货币供给量范文1
【关键词】因子分析 VAR模型 广义货币供给量 方差分解技术
一国宏观经济的平稳发展，离不开货币政策工具的运用，而货币政策工具的正确选择，对货币政策效果发挥着重要的作用。一般而言，货币政策效果取决于中央银行能否影响和稳定人民的预期，在利率体系未实现市场化条件下，货币供应量仍然是我国货币政策一个比较好的中介指标，中央银行完全可以通过控制该中介指标达到宏观调控的目标，因此对货币供应量的影响因素的研究就显得尤为重要。然而大多数学者都是围绕着货币政策的目标变量展开分析，对货币供应量的研究相对较少一些，同时由于目前我国的货币政策工具种类繁多，虽然有学者将区其分为价格型货币政策工具和数量型货币政策工具进行分别研究，但是还从未将其分别转化为统一指标来衡量其对货币供给的影响，因此本文创新性地将因子分析法引入货币政策工具有效性的研究中，通过选取多种货币政策工具变量计算政策工具因子得分，在此基础上依托计量模型来对我国的货币供给的影响因素进行分析。
一、数据的选取与处理
我国的货币政策工具主要有公开市场操作、再贴现率、准备金率、窗口指导等。由于公开市场业务包括发行央行票据、购回央行票据等多种类型，此外中央银行对国债的回购和在外汇市场上对外汇的买卖也会影响基础货币的投放。因此本文以2007.02-2012.09月的相关数据为样本，选择外汇占款，法定存款准备金利率，隔夜的shibor，以及用央行发行的票据与持有的国债之差作为净回笼额，用中国境内各项贷款总额作为信贷规模，用这些指标来作为货币政策工具的变量。本文所有的数据均来源于国泰安数据库和中国人民银行网站。
由于净回笼量，法定存款准备金、shibor 这些指标的值越大反映的是一种紧缩型货币政策，而贷款规模和外汇占款越大反映的是一种宽松型货币政策，所以为了保持政策的一致性，我们先对这些数据进行Z值标准化，然后命名M=1-Z境内贷款总额，N=1-Z外汇占款。
二、因子分析
（一）KMO和Bartlett`s检验
本文借助社会经济统计软件SPSS18.0，依据因子分析方法，对5个指标的标准化指标进行分析。首先对数据进行KMO和Bartlett's检验，以检测样本是否适合进行因子分析，结果显示，KMO统计结果为0.586，大于0.5，同时Bartlett球形检验的卡方统计值显著性概率为0.000，小于0.05，说明数据适合做因子分析。
（二）因子的提取
运用SPSS18.0对标准化后的数据进行相关系数矩阵的因子载荷估计，得到特征根和方差贡献率。分析结果显示，变量的相关系数矩阵有2个数值较大的特征值，即分别为3.775、0.729，它们累计解释了原始数据反映信息的90.077%，这两个成分基本上反映了原始数据提供的足够信息。
（三）建立因子载荷矩阵
首先对提取的二个主因子分量F1、F2建立因子载荷矩阵，并对因子载荷矩阵按照方差极大法进行旋转。没有旋转前，因子变量在许多变量上都有较高的载荷，那么它的实际含义就比较模糊。经过旋转后，因子变量反映的实际含义就比较清楚，根据正交载荷矩阵中的高载荷，将指标分为两类公共因子，并对各公共因子命名。其中，净回笼量、境内贷款总额、外汇占款额三个指标在主因子1上有较大的载荷；存款准备金率、隔夜的shibor利率二个指标在主因子2上有较大的载荷，因此本文将这两个主因子分别命名为量因子（F1）和比率因子（F2）。
（四）因子得分
本文在因子分析的基础上，以主因子特征值的贡献率为权重来加权计算因子的总得分F，即F=（0.60765F1+0.29313F2）/0.90077，同时根据因子得分系数矩阵，得到各因子的评分模型如下：
F1=0.220Z（净回笼量）-0.130Z（存款准备金率）
+0.341Z（shibor）+0.428M+0.410N
F2=-0.103Z（净回笼量）+0.254Z（存款准备金率
+0.954Z（shibor）+0.265M+0.222N
将各变量带入因子得分模型，即可得出量因子型和比率因子型货币政策工具变量的得分以及货币政策工具的综合得分。如图1所示。
由于本文在进行因子分析时对数据进行了标准化处理，各主因子得分与综合得分的均值均为零，因此可以均以0为参考基准。从图1可以看出在2007.02-2012.09期间，各月的量因子F1得分和综合得分F一直持续下降，这与自金融危机以来我们国家实行的适度宽松型货币政策相吻合，而比率因子F2的得分变化幅度较大，说明央行比较趋于调节其准利率来实现经济的调整，这也与我们国家频繁调节准备金率的现实相一致。
三、回归分析
货币中介变量处于货币政策最终目标和操作指标之间，是中央银行通过货币政策操作和传导后能够以一定的精确度达到的政策变量。通过检验各种货币政策工具对中介变量的动态影响不仅可以推测中国货币政策的传导渠道而且可以在不同因素驱动的经济形势下有针对性地提出相对应的货币政策工具使用建议。
基于各种货币政策工具的特点，本文以上面的量因子型货币政策工具和比率型货币政策工具为基础，采用单位根检验、协整检验和向量自回归模型对我国广义货币供应量的影响因素进行了分析。
（一）序列的单位根检验
利用Eviews6.0软件对变量进行ADF检验，原始序列中M2、F1、F2未能通过平稳性检验，因此，对所有序列进行一阶差分处理后再次进行单位根检验，结果显示，M2、F1、F2在5% 的显著水平下拒绝原假设，可以确定是平稳序列。
（二）协整检验
由于M2、F1、F2均为 I（1）序列，如果它们的线性组合是协整的，则存在着长期稳定关系。因此本文采用 EG 二步法对变量进行协整检验。结果显示M2和F1、F2序列的回归方程的残差序列为平稳序列，M2和F1、F2间存在协整关系。
（三）VAR模型的建立
由上面的协整检验可以看出，M2与F1、F2间存在协整关系，故它们之间存在着长期的均衡关系，因此可以对M2与F1和F2构建的VAR模型进行进一步的分析，同时根据SC和AIC最小化原则确定VAR模型的最佳滞后阶数为2阶，所以我们选择VAR（2）的模型。
（四）脉冲响应函数及方差分解技术
1.脉冲响应函数
本文试图通过脉冲响应函数分析量因子（F1）和比率因子（F2）的冲击会给广义货币供给带来什么样的动态影响。图2是基于VAR模型的脉冲响应函数图，它们描述了广义货币供给对于量因子和比率因子一个标准差正向冲击的响应情况。
左图是量因子型货币政策工具F1的冲击引起的广义货币供给变化的脉冲响应函数图。当F1调高一个单位标准差后，两个月内广义货币不断下降，在第二个月下降到谷底，然后广义货币供给反弹上升，并在第四个月至第六个月恢复到原有水平，基本在第六个月之后国民经济消化了这一货币政策的冲击，量因子型货币政策工具执行的紧缩型货币政策的作用消失。
右图是比率因子型货币政策F2的冲击引起的广义货币供给变化的脉冲响应函数图。从该图可以看出，紧缩状态下的比率型货币政策工具的实施对广义货币的增长有显著的抑制作用。当给F2一个冲击时，广义货币量从第一期开始大幅度下降，第二期之后又开始上升到第三期回归到冲击前的均衡水平。相比较而言，量因子型货币政策工具的作用效果更为持久，作用力度比较大。
2.方差分解技术
方差分解技术提供了另一种描述系统动态变化的方法，它是将系统的预测均方误差分解成系统中各个变量冲击所做的贡献。通过方差分解，我们可以进一步定量分析量因子（F1）和比率因子（F2）的冲击对于广义货币供应量的贡献度，进一步了解量因子型货币政策和比率因子型货币政策冲击的相对重要性。
从图3可以看出，无论是从短期还是长期来看，量因子型货币政策和比率因子型货币政策都不是对广义货币供给形成冲击的主要来源，处于广义货币供给动态变化支配地位的始终是其自身的冲击。这也就是说我们可以认为从2007年2月到2012年9月，中国广义货币供给的变化总得来说并不是由货币政策所造成的。其中量因子型货币政策工具F1比比率因子型货币政策工具F2的方差贡献率相对较大，尤其在第三期之后效果更加明显。在第三个月之后F2的冲击对广义货币供给变化的贡献几乎维持不变，而F1冲击对货币供给的的贡献一直缓慢增长直至第六期后稳定下来。上面的分析和用脉冲响应函数得到的结论是一致的，即量因子型货币政策工具的作用比较显著，持续时间比较长。
四、结论与政策建议
货币供应量是我国中央银行重要的中介目标，其影响因素多而且复杂多变。本文首先对多种货币政策工具进行因子分析，然后在得出的两种因子型货币政策工具变量得分的基础上，建立VAR模型，进一步分析这两种类型的货币政策工具对货币供应量的影响。实证结果表明，量因子型货币政策工具是影响我国货币供应量的主要因素，且其持续性明显长于比率因子型货币政策工具。为了实现我国货币政策宏观调控目标，必须明确以下几点：（1）公开市场业务、外汇市场调控等量因子型货币政策工具的调节效果比较好，可以通过提高中央银行的独立性、完善债券等金融市场、改革汇率制度等来实现。（2）法定存款准备金率等比率型货币政策工具在一定阶段内仍有其重要的作用，但必须意识到随着金融创新的不断涌现及影子银行的不断发展，存款准备金率等比率型货币政策工具的调控效果会逐渐下降，因此央行可以创新其他种类货币政策工具以实现经济的调节。（3）在实施货币政策工具的进程中，注重不同货币政策工具的搭配使用，使其能更加有效地实现宏观经济目标。
参考文献
货币供给量范文2
【关键词】通货膨胀率；货币供给量增长率；GDP增长率CBR指数；人民币实际；有效汇率
一、引言
2008年美国次贷危机的爆发，对于虚拟经济和实体经济产生强烈冲击，各主要经济体国家为挽救危机采取了宽松的货币政策，以此来刺激经济发展。中国在本次危机中也受到冲击，中国政府采取了适度宽松的货币政策，货币供给量迅速增加。自2010年开始，我国的通货膨胀率快速提升，2011年维持在高位运行，一部分学者认为本轮通货膨胀与国内货币供给的迅猛增加有着密切的联系，又有部分学者认为与国际市场全球货币泛滥引发国际大宗商品市场投机爆炒有关。本文在费雪交易方程中影响物价水平的货币供给量和GDP增长率指标之上，将国家大宗商品市场CBR价格指数变化率以及人民币实际有效汇率指数纳入考察范围，综合国内和国际两方面探究影响我国本轮通货膨胀的原因。采用1999年一季度至2011年二季度数据，运用协整分析、因果检验等方法考察通货膨胀率与货币供给增长率、GDP增长率、CBR指数变动率、人民币实际有效汇率之间的相关性。
二、文献综述
研究货币供给量与通货膨胀之间的关系，是宏观经济学的一个重大课题。传统的货币数量论认为通货膨胀是一种货币超发现象，是货币供给的增长率超过实体经济的需求而产生的超额货币供给现象。McCandless和Weber（1995）通过分析长期货币供给量和实体经济之间的关系，认为货币在长期中为“中性”，在短期内“非中性”。Walsh（2003）通过分析两者之间的对应关系认为，把货币本身作为通货膨胀的原因的解释过于简单，需要结合经济环境等其他因素加以分析。国内学者对于通货膨胀也有大量的研究，部分学者认为通货膨胀是货币超发现象，应该采取紧缩的货币政策加以治理，部分学者认为我国经济的快速增长和实体经济的繁荣是根本原因，从需求拉动、成本推动和结构方面分析我国的通货膨胀原因。赵留彦和王一鸣（2005）认为通货膨胀与货币供给量之间存在相关性，张国洪，曾永平（2005）通过实证分析，认为货币供给是通货膨胀的原因。程建华，黄德龙，杨晓光（2008）认为货币供给量是CPI的因。部分学者认为货币供给与通货膨胀之间不存在显著相关性，如刘霖，靳云汇（2005）利用1978～2003 年的数据进行实证分析，未发现货币供给影响CPI。陈彦斌，唐诗磊，李杜（2009）的研究同样也没有发现两者之间显著的相关性。
三、实证分析
本文的CPI数据、GDP数据、货币供给量M2数据来自财新网数据库，CBR指数来自大智慧数据库，人民币实际有效汇率数据来自国际清算银行（BIS）数据库，数据经过X11加法模型季节调整，消除季节性影响因素。各时间序列经过季节调整后走势图如下：
（一）单位根检验
在进行协整检验之前需要保证各时间序列是同阶单整的，因此需要对时间序列进行单位根检验，ADF检验结果如下：
C，代表常数项；T，代表趋势项；L，代表滞后阶数。
由此可以看出，各时间序列在5％的显著性水平下均不拒绝原假设为非平稳时间序列，在进行一阶差分之后均为平稳时间序列，即同为一阶单整时间序列，可以建立协整方程。
（二）建立协整方程式
CPISAt=C+β1CBRSAt+β2 M2SAt+β3REERSAt+β4GDPt， t=1，2…
综合考虑到数据的数量以及AIC、SC准则和LR值，本文采用时间序列的四阶滞后建立VAR模型，采用有常数无趋势的协整方程形式进行三阶滞后协整检验得到协整检验结果如下：
迹统计量结果：
迹统计量显示在5％的显著性水平下有五个协整方程，最大特征值检验如下：
最大特征值统计量检验显示在5％的显著性水平下有三个协整方程。
（三）对协整方程形式的稳定性进行检验
采用AR根图法，结果如下
所有的AR根值位于单位圆以内，协整方程的形式是稳定的。
（四）Granger因果检验
由于运用Var 模型对时间序列进行分析是，只能得出时间序列之间的相关性，并不能判定变量是自变量还是因变量，因此需要对变量之间的因果关系进行检验。对VAR模型变量在10％的显著性水平下进行Granger因果检验，结果如下：
从Granger因果检验可以得出国际大宗商品价格指数CBR变动对CPI影响并不显著，GDP增长率、货币供给量增长率M2、人民币实际有效汇率指数REER都是CPI的Granger因。
（五）本文采用标准化的第一个协整方程形式
CPISAt=0.004346CBRSAt+0.212640M2SAt-0.003323REERSAt+0.915335GDPt
从协整方程的参数估计量看，国际大宗商品价格指数CBR变动率与人民币实际有效汇率指数REER对CPI影响并不显著，但是CBR指数与CPI正相关，reer指数与CPI负相关，符合理论预期。而货币供给量的增长率M2与GDP增长率对CPI有显著影响，M2提高1％，CPI提高0.213％，而GDP增长率每提高1％，CPI提高0.92％，GDP增长率与CPI的相关性强于货币供给量增长率。
四、政策建议
本文通过建立协整方程考察通货膨胀率与GDP增长率、货币供给量M2增长率、国际大宗商品价格指数CBR、人民币实际有效汇率指数REER之间的相关性，发现通货膨胀率与GDP的增长速度有高度相关性，同时与货币供给量增速相关性也较高，但与国际大宗商品价格变动和人民币实际有效汇率变动相关性不显著，国内因素是通货膨胀的根本原因。因此治理通货膨胀建议从国内经济入手控制货币供给量的增长速度和优化产业投资结构入手，防止投资过热导致的通货膨胀对我国经济的可持续发展造成影响。
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]．西业大学学报．2005（6）
[2]王宏伟．货币供应量与通货膨胀的相关性分析[J]．企业导报．
货币供给量范文3
[关键词]货币供给 银行卡 货币乘数
一、引言
银行卡最早起源于美国，在上世纪六十年代开始迅速发展。从1985年中国银行珠海分行发行大陆第一张信用卡——中银卡，到2002年银联标志卡先后在全国40个城市发行，银行卡在中国才开始迅速发展。截至2011年末全国累计发行银行卡达到29.49亿张，同比增长22.1%，是2002年的6倍多。随着银行卡受理环境的日趋成熟,银行卡的消费量和消费金额也在逐年增长。2011年中国银行卡消费支付64.13亿笔，金额为15.21万亿元，同比分别增长32.3%和45.8%。银行卡作为一种非现金支付工具，无论是从业务量还是交易金额来看都占据着十分重要的地位。
传统货币供给理论认为，货币供给量主要受基础货币和货币乘数的影响，而货币乘数又受法定准备金率、超额准备金率以及公众持币结构等因素影响。而银行卡的广泛使用，一方面削弱了货币当局对基础货币的控制力，另一方面银行卡支付对现金的替代效应以及对现金漏损率等指标的影响，使得货币乘数的变化更加复杂，这就加大了央行对货币供给的控制难度。所以深入探究以银行卡支付对货币供给量的影响，准确把握银行卡支付与货币乘数变化的内在联系，对央行灵活的运用货币政策调整货币供应量，提高货币政策的有效性具有十分重要的现实意义。
二、国内外研究文献综述
国内外学者对电子货币及其对货币供给量的影响已进行了广泛研究。在理论分析方面现有研究文献主要是从货币供应角度和货币需求角度出发。Setsuya Sato等学者（2001）指出电子货币的使用对基础货币、货币流通速度和货币乘数都产生了一定影响，进而影响了货币的供应量。尹龙（2002）认为电子货币的出现使得货币供给的过程表现为内生性，而货币供应结构由此变得不稳定。赵家敏（2000）提出，电子货币无论是替代现金还是替代存款都会使货币乘数扩大。
对电子货币的实证研究主要集中在电子货币对现金的替代效应，进而对货币供给和需求产生的影响方面。Viren和Boeschoten（1992）分别使用芬兰和荷兰的数据选取信用卡和ATM机两个变量进行研究，结果表明信用卡与现金持有量负相关，ATM机数量与现金持有量正相关。Snellman等学者（2000）对10个欧洲国家的货币需求进行研究认为，现金和银行卡、ATM、POS机数量之间存在明显的替代关系。王倩（2009）在研究中引入现金使用率、银行卡货币替代率和前一期的现金使用率作为变量。结果表明，银行卡货币替代率和现金使用率之间存在明显的负相关关系。周光友（2009）选取M0和M1的增长率作为因变量，选取电子货币替代率和现金漏损率作为自变量。结果显示，电子货币替代率和现金漏损率与现金都存在明显的负相关关系。
现有研究虽然已经相对完善，但在银行卡的使用对货币供给结构的影响方面现有的研究还有欠缺。本文在前人的研究基础之上，使用了更为准确的自变量对银行卡支付对中国货币供应结构的影响进行了实证研究，从而深入分析了银行卡支付对货币供给量的影响。
三、银行卡支付对货币供应结构影响的实证分析
（1）变量及数据的选取
本文在研究过程中引入现金在狭义货币中所占的比例（M0/M1）和狭义货币与广义货币量的比例（M1/M2）分别作为因变量，记为Y1和Y2；选取银行卡渗透率（即扣除了价格上涨因素的银行卡消费占社会消费品零售总额的比例）为自变量，记为X。考虑到数据的准确性和可得性，本文收集了中国1999—2011年13年共39个样本数据进行实证研究。
尽管非现金支付对现金会产生一定的替代效应，但事实上流通中的现金和狭义货币量的绝对量都在持续上升，所以在研究银行卡消费对现金的替代作用时若只使用增长率作为因变量则不能完全反应现金需求的变化。狭义货币量M1代表了交易媒介的货币总量，一定程度上可以代表人们当期的购买力。所以M0在M1中占比的变化才能更加直观的代表人们在交易中使用现金的比例。选择M1/M2则能反映交易职能货币在货币供给中的占比，反映了使用银行卡消费对货币供给结构的影响。
(2)模型的单位根检验及模型建立
在建模分析之前首先对时间序列数据进行平稳性检验,结果表明数据都存在二阶单整，二次差分后再检验，在置信区间为0.05时，X和Y1、Y2都是平稳的。则X和Y1、Y2都是二阶单整序列满足协整检验，可以进行回归分析。采用OLS方法对数据进行回归分析，得到模型如下：
LNY1=-1.9048-0.1772 LNX
?摇?摇?摇(-56.25)?摇(-12.436)
其中，R2=0.9336，DW=1.48，F=154.66。数据拟合程度很好，且数据经过怀特检验及拉格朗日乘数检验后不存在异方差和序列相关。
LNY2=-1.079-0.0426 LNX
?摇?摇?摇（-60.484）（-5.678）
R2=0.7456，DW=2.62，F=32.245，数据通过了怀特检验不存在异方差，但拉个朗日乘数检验发现，模型存在二阶序列相关。在使用科克伦奥科特迭代法进行修正后得到模型为： LNY2=-1.075 -0.0418 LNX
?摇?摇?摇?摇（-251.34）（-22.648）
R2=0.924，DW=1.775，F=28.32，模型拟合程度很好。
（3）实证结论
从上述结果可以看出，银行卡消费与流通中的现金存在负相关关系，具体表现为银行卡渗透率每增加1%，将会引起现金在M1中占比下降0.178个百分点。这说明银行卡的消费确实替代率部分现金；而银行卡消费与M1之间也同样存在负相关关系，银行卡渗透率每增加1%，会引起M1在M2中占比下降0.043个百分点。这说明银行卡支付不仅替代了现金同时对于活期存款也存在一定的替代作用，使得货币供给层次中的M0在广义货币M1中的占比逐渐下降，同时对M1本身产生了一定的影响，使得M1在M2中的占比也呈下降趋势。
四、结论及启示
理论分析及实证研究都表民，银行卡支付与流通中的现金存在负相关关系，银行卡的支付对流通中的现金产生了替代效应，使得货币供给层次中的M0在广义货币M1中的占比逐渐下降，同时M1在M2中的占比也呈下降趋势。由此可以看出银行卡消费已经使中国的货币供给结构产生了变化，而且随着银行卡业的继续发展，狭义货币中现金比例将会越来越低，同时狭义货币在广义货币中占比也还会继续下降。
综上所述，随着相关配套服务的逐渐完善，银行卡作为一种便捷的支付方式，在中国居民的日常消费中将会占据越来越重要的地位。其对货币供给结构产生的影响将会直接使中国货币供给的内生性逐渐增强，导致中央银行对于货币供给量的控制能力进一步减弱。因此，央行应该在充分考虑银行卡支付对货币供给结构产生的影响其对现金的替代效应和替代程度的基础上，科学地安排货币发行使其适应经济发展需要。在实施货币政策过程中，通过调整基础货币从而调控货币供给的政策必须同时配合其他的货币政策工具，以确保货币政策对宏观经济调节的有效性。
参考文献：
[1]尹龙，网络银行与电子货币——网络金融理论初探[D]，西南财经大学金融学院，2002.
[2]靳超、冷燕华，电子化货币、电子货币与货币供给[J]，上海金融，2004(9).
[3]周光友，电子货币的替代效应对货币层次的影响,华东经济管理，2009(11).
[4]王倩、纪玉山，电子货币对货币供应量的冲击及应对策略[J]，经济社会体制比较，2005(4).
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货币供给量范文4
关键词：倒逼特性；协整；因果关系检验；脉冲反应
货币供给属性之争是货币经济理论界长期存在的现象。在实际争论中，无论是货币供给外生论者还是内生论者都将货币供给机制的运作方向作为其立论基础。外生货币供给理论坚持货币供给“乘数机制”，认为货币供给是基础货币通过乘数效应实现的，是基础货币决定货币供给量。而内生性理论则相反，其货币供给机制可称之为“倒逼机制”，而货币供给量对基础货币供给的“倒逼”是最后一个环节。同时，在现实经济实践中，货币政策制订者都以货币供给机制的运作方向为依据而制订货币政策，故以基础货币供给为主要货币政策工具。因此，研究一国的货币供给机制运作方向，尤其是基础货币供给机制的运作方向,无论是对货币经济理论的发展，还是对一国现实货币政策有效性的评判以及货币政策工具的选择都具有重大意义。
一、理论综述
目前，对货币供给机制运作方向的理论研究都体现在货币供给属性的研究之中。现代主流内生货币供给理论都体现出货币供给的“倒逼机制”。Siney・S・Weintraub（1978）在论述其货币供给内生性时，基于工资加成的价格形成定理认为，货币工资增长超过劳动生产率的增长幅度，导致货币收入的增加，造成既定实际产出水平下的交易性货币需求的增加，假定货币流动速度不变，中央银行为了维持充分就业和实际产出的增长，就必须增加货币供应。Nicholas・Kaldor（1982）在从中央银行充当“最后贷款人”职能的角度论述货币内生性时认为，虽然从形式看，现有的货币供应量都是从中央银行渠道出去的，但实质上并不完全由中央银行自主决定，是中央银行被动地适应公众货币需求的结果。这是因为公众的货币需求经常大量地表现为贷款需求，而银行贷款和货币供给量是紧密相关的，银行贷款的增减实际增减了现有货币供给量。Basil・J・Moore（1988）在论述基础货币供给的内生性时，基于中央银行调控货币供给的“三大法宝”，认为基础货币的投放取决于商业银行对流动性的需求。
上述货币供给理论的逻辑可以概括为：“实际经济因素货币供给基础货币供给”的一般形式。可以看出在货币供给的“倒逼机制”中，货币供给对基础货币供给的“倒逼”是其中的最后一个环节。同时，由于各国中央银行都把基础货币供给作为主要的货币政策工具，因此，从经济实践角度来说，也是最重要的一个“倒逼”环节。
经验研究的程度取决于理论研究的发展水平。基于当代货币供给内生理论，国外学者展开了大量的实证研究。具体到最后“倒逼”环节的实证研究文献比较有限。其中比较有名的是Lombra、Torto（1973）以及Forman、Groves和Eicher（1985）的实证研究，他们证实了美国基础货币的变动是被动的和适应性的。
我国学者在对我国货币供给内生性的实证研究中，其“倒逼特性”只体现到实际经济因素对货币供给量的“倒逼”这一层次。然而，外生货币供给论者都将基础货币与货币供给量的关系作为其主要立论基础：M・Friedman，A・Schwartsz（1963）、Phillips・Cagan（1965）、Jerry・L・Jordan（1969）、Albert・E・Burger（1971）等都分别从基础货币通过货币乘数决定货币供给量这一角度论述其货币供给外生性思想，并进行相应的实证检验。因此，从这一角度说，我国相关学者的实证研究是不够彻底的，并不能从外生货币供给论的立论基础角度反驳外生货币供给理论，其实践意义也必然是有限的。
对我国货币供给“倒逼机制”的实证研究必然涉及到实证研究路径的选择问题，而合理的路径选择取决于相关理论争鸣的焦点及其表现形式。因此，笔者将以基础货币和货币供给量为主要变量，展开对我国货币供给“倒逼机制”，最后的、也是最重要环节的实证研究。
二、数据说明和计量分析
基于上述理论探讨，本文将通过对基础货币与货币供给量之间计量关系的研究，以检验我国货币供给机制的运作方向问题。为了表述的全面性，文中将同时分别检验广义货币供给（M2）和狭义货币供给（M1）与基础货币（B）的关系。
由于1997年中国人民银行对金融统计制度进行了较大调整，因此，1997年以后的数据与以往的历史数据是不可比的。本文选取从1998年第一季度到2006年第三季度的数据，共35组作为样本。数据来源于《中国金融年鉴》各期，其中2006年的数据来源于中国人民银行月报。为了消除数据可能存在的异方差性，本文对其取对数值，得三个变量：LNB、LNM2、LNM1，分别代表基础货币、广义货币供给、狭义货币供给。实证检验过程如下：
（一）ADF检验
由于采用非平稳序列建立模型将很可能导致伪回归。故在分析时间序列问题时，进行单位根检验是必要的。采用ADF单位根检验方法，对原时间序列进行回归后得到的ADF统计量若大于给定显著性水平的临界值，则所检验序列为非平稳序列，反之亦然。若为非平稳序列，则继续对其一阶差分序列进行检验，以确定其单整阶数。本文采用麦金农临界值，对上述各序列的单位根检验结果如表1所示：
上述检验结果表明，LNM2、LNM1、LNB都具有单位根，而其一阶差分为平稳序列，即为I（1）序列。
（二）协整关系检验
协整是指若干个单整阶数相同的时间序列的某种线性组为平稳序列，它可以表明变量之间是否存在长期关系。本文采用Engle和Granger于1987年提出的两步检验法（EG检验），分别对LNM2、LNB以及LNM1、LNB进行协整检验。
1、对LNB、LNM2进行协整检验
第一步：对LNB、LNM2建立协整回归模型：
LNB=2.243+0.696LNM2
第二步：令
E2=LNB-2.243-0.696LNM2
对E2进行单位根检验，发现E2已经是平稳序列。故LM2与LNB之间存在长期的稳定关系。
这样可以建立误差修正模型，以表明LNB和LNM2之间的短期变动关系。经过多次试验，删除不显著的滞后量，采用广义差分法得到方程如下：
上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式是理想的单方程误差修正模型。
2、对LNB、LNM1进行协整检验
第一步：对LNB、LNM1建立协整回归模型：
LNB=2.803+0.708LNM1
第二步：令
E1=LNB-2.803-0.708LNM1
对E1进行单位根检验，同样发现E1也已经是平稳序列，故LNM2与LNB之间存在长期的稳定关系。
同样经过多次试验，删掉不显著的变量，我们可以得到误差修正模型：
上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式也是理想的单方程误差修正模型。
（三）Granger因果关系检验
Granger（1969）提出，如果由yt和xt滞后值所决定的yt的条件分布与仅由yt滞后值决定的条件分布相同，则称两序列存在格兰杰非因果性；若加入xt滞后变量有助于改善yt的预测精度，则称两序列存在格兰杰因果关系。对上述各货币供给对数序列两两配对检验，检验结果如表2所示：
从表4可以看出，在1998到2006年的季度数据样本区间内，在1%的显著性水平下，LNM2是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM2的格兰杰原因；LNM1是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM1的格兰杰原因。说明我国货币供给体系存在明显的“倒逼机制”，具有显著的“倒逼”特性。至此，我们可以得出这样的结论：在我国货币供应体系中，是广义货币供给以及狭义货币供给决定基础货币供给，而不是外生货币供给论所认为的狭义货币供给通过乘数效应决定广义货币供给的外生货币供给思想。
（四）VAR模型的方差分解和脉冲反应分析
Granger因果关系检验只能说明变量之间的因果关系，但不能说明变量之间因果关系的强度。本文通过对VAR模型的方差分解和脉冲反应分析，揭示出货币供给对基础货币的动态影响过程。
1、方差分解分析
方差分解的基本思想是,把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的各部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解不仅可以对样本期间以外的因果关系检验,而且还将每个变量的单位增量分解为一定比例的自身原因和其他变量的贡献。笔者通过建立VAR（2）模型，进而得出方差分解结果。为了更形象地反映各变量贡献的变化趋势，文章用趋势图给出（见图1和图2）：
从图1可以看出，从第三期开始，广义货币供给（LNM2）对基础货币供给（LNB）的影响持续、显著地增大，而基础货币对其自身的影响却持续地明显降低。
从图2可以看出，从第一期开始，狭义货币供给对基础货币供给的作用就显著地增强，在第十二期就占到基础货币供给预测误差的50%，并且之后依然持续增强其对基础货币供给的影响。而基础货币对其自身的影响却是相反的。
2、脉冲反应分析
脉冲响应函数是试图描述任意一个变量的扰动是如何通过模型影响所有其他变量的，并最终又反馈到自身的过程。本文通过建立VAR模型，利用脉冲反应函数来分析LNB对LNM1、LNM的动态冲击的反应。
从图3可以看出，在第一期基础货币（LNB）对其自身的一个标准新息立刻有较强的反应，供应量增加了约0.042左右，但影响的时间不长，到第四期就回到原来的水平，以后一直以一个持续的、稳定的微弱负值影响基础货币的供给；而广义货币供给虽然在第二期对基础货币有一个微弱的负向影响，但很快从第三期开始就以一个持续的、稳定的较强正值影响着基础货币的供给。这与上述协整检验以及格兰杰因果关系检验是吻合的。并且广义货币供给对基础货币供给有较强的决定作用。
从图4可以看出，其基本结构与图1相似，第一期基础货币对自身的一个标准差新息立刻起反应，但很快就回复到一个持续、稳定微弱的负值影响；从第二期开始，狭义货币供给（LNM1）就以一个较强的正向值作用于基础货币供给，并且之后以一个较大正值持续稳定地作用于基础货币的供给。而且与图3中不同的是，狭义货币供给并没出现任何对基础货币供给的负向作用，这应是狭义货币比广义货币具有更强流动性的缘故。
三、结论
通过对我国货币供给与基础货币供给（对数）变量之间关系的计量检验发现，各层次货币供给对基础货币供给具有持续的、显著的决定作用，本文通过分析得到的基本结论如下：
第一，在货币供给量与基础货币的长期均衡关系上，无论是广义货币供给还是狭义货币供给都与基础货币供给之间存在协整关系。说明我国的货币供给与基础货币之间存在长期均衡关系。这一点，主流的内生货币供给理论和外生货币供给理论都是认可的。
第二，从货币供给和基础货币的Granger因果关系来看，无论是广义货币供给还是狭义货币供给对基础货币的变化都存在显著的Granger影响，表明我国货币供给机制存在显著的“倒逼”特性，而不是外生货币供给论者所长期坚持的由基础货币通过乘数效应决定货币供给的外生性思想。
第三，通过方差分解分析，识别了货币供给对基础货币变动的动态影响过程。方差分解的估计结果表明，货币供给在长期和短期对基础货币的影响是非常显著而持续的，“倒逼”特性非常明显。
第四，通过估计VAR模型的冲击反应分析，可以看出货币供给对基础货币冲击的动态反应路径。发现货币供给对基础货币的冲击效果是持续而稳定的。估计结果不仅再次验证了货币供给对基础货币的“倒逼”特性，而且具体描述了货币供给对基础货币的动态影响。
参考文献：
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4、宁咏.内生货币供给:理论假设与经验事实[M].北京:经济科学出版社,2000.
5、刘斌,邓述慧.货币供求的分析方法与实证研究[M].北京:科学出版社,1999.
货币供给量范文5
关键词：乔顿模型 电子货币 货币供给 货币政策 影响
一、电子货币对传统货币的挑战与困惑
电子货币是以电子数据的形式代替传统现金，是现代经济社会现金和活期存款的替代物，代替现金或者活期存款充当着交易媒介，但其本质特征并没有完全脱离现金和活期存款。电子货币方便、快捷，加速了资金的流通，提高了货币流通速度,减少了货币流通费用。电子货币为其发行者带来了巨大收益，为交易双方提供了方便和快捷,也对中央银行的职能和作用、传统货币政策工具以及电子货币支付的安全性等带来了深刻的影响。电子货币对传统意义上的货币产生了比较明显的替代效应，并且出现了取代传统货币的趋势。电子货币对传统货币的替代并不只是形式上的替代。它不仅使货币供给结构发生了改变，还使货币层次之间的转化变得容易，各货币层次之间的界限变得模糊，难以界定。这对根据金融资产的流动性来划分货币层次的标准带来极大的挑战。
另外，电子货币的产生使狭义货币量和广义货币量难以统计，难以清晰划分货币层次，这势必给中央银行实施货币政策带来诸多困难。例如：各种信用卡、借记卡以及活期存款的通存通兑，从形式上是居民个人的储蓄存款，从货币供应层次上应该归属于广义货币范畴,但其流动性可以同流通中的现金相比拟。电子货币的变现成本非常低，当人们需要交易性货币时，可以利用电子货币迅速变现的特点，在各种金融工具之间迅速实现转换。于是，原有的货币供应量的统计指标失去了意义，无法使用原有标准来衡量货币供应量的实际变化，也就无法准确分析货币供应量对实体经济的影响，使得中央银行的货币政策无所适从。这对金融市场的分析和货币政策的制定非常不利。
二、电子货币对货币供给的影响
根据现代货币供给理论，货币供给等于基础货币与货币乘数之积,基础货币是中央银行直接控制，由流通于银行体系之外的现金通货和商业银行的存款准备金构成。银行体系的各种存款正是通过银行准备金的多倍扩张创造出来的。若设: M表示货币供给；B表示基础货币；m表示货币乘数；C表示通货；D表示活期存款；R表示商业银行的存款准备金。那么：M = C + D；B= C + R。
货币乘数：m = M /B= ( C + D) / ( C + R)=(C/D+1)/(C/D+R/D)
传统货币供给模型为：M = B·m
20世纪60年代末,美国经济学家乔顿对这个模型做了进一步的发展,推导出比较复杂的货币乘数模型。在乔顿的分析中,货币只包括两项：公众手中持有的通货和私人活期存款，即狭义的货币定义M1 。乔顿货币乘数为：
m = ( 1 + K) / [K + rd + rt·t + e]
其中：k =C /D，k表示通货比例，C表示公众期望持有的通货；rd 代表活期存款的法定准备金比率；t= T /D ，T表示商业银行所吸收的定期存款，t表示定期存款比率即定期存款同活期存款之比；rt代表定期存款的法定准备金比率；e= E /D，其中E表示商业银行持有的超额准备金，e表示超额准备金比率。可以得出乔顿货币供给模型为：
M= B·m =B·( 1 + K) / [K + rd + rt·t + e]
根据乔顿的货币乘数模型, 货币乘数 m是行为参数k、rd 、rt 、t和 e的递减函数，即 m与 R、e、t 、k均呈负相关的关系。现在分析基于乔顿货币供给模型考虑电子货币因素后对货币供给的影响。
（一）电子货币对基础货币的影响
货币供给量范文6
一、外生性货币供给理论
19世纪初，以大卫李嘉图为首的“金块论者”是早期外生论的代表。在其后的通货论争中，以奥维尔斯顿、英国首相皮尔为首的通货学派获得了胜利，他们主张“银行券的发行决定于黄金数量”，也就是认为货币供给是外生的。1844年开始在英国实行的《皮尔条例》，使外生性的货币供给理论为多数人所接受。凯恩斯本人也认为货币供给是外生的，货币数量决定于中央银行的行动。但坚持外生性货币供给最为有力的莫过于货币主义者。
根据MVPy的恒等式，货币主义者在货币流通速度V稳定、真实产出y长期内不受M变动影响的前提下，得出货币量(M)决定价格(P)或名义收入(Py)的因果关系。中央银行应当实行“不变增长率”的货币控制规则。因此，他们必须首先从理论上证明货币供给是能够被中央银行所控制的外生变量。货币主义者利用一般所公认的存款与货币创造模型Ms=MBm，在统计数据的支持下得出了以下几个结论：(1)基础货币(MB)与货币乘数(m1、m2)相互独立，互不影响；(2)影响货币乘数的各因素在短期内是稳定的，长期而言也常会起反向作用而相互抵消，因而货币乘数可看作是常数；(3)基础货币比货币乘数对货币供给量的影响要大：(4)中央银行通过公开市场操作等政策工具，不但可以主动增减基础货币量，还可抵消货币乘数内某些系数变动的影响。由此，货币供给外生。
表面上看，货币主义者得出的这些结论可以很好地证明货币供给的外生性，但仔细分析可知，这些结论是站不住脚的。考虑中央银行在公开市场上购入国债以增加基础货币的行为，在基础货币增加的同时，利率下降，货币乘数的许多相关系数，如超额准备金率、现金漏损率等都会发生变化，货币乘数与基础货币无法完全隔离；再者，影响货币乘数的诸多因素中，如超额准备金率、现金漏损率、定期存款与活期存款的比例等都取决于商业银行和公众的资产选择行为，在短期内是经常发生变化的，不可能由中央银行完全控制；此外，20世纪80年代西方国家央行的货币量目标屡屡失准，也说明货币供给并非完全由央行决定。
二、早期的内生性货币供给理论
内生性货币供给的思想可追溯至早期的货币名目主义者詹姆斯斯图亚特。他在1767年出版的《政治经济学原理的研究》一书中指出，一国经济活动水平使货币供给量与之相适应。这一原理后来被亚当斯密加以继承，又被银行学派加以发展。马克思从劳动价值论出发，认为在金属货币时代是商品和黄金的内在价值决定了商品的价格，从而又同流通的商品量共同决定了社会的“必要货币量”，因此也持货币供给的内生性观点。
银行学派的代表人物图克和富拉顿认为，通货(银行学派的通货概念已包括了黄金、银行券、支票存款、汇票和账簿信用等其他信用形态)数量的增减不是物价变动的原因，而是其结果；通货的增减不是先行于物价，而是追随于物价。发行银行处于被动的地位，既不能任意增加银行券发行的数量，也不能任意减少。银行学派区分了货币流通的三种情形对此点加以论述。(1)纯粹金币流通情况下，多余的金币可以通过其贮藏手段的职能加以解决；(2)银行券和其他信用形态与金币混合流通时，以贴现放款方式发行的银行券必因偿付贷款而流回。又因各种通货之间存在代替性，由某种原因引起减少的银行券会被支票、汇票、账簿信用甚至相消结算法所代替，所以通货的数量不能由银行任意增减；(3)不兑现纸币流通的情形下，若是纸币由银行以票据贴现或短期放款的形式发行，则会象银行券一样，随着贷款的偿还而回流；即使是由政府发行，只要为之安排好确实可靠的还流渠道，其发行也不至于过多。
瑞典经济学家米尔达尔打破了传统货币数量说所坚持的货币流通速度稳定的结论，将银行学派的货币供给内生论进一步加以发展，从而把纸币本位制下M与P(或PY)的单向前因后果重塑为双向的相互作用。在1939年的《货币均衡》一书中指出，“支付手段数量同物价水平之间的颇为复杂的数量关系，决不是可称为前者决定后者的关系，而宁可说是反其道而行的关系”，“因为支付手段的流通速度，在动态过程中不能被看成是固定不变的”。
三、货币供给的“新观点”
“新观点”这一用语是托宾在1963年首次提出的，它形成于20世纪50年代中期到60年代中期，是相对于传统的货币基数-货币乘数分析法而言的。“新观点”强调商业银行与其他金融机构的同一性，以及货币与其他金融资产的同一性，主张货币供给的内生性。对这一理论作出贡献的主要是英国《拉德克利夫报告》的作者、美国的格雷和肖以及托宾等人。
1959年的英国《拉德克利夫报告》提出的中心论点是，对经济有真正影响的不仅仅是传统意义上的货币供给，而且是包括这一货币供给在内的整个社会的流动性；决定货币供给的不仅仅是商业银行，而且是包括商业银行和非银行金融机构在内的整个金融系统；货币当局所应控制的应该是包括货币供给在内的整个社会的流动性。在这一报告中虽然没有明确出现“内生货币供给”的字眼，但其内生观点与米尔达尔相一致。
1960年，美国经济学家格雷和肖在《金融理论中的货币》一书中，通过对原始和现代金融市场运行的比较研究，得出两个支持货币供给内生的结论：一是私人经济主体发行的“初级证券”可以向金融中介机构换取存款单、基金股份等“间接证券”，而这些间接证券在发达金融市场上已有不少种类与通货同样起着支付手段的作用；二是当货币当局承担了买进某种私人初级证券的义务(如再贴现)时，初级证券的发行可直接导致法定货币的增加。商业银行在货币创造过程中，会受到其他金融机构的竞争，于是货币供给不仅决定于商业银行本身，而且决定于其他金融机构和社会公众的行为。货币统计的口径越大，货币供给的内生性越大。
托宾是当代货币供给内生论的最著名代表。他认为，货币当局与一般银行不是可以任意创造货币与信用，也不是每新增一笔准备金就得增加一笔或一连串的贷款，一切都得依据成本与收益的比较来决定，其信用创造受其贷款边际收益与存款边际成本相等的制约。货币同其他金融资产一样，其供给和需求不仅取决于这种资产本身的价格和收益，且决定于其他所有资产的价格和收益。在托宾看来，若是各经济主体根据收入、利息率、风险等选择资产结构的结果是货币需求增加，则利率会提高，银行会千方百计解决准备金问题(如压缩超额准备、提高定期存款减少活期存款以释放部分准备金、借款等)，从而以更多的货币供给来满足这一需求；若货币需求缩减，银行就无法强迫公众接受货币供给，多余的货币供给会被公众以还债等方式退回来。因此，货币供给与其他金融资产的供给一样，决定于商品生产和商品流通过程本身，货币供给因受到货币需求的制约而内生。
四、后凯恩斯主义者的内生性货币供给理论
后凯恩斯货币经济学家的代表人物西德尼温特劳布和尼古拉斯卡尔多在20世纪70年代提出的内生货币理论是从另外一个角度进行论证的，即中央银行不得不迁就市场的需要而使货币有所增加。
温特劳布认为，商品价格是在劳动成本及劳动成本之上的某种加成决定的。假定劳动生产率随时间的推移而提高的速度是相对稳定的，如果名义工资率(w)的相对增长率超过平均劳动生产率(A)的提高，物价(P)就会上升，从而社会名义收入(Py)也就增加，货币需求随之增加。如果此时中央银行拒不增加货币供给，就会导致利率上升，投资、真实收入以及就业量就要缩减，以使货币需求与供给在低收入水平上被迫相等。这当然是中央银行，特别是政府当局所不愿看到的。因此，只要货币工资在谈判桌上外生地决定，货币当局就最多只能保证货币的充分供给，以消除充分就业和增长的金融障碍。
卡尔多认为，中央银行的基本职责是作为最后的贷款人，通过贴现窗口，保证金融部门的偿付能力。中央银行为了防止信贷紧缩导致灾难性的债务紧缩，货币当局除了满足“交易需求”之外，别无选择，否则整个金融系统都将面临流动性不足的困难。该观点表明，在中央银行制定和维持的任何既定利率水平上，货币供给曲线的弹性都无限大，即货币需求创造自己的货币供给，供给因此而能满足经济对货币的需求，货币供给曲线呈水平。
80年代末，莫尔又将上述理论进一步推向深化，对金融运行机制变化的影响进行了深入探讨。莫尔的理论主要包括以下几点：
(1)信用货币的供给内生。莫尔把货币分为三种，商品货币、政府货币和信用货币。商品货币是从各种实物演变而来，最后体现在黄金上的货币；政府货币是由政府发行债券而沉淀在流通中的货币，这两种货币都是外生的；信用货币是商业银行发行的各种流通和存款凭证，它们形成于商业银行的贷款发放，而这又取决于公众对贷款的需求和贷款的期限，因而信用货币的供给并不脱离于其需求，具有内生性。
(2)基础货币内生。中央银行买卖有价证券的对象是追求利润最大化的商业银行，它们通常已经将其资产用于有价证券或者商业贷款，一般不会有闲置的资金参与公开市场买卖。商业贷款在发放之前就有规定的偿还日期，企业的生产周期也限制它们提前还贷，因此商业银行很难提前收回贷款。商业银行是否出售手头持有的有价证券也取决于其自身的成本收益比较，只有政府证券的价格降低到一定程度从而使其收益率超过、或至少是相当于商业银行现有的有价证券，才会吸引商业银行购买，而这时利率之高又是政府所不能承担的。所以，中央银行不能顺利地通过公开市场操作决定基础货币量。在再贴现的运用上，中央银行完全处于被动的地位，提高再贴现率虽可遏制商业银行的贷款需求，但它却不能阻止商业银行向贴现窗口寻求基础货币的补充。中央银行从理论上讲，拥有拒绝提供贴现的权力，但这种拒绝不仅会形成沉重的政治压力，甚至可能危及银行系统的流动性。
(3)负债管理使基础货币自给。莫尔指出，60年代开始的金融创新，使商业银行可以直接在金融市场上筹集资金，而无需等待中央银行的基础货币注入。商业银行已由原来的资产管理转向负债管理，其主要资金来源已由原来的吸引存款为主转变为直接在金融市场上发行融资工具，欧洲美元市场的发展更加方便了商业银行从国际市场上筹集所需的资金。由于一家企业往往与多家银行建立业务关系，这样，处于激烈竞争环境下的商业银行，为保持与客户的稳定关系，只能随时发行可上市的存款凭证来满足企业的货币需求。由于所有可上市的金融工具几乎都不受中央银行直接控制，这就使商业银行比以往任何时候都不依赖中央银行。
(4)银行角色转换传导的内生性。莫尔把金融市场分成批发市场和零售市场，前者是商业银行筹集资金的市场，后者是商业银行发放贷款的市场。在批发市场上，商业银行是贷款条件的接受者和贷款数量的决定者，而在零售市场上，商业银行则是贷款条件的决定者和贷款数量的接受者。这就是说，公众在零售市场上对于资金的需求将通过商业银行直接传导至包括中央银行在内的批发市场予以满足，货币供给因而由货币需求决定。
此外，莫尔还否定货币乘数的意义，认为它不能解释创造货币过程中的因素及其创造的过程，以往的货币供给等于基础货币乘以乘数的等式仅仅是对现象的描述，而不是对现象的解释。政府无法控制信用货币的供给。
五、对内生性货币供给理论的评价
从以上对货币供给内生论的介绍可以看出，它在对非银行金融机构及其金融资产的作用、中央银行对政治压力的屈从、商业银行对负债管理的重要性方面的强调有过头之嫌，但它毕竟对传统的货币经济理论作出了很大贡献。
