时间：2023-06-01 09:30:48
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇货币供应量，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
摘要：从总区间(1997.6－2008.6)来看，M0与股票市场收益率之间互为因果，且为正相关关系。对于M1与股票收益率之间的关系，可以发现在2001年6月之前，两者之间没有明显的因果关系，但是到2001年6月份之后。两者互为因果。总体来看，M1是股票收益率的影响因素。对于M2与股票收益率之间的关系，在2001年之前两者没有明显的因果关系，但是到2001年6月份之后，股票收益率是M2变动的原因，虽然影响比较弱。总体来看，股票收益率是M2变动的原因。对于r07与股票收益率之间的关系，总体来看，两者之间互为因果。综合来看，我们可以发现股票市场的冲击对于货币流动性的影响较弱，而货币流动性的变动会导致股票市场收益率较大幅度的变动。
关键词：货币供应量；股票价格；格兰杰因果检验；向量自回归模型
一、以往股票价格与货币供应量关系的相关研究
货币供应量与资产价格的关系问题是自20世纪80年代以来引起了理论界比较大的兴趣。Friedman利用VAR模型检验了货币供应量对股价的作用，得到了肯定的结论。NOZarHashemzadeh利用Granger－Sims方法检验了美国货币供给、利率与股价的关系，指出货币供应量在一定程度上会引起股价波动，而利率与股价之间不存在理论上的关系。国内学者钱小安采用经典静态回归的方法，结论是：货币供应量与股票价格相关性较弱，且不稳定。从货币层次来看，沪指、深指与中国的M0同向变化；与M1无关、与M2反向变化。薛永刚等则认为货币政策变量与股票价格之间存在不完全的双向因果关系：M1不是股价变动的原因，M2在一定程度上是股票价格波动的原因；股票价格波动对Ml具有显著的反馈作用，却不是M2变动的原因。于长秋研究了股票价格与不同层次货币的关系，认为股票价格与不同层次的货币供应量M0、M1、M2之间存在长期均衡的协整关系，而从短期的动态调整因素看，货币供应量的波动也是引起股票价格波动一个重要因素，在格兰杰意义上，货币供应量与股票价格之间存在因果关系，互为影响。除了研究货币供应量对股票的影响外，还有一种重要的思路，就是研究货币供应扰动(moneysupplysurprise)与股票市场的影响。易钢、王召指出，在短期、中短期和中长期，没有预料到的货币供给增加，使股票价格上涨；而在长期，没有预料到的货币供给增加，不影响股票价格，货币中性。因此认为，货币政策对金融资产价格(特别是股票价格)有影响的结论，认为扩张性货币政策的长期结果是股票价格的上涨。万解秋、徐涛研究认为，货币供应扰动对我国股票市场产生一定程度的影响，但影响不大。M1冲击对股市影响更大，但是影响存在一个月的时滞，而M0、M2冲击对股市没有产生明显的影响。
总之，从国内外的研究来看，货币供应量对股票价格的影响似乎存在较大的分歧。正如美联储理事会原副主席罗杰·弗格森(Rogerw.Ferguson)所总结的那样“对股票价格来说，除了非常短的时期以外，流动性的增长率与实际股票价格的变化之间只有很弱的关系。当然，缺乏中长期正相关性的证据可能是由于股票价格波动性很大，使我们无法找到确切的相关性。另外，也许需要有更好的流动性衡量方法来找出流动性对股票价格的可能影响。因此，货币增长对实际股票价格的影响绝对不是一个已经明确的问题”。
二、对我国股票价格与货币供应量关系的实证分析
1、分析方法
本文使用时间序列分析方法对我国股票价格与货币供应量之间的关系进行分析。首先，需要选择特定的指标，参考前有的文献，主要对股票收益率及货币供应增长率之间的关系进行分析。第二步，对所获得的指标进行单位根检验(UnitRootTest)，确定变量的平稳性，第三步，对变量进行格兰杰因果检验(GrangerCausalityTest)，以确定变量之间的因果关系，最后，建立向量自回归模型(VectorAuto－regressionModel)对变量之间的相关关系进行分析，并通过脉冲反应函数来考察变量之间的相互影响。
2、指标和数据选取
货币供应量作为宏观变量，可能对整个股票市场产生影响，因此考虑股票市场的整体收益率，以上证综合指数的月度收益率作为分析对象进行研究，记为rs，时间跨度为1997年6月－2008年6月。为分析不同市场状况下变量之间的关系，还将总体研究区间分为1997年6月－2001年5月、2001年6月－2008年6月两个阶段。
对于货币供应量，选择M0，M1和M2三个级别，计算每个级别货币供应量的月度同比增长率，而不是环比增长率。选择同比增长率的原因，在于货币供应量的变动传导至股票市场有一定的时滞，因此考虑本月货币供应与上年同月货币供应变动(跨度为一年)更能反映股票市场与货币供应之间的关系，分别记为rm0，rm1和rm2。
利率作为资金的价格，在一定程度上也能反映市场上的流动性的松紧程度，因此需要同样对利率与股票市场收益率之间的关系进行分析，所选取的利率指标为银行间债券市场7天回购利率，取其月度均值作为研究对象，记为r07。之所以选择银行间债券市场回购利率，是因为银行间市场的规模较交易所市场要大得多，因此该市场的利率更能反映市场上流动性的松紧。3、实证分析结果
(1)单位根检验(unitroottest)
本文使用ADF方法对rs、rm0、rm1、rm2以及r07共五个指标进行单位根检验，检验结果显示，这五个指标均属平稳序列。
(2)格兰杰因果检验
①总区间(1997.6－2008.6)
利用所获得的货币流动性指标，对其与股票收益率之间的因果关系进行Granger因果检验，考察其对股票收益率的影响。注意，由于格兰杰因果检验的结果对于检验所取滞后阶数比较敏感，而DavidsonNMikinnon建议，为保证检验的结果的可靠性，格兰杰因果检验的阶数应越高越好，本文所取阶数为10阶。
检验结果显示，在1％的显著性水平下，股票收益率可以影响M0和r07，而在10％的显著性水平下，股票收益率可以影响M2。同时，在5％的显著性水平下，r07与M1可以影响股票收益率，在10％的显著性水平下，M0可以影响股票收益率。对于不同货币流动性指标之间的影响关系，可以得出，M0与M2以及M1与r07之间存在一定的关系。
②不同区间内的Granger检验
为考虑不同时期下的股票市场收益率与货币供应量之间的因果关系，将总体区间分为两个阶段，即区间1(1997.6－2001.5)、区间2(2001.6－2008.2)，通过Granger因果关系检验，可以看到在区间1，即1996年1月至2001年5月这一阶段，仅有M0是股票收益率的原因，而在区间2，则货币流动性与股票收益率之间的相关性就比较显著，其中M0对股票收益率的影响消失，而股票收益率则逐渐成为M0变动的原因。而股票收益率与M1之间互为因果，股票收益率与r07之间同样互为因果，同时股票收益率还可以影响M2。
(3)向量自回归及脉冲反应分析
①总区间(1996.1－2008.6)
接下来建立向量自回归模型对变量之间的关系进行具体分析，模型的滞后阶数的选择采用SIC准则。
首先考虑股票收益率对对M0/M2/r07的影响，股票收益率上升10％之后，其中M0所受影响最大，而且虽然有所波动，但是总体来说，股票收益率的上升可以导致M0同比增增长率的上升。同样，股票收益率对M2也有一定的正面影响，虽然这一影响比较弱。股票收益率上升的初期会使得回购利率下降，但是随着时间的延续则回购利率则有所上升。
下面考虑货币流动性对股票收益率的影响，分析M0与M1两个指标1％的增长以及r07增加0.1％后股票收益率的反应，可以得到，货币供应量M0与M1同股票市场收益率有正向关系，而r07则与股票收益存在负相关关系。而且货币流动性对股票收益率的影响一般只持续5－6个月。
②分区间
运用同样的方法，可以对不同区间的变量进行向量自回归和脉冲反应分析，研究在区间1内M0同比增长率上升1％对股票收益率的影响。而分析股票收益率上升10％之后，对货币流动性的影响，同样可以看出，股票收益率的上升会引致货币供应量的上升，而债券回购利率与股票收益之间的关系也呈现出先负相关后正相关的关系，这与对总区间的分析基本相同。研究区间2内M1(1％的冲击)和r07(0.1％的冲击)对股票收益率的影响可以得出，货币供应量M1与股票市场收益率有正向关系，而r07则与股票收益存在负相关关系。同样的这一效应持续大约5－6个月。
三、结论
根据上述的分析，可以得出下述结论：
(1)从总区间(1997，6－2008，6)来看，M0与股票市场收益率之间互为因果，且为正相关关系。分区间进行分析，可以发现在2001年6月之前，M0是影响股票收益率的因素，而股票收益率对M0则没有影响，到2001年之后，M0对股票收益率的影响逐渐消失，而股票收益率对M0的影响较为显著。
(2)对于M1与股票收益率之间的关系，可以发现在2001年6月之前，两者之间没有明显的因果关系，但是到2001年6月份之后，两者互为因果。总体来看，M1是股票收益率的影响因素。
(3)对于M2与股票收益率之间的关系，在2001年之前两者没有明显的因果关系，但是到2001年6月份之后，股票收益率是M2变动的原因，虽然影响比较弱。总体来看，股票收益率是M2变动的原因。
许凤娇（1989-），女，汉族，安徽池州人，金融硕士，单位：南京财经大学金融学院，研究方向：商业银行经营管理。
摘要：本文主要结合我国货币政策与物价水平的现状，阐明了有效预防CPI剧烈波动的必要性与现实意义。以M2和CPI的1996年1月到2013年12月月度数据为样本，进行一系列的实证分析，发现M1与CPI之间存在单向的格兰杰因果关系并在文章最后提出了几点减缓物价水平剧烈波动的政策建议。
关键词：货币供应量；CPI；格兰杰因果检验
一、引言：
货币供应量是影响CPI的诸多因素之一，而且货币供应量对物价的影响一直是人们研究的焦点。货币供给对物价的影响研究不仅是货币经济学的核心问题，也是宏观经济学热点问题。伴随着2008年四万亿刺激计划的逐步退出，中国经济在保持强劲增长势头的同时，负面作用也逐渐显现。自2010年入冬以来，物价指数增长势头迅猛，其中农产品价格表现尤为突出，在其带动下物价又进一步攀升。根据官方数据，2010年10月的CPI数据同比上涨高达4.4%，环比上涨0.7%。物价的大幅上涨不仅影响到人民的日常生活水平，更关系到社会的和谐稳定。面对民众对通货膨胀的担忧以及生活的现实压力，当局应该加强宏观调控，在抑制通胀，保障民生和保证增长之间实现平衡至关重要。
中国是世界上最大的发展中国家，进入21世纪以来，经济也空前发展，但仍处在货币政策中介目标和政策工具的尝试阶段，本文就1996年以来中国金融发展中货币供应量对CPI的影响进行实证研究，能从定量分析中得出中国的货币供应量增长对CPI增长的影响，从而得到一些有益的启示。这对我国在现阶段货币政策操作和改进具有重要借鉴意义，对实现经济持续、稳定、健康的发展具有直接的现实意义。
国内研究方面，王璐（2010）对CPI、GDP和M2的增长率进行实证分析，指出由于宏观经济的调整是个相对缓慢的过程，而货币政策则相对灵活，因此两者在对CPI的影响方面存在很大差异；同时她指出由于市场存在信息不对称，易导致跟风等羊群行为，建议当局及时进行干预；此外由于存在通胀预期的自我实现问题，适时适度释放信号非常重要。王少平、朱满洲、胡朔商（2012）分析了不同时期的物价水平变动，并对各个时期通货膨胀的特点进行阐述，结合当时的经济环境，深入的进行了原因剖析并给出相应的政策建议。同时文章指出，在不同的经济环境下，同样的货币政策，效果却相差甚远，应该把握好时机和力度，避免货币政策过紧或或送，给经济带来负面冲击。
二、实证分析
（一）平稳性检验
本文的的主要研究对象为货币供应量M1与CPI两个时间序列数据，样本区间为1996年1月到2013年12月，所有数据均为月度数据。因为时间序列的平稳性检验是对于时间序列计量分析有效性的基础。因此首先对数据进行平稳性检验，本文在对原始数据取对数后采用ADF检验。LNCPI、LNM1序列在1%显著水平下均不平稳；但两个序列的一阶差分在1%的水平下均是平稳的，即一阶单整，可以进行协整检验进一步探究两者的关系。
（二）协整检验
接下来建立我国货币供应量M1与CPI的VAR模型的基础上采用Johansen方法检验两者的协整关系。根据协整检验结果，将迹统计量和最大迹统计量，分别与5%临界值进行比较得出结论。在原假设为不存在协整关系的条件下，两个统计量均拒绝，但在原假设为最多存在一个协整关系的条件下均接受，可以看出LNM1与LNCPI之间有一个协整关系存在，即说明我国的货币供应量M2与CPI之间存在长期稳定的均衡关系。标准协整方程分别为：LNCPI=0.364846*LNM1，由上式可得因为LNM1前系数为正，说明M1对CPI具有具有正向效应：货币供给量M1每增加1%，居民消费价格指数就增加0.36%。
（三）格兰杰因果关系检验
上一步的协整分析说明M1与CPI存在协整关系，即说明我国的货币供应量M1与居民消费价格指数之间存在长期稳定的均衡关系，但并不能说明两者具体的因果关系。为了更进一步探究CPI与M1的因果关系，本文将对两者进行格兰杰因果关系分析。
根据格兰杰因果关系检验结果，在对CPI是否为货币供应量M1的格兰杰原因分析中，P值0.0044小于0.01，表示在1%的拒绝原假设，表明货币供应量M1是CPI的格兰杰原因。而在对货币供应量是否为居民消费价格指数的格兰杰原因中，P值等于0.2231大于0.1，表明货币供应量M1不是CPI的格兰杰原因。因此M1与CPI之间存在单向的格兰杰因果关系，即M1的历史数据能够CPI起到预测作用而反之不能。
三、政策建议
根据本文的结论，货币供给量与物价水平联系密切，为了能有效防止物价水平出现大幅波动，保证人民安居乐业和社会稳定，对货币量的管控是有效途径之一，针对我国具体所处的经济环境及中国国情，提出以下的政策建议。
1.坚决执行稳健的货币政策
实施稳健的货币政策，找到适度的平衡点。充分发挥利率、存款准备金率、公开市场操作等一系列措施的灵活性，结合具体的经济形势进行预调微调，保证市场流动性的总体平稳。
2.加强流动性管制
加强流动性管制尤其是是对境外资本的管制，首先对于外来资本应该进行科学引导，中央和地方政府应出台相关政策，积极引导资金向实体经济流动，为我国的产业升级提供资金支持，加大投机资本的打击力度，必要的情况下应该对境外资本惊醒限制，防止热钱快进快出，扰乱价格体系，使人民日常生活受到影响。
3.进一步规范银行外融资平台
重视并严格监管银行体外循环资金，对于民间借贷等情况相关政策法规要及时跟进，对于违规吸储行为予以严厉打击净化企业融资环境，降低企业融资成本，从而减缓由于成本推动而造成的价格上行压力，起到物价平稳作用。同时，要全面清查政府融资平台贷款情况，对于那些不符合政策规定或资金未按规定用途使用的资金及时进行清查回收，这既能减少金融隐患，维护金融安全，同时也能为真正需要资金的实体经济提供资金来源，为企业的健康发展提供资金保障。（作者单位：南京财经大学）
参考文献
[关键词]广义货币供应量；消费；投资；政府购买；净出口；回归分析
[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.29.030
1 研究现状
看过许多关于广义货币供应量的研究论文，好多学者都是单从某一个方面来考虑影响广义货币供应量的因素；有的学者是从金融的角度来研究广义货币供应量的影响因素；有的学者是从金融和经济两个角度选取因素来与广义货币供应量进行研究。本文是完全从影响宏观经济的因素这个方向出发，来研究各种经济活动对广义货币供应量的影响。本文在借鉴前人的研究结果的同时，通过搜集数据，并结合计量经济的分析方法，来得出自己的结论。
2 变量选取及样本数据处理方法
变量选取的时间范围是1990―2011年，共选取了22组有效数据，分别选取广义货币供应量M2，居民最终消费支出额，全社会固定资产投资总额，政府财政支出总额和年度净出口总额以及对应年份的商品零售价格指数，数据来源于国家统计局、中国社会科学院金融研究所等权威网站。由于研究影响广义货币供应量的因素，所以将广义货币供应量M2作为被解释变量，将其余各变量都作为解释变量来进行研究。
为了消除通货膨胀因素对研究数据的影响以及减弱异方差的影响，将广义货币供应量、居民消费支出总额、全社会固定资产投资总额、财政支出总额、净出口总额分别除以对应年份的商品零售价格指数后再取对数。将各变量分别对应命名Y、X1、X2、X3、X4。
2.1 单个解释变量与被解释变量的关系研究
我们先从单个解释变量出发，来研究单个解释变量自身是否对被解释变量――广义货币供应量产生影响。我们知道，对非平稳的时间序列进行的回归都是虚假回归，为了避免虚假回归现象，所以，在进行回归之前，我们需要对所研究的解释变量和被解释变量进行平稳性检验。本文所进行实验选取的显著性水平均为10%。
2.1.1 对被解释变量Y和解释变量X1的研究
在既不含有漂移项也不含有趋势项的模型下，分别对Y和X1进行单位根检验，结果是Y和X1都是二阶单整随机过程。两个变量并不平稳，需要检验两者之间是否存在协整关系。对两个变量进行回归后提取残差，并检验残差的单整阶数。在原模型下，对残差进行单位根检验，发现残差是一阶单整随机过程，残差相对两个变量来说降阶了，就说明Y和X1之间存在协整关系，可以进行回归。
对两个变量进行回归，得到回归结果Y=1.42×X1-1.42，解释变量X1的回归系数通过t检验。从经济意义角度来看待回归结果的话，意味着居民消费支出与广义货币供应量有正相关关系，居民消费支出越多，广义货币供应量越多，该结果也符合实际经济意义。
2.1.2 对被解释变量Y和解释变量X2的研究
在既不含有漂移项又不含有趋势项的模型下，对Y和X2进行单位根检验，发现两个变量都是二阶单整过程，回归后对残差进行单位根检验，结果发现残差是一阶单整过程，残差相对两个变量降阶，存在协整关系。对两个变量进行最小二乘回归，得到通过t检验的回归结果：Y=0.96×X2+1.42，从经济意义角度分析，社会固定资产投资额对广义货币供应量有正向调节作用。
2.1.3 对被解释变量Y和解释变量X3的研究
同样，在既不含有漂移项又不含有趋势项的模型下对Y和X3进行单位根检验，得到两个变量都是二阶单整过程。回归后检验残差的单整阶数，发现残差在原模型下是平稳的，残差相对两个变量降阶，两变量存在协整关系。对两个变量进行回归分析，得到结果：Y=1.05×X3+1.83，从经济意义角度来看，意味着，政府财政支出额和广义货币供应量也有正相关关系。
2.1.4 对被解释变量Y和解释变量X4的研究
在既不含有漂移项又不含有趋势项的模型下，对Y和X4进行单位根检验，得到Y是二阶单整随机过程，而X4是一阶单整过程，两个变量并不存在协整关系，不可以进行回归分析。
换用既含有漂移项又含有趋势项的模型，结果是Y和X4都是二阶单整过程，对两个变量进行回归后提取残差，检验残差的单整阶数，结果在该模型下，残差是平稳的，残差相对两个变量降阶，可以对两个变量进行回归。通过t检验的回归结果是Y=0.60×X4+5.46，表明净出口总额与广义货币供应量同样有正相关关系，广义货币供应量会随着净出口额的增加而增加。
2.2 单个变量与被解释变量的误差修正模型
2.2.1 X1与Y的误差修正模型及分析
通过上述回归，我们知道，Y与X1的长期关系是：Y=1.42×X1-1.42。据此，我们提出残差e1并建立二者的误差修正模型，得到Y与X1的短期关系结果为：D（Y）=1.31×D（X1）-0.21×ECM1t-1。这表明，X1的变化对Y的变化有影响，同时，上一期的Y与X1的非均衡误差对本期的Y也有影响。
2.2.2 X2、X3、X4与Y的误差修正模型及分析
采用同样方法分别建立X2、X3、X4与Y的误差修正模型，得到结果：D（Y）=0.87×D（X2）-0.10×ECM2t-1；D（Y）=1.12×D（X3）-0.28×ECM3t-1；D（Y）=0.06×D（X4）-0.11×ECM4t-1。
2.3 多个解释变量与被解释变量的关系研究
选用只含有漂移项的模型，在该模型下，Y是平稳序列，X1和X2是二阶单整过程，X3和X4是一阶单整过程。在对四个解释变量加上一个被解释变量进行回归后，我们提取残差检验了其单整阶数，结果显示残差相对被解释变量和解释变量降阶了，可以对解释变量和被解释变量进行多元线性回归。
以Y为被解释变量，以X1、X2、X3、X4为解释变量进行最小二乘回归，得到结果，可以看到，判定系数很接近1，表明方程拟合优度较好；但是F值很大，于是，可以怀疑解释变量之间可能存在多重共线性。
对估计模型进行多重共线性检验并采用逐步回归法消除多重共线性。结果只有X1、X3和X4通过检验，模型变为Y=1.02×X1+0.35×X3-0.03×X4-0.65，但X4和常数项的系数明显不符合经济意义，所以放弃这两个变量，再次回归得到模型Y=0.80×X1+0.46×X3。
对回归结果进行拉格朗日乘数检验（LM检验）后，发现确实存在自相关性。需要采用广义最小二乘法进行修正。修正后得到模型Y-0.73×Y（-1）=0.88×[X1-0.73×X1（-1）]+0.36×[X3-0.73×X3（-1）]，对修正后的模型再次进行LM检验，结果显示自相关性已经消除。分析消除自相关性的模型，可以得到结论，居民消费支出和财政支出的变化都会对广义货币供应量产生影响，且居民消费支出的变化和财政支出的变化都对广义货币供应量的变化具有正向调解作用。
3 结 论
总结最终的回归结果，居民消费支出总额、全社会固定资产投资总额、政府财政支出总额和净出口总额都不同程度地影响广义货币供应量。其中，居民消费支出总额、全社会固定资产投资总额和政府财政支出总额以及净出口总额都与广义货币供应量有正相关关系。这不仅表明了我国的货币具有内生性的特点，同时也表明了广义货币供应量是外生的可控变量。通过本文还可以看出我国货币供应量实际上与宏观经济活动有很大影响，我们可以通过宏观经济活动来对广义货币供应量施加影响。
参考文献：
[1]王腾飞，蔡岩兵.基于VAR法的中国货币供应量影响因素实证分析[J].山东工商学院学报，2013（6）：101-108.
提要：实证研究表明：在长期，国内生产总值与货币供应量之间存在均衡的协整关系，且二者之间存在因果关系；在短期，货币供应量对国内生产总值的影响性质与长期基本相同，但M2对国内生产总值的影响是反向的，即M2增长，国内生产总值反而会下降。因此，国家在制定货币供应政策时要以推动GDP的增长为目的，在制定利率政策时要考虑均衡的利率，同时还要综合运用财政政策，增强货币政策的灵活性和可持续性。
在现代市场经济中，货币供应量与经济的增长有着密切联系。分析货币供应量的变动与经济增长之间的关系，对于制定正确的宏观经济调控政策具有重要的意义。
一、数据来源和统计方法
（一）数据说明。本文主要是检验我国实行的货币政策对经济增长的影响。因此，在货币政策方面，选用了不同层次的货币供给量M0、M1、M2作为研究对象；在反映国家经济增长方面，国内生产总值可根据核算价格标准的不同，分为名义GDP和实际GDP。因为货币供应量的变动会引起价格水平的变动，进而影响名义GDP的变动。因此，本文选用了名义国内生产总值作为研究对象。其中，各层次货币供应量的统计口径如下：
M0：流通中现钞；
M1：M0+活期存款；
M2：M1+定期存款+储蓄存款+其他存款。
本文数据均来自2009年统计年鉴，样本区间为1990～2008年，数据处理使用Eviews5.1软件。
由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，所以对名义GDP和3种货币供应量进行自然对数变换，分别用lnGDP、lnM表示自然对数的名义国内生产总值、货币供应额。
（二）统计方法。本文运用协整检验和Granger因果检验的方法对我国国内生产总值与不同层次货币供应量的关系进行分析。具体分为以下四个步骤：
1、单位根检验。经济的时间序列大多是非平稳的，采用非平稳的时间序列来研究变量之间的相互关系，很可能会出现谬误回归，得出错误的结论。为了避免谬误回归的出现，在对时间序列进行分析时，首先要进行序列的平稳性检验。单位根检验是平稳性检验常用的方法，包括DF检验和ADF检验。为消除误差项自相关的影响，一般采用ADF检验。
2、协整检验。一些时间序列，虽然自身是非平稳的，但是它们的某种线形组合却是平稳的，这个线形组合反映了变量之间长期稳定的关系，称为协整关系。具有协整关系的时间序列是不会产生谬误回归的。通常对双变量进行协整检验时，一般采用Engel和Granger的二阶段分析法。
3、误差修正模型。根据Granger定理，有协整关系的变量之间一定存在误差修正模型，它反映了变量之间的短期动态影响关系。我们通过差分把非平稳序列变换为平稳序列时，不仅经济变量关系的长期信息会丧失，还会导致回归模型序列具有相关性，使回归分析失效。而误差修正模型则可以克服这些问题，不仅能够保留变量关系的长期动态信息，而且还能够保证回归分析的有效性。
4、Granger因果检验。Granger曾指出，若变量之间存在协整关系，则这些变量之间至少存在一个方向上的Granger因果关系，Granger因果关系是描述两变量相互作用影响的一种统计关系，它是基于
双变量VAR来实现的。
二、检验结果与分析
（一）ADF检验结果。表1是对我国国内的生产总值与不同层次的货币供应量进行ADF检验的结果。（表1）从中可以看出，原序列lnGDP的ADF检验统计量是-0.622529，大于显著性水平为10%的临界值-2.660551，表明原序列是非平稳的，但经过一阶差分后的ADF统计量是-2.7129，小于临界值-2.673459，是平稳的，即非平稳序列lnGDP经过一阶差分平稳，是一阶单整序列。同理，lnM0、lnM1、lnM2的水平序列均没有通过数据平稳的假设，是不平稳的，而一阶差分序列通过了假设，是平稳的，因此这些经济变量的时间序列都是一阶单整的，可以进行变量间的协整检验。
（二）协整检验结果。本文采用Engle-Granger两步检验法检验lnGDP与lnM是否协整。首先用最小二乘法对lnGDP与lnM进行协整回归，然后再对协整回归得到的残差进行单位根检验，若残差序列平稳，则说明存在协整关系，否则不存在。检验结果见表2。（表2）可知，由于序列e0、e1、e2的检验统计量值均小于临界值，可以认为估计残差序列e为平稳序列，这表明lnGDP与lnM0、lnM1、lnM2存在长期稳定的均衡关系，即协整关系。
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）为两变量间的协整方程，即变量间长期均衡关系。协整检验结果表明，货币供给量与国内生产总值之间存在协整关系，货币供给量与国内生产总值正相关，扩张的货币政策能够推动国内生产总值的增加，促进经济的增长。紧缩的货币政策能减缓经济的增长，货币供给量对国内生产总值有重要影响。
（三）误差修正模型。根据定理，若干单整变量只要存在协整关系，就可以建立误差修正模型，采用Eviews5.1软件可以得到：
lnGDP＝0.075＋0.557lnM0＋0.6277et-1
lnGDP＝0.055＋0.5514lnM1-0.2754et-1
lnGDP＝-0.0298＋0.96lnM2-0.1575et-1
协整方程描述了变量间的长期关系，误差修正模型描述了变量间的短期关系。误差修正模型可以确定变量间的相互调整速度和短期互动影响力。
从模型中可以看出，如果M0变化1%，会引起国内生产总值变化57.7%，误差修正系数为0.6277。如果M1变化1%，会引起国内生产总值变化55.14%，误差修正系数为-0.2754，符合反向调整机制，当期短期波动与长期均衡的偏离有27.54%会在下期得以调整。如果M2变化1%，会引起国内生产总值变化96%，误差修正系数为-0.1575，符合反向调整机制，当期短期波动与长期均衡的偏离有15.75%会在下期得以调整。因此，我国货币供给量的变化对经济的增长有明显的促进作用。
（四）Granger检验。对经济变量两两进行Granger检验，结果如表3、表4、表5所示。(表3、表4、表5)
通过因果检验可以看出，lnM0、lnM1、lnM2均为引致lnGDP变化的Granger原因，而lnGDP是引致lnM2变化的Granger原因。因此，在Granger意义上，货币供应量与经济增长之间存在因果关系，相互影响，形成一个复杂的循环。即一方面货币供应量的变化会引起经济增长的变化；另一方面经济增长的变化也会引起货币供应量的变化，这表明货币政策和经济增长之间存在一定的互动关系。
三、政策建议
从以上的实证分析可以得出以下结论：从长期看，货币供给量是推动经济增长的主要因素。由于货币政策能够通过货币供给量来影响国内生产总值，因此可以通过实施适宜的货币政策对经济增长进行宏观调控。由于在长期中货币供给量对经济的增长具有正向影响，紧缩性的货币政策可以抑制经济的过快增长，而稳定的货币供应量可以避免消费和投资的过快增长，可以有效稳定市场经济，防止通货膨胀的发生。
主要参考文献：
[1]胡慧萍.货币政策对房地产市场影响的实证分析[J].中南财经政法大学研究生学报，2007.3.
[2]汪红驹.中国货币政策有效性研究[M].北京：中国人民大学出版社，2003.
[3]武剑.货币政策与经济增长-中国货币政策发展取向研究[M].上海：上海人民出版社，2000.
[4]胡永刚.当代西方经济周期理论[M].上海：上海财经大学出版社，2002.
关键词:货币供应量;外汇储备
中图分类号:F83
文献标识码:A
文章编号:1672-3198(2010)21-0185-01
1 变量引入及研究原因阐述
由于受美国次贷危机的影响,各国经济都受到了不同程度的牵连,作为货币当局的中国央行如何应对这一挑战,要求央行具有很高的金融操作和应对能力,回顾近年来我国金融市场上资金流动性过剩的问题,所以很有必要对货币供应量进行深入的研究。
本文的研究目标是试图建立一个比较完整的影响货币政策工具有效性的模型,通过对影响我国货币供给量的各项央行货币工具的有效性进行研究,揭示出我国央行诸多货币政策工具中各工具作用的效率大小,从而为各种中央银行货币政策工具的合理运用提供决策参考。
数据来源;本文中所选取的数据均来自中国人民银行官方网站(pbc.省略),且选取的是2007年1月到2009年3月的数据,这段时间正好是金融危机发生及蔓延的时期。共27个观测值。
变量描述:本文以广义的货币供应量M2为被解释变量,用HBGY表示;以我国中央银行货币政策的各种操作变量为解释变量,包括外汇储备、汇率、国债成交金额、拆借市场七天拆借交易量、货币当局发行的债券、政府存款和金融机构贷款额七个变量,分别用WHCB、HL、GZCJE、CJ、ZQ、ZFCK和DK表示。
2 模型构建及结果分析
从对原始数据进行OLS后的结果中可以看到,其判定系数R-squared很高达到了0.998514可以看出该模型中存在明显的伪回归现象,所以模型中的数据存在非平稳的问题,我们再对这8个变量进行平稳性检验后得出HBGY是二阶差分平稳的。故应该用这8个变量的二阶差分平稳I(2)来估计模型。同时考虑到经济变量之间的多重共线性问题,所以剔除那些t值不显著和可能引起多重共线性问题的变量后,对模型进行精简,最后选取了3个自变量,仍然使用原数据进行回归分析,得到的结果如下:
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
从上面可以看出剔除那些不显著的变量能够很好的降低多重共线性的问题,我们再对该新模型进行t、F检验,所有变量的t检验、F检验均通过。下面对该模型进行自相关性检验:该模型的D-W统计值为2.510182,通过查表知其dl和du值为1.123和1.654,故该模型不存在自相关的问题,最后对该模型进行检验,取分界点为2008:01,得到结果:F-statistic=1.886942.F-statistic值很明显小于临界值3.47,所以不拒绝H0,通过了检验。
通过以上回归分析可以发现:首先,在短期内决定我国货币量投放的主要因素是金融机构的信贷规模,在其他变量保持不变的情况下,当金融机构的信贷规模每增加一个百分点,货币供应量M2就会增加1.0783个百分点。可见,影响程度是很大的。其次,货币当局发行的债券数量对货币供应量呈负相关,这也是公开市场操作的原理,中央银行通过用增发债券的方法来实行紧缩的货币政策,即通过减少流通中的货币来平稳过热的经济。这种影响也是显著的,为0.4580的比率.值得注意的是,外汇储备是引起M2波动的一个非常重要的原因,它对M2存在显著的正面影响,在其他变量保持不变的情况下,外汇储备每增加一个百分点,会导致货币供应量5.3688个百分点的扩张,这种影响是相当大的,我们知道一国的外汇储备是通过用本国货币来购买的,也就相当于要同时向市场上投放大量的本国货币,这也是造成当前我国流动性过剩问题的一个重要原因。
3 政策及建议
当今金融危机的爆发,对一国经济的冲突逐渐通过国外的因素传导到国内,而外汇储备作为和外币直接相关的因素就产生了更加大的影响,改革开放以来,我国随着经济的不断发展形成了庞大的外汇储备额,目前居世界首位,虽然保有适当的外汇储备额是一国进行经济调节,实现该国货币汇率稳定的重要手段,但外汇储备规模的急剧扩大也会对国家经济的发展造成很大的负面影响。
要保持经济的平稳运行,对外汇储备进行合理的管理是不容忽视的重要手段,为了对外汇储备额进行有效的管制,本文建议如下:
(1)根据国际经济发展的实际需要适时调整国家外汇储备的结构,减持美元,增持欧元,增加石油储备,适量持有与我国经贸关系迅速发展的国家的金融资产。
关键词:贷款基准利率;Shibor;基础货币被动投放
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
中图分类号:F822.0 文献标识码:A文章编号:1674-2265(2009)11-0021-04
一、问题的提出
伴随着我国持续的国际收支双顺差,外汇占款在我国基础货币中所占比率不断上升。从2003年的48.1%到2009年7月的74.03%――基础货币被动投放的格局在短期内难以改变,并由此造成流动性的被动增加。在这一大背景下,我国经济却有着两种截然不同的经历。从2007年开始到2008年9月美国次贷危机演变为影响全球的金融危机之时,抑制经济由偏快走向过热、控制流动性过剩和通货膨胀一直是国内宏观调控的主旋律。中国人民银行通过多次发行央行票据,频繁上调准备金率(从2006年7月到2008年3月,央行连续16次上调法定存款准备金率)和金融机构存贷款基准利率(2007年上调了6次)来表现调控经济的方向和决心。然而,这一形势在2008年9月发生了转折――虽然基础货币大量被动投放的局面没有缓解――但我国突然面临着经济紧缩的危险,流动性过剩和通货膨胀的压力仿佛瞬间消失了,央行的利率政策也随之急速逆转,从2008年9月16日到12月23日短短三个月的时间内五次下调金融机构存贷款基准利率。在国内经济冰火两重天的境遇中,央行都逆势而又频繁地调整了存贷款基准利率,以图维持经济的健康发展。可以看到,我国的通货膨胀率在经济逆转前得到了一定的控制;从金融危机爆发至今,国内经济也开始回暖,整个经济的发展轨迹没有大起大落。在这一过程中,对利率调控的有效性存有争论。对于2007年央行连续上调利率的货币政策,有学者不以为然,认为我国逐步开始显现的“金融脱媒”以及作为经济主体的企业对利率的不敏感性导致利率政策调控无效,与此相反的观点则指出我国应加强利率机制在货币调控中的作用,因为这顺应了全球趋势和中国货币调控机制的改革方向。利率调控在我国货币政策中的作用已成为一个争鸣的焦点,因研究视角不同,得出的结论也不同。其中从基础货币大量被动投放这一宏观经济背景出发,已有研究通过定性分析指出基础货币被动投放导致利率调节功效缺失。本文从定量分析出发,利用2007年1月至2009年7月(我国利率调控频繁期)的月度数据,通过考察利率与货币供应量之间的关系以对这一问题作出再次审视。数据来源为中国人民银行网站和上海银行间拆借利率网站。
目前,我国的存款利率上限和贷款利率下限仍处于管制之中,央行的利率政策主要是对金融机构的存贷款基准利率进行调整。与此同时,我国继续推进利率市场化改革,积极培育真正的市场基准利率,于2007年1月4日推出上海银行间拆放利率Shibor,其将来的作用类似于美国联邦基金利率或伦敦银行同业拆借利率Libor。要在这一过渡时期分析我国利率与货币供应量的关系,就应分为两部分:一是考察目前的管制利率与市场利率的联动性;二是运用时间序列的计量经济方法分析市场利率与货币供应量之间是否存在格兰杰因果关系。
二、管制利率与Shibor的联动性
从银行主体性的角度考虑,此处的管制利率选择金融机构的贷款基准利率。Shibor目前有隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月及1年八个品种。基于匹配性,此处贷款基准利率选择六个月以内(含六个月)和六个月至一年(含一年),Shibor选择6个月和1年两种,用EViews5.0得到的图形如图1-2(考虑到节假日因素,Shibor曲线出现个别断点)。
从图1-2可以十分清晰地看出,无论是6个月的Shibor还是1年的Shibor都与相应期限的贷款基准利率有着几乎一致的变化步调,这说明央行对于基准利率的人为调整可以准确地控制较长期的市场利率水平。由于Shibor的期限大部分是短期,同时短期利率水平能够更及时地反映出市场资金的供求状况,所以有必要对代表Shibor不同期限的利率水平走向作出比较。这里选取隔夜、1周、1个月和6个月的Shibor数据。图3-4显示,Shibor的期限结构渐趋明显。2007、2008年的短期Shibor波动幅度明显,但从波动轴心看,6个月以下的Shibor水平与6个月的Shibor有明显的相关性;2009年的Shibor持续在低位运行。用均值得到的结果更清晰地显示出这一点。由此可以得出,目前央行对管制基准利率的调整不仅可以准确地影响以Shibor为代表的相应期限的市场利率,同时还借助利率期限结构影响整个市场利率水平。
三、Shibor与货币供应量关系的实证分析
货币供应量是一国经济冷暖的重要指示器。中央银行通过直接增减基础货币和间接调整货币乘数来控制货币供应量的大小。如果一国的货币供应量超过了实体经济的需求,就会出现流动性过剩,对经济发展产生不利影响;同时,当一国需要大力发展实体经济时,也需要货币供应量有相应的增加,这两种情况正是2007年以来至今我国经济的写照。中央银行对利率的调整可以通过影响货币乘数影响货币供给,同时货币供给的大小也影响着利率的高低。一般来讲,在货币需求没有明显变化的情况下,利率水平与货币供给成反比关系。但是这样的关系是以央行主动投放基础货币为假定前提的,而我国央行对利率的调控――无论是2007年的经济膨胀还是2008年的经济紧缩――大背景都是被动投放基础货币。在这种情况下,利率水平与货币供给能否相互解释就需要用我国的实际经济数据予以考察。
上文已经指出我国央行对贷款利率的调整可以影响以Shibor为代表的市场利率的同步变化。下面就以交易最活跃的1周和6个月Shibor为例,以M1表示货币供应量,运用时间序列的计量经济方法分析我国利率与货币供应量的关系。数据为2007年1月至2009年7月的月度数据,其中Shibor为各月末的20日均值。为消除异方差的影响,Shibor与M1采用自然对数的形式。
(一)时间序列的趋势判断
恰当地描述有趋势的行为的统计模型是把时间序列写成是独立同分布序列, ,。
的回归结果如下,M1以亿元为单位。
的回归结果如下,
以 %为单位。
的回归结果如下,
以%为单位。
、 和都有统计显著的时间趋势,所以在单位根检验中需要加进时间趋势。
(二)单位根检验
对相关变量进行协整分析之前先要对变量平稳性作检验。单位根检验是判断时间序列平稳性最常用的方法,单位根检验方法主要有DF检验法、ADF检验法和PP检验法,这里使用扩展的迪基―富勒(ADF)检验。取一阶滞后的ADF检验的基本方程为:
,式中虚拟假设是
对立假设是 。 、 和
的ADF检验结果为:
即使在10%的显著性水平上也不能拒绝原假设,所以、和 均存在单位根。对 、和取一阶差分再作ADF检验。由于已取差分,不再加入时间趋势,检验结果为:
由上表看出,和 的一阶差分序列为平稳时间序列,即和 遵循I(1)过程。但是,在取一阶差分后仍为非平稳序列。事实上,在对 进行二阶差分后,即在1%的置信水平上为平稳序列。如下表所示:
因为序列 和序列的单整阶数不同,所以找不到 使 为
过程,即无法解释 的变化。而和 是两个 过程,这意味着可能存在使 为过程,需对和进行协整检验。
(三)协整检验
时间序列和 均存在单位根并且同为 过程,此时可进行协整检验,考察两者是否存在长期均衡关系,也为下一步的格兰杰因果检验形式的选择作准备。协整检验有两种,一种是对回归残差的平稳性进行检验的恩格尔―格兰杰两步法,另一种是对回归系数进行整体检验的Johansen协整检验。此处采用恩格尔―格兰杰两步法。
和存在时间趋势,协整检验的回归方程为 ,对残差 作ADF检验,如果 存在单位根,则和
不存在协整关系。
取为 , 为 ,作上述回归,得到估计的回归方程为
,对由此得到的残差序列作ADF检验,取一阶滞后,即对和回归,结果如下:
存在单位根,所以 和不存在协整关系,两者无长期均衡关系。
(四)格兰杰因果检验
由于不平稳时间序列和 之间不存在长期稳定的协整关系,对它们之间的因果关系检验就需要先将变量差分平稳化处理后再用格兰杰因果关系检验法。 和序列均为 ,对
和 进行检验。
一阶滞后的检验结果如上。
二阶滞后的检验结果如上。
可以看出,不论是检验是否是
的葛兰杰原因,还是检验 是否是
的格兰杰原因,p值都在可接受的水平之上,所以都接受了彼此不是葛兰杰原因的假设,即和不存在因果关系,1周Shibor的变化不导致M1的变化,M1的变化也不导致1周Shibor的变化。
四、结论与启示
在首先考察了作为央行利率调控对象的贷款基准利率与正在逐步培育的市场基准利率Shibor之间的关系后发现,央行对管制利率的改动不仅对市场有信号作用,而且确实影响着整个市场利率水平。但是对市场利率与货币供应量的实证分析表明,两者之间不存在长期均衡关系,也不能作为彼此的格兰杰原因。也就是说,贷款基准利率的变动虽然能影响市场利率走向,但并不能带来货币供应量的变化,央行的利率调控政策对经济形势的走向缺乏逆势的作用力。
这说明,主动投放基础货币情况下利率对货币供应量的反向影响并不适用于被动投放基础货币的情形。在我国,基础货币的被动投放比例越来越高,这就意味着央行通过利率调控经济的能力逐渐减弱。
最后需指出的是,由于作为文中重要指标的市场利率Shibor于2007年1月4日才推出,样本数相对较少,在基础货币被动投放的局面仍将持续的情况下,应对Shibor与货币供应量的关系跟踪观察以对我国利率调控的效果作出准确评价。
参考文献:
[1]吴丽华,孟照建.我国连续上调法定存款准备金率的效果评价[J].经济学动态,2008,(4).
[2]何孝星,黄雪霞.继续实施上调利率的货币政策恐将有害无益――关于现行利率调控政策效果的反思[J].经济学动态,2008,(4).
[3]彭兴韵.加强利率机制在货币调控中的作用[J].经济学动态,2008,(2).
[4]周晴.基础货币被动投放同基准利率改革之间的矛盾[J].经济学动态,2008,(10).
[5](美)杰弗里・萨克斯,费利普・拉雷恩.全球视角的宏观经济学[M].费方域等译.上海:上海人民出版社,2004.
【关键词】CPI 货币供应量 回归
一、通货膨胀与货币供应量的界定
（一）通货膨胀及其度量
通货膨胀是指一般物价水平在一定时期内持续普遍的上涨，度量通货膨胀的指标主要有居民消费价格指数（CPI）、批发物价指数（WPI）、生产者价格指数（PPI）、GDP折算指数。本文将选择居民消费价格指数（CPI）作为通货膨胀的度量指标，居民消费价格指数（CPI）是综合反映一定时期内居民消费品的价格的变动趋势和程度的价格指数。
（二）货币供应量及其度量
1.国际货币基金组织对货币供应量的度量。国际货币基金组织采用三个口径对货币的供应量进行度量，这三个口径分别是通货、货币、准货币；“通货”指流通货币，包括纸币、铸币等有形实体货币和信用货币；“货币”包括存款货币银行之外的通货以及私人部门的活期存款；“准货币”等于储蓄存款、定期存款以及外币存款之和。
2.中国对货币供应量的度量。中国对货币供应量的度量也分为三个口径，这三个口径分别为M0、M1以及M2。M0指流通中的现金；M1等于流通中的现金与活期存款的和；M2等于流通中的现金、活期存款、定期存款、储蓄存款、其他存款以及证券公司的客户保证金。
二、通货膨胀与货币供应量的关系
传统的货币数量学派认为货币供应量与通货膨胀率成正相关，美国经济学家费雪提出了费雪方程式：MV=PT或P=MV/T（P为物价水平、M为货币供应量、V为货币的流通速度、T为各类商品的交易数量），费雪方程式表明物价水平P与货币供应量同方向变化。现代货币主义的代表人物佛利德曼在1992年通过实证检验得出货币供应量与CPI没有因果关系的结论。
麦克德雷斯和韦伯在1995年使用30个国家的相关数据进行实证分析得出货币供应量与通货膨胀率之间存在显著的正相关的关系；姚远在2007年运用方差分解和协整的计量方法得出货币供应量对通货膨胀存在滞后效应；伍志文在2002年通过实证分析发现我国的货币供应量与CPI存在负相关性。
三、通货膨胀与货币供应量关系的实证分析
本文选择CPI作为通货膨胀的度量指标，分别选用M1和M2作为货币供应量的度量指标，选择1997年1月至2010年10月的月度CPI、M1及M2的同比增长率进行实证分析。以下为实证结果：
从表1可以得到CPI对M1的回归方程为：CPI=0.1279 M1-2.5484；从表2可以得到CPI对M2的回归方程为：CPI=-0.2519 M2+4.1305；从表3可以发现CPI与M1的相关系数大于0，与M2的相关系数小于0。
四、结论
从以上分析我们发现货币供应量M1与消费物价指数（CPI）成负相关的关系（相关系数小于零），货币供应量M2与消费物价指数（CPI））成正相关的关系（相关系数大于零），但是消费物价指数（CPI）无论是与M1和M2的相关性都不太显著（相关系数的绝对值较小）
参考文献
【关键词】 通货膨胀 CPI M1 格兰杰因果关系 协整检验
1. 问题的提出
中国经济在改革开放之后的大部分时间内都保持着高速增长的态势。通过比较1980年至2011年间的数据可以发现，名义GDP到2011年底为止已经达到471564亿，大约是1980年GDP的100倍，这样的一个成绩使得中国成为世界第二大经济体，仅居于美国。然而这种经济快速发展的背景下，中国国内的物价水平也开始不断升高。
最近的一次通货膨胀从2006年开始，从2006年开始我国的CPI开始出现明显持续的上涨。与此同时，我国的货币供应量的增速也发生明显的变化。一般来讲，随着国内产出的增长，一个国家的货币供应量也会相应的不断增长。但是对于中国来讲，以1979年为分界岭，中国的货币供应量开始突然提速，当年的M0、M1和M2增速分别达到26.33%、27.68%和25.80%，而当年 GDP 的增长也只有7.6%。
虽然通货膨胀的成因是非常复杂的并常常是多种因素共同作用的结果，但货币因素一般来讲是其中一个关键的因素。那么对于2006-2011年的之间的这次通货膨胀来讲，货币供应量变化是否存在与通货膨胀的因果关系。本文运用定性与定量、理论与实证相结合的方法对上述问题进行相关探讨。
2. 通货膨胀及其相关概念综述
消费物价指数英文缩写为CPI，是根据与居民生活有关的产品及劳务价格统计出来的物价变动指标，由于CPI通常被作为观察通货膨胀水平的重要指标，因此本文将国家统计局每个月公布的CPI作为我国通货膨胀水平的指标。
货币供应量一般来讲可分为以下几个层面：
MO 为流通中现金；
M1 = M0+企业单位活期存款+农村存款+机关团体部队存款十个人持有的信用卡类存款 ，是通常所说的狭义货币量，流动性较强；
M2 =M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期存款性质的存款（定期存款和自筹基建），是广义货币量；
M3 是考虑到金融创新的现状而设立的，暂未测算。
由于狭义货币供应量M1流动性较强，因此本文取M1为衡量货币供应量的指标。
3. 实证分析
3.1研究方法及数据选择
本文选取2006年1月到2011年12月的每月的数据为样本进行研究，以货币供应量M1和物价指数CPI相对于上年同月的变化率为考察对象，分别记为m1r和cpir。
3.2单位根检验
分别对m1r以及cpir进行单位根检验，检验其序列平稳性。检验结果如下：
上面表1中ADF检验表明，cpir序列和m1r序列的ADF值大于5%临界值，因此我们可以接受原假设，得知cpir序列和m1r序列有单位根是非平稳的。
因此我们对cpir以及m1r的一阶差分序列进行单位根检验。结果如下表所示：
从上面表2的ADF检验中我们可以得出cpir序列以及m1r序列是一阶单整的。
由于cpir序列与m1r序列同阶单整，因此我们可以对cpir序列以及m1r序列做协整检验，以检验两者之间是否有长期的协整关系。
3.3协整检验
协整检验检验结果如下表所示：
从表3可以知道，存在1个协整向量的原假设在5%显著性水平可以接受。故认为M1同比增长率和CPI增长率之间有且只有一个协整关系。
3.4格兰杰因果关系检验
我们对cpir和m1r的一阶差分序列进行Granger因果关系检验，确定滞后阶数为3。检验结果如下：
根据检验结果可判断，货币供应量M1变化率能有效的解释CPI变化率。因此货币供应量M1变化率和通货膨胀变化率存在着唯一的单向的格兰杰因果关系。
4. 结论与建议
4.1货币供应量和通货膨胀之间存在长期的协整关系。
4.2在2006年1月到2011年12月期间货币M1供应增长与国内市场的物价波动存在单向的格兰杰因果关系，其中M1是指狭义货币供应量。
4.3一方面，目前偏快的货币供应增长率会导致通货膨胀和经济过热，所以应当采取措施降低货币供应增长率。
参考文献：
[1] 张国洪，曾永平.通货膨胀及紧缩与货币供应关系的实证分析[J].西南农业大学学报，2005，（3）：39-41.
关键词：货币供应量；通货膨胀；单位根检验
Abstract：The article using broad money supply M2 and CPI from 1997 to the third quarter of 2010 for the sample data approves that currency supply has limited effects on inflation applying unit root test and granger causality tests，and on the basis of this conclusion proposes the corresponding policies.
Key Words：currency supply，inflation，unit root test
中图分类号：F830文献标识码：B 文章编号：1674-2265（2011）03-0019-04
一、引言
我国正处于经济转轨时期，经济运行的市场化趋势不断增强，研究货币供应量与通货膨胀的关系有助于了解我国通货膨胀的形成机制，从而制定相应的治理政策。
截止到2010年11月末，广义货币供应量（M2）余额71.03万亿元，同比增长19.5%，比上年同期低10.2个百分点；狭义货币（M1）余额25.94万亿元，同比增长22.1%，比上年同期低12.5个百分点；流通中货币（M0）余额4.23万亿元，同比增长16.3%。11月净投放现金607亿元，同比少投放7亿元。
截止到2010年11月末，人民币贷款余额47.43万亿元，同比增长19.8%，比上月末高0.5个百分点，比上年同期低14.1个百分点。从国家统计局公布数据来看，自从2009年11月份CPI由负转正，CPI指数不断上升，近期通货膨胀明显，如图1所示。
国家统计局数据显示，11月份我国居民消费价格（CPI）同比上涨5.1%，环比上涨1.1%，再次刷新年内记录。这是自2008年7月上涨6.3%之后，中国28个月以来CPI创下的最高涨幅。其中，食品价格11月份同比上涨11.7%，非食品价格上涨1.9%；消费品价格上涨5.9%，服务项目价格上涨2.6%。由于统计数据的滞后性，实际上CPI涨幅比所公布的数据还要高。短期来看，仍存在自然灾害、资金炒作等因素导致食品价格继续上涨，而美元持续贬值以及全球新一轮宽松政策的预期，又会推高国际大宗商品价格进而构成输入型通胀压力。由此可见，我国正面临着新的一轮通货膨胀，受国际和国内市场的多重因素影响，防控通货膨胀是我国当前宏观经济调控面临的最大问题之一。通货膨胀与货币供应量之间存在什么样的关系，货币供应量多大程度上影响通货膨胀，是本文研究的主要问题。
二、货币供应量与通货膨胀关系的文献综述
研究中国货币供应量与通货膨胀之间关系的文献较多，但没有统一的认识。一些文献认为货币供应量对通货膨胀有影响，仍然可以用货币数量论来解释通货膨胀。货币数量论解释通货膨胀的基本思想是，在其他条件不变的情况下，物价水平的高低和货币价值的大小是由货币数量决定的，这一理论的基础是交换方程式：MV=PY，其中M为货币供应量，V是货币流通速度，P为价格水平，Y为实际收入水平或产出。如果货币流通速度不变，则货币供应量增加，通货膨胀率增加。如唐毅亭、熊明渊（2008）分析了2007年下半年以来的通货膨胀，认为通货膨胀依然可以在货币数量论的框架下解释。王利、张桂喜（2009）以2000年到2008年的月度数据为样本，运用VAR模型和ADL模型对影响我国通货膨胀的货币因素进行分析，研究表明我国通货膨胀率变化符合货币数量论学说。
另外一些文献则发现中国货币供应量对通货膨胀影响较小或者是没有影响，如米咏梅、王宪勇（2009）的研究表明，我国通货膨胀惯性很强，上期的通货膨胀对当期的通货膨胀影响最大，而粮食价格上涨对通货膨胀影响次之，货币供应量的增长是第三位的原因。王小广、郑慧（2009）分析了2003年11月到2005年3月、2006年12月到2008年8月的两轮通货膨胀，认为两轮通货膨胀的主要原因是外部冲击，货币因素对通货膨胀的影响不明显。王泽伟（2009）认为宽松的货币供应是通胀发生的必要条件而非充分条件，通胀之前必然有宽松的货币供应，但宽松的货币供应不一定带来通货膨胀。贾凯威、马树才（2009）利用VAR模型、方差分析及脉冲响应分析的方法，以2000年3月到2008年2月月度数据为样本，得出通货膨涨的原因最初来自三个方面：工业增加值（13%）、通货膨胀自身（60%）及货币供应量（27%），货币供应量对通货膨胀的影响较小。李腊生（2010）通过构建同时包含实体经济产品价格与金融资产价格的货币数量方程，从实证的角度证实了货币数量方程扩展的有效性，认为货币供给过多只是诱发通货膨胀的必要条件，而非充分条件。
三、货币供应量与通货膨胀关系的实证分析
（一）变量和数据
1. 变量。本文对1997―2010年第3季度我国货币供应量与物价之间的关系进行分析，检验货币供应量变动与我国物价变动之间是否有显著的因果关系。其中货币供应量指标选取广义货币供应量M2作为变量，CPI是一个总量指标，它所反映的是经过加权平均后的总体价格水平，其变化幅度综合反映了各类居民消费品和居民服务项目价格总水平的变化情况，因此选取CPI指数反映通货膨胀的程度。
2. 数据。选取1997年1月至2010年第3季度的广义货币供应量M2、消费物价指数CPI的季度数据作为样本，总计55个样本。用Eviews5.0计量软件，运用单位根检验、协整检验和格兰杰因果关系检验实证分析货币供应量变动对我国通货膨胀的影响。本文所有数据均来自中国人民银行网站和国家统计局数据库。
（二）实证分析
在研究货币供应量M2与CPI的关系时，本文首先对被分析经济变量的平稳性进行检验，即需要确定每个变量的阶数；其次再检验变量之间是否具有协整关系。根据Engel-Granger方法，在进行OLS 回归后，需对残差作平稳性检验，如果残差序列平稳，则回归方程中的经济变量之间具有协整关系。运用Engel-Granger方法识别两个或多个非平稳经济变量之间的协整关系，通过协整关系的实证分析，检验货币供应量的增长对物价是否有显著影响。
1. 单位根检验。时间序列计量分析需要样本数据是平稳的单位根过程，否则就存在“伪回归问题”。此外，由于协整检验要求序列的积分阶数必须相同，故在进行协整检验之前，首先必须对M2和CPI进行单位根检验，以检验其平稳性。为消除量纲影响并使变量的一阶差分表示变化率，对M2、CPI的对数序列logM2和logCPI运用图示法进行单位根检验，如图2和图3所示，货币供应量、消费物价指数序列均是非平稳的。
对两个序列进行一阶差分，进而对差分序列进行单位根检验，检验结果见表1。
显然，在一阶差分序列下，各ADF统计量都小于5%显著性水平下的临界值，所以各一阶差分序列在5%的显著性检验水平下都拒绝存在单位根的原假设，表明两个序列都是一阶差分平稳的，即这些序列都是I（1）序列，它们的积分阶数是相同的，可以对它们进行协整分析。
2. 协整检验。运用E-G两步法进行协整检验。第一步，用普通最小二乘法对CPI做静态回归方程。模型设计比较理想，借助Eviews5.0得到如下的OLS协整回归表达式：
（1）
第二步，对静态回归残差做ADF检验，结果表明残差不存在单位根，是平稳序列，对协整回归产生的残差序列进行平稳性检验，检验结果见表2。
残差序列ADF统计量小于5%置信水平下的临界值，残差序列可以通过平稳性检验，不存在单位根，说明变量之间存在协整关系。从分析结果来看，货币供应量每增加1%，消费物价指数上升0.0141%，反映出增加流通中货币量对物价上涨的作用不太明显，即货币供应量的增加对通货膨胀的影响程度不明显。
3. 格兰杰因果关系检验。对货币供应量M2与CPI进行格兰杰因果关系检验。检验滞后阶数取2―6阶，从表3检验结果可以看出，滞后阶数分别取2―6时，货币供应量变动是CPI的格兰杰原因，但是CPI不是货币供应量变动的原因。
综上，货币供应量变动是CPI变动的格兰杰原因，但是货币供应量的变动对CPI变动的影响不明显。
目前大致有三类假说解释为什么我国货币供应量对通货膨胀的影响程度不大。一是虚拟经济说，金融创新的速度不断加快，货币资金不断从商品市场流向证券市场、地下金融等领域，同时对货币流通速度也产生了较大的影响。从货币乘数和货币流通速度的反向关系对传统的货币乘数进行修正可以得出，金融创新使货币流通速度降低，这使得货币供应量的增长没有直接转化为通货膨胀。二是财政假说，政府通过增加货币供应量的方式来平衡财政赤字，从而导致物价的上升，财富效应使得居民减少了对商品和服务的需求，进而使得物价水平下降，而这也使得货币数量论不再成立。三是货币化假说，我国经济正处于转型时期，货币供给不仅要满足经济增长所带来的需求，还要满足市场化扩张所带来的新货币化经济的需求。中国的货币增长在经济转型过程中具有内生性。谢平（1996）分析认为，中国的经济改革较为成功有两个重要因素，其一是保持了较高的经济增长率，其二是没有发生东欧国家那样的持续的高通货膨胀，而根本原因在于中国的货币化过程。转型经济中的货币化过程导致超速的货币供应，使政府得到了巨额的货币发行收入，这些货币发行收入在改革的进程中提供了一种利益补偿机制，因此货币化过程提供了无通货膨胀情况下维持改革速度的有利条件。
四、结论和政策建议
从以上实证检验结果得出，货币供应量对我国通货膨胀程度有影响但是影响不明显。央行可以将货币政策的重心集中于稳定国内物价。除此之外，造成我国目前通货膨胀的其他原因有：首先，成本上升推进物价上涨。我国当前已经进入高成本时代，劳动力供给逐步从无限供给向局部短缺转变，促使劳动力成本上升。此外，美国实行量化宽松货币政策，引导美元贬值，削弱了美元资产对短期国际资本的吸引力，导致大量短期国际资本涌入收益率较高的中国，加剧国内市场流通性过剩问题，进一步推动资产价格上涨。另外，由于我国对铁矿石、石油等国际大宗商品高度依赖，面临国际市场输入型通货膨胀的风险加大。国际大宗商品价格上涨会通过进口途径传导至国内，引起国内商品价格上涨，加剧国内通胀预期。为此，从以下几个方面提出相应的对策：
（一）控制货币供应量
控制货币供应量主要从两个方面来实施：一方面，要控制基础货币，防止流动性泛滥，人民银行要加强银行体系流动性的调控，利用发行不同期限的票据等手段平缓短期的市场资金波动，加大央行票据对冲力度，回收流动性。另一方面，加强对商业银行贷款的窗口指导，引导资金流向，优化产业结构。要求商业银行强化资本约束的经营理念，坚持稳健经营，合理安排贷款进度，又要促进银行信贷的持续均衡投放和保持合理的增长速度。监管部门应该加强对信贷资金流向的监管，在运用上应当注意优化调整信贷资金的结构，既要促使资金更多地流向实体经济，带来相应的社会产品的产出，同时，严防信贷资金流入资本市场形成金融资产的泡沫，引发潜在的金融风险。
（二）加强价格调控及管理制度建设
加强价格调控监管，对切实稳定通胀及通胀预期具有重要意义。完善关系国计民生的重要物资如粮食、猪肉、食用植物油、棉花价格调控制度，积极采取信息引导、扶持生产、产销衔接、促进流通，以及必要的临时价格干预等手段稳定价格。同时健全粮食、猪肉、食用植物油、棉花等关键物品的储备制度，并建立价格预警，使储备、价格、进出口有机地结合起来。此外，积极运用价格调节基金，支持价格监测、信息、建设副食品生产基地和市场体系。完善成品油、住房、资源性产品等关键物品价格调控制度。在垄断性行业，进行管理目标明确、管理程序方法规范、价格合理的价格管理制度建设。遵循经济规律，增进社会福利，逐渐解决目前严重的价格不公平问题。
（三）防止输入型通货膨胀
量化宽松货币政策以后，全球整个货币供应量大幅度增长，流动性泛滥给中国带来的输入性通胀压力相当大。解决输入型通货膨胀造成的不平衡问题成为各国通货膨胀货币因素调整的基本前提，要重视国际资本的流动，加强对国际资本流动的监管。任何国家从中长期来解决流动性过剩以及投机资本流动的问题成本都很高，在我国外部经济环境严峻的情况下，要加强国际经济协调，与世界各国共同采取反通胀的措施，防止输入型通货膨胀的形成。
参考文献：
[1]唐毅亭，熊明渊.当前我国CPI走势分析和展望[J].宏观经济研究，2008，（12）：30-33.
[2]王利，张桂喜.我国通货膨胀率影响因素的实证研究――基于VAR模型和ADL模型的分析[J].经济与管理研究，2009，（9）：29-33.
[3]米咏梅，王宪勇.中国通货膨胀成因――基于ECM模型的分析[J].统计与决策，2009，（11）：106-108.
[4]王小广，郑慧.对通货膨胀趋势的认识及建议[J].中国金融，2009，（21）：46-49.
[5]王泽伟.总结历史经验 关注通货膨胀[J].宏观经济管理，2009，（10）：31-33.
[6]贾凯威，马树才.产出、通货膨胀、汇率及货币政策互动关系的实证检验[J].统计与决策，2009，（9）：106-109.
[7]陈彦斌，唐诗磊，李杜.货币供应量能预测中国通货膨胀吗[J].经济理论与经济管理，2009，（2）：22-28.
[8] 李腊生，翟淑萍，蔡春霞. 经济增长、通货膨胀、资产泡沫与货币政策――基于独立性资产交易货币数量方程的分析[J].经济学家，2010，（8）：54-63.
[9]申宏丽.我国外汇储备变动机理研究-基于产品内国际分工框架下的分析[D].天津财经大学博士学位论文，2009：113-118.
关键词：短期国际资本流动;广义货币供应量;经济波动
1 引言
自2002年以来，随着境外短期国际资本的大规模持续涌入，我国国内相继发生了房地产市场泡沫、股市上涨、人民币升值、流动性过剩和通货膨胀。2007年美国次贷危机爆发并引发国际金融危机之后，全球金融机构的“去金融杠杠化”趋势强化，外部冲击下的国内经济形势剧烈演变，潜入的短期国际资本又出现逆转势头，与之伴随着的是国内货币政策困境、人民币汇率波动、股指大跌，以及经济增长放缓。因此，从当前中国的现实国情出发，分析短期国际资本对我国实体经济的影响及其传导渠道，科学而前瞻地研究短期国际资本流动和经济增长率波动的关系，无疑是理论界和实务部门面临的重要课题，同时也可为妥善应对当前的金融危机提供重要思路。
2 文献回顾
值得注意的是，国内外比较缺乏短期国际资本流动和实体经济关系的专门性研究成果。国外最新研究成果主要集中在以下两方面：（1）国际资本流动的影响因素及其多元化资产配置效应。如edwards［1］，papaioannou［2］等。（2）资本流入对东道国宏观经济变量所产生的影响。研究表明，资本过度流入会导致宏观经济过热，具体表现为：一是引起货币扩张，增大通货膨胀压力［3］；二是导致实际汇率升值，恶化贸易条件［4］；三是影响总需求［5］。
梳理并综合目前国内关于短期国际资本的研究文献，大致分为三类。第一类主要是研究短期国际资本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的计量方法为：短期国际资本规模=国际收支净误差与遗漏+私人非银行部门短期资本流入+以其它名义通过正常渠道流入的短期投机资本［6］。唐旭、梁猛认为，短期国际资本从贸易渠道流入的成本较大，短期国际资本主要是通过外资企业的利润留存、外国直接投资折旧和外资投资企业的外债等三个渠道流入中国［7］。
第二类文献主要分析影响短期国际资本流入我国的影响因素。代表性文献有：王世华、何帆发现，人民币升值预期是中国短期国际资本流动的决定因素，良好的宏观经济运行状况也会吸引短期国际资本流入［8］。张谊浩、裴平、方先明的研究结论认为大量短期国际资本流入中国大陆除出于“套利”动机外，还出于“套汇”和“套价”动机［9］。
第三类文献主要分析短期国际资本流入对我国资产价格的影响。刘莉亚研究结果表明：短期国际资本的大量流入显着推动住宅价格尤其是豪华住宅价格指数的上升［10］。张谊浩、沈晓华发现，人民币升值和上证综合指数上涨是短期国际资本流入中国的原因，但短期国际资本流入并不是上证综合指数上涨的原因［11］。
国内外研究成果对本文的实证分析具有重要启示与借鉴意义。但考虑到目前的文献尚缺乏针对短期国际资本流动与国内实体经济，特别是与经济增长率波动关系的专门成果，这与中国当前经济稳健运行的现实要求极不相符。为此，本文将从短期国际资本流动对实体经济影响机制，以及短期国际资本流动波动率变化对经济增长率的影响等方面展开研究。
3 理论模型
根据货币供给的乘数理论，假设在短期内广义货币供应量(m2)为外生变量，货币供应量主要由基础货币供应量(h)与货币乘数(λ)共同决定。假设，短期国际资本对广义货币供应量影响的滞后期及广义货币供应量对产出影响的滞后期分别为a、b。在t期，广义货币供应量表达式如下
由（13）式可知：当短期国际资本流动scft-a-b0，若t+1-a-b期短期国际资本流动波动率高于t-a-b期短期国际资本流动波动率，经济增长率会上升；反之，则经济增长率会下降。值得注意的是，本模型推导过程中隐含着短期国际资本对实体经济的影响机制，即短期国际资本主要通过直接影响广义货币供应量来影响产出变化。。
4 样本选择及其描述
结合近年来国内经济的实际状况，并考虑到数据的可获性，本文选择2000年第一季度到2008年第四季度的短期国际资本流动、广义货币供应量和实际国民生产总值的季度数据进行实证研究。本文所涉及的数据均来源于wind资讯系统。1 实际国内生产总值（gdp）与广义货币供应量（m2）
本文运用价格指数对国内生产总值进行处理得到不变价格国内生产总值的季度数据。由于不变价格国内生产总值季度数据是一组具有较强季节特征的时间序列数据，这里对其进行季度调整，调整后的数据作为2000~2008年每季度的实际国内生产总值。同时，考虑到我国目前利率市场化程度低，参照第二部分理论模型的推导结论，本文选取广义货币供应量m2作为短期国际资本对gdp进行传导的中间变量。2 短期国际资本流动（scf）
本文参考并改进张谊浩、沈晓华［11］计量短期国际资本流入规模的方法估算短期国际资本流动规模。具体测算公式
短期国际资本流动=外汇储备增量-fdi-正常的贸易顺差
在计算正常的贸易顺差时，本文改用加权移动平均法。在确定权重时，首先算出2000~2004年各季度贸易顺差的估计值，贸易顺差估计值的确定方法为：当期季度贸易顺差的估计值=当期季度前四个季度贸易顺差估计值的移动平均值，例如2000年第一季度贸易顺差估计值为1999年四个季度贸易顺差的均值，2000年第二季度贸易顺差的估计值为2000年第一季度贸易顺差估计值和1999年第二季度到第四季度贸易顺差的均值。然后将各季度实际的贸易顺差除以对应时期的贸易顺差的估计值，将这些比率的均值确定为权重。经计算，权重为1.16。基于2000~2004年我国贸易顺差的变化比较平滑，2004年以后我国的贸易顺差出现较大的波动，本文认为2000~2004年统计的贸易顺差额为正常贸易顺差，2004年以后，统计的贸易顺差中含有大量的短期国际资本。此外，考虑到在人民币升值时，以美元计量的贸易顺差会有所扩大，为消除人民币升值对所估算的正常贸易顺差额的影响，本文采用汇率修正，以人民币计价各季度贸易顺差金额。3 经济增长率（gdp_r）和短期国际资本流动波动率（scf_r）
本文中各季度经济增长率（gdp_r）的计算公式是：本期经济增长率=（季度调整后本期实际国民生产总值/季度调整后上期实际国民生产总值-1）×100。各季度短期国际资本流动波动率（scf_r）的计算公式是：本期短期国际资本流动波动率=a×本期短期国际资本流动/上期短期国际资本流动（当本期和上一期短期国际资本流动都大于零，或者本期短期国际资本流动小于零且上一期短期国际资本流动大于零时，则a=1；当本期和上一期短期国际资本流动都小于零，或者本期短期国际资本流动大于零且上一期短期国际资本流动小于零时，a=-1）。经上述方法计算出的我国经济增长率和短期国际资本流动波动率走势参见图1。
5 实证检验
表1给出所有相关变量的单位根检验结果。由表1可知，对于变量gdp、scf和m2的水平值序列，adf检验不能拒绝存在单位根的原假设，这说明三个变量的时间序列都是非平稳的；同时，对于这三个变量的一阶差分序列，adf检验都在1%的显着性水平下拒绝单位根存在的原假设。根据以上检验结果，可认为这三个变量都是单整变量。同时，对于变量gdp_r和scf_r的水平值序列，adf检验在1%的显着水平上拒绝存在单位根的假设，该结果说明这两个序列是平稳的。
5.1 短期国际资本流动影响实体经济的传导机制
由单位根检验可知，dgdp、dscf和dm2三变量均为平稳序列（见表1），可以进行格兰杰因果关系检验。根据sc和aic准则确定滞后期为2，检验结果见表2。
从表2可以看出，短期国际资本流动的变化量（dscf）是广义货币供应量变化量（dm2）的granger原因，但是广义货币供应量变化量（dm2）不是短期国际资本流动的变化量（dscf）的granger原因；广义货币供应量变化量（dm2）与实际国民生产总值变化量（dgdp）互为granger因果关系；短期国际资本流动的变化量（dscf）和实际国民生产总值变化量（dgdp）之间不存在显着的granger因果关系。可以证明：短期国际资本流动不会对国民生产总值产生直接效应，但会通过影响广义货币供应量，进而对国民生产总值产生间接效应。该实证结论部分可以佐证前文理论模型中短期国际资本对实体经济的影响机制。2 短期国际资本流动波动率与经济增长率2.1 granger因果关系检验
在确定短期国际资本净流动波动率（scf_r）和经济增长率（gdp_r）这两个序列平稳的基础上（参见表1），本文运用2000年第二季度到2008年第四季度的数据，对两个变量的granger因果关系进行检验，检验结果见表3。从表3的检验结果可知，短期国际资本流动波动率是经济增长率的granger原因，但是经济增长率不是短期国际资本流动波动率的granger原因。2.2 脉冲响应和方差分解
为分析经济增长率对短期国际资本流动波动突发性变化的反应，本文利用var（2）模型给出经济增长率和短期国际资本流动波动率的脉冲响应图形和方差分解图形，分别见图2和图3。
经济增长率和短期国际资本流动波动率的交叉响应函数表明（见图2），短期国际资本流动波动率的非预期变化将迅速对经济增长率产生正向影响，随着时间的推移逐渐减弱，直至消失。但是，经济增长率发生变动对短期国际资本流动波动率影响不显着。
图3结果显示，造成经济增长率发生剧烈波动有20%左右是由短期国际资本流动波动率异动引起；同时，经济增长率发生剧烈波动对短期国际资本流动影响不大。
6 结论
本文构建起短期国际资本流动对实体经济影响的理论模型，并运用相关统计数据进行实证研究。研究结果表明，短期国际资本流动影响实体经济的渠道是：在短期内，短期国际资本流动显着引起广义货币供应量的变化，广义货币供应量的变化又会显着导致国内生产总值的波动。同时结合短期国际资本流动波动率与经济增长率的样本数据，实证检验发现短期国际资本流动的变动将引起经济增长率发生波动，脉冲响应函数的结果进一步证实了上述结论。通过方差分解，本文还发现造成经济增长率发生剧烈波动中有约20%是由于短期国际资本流动波动率发生异动所致。
参 考 文 献：
［1］edwards s. capital controls, capital flow contractions, and macroeconomic vulnerability［r］. nber working paper, 2007.
［2］papaioannou e. what drives international financial flows? politics, institutions and other determinants［j］. journal of development economics, 2009, 88(2): 269-281.
［3］filer l h. large capital inflows to korea: the traditional developing economy story［j］. journal of asian economics, 2004, (15): 99-110.
［4］athukorala p c, rajapatirana s. capital flows and the real exchange rate: a comparative study of asia and latin america［r］. the world economy, 2003, 26(4): 613-637.
［5］celasun o, denizer c, he d. capital flows, macroeconomic management and the financial system: the turkish case, 1889-1897［r］. world bank working paper, 1999.
［6］尹宇明,陶海波.热钱规模及影响［j］.财经科学,2005,(6):131-137.
［7］唐旭,梁猛.中国贸易顺差中是否有热钱, 有多少［j］.金融研究,2007,(9):1-19.
［8］王世华,何帆.中国的短期国际资本流动［j］.世界经济,2007,(7):12-19.
［9］张谊浩,裴平,方先明.中国的短期国际资本流入及其动机——基于利率、汇率和价格三重套利模型的实证研究［j］.国际金融研究,2007,(9):41-52.
关键词：货币供应量；股票价格波动；机制
中图分类号：F830 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2012）29-0099-02
一、文献综述
关于货币供应量如何影响股票价格波动，国内外的相关研究都比较多，但主要集中于以下三个方面的观点。
一是认为货币供应量对股票价格波动有较强的影响。Friedman分析发现货币供应或货币流通速度都能影响股市价格的波动[1]。Baks和Kramer研究发现，G-7国家货币流动性的增加同G-7国家真实利率下降和真实股票价格的上涨保持着一致性[2]。Mooker和QiaoYu以新加坡股市为研究对象，发现货币供应量对股价有较强影响，且它们之间存在着长期稳定的均衡关系[3]。刘■松认为，如果新增货币供应量增加，那么股票价格上涨的可能性很大；反之则反[4]。
二是认为货币供应量对股票价格波动只有较弱的影响。Mashall分析发现实际股票回报率同货币增长呈弱相关关系[5]。Daya-nanda和Wen YaoK以台湾股市为研究对象，发现虽然股价与货币供应量之间存在正向相关关系，但在统计意义上并不显著[6]。钱小安认为，我国货币供应量与股票价格相关性较弱且不稳定[7]。段进等研究表明，我国货币供给量对股价指数的影响较弱，且影响的方向不确定[8]。
准备金率、法定存款准备金率）说起。
三、货币供应量影响股票价格波动的机制
1.机制一：基础货币变动
中央银行通过控制基础货币从而影响货币供应量，中央银行对基础货币的控制主要有两种方式：一是通过公开市场操作来购买或者卖出政府债券；二是对银行发放贴现贷款。
如果中央银行通过买卖政府债券来调节货币供应量，它首先影响政府债券市场，然后影响公司债券和普通股票市场，最后才影响到实物市场。当中央银行卖出政府债券向市场投放基础货币时，货币供应量增加，人们持有更多的货币，货币的边际收益下降。同时，政府债券供给的增加使得利率水平下降，而利率水平下降一方面使得投资支出增加，进一步引起公司利润的增加，从而使股票的现时收益低于预期收益；另一方面，由于股票价格等于按利率贴现的预期收益流量，利率水平的下降会提高人们对股票价格上涨的预期。因此，人们会增加对股票的购买，促使股票价格的上涨。反之则反。
如果中央银行通过对银行发放贴现贷款来调节基础货币进而调节货币供应量，那么，银行信贷扩张会导致部分信贷资金通过同业拆借市场、股票质押贷款、企业挪用、个人贷款等途径进入股票市场，从而推动股票价格的上涨。
可见，在其他条件不变的情况下，基础货币变动与股票价格波动是同方向的。当中央银行实施宽松的货币政策，通过增加基础货币投放增加货币供应量时，会推动股票价格上涨。
2.机制二：通货存款比率变动
存款者的行为会导致通货存款比率的变动，通货存款比率下降表明存款者将一部分通货转换为储蓄存款。由于储蓄存款会发生多倍扩张，而通货不会发生扩张，因此，当通货转换为储蓄存款时意味着将货币供给中不能进行多倍扩张的部分转换为进行多倍扩张的部分，货币乘数就增加了。
根据资产选择理论，公众愿以通货、存款和其他资产（比如证券或实物资产）的某种组合来保持其财富的形式主要取决于四个因素，即财富总量、资产的相对预期收益率、资产的相对风险以及资产的相对流动性。
当中央银行施行宽松的货币政策时，公众所持有的通货增加，但通货的边际收益却递减，此时，如果公众预期股票价格将要上涨，股票资产相对于其他资产的预期收益率上升且股票资产的流动性也较强，根据替代效应，公众纷纷会将通货投入到股票市场，由于这些资金最终还是流回到银行转化为存款，因此，通货存款比率下降，货币乘数变大，在其他条件不变的情况下，货币供应量增加，股票价格上升。
可见，在其他条件不变的情况下，通货存款比率与股票价格波动是反方向。当中央银行实施宽松的货币政策，通货存款比率降低使得货币乘数变大，从而增加了货币供应量，推动股票价格上涨。
3.机制三：超额存款准备金率变动
超额存款准备金率降低表示银行相对支票存款持有相对较少的超额存款准备金，这意味着给定相同水平的基础货币，银行将增加贷款，使得支票存款和货币供给增加。
当银行降低超额存款准备金率时，银行将会有更多的资金用于贷款需求，银行信贷的扩张，将促使部分资金通过股票质押贷款、证券类机构进入银行间同业拆借市场拆入资金、企业挪用银行贷款、个人贷款等途径间接进入股市，从而推动股票价格上涨。
可见，在其他条件不变的情况下，超额存款准备金率的变动与股票价格波动是反方向的。当银行降低超额存款准备金率时，将使得货币乘数变大，从而增加了货币供应量，推动股票价格上涨。
4.机制四：法定存款准备金率变动
法定存款准备金率降低表示银行相对支票存款持有相对较少的法定存款准备金，这意味着给定相同水平的基础货币，银行将增加贷款，使得支票存款和货币供给增加。
一般而言，法定存款准备金率由中央银行直接规定，如果中央银行降低法定存款准备金率，而其他变量保持不变，银行将会有更多的资金用于贷款需求，银行信贷的扩张，将促使部分资金通过股票质押贷款、证券类机构进入银行间同业拆借市场拆入资金、企业挪用银行贷款、个人贷款等途径间接进入股市，从而推动股票价格上涨。
可见，在其他条件不变的情况下，法定存款准备金率的变动与股票价格波动是反方向的。当银行降低法定存款准备金率时，将使得货币乘数变大，从而增加货币供应量，推动股票价格上涨。
四、总结
根据上面的分析，可以得到以下结论。
第一，在货币供给模型中其他条件不变的情况下，中央银行通过公开市场操作或者向银行发放贴现贷款导致基础货币投放增加时，一方面，降低利率水平，使人们提高了对未来股票收益的预期；另一方面，贴现贷款的增加使得银行信贷扩张，信贷资金通过各种渠道流入股市。这两方面作用都会推动股票价格上涨。
第二，当中央银行施行宽松的货币政策时，公众所持有的通货增加，但通货的边际收益却递减，根据资产选择理论，公众会将通货转化为股票等收益率相对较高的资产，股票价格上升，通货存款比率下降。可见，在货币供给模型中其他条件不变的情况下，通货存款比率下降，使得货币供应量增加，也推动了股票价格的上涨。
第三，当银行降低超额存款准备金率或者当中央银行降低法定存款准备金率时，都会增加银行可用的信贷资金，银行信贷扩张会使得信贷资金通过各种渠道流入股票市场，从而推动股票价格上涨。可见，在货币供给模型中其他条件不变的情况下，超额存款准备金率或者法定存款准备金率降低，使得货币供应量增加，也推动了股票价格的上涨。
总而言之，货币供应量增加，将会推动股票价格上涨。货币供应量对股票价格的影响是正向的。
参考文献：
[1]M.Friedman.Money and the Stock Market[J].Journal of Polit-
ical Economy，1998，（2）.
[2]邵蔚.货币流动性影响资产价格的理论探讨[J].财经问题研究，2007，（3）.
[3]Rajen Mookerjee，Qiao Yu.An empirical analysis of the equity markets in China[J].Review of Financial Economics，1999，（1）.
[4]刘熀松.中国货币供应量与股市价格的实证研究[J].管理世界，2004，（2）.
[5]David A.Mashall.Inflation and Asset Return in a Monetary Economy[J].The Journal of Finance，1992，（4）.
[6]Dayananda.D.，Wen YaoK.Stock Market Return and macroe-
conomic variables in Taiwan[J].Advances in Pacific Basic Fin-
ancial Markets，1999，（2）.
[7]钱小安.资产价格的变化对货币政策的影响[J].经济研究，1998，（1）.
[8]段进，曾令华，朱静平.货币政策应对股票价格波动的策略研究[J].财经理论与实践，2007，（2）.
论文摘要:本文实证研究货币供应量分别与我国国内生产总值、社会固定资产投资额、社会零售商品额以及出口额之间的关系，利用我国1980年一2007年的年度数据，通过对数据进行单位根检验、协整检验和Granger因果检验，实证分析结果表明我国货币供应量分别与国内生产总值、社会固定资产投资额以及社会零售商品额之间存在显著的正相关关系，说明我国货币政策对宏观经济具有明显的调控效果，而且有利于扩大内需和优化国民经济结构。
一、理论与文献综述
货币中性是指货币供给的增长将导致价格水平的相同比例增长，对于实际产出水平没有产生影响;如果货币供应量的变化引起实际利率和实际产出水平等经济变量的调整和改变，那么货币是非中性的。对于货币是否中性一直以来是经济学中最有争议的理论之一，各个经济学派基于不同的假设条件和研究方法得出了完全不同的结论。
古典学派经济学家强调货币的供给变化不影响就业、产出等实际变量。古典学派货币中性论理论的典型代表是货币数量论，其最基本的观点是货币供应量变化将最终体现于一般价格水平的变化上，我们可以通过剑桥方程式M=KPY和费雪方程式MV二PY清楚地说明这一问题，这两个方程式表现了同一实质内容的关系:即国民收人水平((Y)与价格水平(P)、货币供应量(M)之间的数量关系，假定K(货币余额与名义国民收人或实际国民收人的比例系数)或V(货币流通速度)不变;货币供给M的变化将完全体现于价格P的变化上，所以货币是中性的。合理预期学派的货币中性理论完全是基于两个基本假设:理性预期和市场出清。由于人们的预期是合乎理性的，他们就会考虑到过去的失误并在必要的时候修改预期，以便在今后的行为决策中成功地消除那些引起预期失误的规律;而由于市场是出清的，产品市场和劳动市场都不会存在超额供给，从而构建了货币中性的理论基础。
与古典学派和合理预期学派经济学家不同，凯恩斯却认为，价格和工资缺乏弹性，经济不存在一个自动矫正机制，就可能出现非充分就业下的均衡，但这种均衡低于充分就业下的潜在产出均衡水平。只要存在未被利用的资源，那么总需求的扩大就会使产出增加，因此，凯恩斯主张实行扩张的财政政策和货币政策来扩大总需求，以此消除失业和经济危机，促进经济增长。新凯恩斯学派最重要的假设是市场非出清，在此假设的基础上提出了工会假说、隐性工资合同和效率工资说来论述工资的粘性，并从生产力闲置、需求非对称论、厂商信誉论、状态依赖规则和时间依赖规则等方面说明名义价格粘性和实际价格粘性，修改了凯恩斯的工资和价格刚性理论，构建了货币短期非中性的理论基础，新凯恩斯学派还根据局内人—局外人理论等证明了货币的长期非中性，从而构建了货币长期非中性的理论基础。
从实证分析的角度看，和理论分析总体上一致，对于货币供应量是否对实际经济的产出是否产生影响争议颇大。弗里德曼和许瓦茨(1963 )以及托宾(1970)通过实证研究发现，货币供应量的变化对短期产出的波动会产生影响。Barro(1978)的实证分析则表明:预期的货币增长对产出具有中性。随后，Mishkin则对Barro观点予以修正，他指出在实证分析的过程中，Ba二在建立季度模型滞后阶数上只选取了8阶滞后，而事实上长至17阶的滞后系数在统计上仍有意义，因此其结论的正确性值得怀疑，但以后又有人对Mishkin的结论予以重新估计，指出其结论并不具有稳健性，再一次得出了预期货币供给增长对产出具有中性的观点。1984年，Kor-mendi和Me加re通过对50个国家的实证研究以及Bos-then和Mills(1995)通过对美国的实证研究发现，货币供应量对实际产出不会产生长期的影响。1995年McCan-dies和Web在考察了110个国家30年期间的数据后，得出了货币增长与实际产出的增长率之间不相关的结论。
我国学者在运用西方分析方法，结合中国的实际对两者之间进行了实证分析，结果表明在我国经济转型过程中货币供应量与经济增长存在正相关关系。我国学者黄先开、邓述慧(2000)运用二步OSL方法，对中国是否存在货币政策的非对称性和预期到的货币冲击对产出有无影响做实证分析，其基本结论是:我国的货币作用机制与西方市场经济国家的情形具有较大的差别，不论是预期的货币供给冲击，还是非预期的货币供给冲击，对产出的影响均非中性，说明货币供给在推动我国经济的运行中仍起着关键性的作用。时静静建立分布滞后模型，分别选取货币供应量Ml，M2作为解释变量，分析动态的M1，M2分别对我国经济发展的影响，结论表明我国的GDP不但受即期的货币供应量水平的影响，而且还受前6-8年的货币供应量水平的影响。肖艳(2006)选用K阶VrUt模型，运用单位根检验、轨检验和Grange:因果关系检验分析方法，得出国家银行信贷规模、流通中的现金、狭义货币对国内生产总值具有一定的解释力。
二、模型和数据处理
(一)模型构建
单方程模型得出的结论对模型选择和函数形势非常敏感，相对于单方程而言，向量自回归(VAR)模型可能具有较高的可靠性(Gujarati， 199; Ended， 199)、尽管直接根据VAR模型作出正确的推断往往要求变量具有平稳性，然而当变量非平稳但具有协整关时，基于模型作出的因果检验也是可靠的。Vr1R模型可表示为:
其中，是方程的常数项系数，分别是白噪音误差项，k表示滞后阶数。
(二)变量选取以及样本数据说明
国内生产总值。GDP作为衡量经济增长的指标，也是衡量货币政策行为传导的重要宏观经济变量，具体检验货币政策对经济增长的影响。我们采用1980年到2007年的GDP年度发生数，数据来源《中国统计年鉴2008》。
货币供应量。按照我国对货币供应量的定义，货币应包括本币的相关项目。其中:MO=流通中现金，M1二货币+活期存款，M2=M1+准货币(定期存款+储蓄存款+其他存款)。鉴于我国金融市场还不够足够发达，金融债券和大额可转让订单市场还没有完善和成熟，故我们选取货币供应量M2为模型的主要解释变量，货币供应量M2(年末余额)样本区间为1980年到2007年，数据来源《中国统计年鉴2008》。
全社会固定资产投资额。本文采用的样本区间为1980年到2007年年度发生数，数据来源《中国统计年鉴2008》。
社会零售商品额。本文采用的样本区间为1980年到2007年年度发生数，数据来源《中国统计年鉴2008》
贸易出口总额。本文采用的样本区间为1980年到2007年年度发生数，数据来源《中国统计年鉴2008》。
(三)单位根检验
普通最小二乘法(OLS)估计的前提是变量序列是平稳过程的，但实际的经济序列却往往是非平稳的，若以平稳为假设前提进行估计，则所得到的估计结果就不具有现实意义了，这便是伪回归(Spurious IRegression问题)，故应先对经济序列进行平稳性检验，最常用的方法是增广的迪基一福勒检验(r1DF检验)，回归方程如下:
其中，c表示常数项，c表示时间趋势，为差分算子，表示纯白噪音随机干扰项。为了使模型的设定更合理并减少或消除潜在的异方差问题，对GDP， b12 ，全社会固定资产投资总额、社会零售商品总额和贸易出口总额5个时间序列变量分别取自然对数，分别以1喇p， Infai ， lutsc ， Inexp和Lung表示，其一阶差分分别用dlngdp ， dlnfai ， dlntsc ， dlnexp和dlmn2表示。原假设Ho:a=o，备选假设H，:a
由表1可知Ingdp， lnm2.lnfai ， lntsc和Inexp 5个序列变量都是I(1)变量，所以Inm2可能与Ligdp， lnfai， Intsc和Inexp之间分别存在协整关系。
(四)协整检验
检验变量之间是否存在协整关系的常用方法是恩格尔一格兰杰(Engel&-Granger，1987)两阶段法，但这种方法在处理有限样本时的估计具有偏差，因此本文将采用JJ检验法(Johansen， 1998; Juselius， 1990)对相关变量进行协整检验。JJ检验法是基于向量自回归模型(VAR)，利用一下回归方程:
来估计模型的长期均衡关系，以得出一个有效无偏的估计。该检验方法是首先计算回归方程在不存在协整关系、存在一个协整关系和存在两个协整关系等假设前提下的迹统计量，然后逐一与假设条件下的Johansen临界值比较，当回归方程的迹统计量大于Johansen临界值(这里我们选取5%显著性水平下的临界值) 时，拒绝其前提假设;反之，则接受其假设。利用Eviews5 .0对lnm2与lngdp，lnfai，lntsc和lnexp各变量之间分别进行协整检验结果如表2所示。
通过协整检验结果，我们可以看出Inm2与lnexp之间不存在长期协整关系，而lnm2与lngdp， lnfai和lntsc:之间在5%显著性水平下分别存在长期协整关系，且协整方程分别如下:
由协整方程可知，广义货币供应量的增长对GDP，固定资产投资额和社会零售商品额有长期的正的影响，当广义货币供应量增加1%时，能够使GDP、固定资产投资额和社会零售商品额分别上升大约0.760Ic ，0.79%和0.69%，这对经济的刺激作用是非常明显的，充分说明了货币非中性。从上述结论可以进一步看出，随着货币供应量的适度增加不仅能刺激经济总量增长，而且对固定资产投资额和社会零售商品额的增加有显著的正的影响，这有助于转变目前我国经济增长主要依赖出口的现状。
Grangei(1988)指出，若是变量之间存在协整关系，则这些变量至少存在一个方向的Granger因果关系，因此，本文下一步探讨lnm2与lngdp， lnfai和lntsc之间的因果关系。
(五)因果检验
本文是基于Vr1R模型进行Grange:因果检验，其原理是如果变量a有助于预测Y，即根据Y的过去值对Y进行自回归时，如果再加上X的过去值，能够显著地增强回归的解释能力，则称x是Y的Grange:原因，否则称为非Granger原因。其具体的操作是:在无约束条件下求出模型。
可利用F统计量对假设进行检验。由于Granger因果关系检验对滞后阶数非常敏感，因此对照估计模型得到的Vii:和SC信息准则(前面已经介绍)选择滞后2期对模型进行检验，利用Eviews5. 0得到的具体检验结果如下所示。
由Grange因果检验显示，广义货币供应量是国内生产总值、社会固定资产投资和社会商品零售的Grange原因，说明广义货币供应量的变动会在一定程度上引起三者的变动，而国内生产总值、社会固定资产投资和社会零售商品不是广义货币供应量的Grange:原因，意味着我国广义货币供应量具有弱外生性，由中国人民银行控制，不受实体经济要素的影响。
(六)脉冲响应函数
Granger因果检验仅仅明确了存在着从广义货币供应量到国内生产总值、社会固定资产投资和社会商品零售的单向因果关系，广义货币供应量发生冲击后将怎样对国内生产总值、社会固定资产投资和社会商品零售产生影响?在给出的VAR估计的基础上，本文将计算出Inm2对Ingdp， Infai和lntsc的脉冲响应函数。1抽n2对lngdp的脉冲响应如图1所示，从图1可以看出，当广义货币M2的冲击发生后，国内生产总值(GDP)有明显的正向反应，且这种正向反应逐步提高，在第S期达到最大值，此时M2提高一个百分点，GDP将上升0.072个百分点;随后，正向反应缓慢降低。由图可以看出，M2对GDP有长期的显著的促进作用。
Inm2对lifai的脉冲响应如图2所示，和图1类似，当广义货币M2的冲击发生后，FAI有明显的正向反应，且这种冲击力度逐渐加强，在第6期达到最大值，此时M2提高一个百分点，GDP将上升0.1个百分点;随后，冲击力度逐渐降低，当到达第10期时，一个百分点的M2冲击将导致FAI上升0.06个百分点。
lrun2对1的脉冲响应如图3所示，对广义货币M2的冲击FAI有明显的正向反应，M?的冲击力度逐渐加强，在第4期达到最大值，即M2提高一个百分点，GUP将上升0.078个百分点;随后，冲击力度逐渐降低，当到达第10期时，一个百分点的M2冲击将导致FAI上升0.以个百分点。
四、结论和政策建议
广义货币供应量的适度增加能够刺激经济增长。从上面的实证分析结果可以看出，货币供给与国内生产总值、社会固定投资和社会零售商品总额之间有较强的正相关关系，通过协整方程的系数可知，货币供应量对国内生产总值、社会固定投资和社会零售商品总额的影响是很大的，要保持经济增长，必须保证货币供应量的稳步增加。同时在样本期间，通过控制货币供给从而控制经济发展速度是有效的。
