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開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇貨幣供應量，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
摘要：從總區間(1997.6－2008.6)來看，M0與股票市場收益率之間互為因果，且為正相關關系。對于M1與股票收益率之間的關系，可以發現在2001年6月之前，兩者之間沒有明顯的因果關系，但是到2001年6月份之后。兩者互為因果。總體來看，M1是股票收益率的影響因素。對于M2與股票收益率之間的關系，在2001年之前兩者沒有明顯的因果關系，但是到2001年6月份之后，股票收益率是M2變動的原因，雖然影響比較弱。總體來看，股票收益率是M2變動的原因。對于r07與股票收益率之間的關系，總體來看，兩者之間互為因果。綜合來看，我們可以發現股票市場的沖擊對于貨幣流動性的影響較弱，而貨幣流動性的變動會導致股票市場收益率較大幅度的變動。
關鍵詞：貨幣供應量；股票價格；格蘭杰因果檢驗；向量自回歸模型
一、以往股票價格與貨幣供應量關系的相關研究
貨幣供應量與資產價格的關系問題是自20世紀80年代以來引起了理論界比較大的興趣。Friedman利用VAR模型檢驗了貨幣供應量對股價的作用，得到了肯定的結論。NOZarHashemzadeh利用Granger－Sims方法檢驗了美國貨幣供給、利率與股價的關系，指出貨幣供應量在一定程度上會引起股價波動，而利率與股價之間不存在理論上的關系。國內學者錢小安采用經典靜態回歸的方法，結論是：貨幣供應量與股票價格相關性較弱，且不穩定。從貨幣層次來看，滬指、深指與中國的M0同向變化；與M1無關、與M2反向變化。薛永剛等則認為貨幣政策變量與股票價格之間存在不完全的雙向因果關系：M1不是股價變動的原因，M2在一定程度上是股票價格波動的原因；股票價格波動對Ml具有顯著的反饋作用，卻不是M2變動的原因。于長秋研究了股票價格與不同層次貨幣的關系，認為股票價格與不同層次的貨幣供應量M0、M1、M2之間存在長期均衡的協整關系，而從短期的動態調整因素看，貨幣供應量的波動也是引起股票價格波動一個重要因素，在格蘭杰意義上，貨幣供應量與股票價格之間存在因果關系，互為影響。除了研究貨幣供應量對股票的影響外，還有一種重要的思路，就是研究貨幣供應擾動(moneysupplysurprise)與股票市場的影響。易鋼、王召指出，在短期、中短期和中長期，沒有預料到的貨幣供給增加，使股票價格上漲；而在長期，沒有預料到的貨幣供給增加，不影響股票價格，貨幣中性。因此認為，貨幣政策對金融資產價格(特別是股票價格)有影響的結論，認為擴張性貨幣政策的長期結果是股票價格的上漲。萬解秋、徐濤研究認為，貨幣供應擾動對我國股票市場產生一定程度的影響，但影響不大。M1沖擊對股市影響更大，但是影響存在一個月的時滯，而M0、M2沖擊對股市沒有產生明顯的影響。
總之，從國內外的研究來看，貨幣供應量對股票價格的影響似乎存在較大的分歧。正如美聯儲理事會原副主席羅杰·弗格森(Rogerw.Ferguson)所總結的那樣“對股票價格來說，除了非常短的時期以外，流動性的增長率與實際股票價格的變化之間只有很弱的關系。當然，缺乏中長期正相關性的證據可能是由于股票價格波動性很大，使我們無法找到確切的相關性。另外，也許需要有更好的流動性衡量方法來找出流動性對股票價格的可能影響。因此，貨幣增長對實際股票價格的影響絕對不是一個已經明確的問題”。
二、對我國股票價格與貨幣供應量關系的實證分析
1、分析方法
本文使用時間序列分析方法對我國股票價格與貨幣供應量之間的關系進行分析。首先，需要選擇特定的指標，參考前有的文獻，主要對股票收益率及貨幣供應增長率之間的關系進行分析。第二步，對所獲得的指標進行單位根檢驗(UnitRootTest)，確定變量的平穩性，第三步，對變量進行格蘭杰因果檢驗(GrangerCausalityTest)，以確定變量之間的因果關系，最后，建立向量自回歸模型(VectorAuto－regressionModel)對變量之間的相關關系進行分析，并通過脈沖反應函數來考察變量之間的相互影響。
2、指標和數據選取
貨幣供應量作為宏觀變量，可能對整個股票市場產生影響，因此考慮股票市場的整體收益率，以上證綜合指數的月度收益率作為分析對象進行研究，記為rs，時間跨度為1997年6月－2008年6月。為分析不同市場狀況下變量之間的關系，還將總體研究區間分為1997年6月－2001年5月、2001年6月－2008年6月兩個階段。
對于貨幣供應量，選擇M0，M1和M2三個級別，計算每個級別貨幣供應量的月度同比增長率，而不是環比增長率。選擇同比增長率的原因，在于貨幣供應量的變動傳導至股票市場有一定的時滯，因此考慮本月貨幣供應與上年同月貨幣供應變動(跨度為一年)更能反映股票市場與貨幣供應之間的關系，分別記為rm0，rm1和rm2。
利率作為資金的價格，在一定程度上也能反映市場上的流動性的松緊程度，因此需要同樣對利率與股票市場收益率之間的關系進行分析，所選取的利率指標為銀行間債券市場7天回購利率，取其月度均值作為研究對象，記為r07。之所以選擇銀行間債券市場回購利率，是因為銀行間市場的規模較交易所市場要大得多，因此該市場的利率更能反映市場上流動性的松緊。3、實證分析結果
(1)單位根檢驗(unitroottest)
本文使用ADF方法對rs、rm0、rm1、rm2以及r07共五個指標進行單位根檢驗，檢驗結果顯示，這五個指標均屬平穩序列。
(2)格蘭杰因果檢驗
①總區間(1997.6－2008.6)
利用所獲得的貨幣流動性指標，對其與股票收益率之間的因果關系進行Granger因果檢驗，考察其對股票收益率的影響。注意，由于格蘭杰因果檢驗的結果對于檢驗所取滯后階數比較敏感，而DavidsonNMikinnon建議，為保證檢驗的結果的可靠性，格蘭杰因果檢驗的階數應越高越好，本文所取階數為10階。
檢驗結果顯示，在1％的顯著性水平下，股票收益率可以影響M0和r07，而在10％的顯著性水平下，股票收益率可以影響M2。同時，在5％的顯著性水平下，r07與M1可以影響股票收益率，在10％的顯著性水平下，M0可以影響股票收益率。對于不同貨幣流動性指標之間的影響關系，可以得出，M0與M2以及M1與r07之間存在一定的關系。
②不同區間內的Granger檢驗
為考慮不同時期下的股票市場收益率與貨幣供應量之間的因果關系，將總體區間分為兩個階段，即區間1(1997.6－2001.5)、區間2(2001.6－2008.2)，通過Granger因果關系檢驗，可以看到在區間1，即1996年1月至2001年5月這一階段，僅有M0是股票收益率的原因，而在區間2，則貨幣流動性與股票收益率之間的相關性就比較顯著，其中M0對股票收益率的影響消失，而股票收益率則逐漸成為M0變動的原因。而股票收益率與M1之間互為因果，股票收益率與r07之間同樣互為因果，同時股票收益率還可以影響M2。
(3)向量自回歸及脈沖反應分析
①總區間(1996.1－2008.6)
接下來建立向量自回歸模型對變量之間的關系進行具體分析，模型的滯后階數的選擇采用SIC準則。
首先考慮股票收益率對對M0/M2/r07的影響，股票收益率上升10％之后，其中M0所受影響最大，而且雖然有所波動，但是總體來說，股票收益率的上升可以導致M0同比增增長率的上升。同樣，股票收益率對M2也有一定的正面影響，雖然這一影響比較弱。股票收益率上升的初期會使得回購利率下降，但是隨著時間的延續則回購利率則有所上升。
下面考慮貨幣流動性對股票收益率的影響，分析M0與M1兩個指標1％的增長以及r07增加0.1％后股票收益率的反應，可以得到，貨幣供應量M0與M1同股票市場收益率有正向關系，而r07則與股票收益存在負相關關系。而且貨幣流動性對股票收益率的影響一般只持續5－6個月。
②分區間
運用同樣的方法，可以對不同區間的變量進行向量自回歸和脈沖反應分析，研究在區間1內M0同比增長率上升1％對股票收益率的影響。而分析股票收益率上升10％之后，對貨幣流動性的影響，同樣可以看出，股票收益率的上升會引致貨幣供應量的上升，而債券回購利率與股票收益之間的關系也呈現出先負相關后正相關的關系，這與對總區間的分析基本相同。研究區間2內M1(1％的沖擊)和r07(0.1％的沖擊)對股票收益率的影響可以得出，貨幣供應量M1與股票市場收益率有正向關系，而r07則與股票收益存在負相關關系。同樣的這一效應持續大約5－6個月。
三、結論
根據上述的分析，可以得出下述結論：
(1)從總區間(1997，6－2008，6)來看，M0與股票市場收益率之間互為因果，且為正相關關系。分區間進行分析，可以發現在2001年6月之前，M0是影響股票收益率的因素，而股票收益率對M0則沒有影響，到2001年之后，M0對股票收益率的影響逐漸消失，而股票收益率對M0的影響較為顯著。
(2)對于M1與股票收益率之間的關系，可以發現在2001年6月之前，兩者之間沒有明顯的因果關系，但是到2001年6月份之后，兩者互為因果。總體來看，M1是股票收益率的影響因素。
(3)對于M2與股票收益率之間的關系，在2001年之前兩者沒有明顯的因果關系，但是到2001年6月份之后，股票收益率是M2變動的原因，雖然影響比較弱。總體來看，股票收益率是M2變動的原因。
許鳳嬌（1989-），女，漢族，安徽池州人，金融碩士，單位：南京財經大學金融學院，研究方向：商業銀行經營管理。
摘要：本文主要結合我國貨幣政策與物價水平的現狀，闡明了有效預防CPI劇烈波動的必要性與現實意義。以M2和CPI的1996年1月到2013年12月月度數據為樣本，進行一系列的實證分析，發現M1與CPI之間存在單向的格蘭杰因果關系并在文章最后提出了幾點減緩物價水平劇烈波動的政策建議。
關鍵詞：貨幣供應量；CPI；格蘭杰因果檢驗
一、引言：
貨幣供應量是影響CPI的諸多因素之一，而且貨幣供應量對物價的影響一直是人們研究的焦點。貨幣供給對物價的影響研究不僅是貨幣經濟學的核心問題，也是宏觀經濟學熱點問題。伴隨著2008年四萬億刺激計劃的逐步退出，中國經濟在保持強勁增長勢頭的同時，負面作用也逐漸顯現。自2010年入冬以來，物價指數增長勢頭迅猛，其中農產品價格表現尤為突出，在其帶動下物價又進一步攀升。根據官方數據，2010年10月的CPI數據同比上漲高達4.4%，環比上漲0.7%。物價的大幅上漲不僅影響到人民的日常生活水平，更關系到社會的和諧穩定。面對民眾對通貨膨脹的擔憂以及生活的現實壓力，當局應該加強宏觀調控，在抑制通脹，保障民生和保證增長之間實現平衡至關重要。
中國是世界上最大的發展中國家，進入21世紀以來，經濟也空前發展，但仍處在貨幣政策中介目標和政策工具的嘗試階段，本文就1996年以來中國金融發展中貨幣供應量對CPI的影響進行實證研究，能從定量分析中得出中國的貨幣供應量增長對CPI增長的影響，從而得到一些有益的啟示。這對我國在現階段貨幣政策操作和改進具有重要借鑒意義，對實現經濟持續、穩定、健康的發展具有直接的現實意義。
國內研究方面，王璐（2010）對CPI、GDP和M2的增長率進行實證分析，指出由于宏觀經濟的調整是個相對緩慢的過程，而貨幣政策則相對靈活，因此兩者在對CPI的影響方面存在很大差異；同時她指出由于市場存在信息不對稱，易導致跟風等羊群行為，建議當局及時進行干預；此外由于存在通脹預期的自我實現問題，適時適度釋放信號非常重要。王少平、朱滿洲、胡朔商（2012）分析了不同時期的物價水平變動，并對各個時期通貨膨脹的特點進行闡述，結合當時的經濟環境，深入的進行了原因剖析并給出相應的政策建議。同時文章指出，在不同的經濟環境下，同樣的貨幣政策，效果卻相差甚遠，應該把握好時機和力度，避免貨幣政策過緊或或送，給經濟帶來負面沖擊。
二、實證分析
（一）平穩性檢驗
本文的的主要研究對象為貨幣供應量M1與CPI兩個時間序列數據，樣本區間為1996年1月到2013年12月，所有數據均為月度數據。因為時間序列的平穩性檢驗是對于時間序列計量分析有效性的基礎。因此首先對數據進行平穩性檢驗，本文在對原始數據取對數后采用ADF檢驗。LNCPI、LNM1序列在1%顯著水平下均不平穩；但兩個序列的一階差分在1%的水平下均是平穩的，即一階單整，可以進行協整檢驗進一步探究兩者的關系。
（二）協整檢驗
接下來建立我國貨幣供應量M1與CPI的VAR模型的基礎上采用Johansen方法檢驗兩者的協整關系。根據協整檢驗結果，將跡統計量和最大跡統計量，分別與5%臨界值進行比較得出結論。在原假設為不存在協整關系的條件下，兩個統計量均拒絕，但在原假設為最多存在一個協整關系的條件下均接受，可以看出LNM1與LNCPI之間有一個協整關系存在，即說明我國的貨幣供應量M2與CPI之間存在長期穩定的均衡關系。標準協整方程分別為：LNCPI=0.364846*LNM1，由上式可得因為LNM1前系數為正，說明M1對CPI具有具有正向效應：貨幣供給量M1每增加1%，居民消費價格指數就增加0.36%。
（三）格蘭杰因果關系檢驗
上一步的協整分析說明M1與CPI存在協整關系，即說明我國的貨幣供應量M1與居民消費價格指數之間存在長期穩定的均衡關系，但并不能說明兩者具體的因果關系。為了更進一步探究CPI與M1的因果關系，本文將對兩者進行格蘭杰因果關系分析。
根據格蘭杰因果關系檢驗結果，在對CPI是否為貨幣供應量M1的格蘭杰原因分析中，P值0.0044小于0.01，表示在1%的拒絕原假設，表明貨幣供應量M1是CPI的格蘭杰原因。而在對貨幣供應量是否為居民消費價格指數的格蘭杰原因中，P值等于0.2231大于0.1，表明貨幣供應量M1不是CPI的格蘭杰原因。因此M1與CPI之間存在單向的格蘭杰因果關系，即M1的歷史數據能夠CPI起到預測作用而反之不能。
三、政策建議
根據本文的結論，貨幣供給量與物價水平聯系密切，為了能有效防止物價水平出現大幅波動，保證人民安居樂業和社會穩定，對貨幣量的管控是有效途徑之一，針對我國具體所處的經濟環境及中國國情，提出以下的政策建議。
1.堅決執行穩健的貨幣政策
實施穩健的貨幣政策，找到適度的平衡點。充分發揮利率、存款準備金率、公開市場操作等一系列措施的靈活性，結合具體的經濟形勢進行預調微調，保證市場流動性的總體平穩。
2.加強流動性管制
加強流動性管制尤其是是對境外資本的管制，首先對于外來資本應該進行科學引導，中央和地方政府應出臺相關政策，積極引導資金向實體經濟流動，為我國的產業升級提供資金支持，加大投機資本的打擊力度，必要的情況下應該對境外資本驚醒限制，防止熱錢快進快出，擾亂價格體系，使人民日常生活受到影響。
3.進一步規范銀行外融資平臺
重視并嚴格監管銀行體外循環資金，對于民間借貸等情況相關政策法規要及時跟進，對于違規吸儲行為予以嚴厲打擊凈化企業融資環境，降低企業融資成本，從而減緩由于成本推動而造成的價格上行壓力，起到物價平穩作用。同時，要全面清查政府融資平臺貸款情況，對于那些不符合政策規定或資金未按規定用途使用的資金及時進行清查回收，這既能減少金融隱患，維護金融安全，同時也能為真正需要資金的實體經濟提供資金來源，為企業的健康發展提供資金保障。（作者單位：南京財經大學）
參考文獻
[關鍵詞]廣義貨幣供應量；消費；投資；政府購買；凈出口；回歸分析
[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.29.030
1 研究現狀
看過許多關于廣義貨幣供應量的研究論文，好多學者都是單從某一個方面來考慮影響廣義貨幣供應量的因素；有的學者是從金融的角度來研究廣義貨幣供應量的影響因素；有的學者是從金融和經濟兩個角度選取因素來與廣義貨幣供應量進行研究。本文是完全從影響宏觀經濟的因素這個方向出發，來研究各種經濟活動對廣義貨幣供應量的影響。本文在借鑒前人的研究結果的同時，通過搜集數據，并結合計量經濟的分析方法，來得出自己的結論。
2 變量選取及樣本數據處理方法
變量選取的時間范圍是1990―2011年，共選取了22組有效數據，分別選取廣義貨幣供應量M2，居民最終消費支出額，全社會固定資產投資總額，政府財政支出總額和年度凈出口總額以及對應年份的商品零售價格指數，數據來源于國家統計局、中國社會科學院金融研究所等權威網站。由于研究影響廣義貨幣供應量的因素，所以將廣義貨幣供應量M2作為被解釋變量，將其余各變量都作為解釋變量來進行研究。
為了消除通貨膨脹因素對研究數據的影響以及減弱異方差的影響，將廣義貨幣供應量、居民消費支出總額、全社會固定資產投資總額、財政支出總額、凈出口總額分別除以對應年份的商品零售價格指數后再取對數。將各變量分別對應命名Y、X1、X2、X3、X4。
2.1 單個解釋變量與被解釋變量的關系研究
我們先從單個解釋變量出發，來研究單個解釋變量自身是否對被解釋變量――廣義貨幣供應量產生影響。我們知道，對非平穩的時間序列進行的回歸都是虛假回歸，為了避免虛假回歸現象，所以，在進行回歸之前，我們需要對所研究的解釋變量和被解釋變量進行平穩性檢驗。本文所進行實驗選取的顯著性水平均為10%。
2.1.1 對被解釋變量Y和解釋變量X1的研究
在既不含有漂移項也不含有趨勢項的模型下，分別對Y和X1進行單位根檢驗，結果是Y和X1都是二階單整隨機過程。兩個變量并不平穩，需要檢驗兩者之間是否存在協整關系。對兩個變量進行回歸后提取殘差，并檢驗殘差的單整階數。在原模型下，對殘差進行單位根檢驗，發現殘差是一階單整隨機過程，殘差相對兩個變量來說降階了，就說明Y和X1之間存在協整關系，可以進行回歸。
對兩個變量進行回歸，得到回歸結果Y=1.42×X1-1.42，解釋變量X1的回歸系數通過t檢驗。從經濟意義角度來看待回歸結果的話，意味著居民消費支出與廣義貨幣供應量有正相關關系，居民消費支出越多，廣義貨幣供應量越多，該結果也符合實際經濟意義。
2.1.2 對被解釋變量Y和解釋變量X2的研究
在既不含有漂移項又不含有趨勢項的模型下，對Y和X2進行單位根檢驗，發現兩個變量都是二階單整過程，回歸后對殘差進行單位根檢驗，結果發現殘差是一階單整過程，殘差相對兩個變量降階，存在協整關系。對兩個變量進行最小二乘回歸，得到通過t檢驗的回歸結果：Y=0.96×X2+1.42，從經濟意義角度分析，社會固定資產投資額對廣義貨幣供應量有正向調節作用。
2.1.3 對被解釋變量Y和解釋變量X3的研究
同樣，在既不含有漂移項又不含有趨勢項的模型下對Y和X3進行單位根檢驗，得到兩個變量都是二階單整過程。回歸后檢驗殘差的單整階數，發現殘差在原模型下是平穩的，殘差相對兩個變量降階，兩變量存在協整關系。對兩個變量進行回歸分析，得到結果：Y=1.05×X3+1.83，從經濟意義角度來看，意味著，政府財政支出額和廣義貨幣供應量也有正相關關系。
2.1.4 對被解釋變量Y和解釋變量X4的研究
在既不含有漂移項又不含有趨勢項的模型下，對Y和X4進行單位根檢驗，得到Y是二階單整隨機過程，而X4是一階單整過程，兩個變量并不存在協整關系，不可以進行回歸分析。
換用既含有漂移項又含有趨勢項的模型，結果是Y和X4都是二階單整過程，對兩個變量進行回歸后提取殘差，檢驗殘差的單整階數，結果在該模型下，殘差是平穩的，殘差相對兩個變量降階，可以對兩個變量進行回歸。通過t檢驗的回歸結果是Y=0.60×X4+5.46，表明凈出口總額與廣義貨幣供應量同樣有正相關關系，廣義貨幣供應量會隨著凈出口額的增加而增加。
2.2 單個變量與被解釋變量的誤差修正模型
2.2.1 X1與Y的誤差修正模型及分析
通過上述回歸，我們知道，Y與X1的長期關系是：Y=1.42×X1-1.42。據此，我們提出殘差e1并建立二者的誤差修正模型，得到Y與X1的短期關系結果為：D（Y）=1.31×D（X1）-0.21×ECM1t-1。這表明，X1的變化對Y的變化有影響，同時，上一期的Y與X1的非均衡誤差對本期的Y也有影響。
2.2.2 X2、X3、X4與Y的誤差修正模型及分析
采用同樣方法分別建立X2、X3、X4與Y的誤差修正模型，得到結果：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 多個解釋變量與被解釋變量的關系研究
選用只含有漂移項的模型，在該模型下，Y是平穩序列，X1和X2是二階單整過程，X3和X4是一階單整過程。在對四個解釋變量加上一個被解釋變量進行回歸后，我們提取殘差檢驗了其單整階數，結果顯示殘差相對被解釋變量和解釋變量降階了，可以對解釋變量和被解釋變量進行多元線性回歸。
以Y為被解釋變量，以X1、X2、X3、X4為解釋變量進行最小二乘回歸，得到結果，可以看到，判定系數很接近1，表明方程擬合優度較好；但是F值很大，于是，可以懷疑解釋變量之間可能存在多重共線性。
對估計模型進行多重共線性檢驗并采用逐步回歸法消除多重共線性。結果只有X1、X3和X4通過檢驗，模型變為Y=1.02×X1+0.35×X3-0.03×X4-0.65，但X4和常數項的系數明顯不符合經濟意義，所以放棄這兩個變量，再次回歸得到模型Y=0.80×X1+0.46×X3。
對回歸結果進行拉格朗日乘數檢驗（LM檢驗）后，發現確實存在自相關性。需要采用廣義最小二乘法進行修正。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）]，對修正后的模型再次進行LM檢驗，結果顯示自相關性已經消除。分析消除自相關性的模型，可以得到結論，居民消費支出和財政支出的變化都會對廣義貨幣供應量產生影響，且居民消費支出的變化和財政支出的變化都對廣義貨幣供應量的變化具有正向調解作用。
3 結 論
總結最終的回歸結果，居民消費支出總額、全社會固定資產投資總額、政府財政支出總額和凈出口總額都不同程度地影響廣義貨幣供應量。其中，居民消費支出總額、全社會固定資產投資總額和政府財政支出總額以及凈出口總額都與廣義貨幣供應量有正相關關系。這不僅表明了我國的貨幣具有內生性的特點，同時也表明了廣義貨幣供應量是外生的可控變量。通過本文還可以看出我國貨幣供應量實際上與宏觀經濟活動有很大影響，我們可以通過宏觀經濟活動來對廣義貨幣供應量施加影響。
參考文獻：
[1]王騰飛，蔡巖兵.基于VAR法的中國貨幣供應量影響因素實證分析[J].山東工商學院學報，2013（6）：101-108.
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：
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[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.
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。可見,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。
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。可以看到,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。
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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。現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小）
參考文獻
【關鍵詞】 通貨膨脹 CPI M1 格蘭杰因果關系 協整檢驗
1. 問題的提出
中國經濟在改革開放之后的大部分時間內都保持著高速增長的態勢。通過比較1980年至2011年間的數據可以發現，名義GDP到2011年底為止已經達到471564億，大約是1980年GDP的100倍，這樣的一個成績使得中國成為世界第二大經濟體，僅居于美國。然而這種經濟快速發展的背景下，中國國內的物價水平也開始不斷升高。
最近的一次通貨膨脹從2006年開始，從2006年開始我國的CPI開始出現明顯持續的上漲。與此同時，我國的貨幣供應量的增速也發生明顯的變化。一般來講，隨著國內產出的增長，一個國家的貨幣供應量也會相應的不斷增長。但是對于中國來講，以1979年為分界嶺，中國的貨幣供應量開始突然提速，當年的M0、M1和M2增速分別達到26.33%、27.68%和25.80%，而當年 GDP 的增長也只有7.6%。
雖然通貨膨脹的成因是非常復雜的并常常是多種因素共同作用的結果，但貨幣因素一般來講是其中一個關鍵的因素。那么對于2006-2011年的之間的這次通貨膨脹來講，貨幣供應量變化是否存在與通貨膨脹的因果關系。本文運用定性與定量、理論與實證相結合的方法對上述問題進行相關探討。
2. 通貨膨脹及其相關概念綜述
消費物價指數英文縮寫為CPI，是根據與居民生活有關的產品及勞務價格統計出來的物價變動指標，由于CPI通常被作為觀察通貨膨脹水平的重要指標，因此本文將國家統計局每個月公布的CPI作為我國通貨膨脹水平的指標。
貨幣供應量一般來講可分為以下幾個層面：
MO 為流通中現金；
M1 = M0+企業單位活期存款+農村存款+機關團體部隊存款十個人持有的信用卡類存款 ，是通常所說的狹義貨幣量，流動性較強；
M2 =M1+城鄉居民儲蓄存款+企業存款中具有定期存款性質的存款（定期存款和自籌基建），是廣義貨幣量；
M3 是考慮到金融創新的現狀而設立的，暫未測算。
由于狹義貨幣供應量M1流動性較強，因此本文取M1為衡量貨幣供應量的指標。
3. 實證分析
3.1研究方法及數據選擇
本文選取2006年1月到2011年12月的每月的數據為樣本進行研究，以貨幣供應量M1和物價指數CPI相對于上年同月的變化率為考察對象，分別記為m1r和cpir。
3.2單位根檢驗
分別對m1r以及cpir進行單位根檢驗，檢驗其序列平穩性。檢驗結果如下：
上面表1中ADF檢驗表明，cpir序列和m1r序列的ADF值大于5%臨界值，因此我們可以接受原假設，得知cpir序列和m1r序列有單位根是非平穩的。
因此我們對cpir以及m1r的一階差分序列進行單位根檢驗。結果如下表所示：
從上面表2的ADF檢驗中我們可以得出cpir序列以及m1r序列是一階單整的。
由于cpir序列與m1r序列同階單整，因此我們可以對cpir序列以及m1r序列做協整檢驗，以檢驗兩者之間是否有長期的協整關系。
3.3協整檢驗
協整檢驗檢驗結果如下表所示：
從表3可以知道，存在1個協整向量的原假設在5%顯著性水平可以接受。故認為M1同比增長率和CPI增長率之間有且只有一個協整關系。
3.4格蘭杰因果關系檢驗
我們對cpir和m1r的一階差分序列進行Granger因果關系檢驗，確定滯后階數為3。檢驗結果如下：
根據檢驗結果可判斷，貨幣供應量M1變化率能有效的解釋CPI變化率。因此貨幣供應量M1變化率和通貨膨脹變化率存在著唯一的單向的格蘭杰因果關系。
4. 結論與建議
4.1貨幣供應量和通貨膨脹之間存在長期的協整關系。
4.2在2006年1月到2011年12月期間貨幣M1供應增長與國內市場的物價波動存在單向的格蘭杰因果關系，其中M1是指狹義貨幣供應量。
4.3一方面，目前偏快的貨幣供應增長率會導致通貨膨脹和經濟過熱，所以應當采取措施降低貨幣供應增長率。
參考文獻：
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關鍵詞：貨幣供應量；通貨膨脹；單位根檢驗
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
中圖分類號：F830文獻標識碼：B 文章編號：1674-2265（2011）03-0019-04
一、引言
我國正處于經濟轉軌時期，經濟運行的市場化趨勢不斷增強，研究貨幣供應量與通貨膨脹的關系有助于了解我國通貨膨脹的形成機制，從而制定相應的治理政策。
截止到2010年11月末，廣義貨幣供應量（M2）余額71.03萬億元，同比增長19.5%，比上年同期低10.2個百分點；狹義貨幣（M1）余額25.94萬億元，同比增長22.1%，比上年同期低12.5個百分點；流通中貨幣（M0）余額4.23萬億元，同比增長16.3%。11月凈投放現金607億元，同比少投放7億元。
截止到2010年11月末，人民幣貸款余額47.43萬億元，同比增長19.8%，比上月末高0.5個百分點，比上年同期低14.1個百分點。從國家統計局公布數據來看，自從2009年11月份CPI由負轉正，CPI指數不斷上升，近期通貨膨脹明顯，如圖1所示。
國家統計局數據顯示，11月份我國居民消費價格（CPI）同比上漲5.1%，環比上漲1.1%，再次刷新年內記錄。這是自2008年7月上漲6.3%之后，中國28個月以來CPI創下的最高漲幅。其中，食品價格11月份同比上漲11.7%，非食品價格上漲1.9%；消費品價格上漲5.9%，服務項目價格上漲2.6%。由于統計數據的滯后性，實際上CPI漲幅比所公布的數據還要高。短期來看，仍存在自然災害、資金炒作等因素導致食品價格繼續上漲，而美元持續貶值以及全球新一輪寬松政策的預期，又會推高國際大宗商品價格進而構成輸入型通脹壓力。由此可見，我國正面臨著新的一輪通貨膨脹，受國際和國內市場的多重因素影響，防控通貨膨脹是我國當前宏觀經濟調控面臨的最大問題之一。通貨膨脹與貨幣供應量之間存在什么樣的關系，貨幣供應量多大程度上影響通貨膨脹，是本文研究的主要問題。
二、貨幣供應量與通貨膨脹關系的文獻綜述
研究中國貨幣供應量與通貨膨脹之間關系的文獻較多，但沒有統一的認識。一些文獻認為貨幣供應量對通貨膨脹有影響，仍然可以用貨幣數量論來解釋通貨膨脹。貨幣數量論解釋通貨膨脹的基本思想是，在其他條件不變的情況下，物價水平的高低和貨幣價值的大小是由貨幣數量決定的，這一理論的基礎是交換方程式：MV=PY，其中M為貨幣供應量，V是貨幣流通速度，P為價格水平，Y為實際收入水平或產出。如果貨幣流通速度不變，則貨幣供應量增加，通貨膨脹率增加。如唐毅亭、熊明淵（2008）分析了2007年下半年以來的通貨膨脹，認為通貨膨脹依然可以在貨幣數量論的框架下解釋。王利、張桂喜（2009）以2000年到2008年的月度數據為樣本，運用VAR模型和ADL模型對影響我國通貨膨脹的貨幣因素進行分析，研究表明我國通貨膨脹率變化符合貨幣數量論學說。
另外一些文獻則發現中國貨幣供應量對通貨膨脹影響較小或者是沒有影響，如米詠梅、王憲勇（2009）的研究表明，我國通貨膨脹慣性很強，上期的通貨膨脹對當期的通貨膨脹影響最大，而糧食價格上漲對通貨膨脹影響次之，貨幣供應量的增長是第三位的原因。王小廣、鄭慧（2009）分析了2003年11月到2005年3月、2006年12月到2008年8月的兩輪通貨膨脹，認為兩輪通貨膨脹的主要原因是外部沖擊，貨幣因素對通貨膨脹的影響不明顯。王澤偉（2009）認為寬松的貨幣供應是通脹發生的必要條件而非充分條件，通脹之前必然有寬松的貨幣供應，但寬松的貨幣供應不一定帶來通貨膨脹。賈凱威、馬樹才（2009）利用VAR模型、方差分析及脈沖響應分析的方法，以2000年3月到2008年2月月度數據為樣本，得出通貨膨漲的原因最初來自三個方面：工業增加值（13%）、通貨膨脹自身（60%）及貨幣供應量（27%），貨幣供應量對通貨膨脹的影響較小。李臘生（2010）通過構建同時包含實體經濟產品價格與金融資產價格的貨幣數量方程，從實證的角度證實了貨幣數量方程擴展的有效性，認為貨幣供給過多只是誘發通貨膨脹的必要條件，而非充分條件。
三、貨幣供應量與通貨膨脹關系的實證分析
（一）變量和數據
1. 變量。本文對1997―2010年第3季度我國貨幣供應量與物價之間的關系進行分析，檢驗貨幣供應量變動與我國物價變動之間是否有顯著的因果關系。其中貨幣供應量指標選取廣義貨幣供應量M2作為變量，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，因此選取CPI指數反映通貨膨脹的程度。
2. 數據。選取1997年1月至2010年第3季度的廣義貨幣供應量M2、消費物價指數CPI的季度數據作為樣本，總計55個樣本。用Eviews5.0計量軟件，運用單位根檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗實證分析貨幣供應量變動對我國通貨膨脹的影響。本文所有數據均來自中國人民銀行網站和國家統計局數據庫。
（二）實證分析
在研究貨幣供應量M2與CPI的關系時，本文首先對被分析經濟變量的平穩性進行檢驗，即需要確定每個變量的階數；其次再檢驗變量之間是否具有協整關系。根據Engel-Granger方法，在進行OLS 回歸后，需對殘差作平穩性檢驗，如果殘差序列平穩，則回歸方程中的經濟變量之間具有協整關系。運用Engel-Granger方法識別兩個或多個非平穩經濟變量之間的協整關系，通過協整關系的實證分析，檢驗貨幣供應量的增長對物價是否有顯著影響。
1. 單位根檢驗。時間序列計量分析需要樣本數據是平穩的單位根過程，否則就存在“偽回歸問題”。此外，由于協整檢驗要求序列的積分階數必須相同，故在進行協整檢驗之前，首先必須對M2和CPI進行單位根檢驗，以檢驗其平穩性。為消除量綱影響并使變量的一階差分表示變化率，對M2、CPI的對數序列logM2和logCPI運用圖示法進行單位根檢驗，如圖2和圖3所示，貨幣供應量、消費物價指數序列均是非平穩的。
對兩個序列進行一階差分，進而對差分序列進行單位根檢驗，檢驗結果見表1。
顯然，在一階差分序列下，各ADF統計量都小于5%顯著性水平下的臨界值，所以各一階差分序列在5%的顯著性檢驗水平下都拒絕存在單位根的原假設，表明兩個序列都是一階差分平穩的，即這些序列都是I（1）序列，它們的積分階數是相同的，可以對它們進行協整分析。
2. 協整檢驗。運用E-G兩步法進行協整檢驗。第一步，用普通最小二乘法對CPI做靜態回歸方程。模型設計比較理想，借助Eviews5.0得到如下的OLS協整回歸表達式：
（1）
第二步，對靜態回歸殘差做ADF檢驗，結果表明殘差不存在單位根，是平穩序列，對協整回歸產生的殘差序列進行平穩性檢驗，檢驗結果見表2。
殘差序列ADF統計量小于5%置信水平下的臨界值，殘差序列可以通過平穩性檢驗，不存在單位根，說明變量之間存在協整關系。從分析結果來看，貨幣供應量每增加1%，消費物價指數上升0.0141%，反映出增加流通中貨幣量對物價上漲的作用不太明顯，即貨幣供應量的增加對通貨膨脹的影響程度不明顯。
3. 格蘭杰因果關系檢驗。對貨幣供應量M2與CPI進行格蘭杰因果關系檢驗。檢驗滯后階數取2―6階，從表3檢驗結果可以看出，滯后階數分別取2―6時，貨幣供應量變動是CPI的格蘭杰原因，但是CPI不是貨幣供應量變動的原因。
綜上，貨幣供應量變動是CPI變動的格蘭杰原因，但是貨幣供應量的變動對CPI變動的影響不明顯。
目前大致有三類假說解釋為什么我國貨幣供應量對通貨膨脹的影響程度不大。一是虛擬經濟說，金融創新的速度不斷加快，貨幣資金不斷從商品市場流向證券市場、地下金融等領域，同時對貨幣流通速度也產生了較大的影響。從貨幣乘數和貨幣流通速度的反向關系對傳統的貨幣乘數進行修正可以得出，金融創新使貨幣流通速度降低，這使得貨幣供應量的增長沒有直接轉化為通貨膨脹。二是財政假說，政府通過增加貨幣供應量的方式來平衡財政赤字，從而導致物價的上升，財富效應使得居民減少了對商品和服務的需求，進而使得物價水平下降，而這也使得貨幣數量論不再成立。三是貨幣化假說，我國經濟正處于轉型時期，貨幣供給不僅要滿足經濟增長所帶來的需求，還要滿足市場化擴張所帶來的新貨幣化經濟的需求。中國的貨幣增長在經濟轉型過程中具有內生性。謝平（1996）分析認為，中國的經濟改革較為成功有兩個重要因素，其一是保持了較高的經濟增長率，其二是沒有發生東歐國家那樣的持續的高通貨膨脹，而根本原因在于中國的貨幣化過程。轉型經濟中的貨幣化過程導致超速的貨幣供應，使政府得到了巨額的貨幣發行收入，這些貨幣發行收入在改革的進程中提供了一種利益補償機制，因此貨幣化過程提供了無通貨膨脹情況下維持改革速度的有利條件。
四、結論和政策建議
從以上實證檢驗結果得出，貨幣供應量對我國通貨膨脹程度有影響但是影響不明顯。央行可以將貨幣政策的重心集中于穩定國內物價。除此之外，造成我國目前通貨膨脹的其他原因有：首先，成本上升推進物價上漲。我國當前已經進入高成本時代，勞動力供給逐步從無限供給向局部短缺轉變，促使勞動力成本上升。此外，美國實行量化寬松貨幣政策，引導美元貶值，削弱了美元資產對短期國際資本的吸引力，導致大量短期國際資本涌入收益率較高的中國，加劇國內市場流通性過剩問題，進一步推動資產價格上漲。另外，由于我國對鐵礦石、石油等國際大宗商品高度依賴，面臨國際市場輸入型通貨膨脹的風險加大。國際大宗商品價格上漲會通過進口途徑傳導至國內，引起國內商品價格上漲，加劇國內通脹預期。為此，從以下幾個方面提出相應的對策：
（一）控制貨幣供應量
控制貨幣供應量主要從兩個方面來實施：一方面，要控制基礎貨幣，防止流動性泛濫，人民銀行要加強銀行體系流動性的調控，利用發行不同期限的票據等手段平緩短期的市場資金波動，加大央行票據對沖力度，回收流動性。另一方面，加強對商業銀行貸款的窗口指導，引導資金流向，優化產業結構。要求商業銀行強化資本約束的經營理念，堅持穩健經營，合理安排貸款進度，又要促進銀行信貸的持續均衡投放和保持合理的增長速度。監管部門應該加強對信貸資金流向的監管，在運用上應當注意優化調整信貸資金的結構，既要促使資金更多地流向實體經濟，帶來相應的社會產品的產出，同時，嚴防信貸資金流入資本市場形成金融資產的泡沫，引發潛在的金融風險。
（二）加強價格調控及管理制度建設
加強價格調控監管，對切實穩定通脹及通脹預期具有重要意義。完善關系國計民生的重要物資如糧食、豬肉、食用植物油、棉花價格調控制度，積極采取信息引導、扶持生產、產銷銜接、促進流通，以及必要的臨時價格干預等手段穩定價格。同時健全糧食、豬肉、食用植物油、棉花等關鍵物品的儲備制度，并建立價格預警，使儲備、價格、進出口有機地結合起來。此外，積極運用價格調節基金，支持價格監測、信息、建設副食品生產基地和市場體系。完善成品油、住房、資源性產品等關鍵物品價格調控制度。在壟斷性行業，進行管理目標明確、管理程序方法規范、價格合理的價格管理制度建設。遵循經濟規律，增進社會福利，逐漸解決目前嚴重的價格不公平問題。
（三）防止輸入型通貨膨脹
量化寬松貨幣政策以后，全球整個貨幣供應量大幅度增長，流動性泛濫給中國帶來的輸入性通脹壓力相當大。解決輸入型通貨膨脹造成的不平衡問題成為各國通貨膨脹貨幣因素調整的基本前提，要重視國際資本的流動，加強對國際資本流動的監管。任何國家從中長期來解決流動性過剩以及投機資本流動的問題成本都很高，在我國外部經濟環境嚴峻的情況下，要加強國際經濟協調，與世界各國共同采取反通脹的措施，防止輸入型通貨膨脹的形成。
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關鍵詞：短期國際資本流動;廣義貨幣供應量;經濟波動
1 引言
自2002年以來，隨著境外短期國際資本的大規模持續涌入，我國國內相繼發生了房地產市場泡沫、股市上漲、人民幣升值、流動性過剩和通貨膨脹。2007年美國次貸危機爆發并引發國際金融危機之后，全球金融機構的“去金融杠杠化”趨勢強化，外部沖擊下的國內經濟形勢劇烈演變，潛入的短期國際資本又出現逆轉勢頭，與之伴隨著的是國內貨幣政策困境、人民幣匯率波動、股指大跌，以及經濟增長放緩。因此，從當前中國的現實國情出發，分析短期國際資本對我國實體經濟的影響及其傳導渠道，科學而前瞻地研究短期國際資本流動和經濟增長率波動的關系，無疑是理論界和實務部門面臨的重要課題，同時也可為妥善應對當前的金融危機提供重要思路。
2 文獻回顧
值得注意的是，國內外比較缺乏短期國際資本流動和實體經濟關系的專門性研究成果。國外最新研究成果主要集中在以下兩方面：（1）國際資本流動的影響因素及其多元化資產配置效應。如edwards［1］，papaioannou［2］等。（2）資本流入對東道國宏觀經濟變量所產生的影響。研究表明，資本過度流入會導致宏觀經濟過熱，具體表現為：一是引起貨幣擴張，增大通貨膨脹壓力［3］；二是導致實際匯率升值，惡化貿易條件［4］；三是影響總需求［5］。
梳理并綜合目前國內關于短期國際資本的研究文獻，大致分為三類。第一類主要是研究短期國際資本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的計量方法為：短期國際資本規模=國際收支凈誤差與遺漏+私人非銀行部門短期資本流入+以其它名義通過正常渠道流入的短期投機資本［6］。唐旭、梁猛認為，短期國際資本從貿易渠道流入的成本較大，短期國際資本主要是通過外資企業的利潤留存、外國直接投資折舊和外資投資企業的外債等三個渠道流入中國［7］。
第二類文獻主要分析影響短期國際資本流入我國的影響因素。代表性文獻有：王世華、何帆發現，人民幣升值預期是中國短期國際資本流動的決定因素，良好的宏觀經濟運行狀況也會吸引短期國際資本流入［8］。張誼浩、裴平、方先明的研究結論認為大量短期國際資本流入中國大陸除出于“套利”動機外，還出于“套匯”和“套價”動機［9］。
第三類文獻主要分析短期國際資本流入對我國資產價格的影響。劉莉亞研究結果表明：短期國際資本的大量流入顯著推動住宅價格尤其是豪華住宅價格指數的上升［10］。張誼浩、沈曉華發現，人民幣升值和上證綜合指數上漲是短期國際資本流入中國的原因，但短期國際資本流入并不是上證綜合指數上漲的原因［11］。
國內外研究成果對本文的實證分析具有重要啟示與借鑒意義。但考慮到目前的文獻尚缺乏針對短期國際資本流動與國內實體經濟，特別是與經濟增長率波動關系的專門成果，這與中國當前經濟穩健運行的現實要求極不相符。為此，本文將從短期國際資本流動對實體經濟影響機制，以及短期國際資本流動波動率變化對經濟增長率的影響等方面展開研究。
3 理論模型
根據貨幣供給的乘數理論，假設在短期內廣義貨幣供應量(m2)為外生變量，貨幣供應量主要由基礎貨幣供應量(h)與貨幣乘數(λ)共同決定。假設，短期國際資本對廣義貨幣供應量影響的滯后期及廣義貨幣供應量對產出影響的滯后期分別為a、b。在t期，廣義貨幣供應量表達式如下
由（13）式可知：當短期國際資本流動scft-a-b0，若t+1-a-b期短期國際資本流動波動率高于t-a-b期短期國際資本流動波動率，經濟增長率會上升；反之，則經濟增長率會下降。值得注意的是，本模型推導過程中隱含著短期國際資本對實體經濟的影響機制，即短期國際資本主要通過直接影響廣義貨幣供應量來影響產出變化。。
4 樣本選擇及其描述
結合近年來國內經濟的實際狀況，并考慮到數據的可獲性，本文選擇2000年第一季度到2008年第四季度的短期國際資本流動、廣義貨幣供應量和實際國民生產總值的季度數據進行實證研究。本文所涉及的數據均來源于wind資訊系統。1 實際國內生產總值（gdp）與廣義貨幣供應量（m2）
本文運用價格指數對國內生產總值進行處理得到不變價格國內生產總值的季度數據。由于不變價格國內生產總值季度數據是一組具有較強季節特征的時間序列數據，這里對其進行季度調整，調整后的數據作為2000~2008年每季度的實際國內生產總值。同時，考慮到我國目前利率市場化程度低，參照第二部分理論模型的推導結論，本文選取廣義貨幣供應量m2作為短期國際資本對gdp進行傳導的中間變量。2 短期國際資本流動（scf）
本文參考并改進張誼浩、沈曉華［11］計量短期國際資本流入規模的方法估算短期國際資本流動規模。具體測算公式
短期國際資本流動=外匯儲備增量-fdi-正常的貿易順差
在計算正常的貿易順差時，本文改用加權移動平均法。在確定權重時，首先算出2000~2004年各季度貿易順差的估計值，貿易順差估計值的確定方法為：當期季度貿易順差的估計值=當期季度前四個季度貿易順差估計值的移動平均值，例如2000年第一季度貿易順差估計值為1999年四個季度貿易順差的均值，2000年第二季度貿易順差的估計值為2000年第一季度貿易順差估計值和1999年第二季度到第四季度貿易順差的均值。然后將各季度實際的貿易順差除以對應時期的貿易順差的估計值，將這些比率的均值確定為權重。經計算，權重為1.16。基于2000~2004年我國貿易順差的變化比較平滑，2004年以后我國的貿易順差出現較大的波動，本文認為2000~2004年統計的貿易順差額為正常貿易順差，2004年以后，統計的貿易順差中含有大量的短期國際資本。此外，考慮到在人民幣升值時，以美元計量的貿易順差會有所擴大，為消除人民幣升值對所估算的正常貿易順差額的影響，本文采用匯率修正，以人民幣計價各季度貿易順差金額。3 經濟增長率（gdp_r）和短期國際資本流動波動率（scf_r）
本文中各季度經濟增長率（gdp_r）的計算公式是：本期經濟增長率=（季度調整后本期實際國民生產總值/季度調整后上期實際國民生產總值-1）×100。各季度短期國際資本流動波動率（scf_r）的計算公式是：本期短期國際資本流動波動率=a×本期短期國際資本流動/上期短期國際資本流動（當本期和上一期短期國際資本流動都大于零，或者本期短期國際資本流動小于零且上一期短期國際資本流動大于零時，則a=1；當本期和上一期短期國際資本流動都小于零，或者本期短期國際資本流動大于零且上一期短期國際資本流動小于零時，a=-1）。經上述方法計算出的我國經濟增長率和短期國際資本流動波動率走勢參見圖1。
5 實證檢驗
表1給出所有相關變量的單位根檢驗結果。由表1可知，對于變量gdp、scf和m2的水平值序列，adf檢驗不能拒絕存在單位根的原假設，這說明三個變量的時間序列都是非平穩的；同時，對于這三個變量的一階差分序列，adf檢驗都在1%的顯著性水平下拒絕單位根存在的原假設。根據以上檢驗結果，可認為這三個變量都是單整變量。同時，對于變量gdp_r和scf_r的水平值序列，adf檢驗在1%的顯著水平上拒絕存在單位根的假設，該結果說明這兩個序列是平穩的。
5.1 短期國際資本流動影響實體經濟的傳導機制
由單位根檢驗可知，dgdp、dscf和dm2三變量均為平穩序列（見表1），可以進行格蘭杰因果關系檢驗。根據sc和aic準則確定滯后期為2，檢驗結果見表2。
從表2可以看出，短期國際資本流動的變化量（dscf）是廣義貨幣供應量變化量（dm2）的granger原因，但是廣義貨幣供應量變化量（dm2）不是短期國際資本流動的變化量（dscf）的granger原因；廣義貨幣供應量變化量（dm2）與實際國民生產總值變化量（dgdp）互為granger因果關系；短期國際資本流動的變化量（dscf）和實際國民生產總值變化量（dgdp）之間不存在顯著的granger因果關系。可以證明：短期國際資本流動不會對國民生產總值產生直接效應，但會通過影響廣義貨幣供應量，進而對國民生產總值產生間接效應。該實證結論部分可以佐證前文理論模型中短期國際資本對實體經濟的影響機制。2 短期國際資本流動波動率與經濟增長率2.1 granger因果關系檢驗
在確定短期國際資本凈流動波動率（scf_r）和經濟增長率（gdp_r）這兩個序列平穩的基礎上（參見表1），本文運用2000年第二季度到2008年第四季度的數據，對兩個變量的granger因果關系進行檢驗，檢驗結果見表3。從表3的檢驗結果可知，短期國際資本流動波動率是經濟增長率的granger原因，但是經濟增長率不是短期國際資本流動波動率的granger原因。2.2 脈沖響應和方差分解
為分析經濟增長率對短期國際資本流動波動突發性變化的反應，本文利用var（2）模型給出經濟增長率和短期國際資本流動波動率的脈沖響應圖形和方差分解圖形，分別見圖2和圖3。
經濟增長率和短期國際資本流動波動率的交叉響應函數表明（見圖2），短期國際資本流動波動率的非預期變化將迅速對經濟增長率產生正向影響，隨著時間的推移逐漸減弱，直至消失。但是，經濟增長率發生變動對短期國際資本流動波動率影響不顯著。
圖3結果顯示，造成經濟增長率發生劇烈波動有20%左右是由短期國際資本流動波動率異動引起；同時，經濟增長率發生劇烈波動對短期國際資本流動影響不大。
6 結論
本文構建起短期國際資本流動對實體經濟影響的理論模型，并運用相關統計數據進行實證研究。研究結果表明，短期國際資本流動影響實體經濟的渠道是：在短期內，短期國際資本流動顯著引起廣義貨幣供應量的變化，廣義貨幣供應量的變化又會顯著導致國內生產總值的波動。同時結合短期國際資本流動波動率與經濟增長率的樣本數據，實證檢驗發現短期國際資本流動的變動將引起經濟增長率發生波動，脈沖響應函數的結果進一步證實了上述結論。通過方差分解，本文還發現造成經濟增長率發生劇烈波動中有約20%是由于短期國際資本流動波動率發生異動所致。
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關鍵詞：貨幣供應量；股票價格波動；機制
中圖分類號：F830 文獻標志碼：A 文章編號：1002-2589（2012）29-0099-02
一、文獻綜述
關于貨幣供應量如何影響股票價格波動，國內外的相關研究都比較多，但主要集中于以下三個方面的觀點。
一是認為貨幣供應量對股票價格波動有較強的影響。Friedman分析發現貨幣供應或貨幣流通速度都能影響股市價格的波動[1]。Baks和Kramer研究發現，G-7國家貨幣流動性的增加同G-7國家真實利率下降和真實股票價格的上漲保持著一致性[2]。Mooker和QiaoYu以新加坡股市為研究對象，發現貨幣供應量對股價有較強影響，且它們之間存在著長期穩定的均衡關系[3]。劉■松認為，如果新增貨幣供應量增加，那么股票價格上漲的可能性很大；反之則反[4]。
二是認為貨幣供應量對股票價格波動只有較弱的影響。Mashall分析發現實際股票回報率同貨幣增長呈弱相關關系[5]。Daya-nanda和Wen YaoK以臺灣股市為研究對象，發現雖然股價與貨幣供應量之間存在正向相關關系，但在統計意義上并不顯著[6]。錢小安認為，我國貨幣供應量與股票價格相關性較弱且不穩定[7]。段進等研究表明，我國貨幣供給量對股價指數的影響較弱，且影響的方向不確定[8]。
準備金率、法定存款準備金率）說起。
三、貨幣供應量影響股票價格波動的機制
1.機制一：基礎貨幣變動
中央銀行通過控制基礎貨幣從而影響貨幣供應量，中央銀行對基礎貨幣的控制主要有兩種方式：一是通過公開市場操作來購買或者賣出政府債券；二是對銀行發放貼現貸款。
如果中央銀行通過買賣政府債券來調節貨幣供應量，它首先影響政府債券市場，然后影響公司債券和普通股票市場，最后才影響到實物市場。當中央銀行賣出政府債券向市場投放基礎貨幣時，貨幣供應量增加，人們持有更多的貨幣，貨幣的邊際收益下降。同時，政府債券供給的增加使得利率水平下降，而利率水平下降一方面使得投資支出增加，進一步引起公司利潤的增加，從而使股票的現時收益低于預期收益；另一方面，由于股票價格等于按利率貼現的預期收益流量，利率水平的下降會提高人們對股票價格上漲的預期。因此，人們會增加對股票的購買，促使股票價格的上漲。反之則反。
如果中央銀行通過對銀行發放貼現貸款來調節基礎貨幣進而調節貨幣供應量，那么，銀行信貸擴張會導致部分信貸資金通過同業拆借市場、股票質押貸款、企業挪用、個人貸款等途徑進入股票市場，從而推動股票價格的上漲。
可見，在其他條件不變的情況下，基礎貨幣變動與股票價格波動是同方向的。當中央銀行實施寬松的貨幣政策，通過增加基礎貨幣投放增加貨幣供應量時，會推動股票價格上漲。
2.機制二：通貨存款比率變動
存款者的行為會導致通貨存款比率的變動，通貨存款比率下降表明存款者將一部分通貨轉換為儲蓄存款。由于儲蓄存款會發生多倍擴張，而通貨不會發生擴張，因此，當通貨轉換為儲蓄存款時意味著將貨幣供給中不能進行多倍擴張的部分轉換為進行多倍擴張的部分，貨幣乘數就增加了。
根據資產選擇理論，公眾愿以通貨、存款和其他資產（比如證券或實物資產）的某種組合來保持其財富的形式主要取決于四個因素，即財富總量、資產的相對預期收益率、資產的相對風險以及資產的相對流動性。
當中央銀行施行寬松的貨幣政策時，公眾所持有的通貨增加，但通貨的邊際收益卻遞減，此時，如果公眾預期股票價格將要上漲，股票資產相對于其他資產的預期收益率上升且股票資產的流動性也較強，根據替代效應，公眾紛紛會將通貨投入到股票市場，由于這些資金最終還是流回到銀行轉化為存款，因此，通貨存款比率下降，貨幣乘數變大，在其他條件不變的情況下，貨幣供應量增加，股票價格上升。
可見，在其他條件不變的情況下，通貨存款比率與股票價格波動是反方向。當中央銀行實施寬松的貨幣政策，通貨存款比率降低使得貨幣乘數變大，從而增加了貨幣供應量，推動股票價格上漲。
3.機制三：超額存款準備金率變動
超額存款準備金率降低表示銀行相對支票存款持有相對較少的超額存款準備金，這意味著給定相同水平的基礎貨幣，銀行將增加貸款，使得支票存款和貨幣供給增加。
當銀行降低超額存款準備金率時，銀行將會有更多的資金用于貸款需求，銀行信貸的擴張，將促使部分資金通過股票質押貸款、證券類機構進入銀行間同業拆借市場拆入資金、企業挪用銀行貸款、個人貸款等途徑間接進入股市，從而推動股票價格上漲。
可見，在其他條件不變的情況下，超額存款準備金率的變動與股票價格波動是反方向的。當銀行降低超額存款準備金率時，將使得貨幣乘數變大，從而增加了貨幣供應量，推動股票價格上漲。
4.機制四：法定存款準備金率變動
法定存款準備金率降低表示銀行相對支票存款持有相對較少的法定存款準備金，這意味著給定相同水平的基礎貨幣，銀行將增加貸款，使得支票存款和貨幣供給增加。
一般而言，法定存款準備金率由中央銀行直接規定，如果中央銀行降低法定存款準備金率，而其他變量保持不變，銀行將會有更多的資金用于貸款需求，銀行信貸的擴張，將促使部分資金通過股票質押貸款、證券類機構進入銀行間同業拆借市場拆入資金、企業挪用銀行貸款、個人貸款等途徑間接進入股市，從而推動股票價格上漲。
可見，在其他條件不變的情況下，法定存款準備金率的變動與股票價格波動是反方向的。當銀行降低法定存款準備金率時，將使得貨幣乘數變大，從而增加貨幣供應量，推動股票價格上漲。
四、總結
根據上面的分析，可以得到以下結論。
第一，在貨幣供給模型中其他條件不變的情況下，中央銀行通過公開市場操作或者向銀行發放貼現貸款導致基礎貨幣投放增加時，一方面，降低利率水平，使人們提高了對未來股票收益的預期；另一方面，貼現貸款的增加使得銀行信貸擴張，信貸資金通過各種渠道流入股市。這兩方面作用都會推動股票價格上漲。
第二，當中央銀行施行寬松的貨幣政策時，公眾所持有的通貨增加，但通貨的邊際收益卻遞減，根據資產選擇理論，公眾會將通貨轉化為股票等收益率相對較高的資產，股票價格上升，通貨存款比率下降。可見，在貨幣供給模型中其他條件不變的情況下，通貨存款比率下降，使得貨幣供應量增加，也推動了股票價格的上漲。
第三，當銀行降低超額存款準備金率或者當中央銀行降低法定存款準備金率時，都會增加銀行可用的信貸資金，銀行信貸擴張會使得信貸資金通過各種渠道流入股票市場，從而推動股票價格上漲。可見，在貨幣供給模型中其他條件不變的情況下，超額存款準備金率或者法定存款準備金率降低，使得貨幣供應量增加，也推動了股票價格的上漲。
總而言之，貨幣供應量增加，將會推動股票價格上漲。貨幣供應量對股票價格的影響是正向的。
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論文摘要:本文實證研究貨幣供應量分別與我國國內生產總值、社會固定資產投資額、社會零售商品額以及出口額之間的關系，利用我國1980年一2007年的年度數據，通過對數據進行單位根檢驗、協整檢驗和Granger因果檢驗，實證分析結果表明我國貨幣供應量分別與國內生產總值、社會固定資產投資額以及社會零售商品額之間存在顯著的正相關關系，說明我國貨幣政策對宏觀經濟具有明顯的調控效果，而且有利于擴大內需和優化國民經濟結構。
一、理論與文獻綜述
貨幣中性是指貨幣供給的增長將導致價格水平的相同比例增長，對于實際產出水平沒有產生影響;如果貨幣供應量的變化引起實際利率和實際產出水平等經濟變量的調整和改變，那么貨幣是非中性的。對于貨幣是否中性一直以來是經濟學中最有爭議的理論之一，各個經濟學派基于不同的假設條件和研究方法得出了完全不同的結論。
古典學派經濟學家強調貨幣的供給變化不影響就業、產出等實際變量。古典學派貨幣中性論理論的典型代表是貨幣數量論，其最基本的觀點是貨幣供應量變化將最終體現于一般價格水平的變化上，我們可以通過劍橋方程式M=KPY和費雪方程式MV二PY清楚地說明這一問題，這兩個方程式表現了同一實質內容的關系:即國民收人水平((Y)與價格水平(P)、貨幣供應量(M)之間的數量關系，假定K(貨幣余額與名義國民收人或實際國民收人的比例系數)或V(貨幣流通速度)不變;貨幣供給M的變化將完全體現于價格P的變化上，所以貨幣是中性的。合理預期學派的貨幣中性理論完全是基于兩個基本假設:理性預期和市場出清。由于人們的預期是合乎理性的，他們就會考慮到過去的失誤并在必要的時候修改預期，以便在今后的行為決策中成功地消除那些引起預期失誤的規律;而由于市場是出清的，產品市場和勞動市場都不會存在超額供給，從而構建了貨幣中性的理論基礎。
與古典學派和合理預期學派經濟學家不同，凱恩斯卻認為，價格和工資缺乏彈性，經濟不存在一個自動矯正機制，就可能出現非充分就業下的均衡，但這種均衡低于充分就業下的潛在產出均衡水平。只要存在未被利用的資源，那么總需求的擴大就會使產出增加，因此，凱恩斯主張實行擴張的財政政策和貨幣政策來擴大總需求，以此消除失業和經濟危機，促進經濟增長。新凱恩斯學派最重要的假設是市場非出清，在此假設的基礎上提出了工會假說、隱性工資合同和效率工資說來論述工資的粘性，并從生產力閑置、需求非對稱論、廠商信譽論、狀態依賴規則和時間依賴規則等方面說明名義價格粘性和實際價格粘性，修改了凱恩斯的工資和價格剛性理論，構建了貨幣短期非中性的理論基礎，新凱恩斯學派還根據局內人—局外人理論等證明了貨幣的長期非中性，從而構建了貨幣長期非中性的理論基礎。
從實證分析的角度看，和理論分析總體上一致，對于貨幣供應量是否對實際經濟的產出是否產生影響爭議頗大。弗里德曼和許瓦茨(1963 )以及托賓(1970)通過實證研究發現，貨幣供應量的變化對短期產出的波動會產生影響。Barro(1978)的實證分析則表明:預期的貨幣增長對產出具有中性。隨后，Mishkin則對Barro觀點予以修正，他指出在實證分析的過程中，Ba二在建立季度模型滯后階數上只選取了8階滯后，而事實上長至17階的滯后系數在統計上仍有意義，因此其結論的正確性值得懷疑，但以后又有人對Mishkin的結論予以重新估計，指出其結論并不具有穩健性，再一次得出了預期貨幣供給增長對產出具有中性的觀點。1984年，Kor-mendi和Me加re通過對50個國家的實證研究以及Bos-then和Mills(1995)通過對美國的實證研究發現，貨幣供應量對實際產出不會產生長期的影響。1995年McCan-dies和Web在考察了110個國家30年期間的數據后，得出了貨幣增長與實際產出的增長率之間不相關的結論。
我國學者在運用西方分析方法，結合中國的實際對兩者之間進行了實證分析，結果表明在我國經濟轉型過程中貨幣供應量與經濟增長存在正相關關系。我國學者黃先開、鄧述慧(2000)運用二步OSL方法，對中國是否存在貨幣政策的非對稱性和預期到的貨幣沖擊對產出有無影響做實證分析，其基本結論是:我國的貨幣作用機制與西方市場經濟國家的情形具有較大的差別，不論是預期的貨幣供給沖擊，還是非預期的貨幣供給沖擊，對產出的影響均非中性，說明貨幣供給在推動我國經濟的運行中仍起著關鍵性的作用。時靜靜建立分布滯后模型，分別選取貨幣供應量Ml，M2作為解釋變量，分析動態的M1，M2分別對我國經濟發展的影響，結論表明我國的GDP不但受即期的貨幣供應量水平的影響，而且還受前6-8年的貨幣供應量水平的影響。肖艷(2006)選用K階VrUt模型，運用單位根檢驗、軌檢驗和Grange:因果關系檢驗分析方法，得出國家銀行信貸規模、流通中的現金、狹義貨幣對國內生產總值具有一定的解釋力。
二、模型和數據處理
(一)模型構建
單方程模型得出的結論對模型選擇和函數形勢非常敏感，相對于單方程而言，向量自回歸(VAR)模型可能具有較高的可靠性(Gujarati， 199; Ended， 199)、盡管直接根據VAR模型作出正確的推斷往往要求變量具有平穩性，然而當變量非平穩但具有協整關時，基于模型作出的因果檢驗也是可靠的。Vr1R模型可表示為:
其中，是方程的常數項系數，分別是白噪音誤差項，k表示滯后階數。
(二)變量選取以及樣本數據說明
國內生產總值。GDP作為衡量經濟增長的指標，也是衡量貨幣政策行為傳導的重要宏觀經濟變量，具體檢驗貨幣政策對經濟增長的影響。我們采用1980年到2007年的GDP年度發生數，數據來源《中國統計年鑒2008》。
貨幣供應量。按照我國對貨幣供應量的定義，貨幣應包括本幣的相關項目。其中:MO=流通中現金，M1二貨幣+活期存款，M2=M1+準貨幣(定期存款+儲蓄存款+其他存款)。鑒于我國金融市場還不夠足夠發達，金融債券和大額可轉讓訂單市場還沒有完善和成熟，故我們選取貨幣供應量M2為模型的主要解釋變量，貨幣供應量M2(年末余額)樣本區間為1980年到2007年，數據來源《中國統計年鑒2008》。
全社會固定資產投資額。本文采用的樣本區間為1980年到2007年年度發生數，數據來源《中國統計年鑒2008》。
社會零售商品額。本文采用的樣本區間為1980年到2007年年度發生數，數據來源《中國統計年鑒2008》
貿易出口總額。本文采用的樣本區間為1980年到2007年年度發生數，數據來源《中國統計年鑒2008》。
(三)單位根檢驗
普通最小二乘法(OLS)估計的前提是變量序列是平穩過程的，但實際的經濟序列卻往往是非平穩的，若以平穩為假設前提進行估計，則所得到的估計結果就不具有現實意義了，這便是偽回歸(Spurious IRegression問題)，故應先對經濟序列進行平穩性檢驗，最常用的方法是增廣的迪基一福勒檢驗(r1DF檢驗)，回歸方程如下:
其中，c表示常數項，c表示時間趨勢，為差分算子，表示純白噪音隨機干擾項。為了使模型的設定更合理并減少或消除潛在的異方差問題，對GDP， b12 ，全社會固定資產投資總額、社會零售商品總額和貿易出口總額5個時間序列變量分別取自然對數，分別以1喇p， Infai ， lutsc ， Inexp和Lung表示，其一階差分分別用dlngdp ， dlnfai ， dlntsc ， dlnexp和dlmn2表示。原假設Ho:a=o，備選假設H，:a
由表1可知Ingdp， lnm2.lnfai ， lntsc和Inexp 5個序列變量都是I(1)變量，所以Inm2可能與Ligdp， lnfai， Intsc和Inexp之間分別存在協整關系。
(四)協整檢驗
檢驗變量之間是否存在協整關系的常用方法是恩格爾一格蘭杰(Engel&-Granger，1987)兩階段法，但這種方法在處理有限樣本時的估計具有偏差，因此本文將采用JJ檢驗法(Johansen， 1998; Juselius， 1990)對相關變量進行協整檢驗。JJ檢驗法是基于向量自回歸模型(VAR)，利用一下回歸方程:
來估計模型的長期均衡關系，以得出一個有效無偏的估計。該檢驗方法是首先計算回歸方程在不存在協整關系、存在一個協整關系和存在兩個協整關系等假設前提下的跡統計量，然后逐一與假設條件下的Johansen臨界值比較，當回歸方程的跡統計量大于Johansen臨界值(這里我們選取5%顯著性水平下的臨界值) 時，拒絕其前提假設;反之，則接受其假設。利用Eviews5 .0對lnm2與lngdp，lnfai，lntsc和lnexp各變量之間分別進行協整檢驗結果如表2所示。
通過協整檢驗結果，我們可以看出Inm2與lnexp之間不存在長期協整關系，而lnm2與lngdp， lnfai和lntsc:之間在5%顯著性水平下分別存在長期協整關系，且協整方程分別如下:
由協整方程可知，廣義貨幣供應量的增長對GDP，固定資產投資額和社會零售商品額有長期的正的影響，當廣義貨幣供應量增加1%時，能夠使GDP、固定資產投資額和社會零售商品額分別上升大約0.760Ic ，0.79%和0.69%，這對經濟的刺激作用是非常明顯的，充分說明了貨幣非中性。從上述結論可以進一步看出，隨著貨幣供應量的適度增加不僅能刺激經濟總量增長，而且對固定資產投資額和社會零售商品額的增加有顯著的正的影響，這有助于轉變目前我國經濟增長主要依賴出口的現狀。
Grangei(1988)指出，若是變量之間存在協整關系，則這些變量至少存在一個方向的Granger因果關系，因此，本文下一步探討lnm2與lngdp， lnfai和lntsc之間的因果關系。
(五)因果檢驗
本文是基于Vr1R模型進行Grange:因果檢驗，其原理是如果變量a有助于預測Y，即根據Y的過去值對Y進行自回歸時，如果再加上X的過去值，能夠顯著地增強回歸的解釋能力，則稱x是Y的Grange:原因，否則稱為非Granger原因。其具體的操作是:在無約束條件下求出模型。
可利用F統計量對假設進行檢驗。由于Granger因果關系檢驗對滯后階數非常敏感，因此對照估計模型得到的Vii:和SC信息準則(前面已經介紹)選擇滯后2期對模型進行檢驗，利用Eviews5. 0得到的具體檢驗結果如下所示。
由Grange因果檢驗顯示，廣義貨幣供應量是國內生產總值、社會固定資產投資和社會商品零售的Grange原因，說明廣義貨幣供應量的變動會在一定程度上引起三者的變動，而國內生產總值、社會固定資產投資和社會零售商品不是廣義貨幣供應量的Grange:原因，意味著我國廣義貨幣供應量具有弱外生性，由中國人民銀行控制，不受實體經濟要素的影響。
(六)脈沖響應函數
Granger因果檢驗僅僅明確了存在著從廣義貨幣供應量到國內生產總值、社會固定資產投資和社會商品零售的單向因果關系，廣義貨幣供應量發生沖擊后將怎樣對國內生產總值、社會固定資產投資和社會商品零售產生影響?在給出的VAR估計的基礎上，本文將計算出Inm2對Ingdp， Infai和lntsc的脈沖響應函數。1抽n2對lngdp的脈沖響應如圖1所示，從圖1可以看出，當廣義貨幣M2的沖擊發生后，國內生產總值(GDP)有明顯的正向反應，且這種正向反應逐步提高，在第S期達到最大值，此時M2提高一個百分點，GDP將上升0.072個百分點;隨后，正向反應緩慢降低。由圖可以看出，M2對GDP有長期的顯著的促進作用。
Inm2對lifai的脈沖響應如圖2所示，和圖1類似，當廣義貨幣M2的沖擊發生后，FAI有明顯的正向反應，且這種沖擊力度逐漸加強，在第6期達到最大值，此時M2提高一個百分點，GDP將上升0.1個百分點;隨后，沖擊力度逐漸降低，當到達第10期時，一個百分點的M2沖擊將導致FAI上升0.06個百分點。
lrun2對1的脈沖響應如圖3所示，對廣義貨幣M2的沖擊FAI有明顯的正向反應，M?的沖擊力度逐漸加強，在第4期達到最大值，即M2提高一個百分點，GUP將上升0.078個百分點;隨后，沖擊力度逐漸降低，當到達第10期時，一個百分點的M2沖擊將導致FAI上升0.以個百分點。
四、結論和政策建議
廣義貨幣供應量的適度增加能夠刺激經濟增長。從上面的實證分析結果可以看出，貨幣供給與國內生產總值、社會固定投資和社會零售商品總額之間有較強的正相關關系，通過協整方程的系數可知，貨幣供應量對國內生產總值、社會固定投資和社會零售商品總額的影響是很大的，要保持經濟增長，必須保證貨幣供應量的穩步增加。同時在樣本期間，通過控制貨幣供給從而控制經濟發展速度是有效的。
