货币政策的有效性。通过统计回归分析验证了我国实际存贷款利率对投资和通货膨胀率的作用，这说明，即便在现今我国对名义存贷款利率实行一定程度的管制的情况下，实际存贷款利率的变动对经济仍具有显著的作用。随着市场化进程的推进，特别是金融管制的放松和金融市场的发展，利率――信用的价格――在经济中的作用就如同产品和服务的价格一样，将发挥越来越重要的作用。然而，理论和各国经验显示，如果采用利率充当货币政策的中介目标，还不如索性直接采用“通货膨胀目标制度”，在这种货币政策框架中，通货膨胀是中介目标，而被称为“货币状况”的一系列指标，如产出和就业缺口、货币供求、利率和汇率等将成为中央银行日常监测的指标。［14］

（四）以产成品库存总额占消费总额的比率为中介目标

曹家和（2004）从我国经济建设的实践出发，认为货币政策的效应存在非对称性，即货币供给量在通货膨胀时期能够灵敏地反映出社会总需求的宽松度，并且能够有效地防止通货膨胀的出现，但在紧缩时期则对社会总需求的宽松度缺乏灵敏性，因而并不适合继续作为货币政策的中介目标。由于货币政策效应的非对称性，客观上要求央行在不同时期选择不同的领先指标作为货币政策的中介目标。在对目前国内学者提出的中介目标的利弊进行分析之后提出，在紧缩时期，央行可以使用产成品库存总额占消费总额的比率作为执行货币政策的中介目标。在供大于求的经济中，当社会总需求增加时，产成品库存总额呈下降的趋势，而当社会总需求减少时，产成品库存总额则出现上升的趋势。既然治理紧缩的关键是增加内需，使社会供求趋于均衡，那么，能够准确反映内需变动状况的产成品库存总额占消费总额的比率，因其能够灵敏地指示货币供给量对总需求的实际影响，因而可以作为央行执行货币政策中介目标的首选指标。［15］

（五）同时采用多个金融变量作为中介目标

张俊伟（2003）认为，货币量指标的有效性下降，“盯住通货膨胀”应当是好的选择。但“盯住通货膨胀”要以央行具有高超的经济运行预测能力和高度的政策独立性，以及货币政策、财政政策、汇率政策乃至产业政策之间密切配合为前提。所以，“盯住通货膨胀”在目前的中国还不具备现实性，它只能是远期目标和努力方向。当前，可行的选择应当是在进一步增加货币政策透明度、强化央行独立性（如自主调节利率等）的同时，淡化对货币量指标的关注，转向综合利用多种金融变量所提供的信息来指导货币政策的操作，而不是像一些学者所宣称的那样，考虑用利率取代货币供应量充当我国货币政策的中介目标。［16］

方齐云等人（2002）认为，货币供给的内生性和外生性问题,是货币当局选择货币政策中介目标的理论基础。在区分货币供给内生性与外生性的框架下,从基础货币和货币乘数角度对我国货币供给的性质进行了实证分析,论证了现阶段我国货币供给的内生性特征，为近年来我国货币政策中介目标――货币供应量控制实践所表现出的无效性提供了一个解释，并为我国现阶段选择货币政策中介目标提供了一种思路：面对我国现阶段货币供给的内生性特征下货币供应量指标已无法实现中介目标的功能的现状,我国的货币政策中介目标应进行相应的调整,应该在逐步弱化货币供应量目标的同时,积极引进利率等监测目标,并提高对价格指数(cpi)的关注程度,直至最终盯住通货膨胀率目标。［17］

二、一个评论性总结

目前对货币政策中介目标的研究远没有形成一致性的意见，今后一段时期内仍将是学界研究的热点。综观既有的文献资料，我们可以得出如下几点结论：

1.从理论上说，可计量性、可控性、可预测的对政策目的的影响这三个货币政策中介目标的选择标准十分明确，且易于理解。然而不幸的是，我们依据这三个标准却很难判断某个金融变量是否比另一变量更适合充当中介目标。如frederic s.mishkin曾考察过货币总量与利率，发现作为中间目标，是利率优于货币总量还是正好相反，我们在每一个标准上都无法得出明确的结论。因此，货币政策中介目标的选择更多地是受到某一时期主导性的货币金融理论、一国经济金融发展水平、面临的现实经济问题等因素的影响。

2.大多数研究均已表明，货币供应量作为中介目标的有效性正不断降低，然而，从我国当前的经济金融发展情况来看，要像西方发达国家那样选择利率或通货膨胀目标还缺乏可行性。因此，我国面临的现实选择只能是继续以货币供应量为目标，同时稳步推进金融体系、金融制度的改革，以为中介目标的转变奠定基础。

3.由于货币政策传导机制的复杂性，与其设定中介目标作为最终目标的名义锚，通过调控中介目标来引导货币政策指向它所要达到的政策目的，倒不如直接盯住最终目标，这就是通货膨胀目标制的基本逻辑。通货膨胀目标制是一种全新的货币政策框架体系，在这种框架体系中，用于决定货币政策工具的是一系列信息变量，包括货币供应量、利率及汇率等（mishkin，1997；bernanke&gertler，1999），因此货币当局能够在政策工具的运用上保持较大的灵活性。这对我国未来货币政策中介目标的选择具有重要的启示。

主要参考文献：

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［3］蒋瑛琨，刘艳武，赵振全．货币渠道与信贷渠道传导机制有效性的实证分析――兼论货币政策中介目标的选择［j］．金融研究，2005（5）．

［4］范从来．论货币政策中间目标的选择［j］．金融研究，2004（6）．

［5］刘明志．货币供应量和利率作为货币政策中介目标的适用性［j］．金融研究，2006（1）．

［6］封思贤．货币供应量作为我国货币政策中介目标的有效性分析［j］．中国软科学,2006（5）．

［7］陈雨露，汪昌云主笔．金融学文献通论•宏观金融卷［m］．北京：中国人民大学出版社，2006．

［8］李燕，凌亢，吴九红．对我国货币政策中介目标的思考［j］．改革，2000（6）．

［9］周诚君．外生利率下的货币政策中介目标选择――兼析马克思的货币利息理论［j］．经济评论，2002（5）．

［10］张强，毛丽娜．入世过渡期内我国货币政策中介目标的调整［j］．人大复印资料(金融与保险)，2003（10）．

［11］lars e.o.svensson，“inflation targeting as a monetary policy rule”,journal of monetary economics,43(1999).