广义货币范文1
关键词：GDP；M2；平均产出；边际产出；产出的货币弹性
中图分类号：F820.1 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2015）05-0022-07
一、引言
经济中发行的货币不仅是商品或劳务交换的媒介，而且是推动经济发展的一种重要稀缺资源。当把货币看作一种金融资源时，货币便具有了对经济的作用效率的概念（林建华，2001），因此货币的投入与国民经济的产出便具有了投入与产出的关系。2013年末，我国广义货币（M2）余额110.65万亿元，同比增长13.6%；2013年我国名义经济总量（GDP）约为56.88万亿元，同比增长7.7%；2014年末，我国广义货币供给M2已高达122.84万亿元，同比增长12.2%，2014年全年GDP为63.65万亿元，同比增长7.4%①。这些宏观层面的数据告诉我们，目前我国广义货币量是经济总量的近2倍，且货币供应量增长率大幅超过国民经济增长率，我国是在用近2倍的货币投入来支持产出。
货币政策调节的对象是货币供应量，中央银行总是通过调节货币供给来实现货币政策的目标，但货币供给量多少才是合理的，却是一个抽象、模糊的概念。M2作为我国的广义货币供给，同时反映了我国现实和潜在的购买力，反映了社会总需求和未来通货膨胀的压力。通常所说的货币供应量，主要是指M2。目前针对我国GDP和M2之间的关系，存在着货币供给的正常和超发的两种论断。对我国货币供给合理性的研究，是对GDP与M2关系的深入探析，是对货币流通速度（GDP/M2）的定性判断，是对制定我国货币政策的理论支持，更是对促进金融资源有效地服务于实体经济发展的现实指引，具有重大的理论和现实意义。
事实上，随着经济的发展，我国广义货币量与经济总量之比在不断扩大，表现为我国货币供应量增长率持续长期超过国民经济增长率，而且也持续超过产出增长率与CPI增长率之和，而在货币供应量大幅度超过经济增长率的同时，我国却未发生严重的通货膨胀，这构成了麦金农所称的“中国之谜”。按照著名的费雪交易方程式MV=PY，这种现象的最直接解释为货币流通速度的下降。我国M2/GDP不断走高，反过来即为GDP/M2（可看作货币流通速度）的长期下降，而货币流通速度可以衡量一个国家中货币的周转能力，这种周转能力是货币的运行效率。流通速度低，货币的运行效率就低。GDP/M2的长期下降，意味着货币投放对经济增长的推动作用正在不断弱化，单位GDP所需的资金支持越来越多，GDP/M2的持续走低直接折射出我国货币使用效率的低下，这也成为我国“货币空转”的一个有力佐证。
古典经济学在研究货币问题时的传统做法是把货币流通速度看作常数处理，重点考察货币数量对物价等经济变量的影响。然而，事实上它却在不断变化。任何一种以货币供应量为中介目标的货币政策，都是以货币流通速度的稳定性为前提的，货币供应量对经济增长的刺激效果完全依赖于货币流通速度。因此，对货币流通速度及其稳定性的探讨历来是宏观经济学研究的重要问题之一，然而绝大多数研究文献都是聚焦于GDP/M2的影响因素上。如波尔多和延宁（Michael Bordo和Lars Jonung，1987）通过对货币化程度、银行的普及、金融发展、经济的稳定性程度等制度因素进行量化，发现几乎所有国家的GDP/M2先是随着经济货币化程度的提高而降低，然后又随着金融创新和经济稳定程度的提高而上升，即呈现“U”形的结构；弗里德曼（Friedman，1988）从财富效应、资产组合效应和替代效应三个方面分析了股票价格对GDP/M2的影响。国内方面，关于GDP/M2的研究主要集中在货币化假说（耿中元等，2011）、产业结构说（汪军红等，2006）、虚拟经济假说（伍超明，2004）和收入差距扩大说（康志勇，2007；李建伟，2009）等方面。谢平等（2007）则认为银行主导的金融系统和商业银行巨额不良资产的存在是导致中国货币流通速度较低的主要因素；另外，还有诸多因素影响着GDP/M2，如外资的流入（唐国兴等，2006）、房地产因素（狄剑光等，2013）等。
关于M2/GDP指标的探讨，最早见于麦金农（1973）对金融深化理论的开拓性研究，该指标被麦金农用来衡量一个国家的金融深化程度，指标越大，说明经济货币化的程度越高。我国也有众多学者对该指标进行研究，如（2007）就我国学者对中国高比率的 M2/GDP问题的各种观点进行了归纳和梳理，并进行了整体评价；刘江等（2013）通过对M2/GDP 指标的国际比较认为，M2/GDP并非判断一国是否“货币超发”的准确指标，并认为有关我国M2增速合理区间的经验公式已逐渐失效，需要进行重新评估。
综上所述，关于GDP与M2之间的关系，已有文献大都停留在对货币流通速度的研究上，部分文献研究了M2/GDP指标，而对货币流通速度的研究也大都是研究其影响因素，鲜有文献对货币流通速度进行定性的评价。在已有的研究中，似乎暗含了货币流通速度“越高越好”的价值取向。但是作为一个抽象的概念，货币流通速度是否越高越好是值得深入研究的一个理论与现实问题。作为货币流通速度的GDP/M2指标，同时也可以看成是M2的平均产出，根据平均产出与边际产出的关系，就可以确定M2的合理供给区间。本文分别从总量值、平均值、边际值，再到弹性值，深入分析我国GDP与M2之间的关系，从而为监测我国广义货币的供给是否合理与制定未来的货币政策提供参考。
二、我国1985―2014年GDP、M2走势分析
基于数据的权威性与可得性，本文采用1985―2014年的年度数据来分析。GDP数据来源于国家统计局，1985―1989年的M2数据来源于万得资讯，1990―2014年的M2数据来源于国家统计局②。
（一）1985―2014年GDP、M2的走势情况
由图1可知，GDP与M2高度正相关，1985―1996年，GDP总量与M2较为接近。从1997年开始，M2逐渐超过GDP，二者之间的差距越来越大。截至2014年末，M2是GDP的1.93倍。在M2的走势中，出现明显转折的是2008年。由于全球金融危机的影响，2009年我国货币供应量出现了跳跃式增长，而GDP增长却趋缓，使得二者的差距明显拉大。
（二）1985―2014年GDP、M2的同比增长率③
由图2可知，我国1985―2014年M2同比增长率持续高于GDP同比增长率。1985―1997年我国M2规模较小，同比增长率均处于较高水平，且波动较大。与图1一致，受2008年全球金融危机的影响，我国2009年M2的同比增长率出现了10余年来的一个极大值。自2007年以来，我国GDP增长率整体处于下降趋势，2014年的GDP增长率创下了1990年以来的新低。
三、我国1985―2014年GDP/M2和ΔGDP/ΔM2的走势分析
M2的平均产出指在某一年度内，总的国内生产总值与广义货币供应量的比值。其中，广义货币供应量采用年末M2的数据。M2的边际产出指某一年度与上一年度相比国内生产总值的增加额与广义货币供给量增加值之间的比值，意味着增加一单位M2的供给，所带来的GDP的增加量。
（一）我国1985―2014年GDP/M2的变化情况（均值分析）
GDP/M2作为货币的流通速度，也可以看作是货币供给的平均产出，其大小与变化趋势影响着货币政策效应的发挥。从图3可以看出，1985―2014年间，我国GDP/M2整体上处于下降趋势，即我国广义货币流通速度不断降低，这意味着我国单位GDP所需的资金支持越来越多，货币投放对经济增长的推动作用正在不断弱化，GDP/M2的持续走低直接折射出我国“货币产出效率”的长期下降。
1985年GDP/M2的值为1.73，2014年GDP/M2的值却降为0.52，这种明显的下降趋势反映了广义货币供应量增长速度长期大幅超出GDP增长速度的事实，单位货币供给所带来的平均产出越来越小，意味着靠宽松货币政策以刺激经济的效果会越来越弱。
（二）我国1985―2014年ΔGDP/ΔM2的变化情况④（边际值分析）
ΔGDP/ΔM2是广义货币供应量M2的边际产出，代表每增加一单位的货币供给所带来的GDP的增加值。从图4可以看出，1985―2014年我国M2的边际产出整体上也呈现下降的趋势，说明我国货币供给的增加所能带来的GDP的增长效应越来越乏力。尤其在2009年，货币供给的边际产出仅为0.2，是样本期间的最小值，这与国际金融危机和我国宽松的货币政策不无关系。2010―2014年间M2边际产出的持续增长乏力，反映出我国经济增长的深层次问题――较高的货币供给增加却不能带来较高的GDP增长。从M2边际产出的长期趋势可以看出，我国已长期位于货币供给的边际产出递减阶段，且已在边际产出的递减阶段越走越远。
四、均值和边际值的比较
（一）均值和边际值的理论分析
由平均值与边际值之间的关系可知，当V2MV时，如果继续增加M2的供给，就会使V2越来越低，但只要MV大于0，就能增加GDP（如图5所示）。
经济中发行的货币不仅是商品或劳务交换的媒介，而且是推动经济发展的一种重要稀缺金融资源。当把货币看作一种金融资源时，货币的投入与国民经济的产出便具有了投入与产出的关系。假定M2作为一种金融资源是生产GDP的单一可变要素，根据微观经济学中短期生产函数的单一可变要素的合理投入区域可知：区域B-C是M2的合理投入区间。因为在M2的投入小于B时，如果继续增加M2的投入，能在提高V2的同时增加GDP；在M2的投入大于C时，会使GDP与V2同时减少。所以，当M2的投入位于B和C之间时才是合理的。本文把该合理区间称为“GDP产出的第二阶段”⑤。
从图5可以看出，GDP和货币运行效率在MV大于V2时是相统一的，二者共同增长；在0
（二）均值和边际值的现实对比
图6可以更为直观地比较M2的平均产出与边际产出的关系。由图6可知，我国1985―2014年间绝大多数年份M2的平均产出高于其边际产出，且边际产出MV都大于0，这意味着我国绝大多数年份M2的投入都处在其合理区间内，即我国GDP绝大多数年份都位于“GDP产出的第二阶段”内。但在1988、1994、2004、2006、2007、2008、2011和2014年度内，M2的边际产出均高于其平均产出，说明在这些年份如果增加M2的供给，会在提高V2的同时增加GDP，即我国M2的投入没有达到其合理区间。尤其在1988、2004和2007年度，M2的边际产出大幅高于其平均产出。在这些年度内，如果我国实施扩张的货币政策，会促进GDP的较大提高。根据2014年M2的边际产出与其平均产出的关系，虽然2014年我国GDP增长率创下了1990年以来的新低，但我国在本可以大幅增加M2的投入来促进GDP增长的情况下，却选择了M2的适度增长，而没有达到其合理区间，这表明我国GDP仍具有潜在增长空间。本文认为2015年我国应当实施适度宽松的货币政策，即适度提高M2的供给，这样能在增加V2的同时促进GDP的增长，使我国达到“GDP产出的第二阶段”。
但究竟在合理区间的哪一点上才是M2的最优投入呢？在理论上，如果我们追求GDP的最大化，那么当M2达到C点时是最优的；但如果追求M2投入的最大利用效率（也可理解为货币的产出效率），那么当M2位于B点时是最优的。总之，目标不同，最优点也不同。结合实际来看，我们总是过多地关注GDP的增长率，而未关注或较少关注V2的大小及其变化。所以，当仅关注GDP的规模时，M2的边际产出在大于0的情况下，越小于M2的平均产出越好。深入分析后发现，只要M2的边际产出大于0，就可以大量增发货币，即我们需要将MV等于0的那一点上的M2的值作为M2的上限，姑且不论其可能产生的其他后果，这在现实中显然是行不通的，因为要在大量增加M2投入的情况下使得GDP出现不增长或负增长是不现实的，即M2的边际产出在现实中很难等于或小于0（除非GDP出现负增长），我们无法找出M2的最优投入量。从这方面来看，本文的分析似乎并不能对我国M2的供给提供有价值的参考，但事实上并非如此。在关注GDP的情况下，我们虽不能找出最优的M2的供给量（无现实中的最优解），但却能识别M2的供给是否不足，即能找出“GDP产出的第二阶段”的开始点，这才是值得我国制定货币政策时参考的地方。即一旦发现MV>V2，就应该实施适度宽松的货币政策，这样能够在增加货币产出效率的同时，促进GDP的较快增长。
五、我国1985―2014年产出（GDP）的货币（M2）弹性分析
图7中，记EO=（ΔGDP/ΔM2）*（M2/GDP），本文称EO为“产出的货币弹性”，表示GDP对M2变动的反映程度，即M2每变动百分之一所引起的GDP变化的百分比。由图7可知，由于M2和GDP的共同增长，使得EO大于0。当0
从图7中可以看出，我国1985―2014年间大部分年份产出的货币弹性是小于1的，但在1988、1994、2004、2006、2007、2008、2011和2014年度内，产出的货币弹性是大于1的。在这些年份，增加1%的M2的供给，会带来高于1%的GDP的增长。该结论与这些年份的M2的边际产出均高于其平均产出相一致。由产出的货币弹性公式可知，它等于M2的边际产出除以M2的平均产出。当M2的边际产出大于其平均产出时，产出的货币弹性自然就大于1。所以，弹性概念把边际值与平均值结合在了一起，含有更加丰富的信息。产出的货币弹性等于1时，就是M2的边际产出等于平均产出的时候。因此，我们也可以参照我国产出的货币弹性来观测M2供给是否正常。当EO>1时，表明MV>V2，就应当增加M2的供给。同样，根据2014年的EO>1的情况，本文认为2015年我国应当实施适度宽松的货币政策，即适度提高M2的供给。因为增加1%的M2，会带来高于1%的GDP的增长。
六、结论
本文基于我国1985―2014年度GDP与M2的数据，深入分析了我国GDP与M2之间的关系。从总量值、平均值、边际值，再到弹性值，层层递进，逐步深入。通过本文的分析，得出如下结论：
我国GDP/M2整体上处于下降趋势，这意味着我国单位GDP所需的资金支持越来越多，单位货币供给所带来的平均产出越来越小，货币投放对经济增长的推动作用正在不断弱化。GDP/M2的持续走低直接折射出我国“货币产出效率”的长期下降，我国靠宽松货币政策以刺激经济的效果会越来越弱。1985―2014年我国M2的边际产出整体上呈现下降的趋势，说明我国货币供给的增加所能带来的GDP的增长效应越来越乏力。
在关注GDP的情况下，我们虽不能找出M2的最优供给量，但却能识别M2的供给是否不足，即能找出“GDP产出的第二阶段”的开始点。我们不能仅凭GDP/M2的下降就判定我国货币的超发。在M2的边际产出大于0的情况下，GDP/M2的下降说明了我国M2的投入处于“GDP产出的第二阶段”。总之，可以通过M2的平均产出与边际产出的关系来判定我国广义货币供给是否合理。一旦发现MV>V2，就应该实施适度宽松的货币政策，这样能够在增加货币产出效率的同时，促进GDP的较高增长，这是值得我国货币政策决策者参考的。我们也可以参照我国产出的货币弹性来观测M2供给是否正常，当EO>1时，表明MV>V2，就应当增加M2的供给。根据2014年的EO>1的情况，本文认为2015年我国应当实施适度宽松的货币政策，即适度提高M2的供给，因为增加1%的M2，会带来高于1%的GDP的增长。
注：
①数据来源于中华人民共和国国家统计局。
②国家统计局年度M2数据是从1990年开始的，万得资讯上M2数据始于1985年。
③GDP同比增长率数据来源于万得资讯，M2的同比增长率来源于万得资讯和国家统计局。从万得资讯和国家统计局网站，只获取了1986―2014年M2的同比增长率。1985年的M2同比增长率参考左孝顺（1999）和田立中（2005）的1984年的M2数据计算而得。
④1984年的M2数据参考左孝顺（1999）和田立中（2005）。
⑤GDP产出的第一阶段为M2小于B的阶段，该阶段“技术上不合理”；GDP产出的第三阶段为M2大于C的阶段，该阶段“经济上不划算”。
参考文献：
[1]Bordo， M. D.，and Jonung L.1987.The Long-run Behavior of Velocity of Circulation： The International Evidence [J].Cambridge University Press：Cambridge，New York and Melbourne.
[2]Friedman Milton.1988. Money and the Stock market [J]. Journal of Political Economy，96（1）.
[3]林建华.论中国经济货币化过程中的实际货币产出效率[J].杭州金融研修学院学报， 2001，（6）.
[4]麦金农.经济市场化的次序――向市场经济过渡时期的金融控制[M].上海：上海三联书店和上海人民出版社，1999.
[5]耿中元、惠小凤、朱东方.我国货币流通速度长期下降影响因素的实证分析[J].统计与决策，2011，（5）.
[6]汪军红、李治国. 产业结构变动对货币流通速度的影响――中国货币流通速度下降之谜[J].财经研究，2006，（9）.
[7]伍超明.货币流通速度的再认识――对中国1993―2003虚拟经济与实体经济关系的分析[J].经济研究，2004，（9）.
[8]康志勇.货币流通速度与收入差距[J].上海金融，2007，（11）.
[9]李建伟. 居民收入差距扩大对货币流通速度影响的实证[J].统计与决策，2009，（10）.
[10]谢平、张怀清.融资结构、不良资产与中国M2/GDP[J].经济研究，2007，（2）.
[11]唐国兴、徐剑刚.引进外资对我国货币流通速度的影响[J].数量经济技术经济研究，2006，（10）.
[12]狄剑光、武康平.房地产因素对我国货币流通速度影响的研究[J].中国经济问题，2013，（3）.
[13].中国 M2/ GDP比率问题研究述评[J].管理世界，2007，（1）.
[14]刘江，钟正生.M2/GDP水平的国际比较和借鉴[J].南方金融，2013，（3）.
广义货币范文2
关键词:广义货币;商业银行;库存现金;现金资产;统计范畴
一、现实意义与学术价值
在商业银行中,库存现金、在中央银行的存款、同业存款和结算在送资金作为它的现金资产,是商业银行最富流动性的资产。其中,商业银行的库存现金尤其值得探讨。
在现实工作中,库存现金管理工作因其基础性强、涉及面广、工作量大、手续繁琐,更因其收益的时间性,往往成为基层银行管理的薄弱环节,库存现金管理不力,其结果是一方面库存现金备付率居高不下、有限资金被无效占用、延缓资金周转,另一方面则因管理疏忽极易成为事故的多发环节。
由于库存现金管理工作的困难,导致了种种问题,如,出现支付危机、导致客户流失、增加了调运成本、加大了调运风险以及与经济发展不相适应等。而这些问题的出现对于商业银行的正常运作影响很大,有时甚至是致命的。因此在世界各国为了加强商业银行库存现金的管理,不惜动用大量的人力、物力以加强改善。美国的富国银行便是如此。
现如今,商业银行库存现金的管理几乎成为商业银行发展的一个制约因素,它的管理无疑是至关重要的,而实际上,管理的困境在定义上就出现了问题。我们知道,商业银行的库存现金用途主要分为两部分,一是用于客户取现,二是用于自身的日常开支。这两部分在商业银行中的形式上是一体的,在存放和数据统计上没有差别。但是,用于客户取现的库存现金和用于其自身的日常开支,在商业银行内部、广义货币中、对经济的影响上,都有着实质上的不同。我们的广义货币定义中,却没有对其进行区分,而是都作为存款性公司持有的货币,因未起到对经济的实际作用而不计入在广义货币当中。即是说,商业银行库存现金用于客户取现和自身日常开支的不同部分,在理论上,也没有进行必要的界定。
因此,不论在现实商业银行的库存现金的管理上,还是学术理论中,我们都有必要对商业银行库存现金在广义货币中应该如何计量进行确切的探讨。
二、理论分析与国际标准
某种金融资产是否纳入广义货币的范畴之中,其最基本的决定因素在于该项金融资产是否满足四个方面的特征,即可分性、期限性、交易成本和盈利性。实际中,商业银行的库存现金作为现金,都能满足这四个特征。在可分性上,现金可以细分成各种面值,以应付各种哪怕是很小的交易;在期限性上,现金的期限性基本上是零,货币性极强;在交易成本上,现金本身就成其为现金,不需任何转换的成本;在盈利性上,现金虽然不生息,但持有现金可以弥补因持有其他资产可能产生的利息损失。尽管如此,在各国的货币定义中,并不将其纳入广义货币的现钞部分。其原因在于商业银行可以不受任何数量约束地持有现金,但这部分现金对现实经济却没有起到任何的实际作用。
但从商业银行库存现金两部分进行分析,我们发现:用于客户取现的现金,它有成为广义货币的一切特征条件,但是作为以应付客户取现用途的现金,只要它还没有流通到市场中去,就不会对现实经济起到任何的实际作用。前面提到的被排除在广义货币的范畴之外的商业银行所持有的库存现金,实际上指的就是这部分。而用于自身的日常开支,与其他非存款性公司所持有库存现金一样,应该作为广义货币的一部分进行计量。
另外,从广义货币的组成部分上进行考量,我们也可以得到同样的结果。广义货币主要是由存款和通货组成,前者是其他存款性公司对社会公众的负债,后者是中央银行对社会公众的负债。通货即是流通中的现金,而商业银行库存现金中用于客户取现的部分并没有成为流通的现金,而且它只停留在中央银行对商业银行的负债,尚没有造成中央银行对社会公众的负债,所以这部分库存现金不应该被包括在广义货币的范围中。而用于其自身日常开支的部分却是流通中的现金,并且商业银行在这样的情况下同经济环境中其他公司一样扮演社会公众的角色,故这部分现金成为了中央银行对社会公众的负债,所以应该作为广义货币进行考量。总的说来,就是说商业银行在现实经济中扮演两个角色,一是作为存款性公司,因为能无限持有货币而使其持有的货币不能成为广义货币的一部分;二是作为普通盈利性公司,为应付自身的日常开支而持有的货币就应该成为广义货币密不可分的一部分。
但是,在国际货币基金组织编制的《货币与金融统计手册》2000版本中,存款性公司并不是广义货币的持有者。在这里即商业银行不是广义货币的持有者,所以商业银行现金资产中的库存现金悉数不被计入广义货币的范畴之中。而库存现金用于商业银行自身的日常开支的部分,作为流通中的货币,满足广义货币的一切特性,即使这部分现金对现实经济也起到了与其他流通中的货币一样的实际作用,但是因为其主体是存款性公司,因此不被计入广义货币中。
据不完全统计,绝大多数国家都没有对商业银行库存现金用于客户取现的部分和用于自身日常开销的部分进行区分。
三、结束语
商业银行库存现金在广义货币的计量上,在各国的实践上并没有先进经验、也没有先例可循。但是,商业银行库存现金管理困境迭出的原因在于库存现金本身的双重用途,而理论分析与现实界定中并没有进行必要的区分,这造成了商业银行库存现金用于客户取现的部分和用于自身日常开支的部分的现金在同一对待下的混乱不堪。对于处于快速发展和完善阶段的我国金融体系,并非只能不断引进国际上的先进管理、统计理论和经验,也可以在金融行业进行开创性的探讨。因此,我们在广义货币的国家定义上,创造性却合乎国际广义货币标准的情况下,加入商业银行库存现金中用于商业银行自身的日常开支的部分。相应地,也对存款性公司概览等统计框架进行相应的调整。
参考文献:
广义货币范文3
关键词：短期国际资本流动;广义货币供应量;经济波动
short-term international capital, broad money supply and economic growth
zhou ting-zuo, zhang yi-hao, lun xiao-bo
（school of business, nanjing university, nanjing 210093, china）
abstract:in this paper, a theoretical model concerning the influence of short-term international capital flow on the economic growth has been built. in addition, empirical research on the interrelationship of short-term international capital flow，broad money supply and economic growth has been conducted. the research shows the transmission mechanism through which short-term international capital flow has an effect on economic growth: within a short period, short-term international capital flow greatly affects the scale of broad money supply, which subsequently leads to a significant fluctuation in gdp. furthermore, with the help of impulse response function and variance decomposition, the author analyzes the relationship between volatility of the scale of short-term international capital flow and the economic growth rate. the study reveals that the volatility in the scale of short-term international capital flow is the 中国整理granger reason for economic growth rate; about 20% of drastic fluctuations in the economic growth rate were due to abnormal volatility of the scale of short-term international capital flow.
key words:short-term international capital; broad money supply; economic growth
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著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-b>0，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。
4.1 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。
4.2 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。具体测算公式如下：
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。
4.3 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%的显著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%的显著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）之间不存在显著的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。
5.2 短期国际资本流动波动率与经济增长率
5.2.1 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。
5.2.2 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著。
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著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著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.
广义货币范文4
关键词：存款准备金率；广义货币乘数；Johansen协整检验
一、引言
法定存款准备金是中央银行货币政策工具的“三大法宝”之一，因其微小的调整就会给经济带来极大的震动，在西方国家央行已淡化这一政策工具，但从2003年5月份开始，我国经济走出通货紧缩的阴影，经济局部过热初露端倪，广义货币M2增长在20%以上，为避免低水平重复建设，控制货币信贷增长过快，央行在9月25日将存款准备金率从6%提高到7%，但在以后的几年里，固定资产投资规模仍继续扩大，货币供应量仍过快增长，通货膨胀压力不断增加，央行不得不频繁上调法定存款准备金率，仅2007年就上调了10次，到2008年4月，已经提高到16.5%。根据货币理论，央行通过调整法定存款准备金率来影响广义货币乘数，进而影响货币供应量，实现货币政策目标，但由于现实中存在超额准备金、现金漏损等，使广义货币乘数的倍数效应缩小，那么我国近期对存款准备金率的频繁调整在多大程度影响了广义货币乘数?其作为我国现阶段常规政策工具是否有利于货币政策目标的实现?
关于货币乘数的研究，陈学彬(1998)指出存款准备金率和超额准备金率对货币乘数的影响力量上是相同的，但超额准备金率对m1和m2的变动量大于存款准备金率的变动量，存款准备金率因变动较少基本未对货币乘数的短期波动产生影响。张桥云(2006)运用小波分析及建立货币乘数m2的动态模型，得出未来3年内我国广义货币乘数将在4.50-4.85之间缓慢爬升；法定准备金率的调整对货币乘数的作用时滞约为1-2个季度。张坤(2008)认为法定存款准备金率的调整对货币乘数，无论是m1还是m2影响都很小，不能直接对货币乘数产生影响。
二、广义货币乘数的实证分析
(一)广义货币乘数m2的计算公式
广义货币乘数是货币供应量和基础货币之比，即MS/B。我国货币供应量分为3个层次：M0=流通中的现金(C)；M1(狭义货币)=M0+活期存款(D)；M2(广义货币)=M1+定期存款+储蓄存款+其他存款(我国定期存款、储蓄存款、其它存款实行统一的法定存款准备金率，故本文将其合并简称为定期存款T)。基础货币(B)=流通中的现金(C)+银行准备金(R)，其中R包括法定存款准备金(Rd)和超额准备金(Re)，通货比率k=C/D，定期存款比率t=T/D，据此则有广义货币乘数m2的计算公式：
m2=M2/B=C+D+T/C+R=1+k+t/k+(rd+re)(1+t)
(二)实证分析
根据上述公式，本文选取2003年第一季度――2008年第一季度逐季数据资料对广义货币乘数的影响因素进行分析，原始资料M0、M1、M2、T、R、D、re、rd从中国人民银行网上资料《货币当局资产负债表》和《中国货币政策执行报告》获得，k、t通过计算获得。
1.长期效应分析：Johansen协整检验
本文先对广义货币乘数m2、法定存款准备金率、超额准备金率、现金比率、定期存款比率进行季节性处理，消除季节趋势，然后对季节处理后的数据分别取自然对数，防止异方差，经单位根检验，均为一阶单根(结果略)。
由于时间序列LNM2、LNRE、LNRD、LNK、LNT的单整阶数相同，可能存在协整关系，即变量之间长期稳定的比例关系。本文使用Johansen(1995)多变量协整检验方法对时间序列广义货币乘数m2、法定存款准备金率re、超额准备金率rd、现金比率k、定期存款比率t进行协整检验。Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，在进行协整检验以前，必须首先确定VAR模型的结构。
用赤池(Akaike)信息准则(AIC)或用施瓦茨(Schwartz)准则(SC)选择最大滞后期k值，选择k值的原则是在增加k值的过程中使AIC的值或SC的值达到最小。通过模型选择的联合检验和实际经济意义确定滞后期为3，则VAR模型为VAR(3)，最后确定合适的协整检验模型为滞后期3期有常数项。
LNM2、LNRE、LNRD之间Johansen协整检验结果(见表1)显示变量之间存在两个协整关系；LNM2、LNK、LNT之间Johansen协整检验结果(见表2)显示变量之间存在一个协整关系。
Log likelihood(最大似然比)：196.7806从表1、2可以看出法定存款准备金率rd对广义货币乘数m2的贡献率大于超额准备金率re，但效应较小，法定存款准备金率每调高1%，广义货币乘数仅变动1.12%；而定期存款比率t的变动对广义货币乘数的贡献率大于现金比率k。
2.短期效应分析：脉冲响应函数和格兰杰因果关系检验
通过Johansen协整检验，可以看出法定存款准金率的变动对广义货币乘数有影响，但我国从2006年开始频繁调整法定存款准备金率，仅2007年就调高10次，可为何目前我国的通货膨胀依然高居不下，金融市场流动性依然愈来愈多?为进一步研究re、rd、k、t和m2之间的因果关系，再用脉冲响应函数和格兰杰因果关系检验进行短期效应分析。
(1)脉冲响应函数
Response of LNM2 to One S.D.Innovations
从图中可以看出，广义货币乘数m2对其自身微小变动引起的波动滞后3期达到最大，之后开始递减，至6期为0；法定存款准备金率rd的微小波动对m2的冲击在当前几乎没有反应，4期后才逐渐增大，到8期后才达到最大，随后又开始下降；超额准备金率re的微小波动对m2的冲击开始不显现，到6期达到正影响最大；现金比率k在2期后达到最大，6期后转为负影响；定期存款比率t在4期后达到最大，7期后转为负影响。
法定存款准备金率rd在影响广义货币乘数m2时，时滞期最长，这是因为当中央银行调高法定存款准备金率时，商业银行为了赢利可降低超额准备金率，加之中央银行货币政策的内部时滞和外部时滞，使得法定存款准备金政策在短期内无法迅速收效。
(2)格兰杰因果关系检验
表明在至少95%的置信水平下，rd不是m2的格兰杰因果关系，即存款准备金率的变动不会引起广义货币乘数的变动，但K、re、t是m2的格兰杰因果关系，且rd不是re的格兰杰因果关系，但Re是rd的格兰杰因果关系。
三、结论
通过上述实证分析，本文得到的结论如下：
第一，从长期看，法定存款准备金率与广义货币乘数有长期稳定关系，即法定存款准备金率的变动会引起广义货币乘数的变动，但是效应较小。
第二，从短期看，法定存款准备金率的频繁调整并没有对广义货币乘数产生影响。
既然法定存款准备金率的频繁调整对广义货币乘数在短期内没有影响，在长期内的影响也较小，那么中央银行为什么还要频繁调整法定存款准备金率呢?
首先，中央银行通过频繁调整法定存款准备金率来影响商业银行的超额准备金率，可降低中央银行进行宏观调控的成本。由于国际收支的双顺差导致外汇占款过多，在强制售汇制度下，中央银行只能被动接受以外汇占款形式增加的基础货币，使金融市场的流动性愈加过剩，靠发行央行票据的公开市场操作使央行的财务成本不断增加，以2006年末和2007年末为例，央行发行债券余额分别为29741亿元和34469亿元，若以一年期2.79%来计算，央行需支付利息829.77亿元和961.69亿元，且每发行1元的票据，仅能收回0.3元的市场流动性。而法定存款准备金利率和超额存款准备金利率1年期分别为1.89%和0.99%，不仅节约了成本，而且法定存款准备金率每变动1%就可冻结1500亿元资金，可迅速减少基础货币投放。
其次，中央银行通过频繁调整法定存款准备金率来发挥法定存款准备金政策的告示效应，目的在于反映中央银行的政策意图，改变金融机构和社会公众的预期，从而有利于货币政策目标的实现。
参考文献：
[1]陈学彬.我国近期货币乘数变动态势及影响因素的实证分析.金融研究，1998.1.
[2]张坤，孟祥赫.我国货币乘数影响因素分析.财经界，2008.1.
广义货币范文5
关键词：金融危机；基础货币；货币乘数
Abstract：This paper analyzes the movements of monetary multiplier around financial crisis in China，and the results show that China's monetary multiplier and macroeconomic volatility cycle are basically consistent. Money multiplier and money supply trends indicate that changes in the operation of monetary policy is still in rough shape， and components by monetary multiplier and the money multiplier itself changes the conclusion does not conform to traditional theory. This article suggests that we should change the mode of China's economic growth，and speed up the construction of multi-layered financial market，to improve the effectiveness of monetary policy operations.
Key Words：financial crisis，monetary base，money multiplier
中图分类号：F832.59文献标识码：A文章编号：1674-2265（2012）02-0023-05
一、引言
在金融危机爆发之前，全球金融市场和我国金融体系均充斥着大量流动性。我们以消费者物价指数（CPI）为基本指标对金融危机爆发前后我国宏观经济状况进行分析（见图1）。在金融危机爆发之前，我国CPI在流动性过剩的影响下不断攀升，并于2008年2月达到了8.7%。随后在金融危机的影响下，我国国内需求和出口不断下降，CPI也开始下滑。在2008年末，为了应对金融危机的影响，我国宏观经济政策调整为“积极的财政政策和适度宽松的货币政策”。此后，为抑制不断攀升的CPI，政策当局又出台相应的紧缩政策，直到2011年8月CPI才有所下降。与此同时，相应的宏观经济增速也开始下滑。比如在2011年，GDP增速呈逐季下降趋势，前三个季度分别同比增长了9.7%、9.6%和9.4%。因此，图中的CPI走势能清晰反映我国宏观经济的运行态势。在我国，货币供应量对宏观经济运行影响巨大，但货币供应量的重要决定变量――货币乘数的变动周期是否与宏观经济运行基本吻合？本文将对此进行分析。
图1：金融危机前后我国消费物价指数（CPI）走势
二、金融危机前后我国货币乘数变动的基本判断
货币供给的基本公式为： ，其中 为货币供应量， 为货币乘数， 为基础货币。我们定义流通中的现金为 ；活期存款 ；定期存款为 ；储蓄存款为 ；基础货币 ，其中 为商业银行在中央银行的准备金；现金比率 ；准备金率 ；定期存款和活期存款的比率 ；储蓄存款与活期存款比率 。因此，狭义（m1）和广义（m2）的货币乘数分别为：
因此，货币乘数是由现金比率、准备金率、定期存款与活期存款之比和储蓄存款与活期存款之比共同决定。如果分析货币乘数变动趋势，必须分析货币乘数的各个影响因素。
（一）金融危机前后我国货币乘数的变动趋势
图2反映了我国金融危机前后货币乘数的变动趋势。图中显示，狭义货币乘数 自2007年1月到2011年10月的波动幅度比较平稳，其最高点在2007年1月，为1.812387；最低点在2011年9月，为1.289877。从波动幅度来看， 从2007年1月至2008年底是逐月下降的，特别是在2008年 基本上在1.45与1.35之间进行波动，这也是受金融危机影响最深的一年。随着2008年底经济政策的调整， 又开始逐月上涨，一直延续到2011年，在央行稳健货币政策的影响下， 才开始下降。
图2：金融危机前后狭义和广义货币乘数的变动情况
数据来源：Wind咨询。
广义货币乘数 的变动趋势比较明显。随着金融危机爆发直到2008年末我国宏观经济政策的调整， 不断下降。在2008年底，随着经济政策的调整， 开始进入上升通道，并在2011年随着货币政策转向才开始下跌。 的变动趋势和 基本一致，只是波动幅度大于 。
（二）金融危机前后我国货币乘数与宏观经济周期的变动趋势分析
由于货币供应量的周期性变动能够引致宏观经济的波动，因此货币乘数的周期性变动也能产生类似影响。以下以CPI和固定资产投资作为宏观经济周期衡量指标，由此分析货币乘数与宏观经济周期的变动趋势。
图3：我国货币乘数与CPI的变动趋势分析
数据来源：Wind咨询。
1. 我国货币乘数与CPI的变动趋势分析。图3反映了广义货币乘数与物价的变动趋势，我们以CPI来代表物价。图中并不能反映货币乘数与物价周期性变动的一致性。但如果考虑货币政策的“滞后性”，两者的周期性变动还是趋于一致的。比如，货币乘数从2007年4月到2008年3月处于下降周期，而CPI在2008年1月到2009年1月处于下降周期，CPI的下降周期比货币乘数晚了将近一年。随着我国宏观经济政策的调整，货币乘数从2009年1月到2010年初处于上升通道，而CPI在2009年8月达到低谷以后，于2009年10月开始上升，该周期一直延续到2011年7月。这两个阶段均显示了货币政策的滞后性，滞后期间在8个月到1年不等。因此，图中结果并不代表我国物价变动与货币乘数周期不具有吻合性，而是因为货币乘数滞后性影响的结果。
图4：我国固定资产投资增长率与货币乘数的变动趋势分析
数据来源：Wind咨询。注：固定资产数据单位：%
2. 我国货币乘数与固定资产投资的变动趋势分析。图4为我国固定资产投资完成额的累积同比增速与货币乘数变动趋势图。图中显示，自2008年初以来，固定资产投资完成额累积同比增速与货币乘数的变动周期基本是一致的。比如，自2008年初到2009年6月，固定资产投资完成额累积同比增速和货币乘数均处于上升区间；自2009年8月到2011年8月，固定资产投资完成额累积同比增速处于下降通道，虽然伴随一个小幅的上涨区间，但基本上与货币乘数的变动趋势一致。
总之，在金融危机爆发前后，CPI指标和固定资产投资完成额累积同比增速指标均显示了我国宏观经济与货币乘数周期性变动的一致性。
三、金融危机前后我国货币乘数变动的结构性分析
（一）货币乘数变动对货币供应量的影响
货币供应量的基本决定方程为： 。我们对该方程进行全微分，可以得到：
在上述式子中， 为基础货币变化所引起的货币供应量变化，而 为货币乘数变化所引起的货币供应量变化。我们对上面的式子进行整理，得到：
即：
因此，货币供应量增长率可以分解为基础货币增长率与货币乘数增长率之和。给定货币乘数增长率，基础货币变动1个百分点会使货币供应量相应变动1个百分点。若给定基础货币增长率，货币乘数变动1个百分点也会使货币供应量相应变动1个百分点。
图5：狭义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势
数据来源：Wind咨询。
图6：广义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势
数据来源：Wind咨询。
图5反映了狭义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势；图6反映了广义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势。图中显示，基础货币增长率和货币乘数增长率之和基本上高于实际货币供应量增长率，说明在我国宏观经济中，货币政策并没有使足够多的货币供给流入实体经济，而是流入房地产和股票等虚拟经济，由此导致基础货币增长率和货币乘数增长率之和高于货币供应量增长率。对两幅图的变动趋势具体分析可知，自2008年底到2010年4月，基础货币增长率和货币乘数增长率之和与货币供应量增长率之间的差异要大于2007年1月到2008年底和2010年4月到2011年10月这两个区间，这主要是由于在金融危机影响下，虽然货币政策的调控力度比较大，但由于市场信心不足，公众更愿意持有现金，商业银行也愿意持有更多的流动性而产生“惜贷”，因此导致货币供应量增长率远远低于基础货币增长率和货币乘数增长率之和。但在2010年4月以后，随着实体经济逐渐恢复，公众市场信心也开始转变，这使得货币供应量增长率与基础货币增长率和货币乘数增长率之和的差距逐渐缩小。
（二）现金比率的变动对货币乘数的影响
现金比率是货币乘数的重要组成部分。根据西方经济理论，如果将现金作为微观主体所持有的资产组合的一部分，市场利率、人均可支配收入、证券投资收益率以及价格水平的变动均会影响微观主体所持有的现金占其资产总量之比。具体而言，市场利率、人均可支配收入、证券投资收益率以及价格水平的上升都会引起人们所持有的现金比率下降。根据货币乘数公式，可以得到：
这两个公式都是小于零的，由此可以看出现金比率与货币乘数的变动趋势是相反的。
图7：广义、狭义货币乘数与现金比率的变动趋势
数据来源：Wind咨询。
图7反映了货币乘数与现金比率的变动趋势。从图中可以看出，虽然现金比率变动趋势比较平稳，但如果仔细观察，会发现现金比率与货币乘数的变动趋势基本上符合反向趋势。现金比率分别在2008年1月、2009年1月和2011年2月达到最高值，这三点也分别是广义货币乘数和狭义货币乘数的最低点。从图中还可以看出，现金比率和狭义货币乘数的反向变动趋势并不是很明显，但与广义货币乘数的反向变动趋势比较明显，其下降和上升区间分别对应于广义货币乘数的上升和下降区间。
（三）定期存款和活期存款之比的变动对货币乘数的影响
定期存款和活期存款比率也是货币乘数的主要组成部分。与现金比率类似，影响该比率的主要因素包括定期存款利率、人均可支配收入、证券投资利率和价格水平等。一般而言，证券投资利率与该比率呈反方向变动；人均可支配收入的增加会使投资者更多地持有定期存款，因此该比率上升；定期存款利率的上升也会使该比率上升。根据货币乘数的基本公式，可以得到该比率对货币乘数的影响方式，即：
在这两个公式中，第一个是小于零的，第二个是大于零的。因此定期存款和活期存款之比与狭义货币乘数呈反方向变动，与广义货币乘数呈同方向变动。
图8：广义、狭义货币乘数与定期存款和活期存款比率的变动趋势
数据来源：Wind咨询。
图8反映了该比率与货币乘数的变动趋势。首先来看该比率和广义货币乘数的变动趋势，从理论上来讲，该比率与广义货币乘数的变动趋势是同方向的，但图中的数据并不支持这一结论，比如从2007年1月到2008年9月，以及2009年9月到2010年9月，该比率均是呈先下降后上升的“U”型状态，但是广义货币乘数从2007年1月到2008年9月呈不断下降的趋势，同时从2009年9月到2010年9月，广义货币乘数经历了两个阶段的“倒U”型状态，因此该比率与广义货币乘数的变动趋势并不符合“同方向”结论。其次来看该比率与狭义货币乘数的变动趋势，理论上认为该比率与狭义货币乘数的变动趋势是反方向的，图中数据不完全支持这一结论。比如从2007年10月到2008年9月，该比率和狭义货币乘数均不断上升，但从2009年9月到2010年初，该比率不断下降，而狭义货币乘数却不断上升。
（四）储蓄存款和活期存款之比的变动对货币乘数的影响
对于储蓄存款和活期存款之比而言，储蓄存款利率、证券投资收益率、人均可支配收入以及价格水平等因素也是影响其变动的主要因素。比如，储蓄存款利率和人均可支配收入的提高会使人们更多地持有储蓄存款，致使该比率上升；证券投资收益率的上升会使人们更多地持有证券，导致该比率下降。同时，传统的社会文化等因素也会对该比率造成影响。根据货币乘数公式，可以得到该比率对货币乘数的影响方式，即：
因此，该比率对狭义货币乘数的影响是反方向的，对广义货币乘数的影响是正方向的。
图9：广义、狭义货币乘数与储蓄存款和活期存款比率的变动趋势
数据来源：Wind咨询。
图9反映了该比率与货币乘数的变动趋势。首先来分析该比率与狭义货币乘数的变动趋势，从理论上来讲，该比率对狭义货币乘数的影响是反方向的，图中的数据并不完全支持这一结论，比如从2007年初到2007年10月，该比率从1.7886下降到1.4094，狭义货币乘数从1.8124下降到1.6824，两者均是呈下降趋势，但从2008年1月到2008年12月，该比率小幅上升，原因可能是在金融危机的影响下，投资者对经济前景信心不足，导致储蓄存款的增加。在这一段时期内，狭义货币乘数则从1.459下降到1.316，两者的变动趋势是相反的，所以图9并不完全支持两者反向变动的结论。其次分析该比率与广义货币乘数的变动趋势，理论上认为该比率与广义货币乘数的变动趋势是同方向的，图中的数据也不完全支持这一结论。比如从2007年初到2007年底，该比率不断下降，同时广义货币乘数也是不断下降的，从4.8135下降到3.9406。2009年1月到2009年9月广义货币乘数不断上升，从3.9603上升到4.5912，而这段时期的储蓄存款和定期存款比率却不断下降，从1.8782下降至1.4968。
四、结论及启示
第一，货币乘数变动趋势基本上与宏观经济周期相吻合。数据显示，货币乘数的变动趋势基本上与宏观经济运行周期相吻合，货币乘数的变动能够对宏观经济波动作出很好的解释。同时货币乘数一般先于CPI变动，因此也支持经济理论中“货币政策滞后性”这一结论。
第二，理论上来讲，对于货币乘数增长率与货币供应量增长率而言，货币供应量增长率应等于基础货币增长率和货币乘数增长率之和。但在我国，不管是狭义还是广义货币供应量，其增长率总小于基础货币增长率和货币乘数增长率之和。
第三，从货币乘数各个组成的变动趋势来看，现金比率与货币乘数的变动趋势基本上支持经济理论的结论，而储蓄存款与活期存款比率、定期存款与活期存款比率与货币乘数的变动趋势并不完全支持。
由此可得到如下几点启示：首先，改变我国粗放的经济增长方式。长期以来，受各种因素影响，我国货币政策的运用仍较粗放，大量货币没有流入实体经济。应在改变经济增长方式的同时，通过货币政策与产业政策和产业结构升级相配合，引导货币更多地流入实体部门，这样不仅可以防止货币流入资产市场所引起的资产价格泡沫，还可以提高货币政策的调控效率。其次，应该逐步改变侧重使用数量型货币政策工具，实现利率和汇率等价格变量的市场化，使用价格型货币政策工具来调控货币供应量，这样有利于货币政策由粗放型向集约型转变。再次，构建多层次金融市场，扩大投资品种的种类，逐步放开资产定价管制，使投资者可以自主选择投资渠道，引导资金的合理流动。
参考文献：
广义货币范文6
【关键词】 经济发展 政府调控 大国货币 货币政策独立性
一、引言
近年来，以广义货币供应量（M2）测度的流动性飞速增长是我国经济发展的典型事实。2008年以来，我国GDP的平均增速为9.24%，而广义货币余额平均增速为18.53%，至2013年10月底我国广义货币（M2）余额达108万亿元。M2与GDP的比率已接近200%，创下全球新高，远高于美国的67%、欧元区的95%、英国的133%。
不可否认，经济的高速增长需要有一定规模的货币（M2）支持，但货币的过快增长对经济健康发展并无益处，过快增长的货币余额可能导致通货膨胀、物价上涨，逐渐稀释民众的财富，严重时甚至可能引发金融危机。尽管央行货币政策已由2008年金融危机期间的适度宽松转向稳健，但金融系统仍存在信贷结构扭曲、期限错配等问题，导致金融支持实体经济（尤其是小微型企业和“三农”）的宏观调控政策落实不到位，严重影响了我国经济结构的转型优化和健康持续发展。在这种背景下，本文通过实证研究分析影响我国货币供给的因素，试图找到导致我国货币过快增长的根源，为相关政策制定提供经验证据。
二、模型和数据
1、模型
基于现有经济理论和相关文献，本文着重分析经济发展（ED）、政府调控（GC）、大国货币（LC）和银行行为（BA）四类因素对我国货币供给（M2）的影响，建立如下模型：
lnM2t=？茁+？准EDt+？准GCt+？鬃LCt+？灼BAt+？着t
其中，每类因素又包含若干变量。具体如下：
（1）经济发展。按照货币数量理论的观点，一国货币需求由经济中商品和劳务的交易数量（一般用国民生产总值，即GDP）决定，货币供给的增加必将引起物价的上涨。此外，货币供应量和投资者持有的其他资产的价格变动之间存在某种关系（Tobin，1982），比如股市收益率上升将减少银行的存款，进而减少可创造的信用货币数量（袁奥博、徐艳，2013）。因此，后文实证研究中经济发展因素主要考虑经济增长和股市繁荣程度两个指标。
（2）政府调控。尽管在货币政策效力问题上存在分歧，凯恩斯学派和弗里德曼货币主义学派都认为中央银行可以自主调控货币供给，前者根据经济运行情况主动地变动利率，调节货币供应量，后者建议实行固定规则调节货币供给。在实践中，调节货币供给的对象包括基础货币（M1）、利率和存款准备金率三种。但是，由于我国货币乘数的不稳定性（张延群，2010；王静和魏先华，2012），加之商业银行近年来大力发展表外业务也削弱了利率和准备金率的调控效果，因此，基础货币和准备金率是否能影响广义货币仍需实证检验确定。另外，我国仍未实行完全市场化的汇率形成机制，因此，汇率和财政政策也可能影响到货币供给。最后，我国财政支出的变动也会影响到货币供给（靳卫萍，2002）；胡永刚和张运峰，2005；邵腾伟和冉光和，2011）。因此，政府调控因素包括了基础货币、存款准备金率、汇率、财政支出等指标。
（3）大国货币。根据克鲁格曼的“三元悖论”，即本国货币政策的独立性、汇率的稳定性和资本的完全流动性最多只能同时满足两个目标，而长期以来我国都致力保持汇率的稳定和国际资本的相对自由流动，因此不可避免地会丧失一定的货币独立性。陈磊和侯鹏（2011）和李南妮（2013）的实证分析也表明，美国和日本的量化宽松政策确实导致了我国货币供应量的增加，加大了我国的通胀压力。由于我国对外贸易中使用美元和人民币结算金额达70%以上，按照国际清算银行的统计口径，在人民币有效汇率的一篮子货币中，美元和日元合计也占35%。因此，大国货币因素中本文考虑了美国和日本货币供应对我国的溢出效应。
（4）银行行为。金融机构尤其是商业银行的存贷款构成了我国广义货币的重要部分。金融债券是银行等金融机构作为筹资主体发行的债券，作为金融机构主动负债、增加资金来源的手段能够扩大金融机构的信贷规模，进而增加货币供给的数量。同时，存贷款利差是银行利润的重要来源，当利差扩大时，银行出于逐利动机会扩大存贷款规模，从而扩大广义货币的数量。因此，银行行为因素包括银行债券和存贷款利差两个指标。
2、数据
经济发展方面，本文选用名义季度国内生产总值表示经济增长，数据来源于国家统计局网站；股市繁荣程度使用的是每季度上证指数的算术平均值，数据来源于国泰安数据库。
政府调控方面，基础货币（M1）数据来源于中国人民银行网站；存款准备金率2008年9月份以前的数据为央行公布的存款准备金率，2008年9月准备金改革后，使用大型金融机构的准备金率，在其季度值中每遇到准备金率调整则按日期加权平均，准备金数据来自中商情报网；由于我国外汇以美元计价，且大部分资产为美元资产，所以汇率数据使用美元兑人民币中间价，季度数据由每季度的交易日的中间价作算数平均得到，之后取倒数得到人民币相对美元的币值，数据来源于国家外汇管理局网站；财政支出变量以每季度的国家财政预算支出作为替代变量，数据来自中经网统计数据库。
大国货币方面，美国和日本的广义货币供给M2的数据来源于中经数据库中经网统计数据库。
银行行为方面，金融债券采用央行统计的金融债券的发行金额，由月度数据求和得出；经营利差定义为：（利息收入+手续费及佣金净收入）/（利息支出+手续费及佣金收入），其中计算经营利差的数据为每季度的增量数据，考虑了我国包括工商银行、建设银行、中国银行、交通银行、民生银行、浦发银行和招商银行在内的几家主要银行，农业银行的可用数据较少故不计算入内，将上述几家银行的季度利差求算数平均得到我国银行的平均经营利差，用以衡量我国银行总体的利差水平，各银行的数据来源于和讯财经网。
为了便于计算货币供应量对各变量的弹性，同时弱化数据异方差影响，本文对所有数据取自然对数。取对数后各变量表示如下：lnRMBM2（广义货币M2）、lnGDP（经济增长）、lnSHI（上证指数）、lnRMBM1（基础货币M1）、lnRFR（准备金率）、lnCV（人民币兑美元汇率）、lnFE（财政支出）、lnJPYM2（日元M2）、lnUSDM2（美元M2）、lnFB（金融债券）、lhMIM（银行经营利差）。所有数据的时间区间为2003年第1季度至2013年第3季度。
三、实证结果
本文采用普通最小二乘法对各参数进行估计。首先将经济发展、政府调控、大国货币和银行行为四类因素逐类对广义货币进行回归，然后再将四类因素所有变量共同对广义货币回归得到全变量模型，最后通过逐步回归法多次试验得到最优显著模型。具体回归结果见表1。
在经济发展因素模型（模型1）中，GDP和上证指数两个变量均通过了统计显著性检验，其系数表明经济增长和股市繁荣程度每增加1个百分点将导致我国货币供应增加0.392和0.435个百分点。政府调控因素模型（模型2）中，基础货币M1和人民币值两个变量参数显著为正且超过1，表明基础货币M1和人民币值每增加1个百分点将导致我国货币供应增加1.036和1.747个百分点；准备金率显著为负，表明准备金率每增加1个百分点将导致我国货币供应减少约0.327个百分点，对货币供应的负向影响较小；财政支出的参数不显著。大国货币模型（模型3）中的美元和日元数量参数均显著为正，意味着美元和日元各自每增加1个百分点，人民币广义货币将增加2.155和1.968个百分点，我国广义货币受外部因素影响明显。银行行为模型（模型4）里金融债券显著为正，金融债券每增加1个百分点将导致我国货币供应增加0.469个百分点，银行经营利差系数不显著。为了综合考察各因素对广义货币供给的影响，对全变量模型（模型5）回归后发现，基础货币M1、准备金率、日元M2、美元M2、金融债券和银行经营利差六个变量均显著，其系数表明基础货币M1、日元M2、美元M2和金融债券每增加1个百分点，广义货币将相应增加0.773、0.92、0.844和0.023个百分点，准备金率和银行经营利差每增加1个百分点，广义货币将相应减少0.113和0.102个百分点。
值得注意的是，经济增长的回归系数小且不显著，可以认为我国经济增长引发的对货币的需求并没有促进货币供给量的增加。可见，当前我国的情形是，经济发展与货币供应量两者之间已经没有太多直接有效的联系，两者各自受到其他因素影响而独立增长。因此，试图用货币供给调节经济增长可能导致政策失效。同样，准备金率对广义货币的影响也非常微弱，许多研究认为这是由于准备金率未按存款流动性分类进行差别划分、央行对准备金付息、商业银行持有巨额超额准备金、基础货币被动投放的影响等因素的存在，导致了法定准备金率工具对货币供应量的调节作用弱化。而美元、日元量化宽松对我国货币供给的强劲溢出效应无需多言。金融债券对广义货币的影响则最为微弱，这可能是因为金融债券发行审批严格，数量有限，使银行通过扩大负债来扩大贷款规模的能力有限。以经营利差测度的银行经营行为能对货币供给量起到一定的效果，但影响也十分微弱。一般而言，较大的银行经营利差会激励银行吸收更多存款释放更多贷款，从而使货币供给量增加。关于经营利差缩小反而推进货币供给增加的一个可能解释是：近年来，由于银行吸收存款的成本基本固定，存贷款的收入会因为市场利差缩小而减少，这时银行可能会进一步扩大存贷款业务规模，以维持甚至增加既有的利润规模，从而使得广义货币的数量扩大。
通过全变量模型使得参数高估的现象得到纠正，但由于变量较多可能存在多重共线性，使得部分变量的参数不显著，故应用逐步回归的方式多次利用普通最小二乘法进行试验，依次将模型1至模型4中的变量添加为模型的解释变量，当变量在10%显著性水平下显著则保留，否则剔除，当所有变量试验完后得到所有变量参数显著的模型，再次将不显著变量逐个加入该所有变量参数均显著的模型中，若参数不显著则剔除。最终得到各个参数均显著的最优显著模型，即模型6。在最优模型中基础货币M1、日元M2、美元M2和金融债券的系数显著为正，基础货币M1、日元M2、美元M2和金融债券每增加1个百分点，广义货币将相应增加0.763、1.072、0.793和0.024个百分点；经济发展、准备金率和银行经营利差的系数显著为负，表明这三个变量每增加1个百分点，广义货币将相应减少0.022、0.111和0.108个百分点。
经济发展变量在模型5中符号为负，系数非常小，这与理论预期不相符。对此可能的解释是，货币供应量的快速增长将逐渐阻碍我国经济的发展，同时导致经济发展与货币供应量直接相关性程度低。背离主流货币理论的原因可能是金融资源扭曲错配使大量金融资源投向房地产、地方政府融资平台以及“两高一剩”等受限行业或领域，导致投资驱动经济增长的模式难以改善。这也是房地产调控大打折扣和平台债务不断累积的主要原因，客观上导致金融体系对战略性新兴产业、中小企业、“三农”等实体经济领域的支持力度不足。这样看来，调整资金配置，加强对实体经济的支持，防止金融资产因过度膨胀而诱发金融危机显得十分重要。
四、结论与政策建议
本文实证研究了经济发展、政府调控、大国货币和银行行为四类因素对我国广义货币供给的影响，实证结果表明：尽管单因素模型中经济发展、基础货币、准备金率、美元数量和银行经营利差对我国广义货币数量有显著的影响，但在综合各类因素后，经济发展、准备金率和银行经营利差对广义货币供给的影响力度变得较为微弱，只有基础货币、日元数量和美元数量的影响强而显著，联系到我国货币投放的方式，本文认为我国货币供给具有较强外生性，央行货币政策独立性受到影响。
基于上述实证结论，本文认为要控制我国货币供应和物价增长，应从以下方面入手。第一，停止以增加货币供应量、释放流动性的方式来刺激经济增长，矫正金融资源配置，控制房地产、地方政府融资平台以及“两高一剩”等行业或领域的金融资源流入量，改善以投资驱动经济增长的模式，增强金融体系对战略性新兴产业、中小企业、“三农”等实体经济领域的支持力度。调整资金配置，增加对实体经济的支持，防止金融资产因过度膨胀而诱发金融危机。
第二，注意平衡国际收支，鼓励资本输出和贸易进口，提高外汇冲销的有效性，减缓外汇占款的增加速度；改革当前被动投放的货币模式，采取公开市场操作在二级市场上买卖债券投放人民币的主动方式。
第三，鉴于准备金率难以对货币供应量产生实质有效的影响，加上货币供应量与经济发展关系弱化，试图通过释放流动性来刺激经济增长已不再是有效方法，央行的调控应转到调整金融系统资源配置的结构和方向上来，而非继续释放流动，否则可能带来资产价格泡沫和陷入流动性陷阱的风险。
第四，在我国资本管制逐渐放松、汇率制度还没有完全浮动的背景下，要防止国际短期资本的流动对我国国内金融市场的冲击，维持人民币的汇率稳定，调整我国国际收支格局和汇率浮动制度，控制大国货币对我国货币供给的溢出效应，增强我国央行货币政策的独立性。
第五，引导金融机构调整盈利业务结构，增加中间业务和表外业务等服务项目的盈利，抑制金融机构扩大存贷款规模、维持利润的冲动，减少由于银行逐利行为导致的货币供应量过快增长。
（注：基金项目：海南省自然科学基金资助项目（712142）；海南大学青年基金项目（qnjj1139）。）
【参考文献】
[1] Tobin J. Money and finance in the macroeconomic process[J].Journal of money，credit and banking，1982（14）.
[2] 袁奥博、徐艳：股票、债券投资和可支配收入与居民储蓄的关系――基于EG两步法和极大似然法的实证研究[J].海南金融，2013（3）.
[3] Tobin J. A general equilibrium approach to monetary theory[J]. Journal of money， credit and banking，1969（1）.
[4] A Theory of the Consumption[M].Princeton：princeton university press，1957.
[5] 张延群：中国货币供给分析及货币政策评价：1986―2007年[J].数量经济技术经济研究，2010（6）.
[6] 王静、魏先华：我国货币供给内生性问题的实证分析[J].当代财经，2012（6）.
[7] 靳卫萍：从货币供给的角度看财政[J].南开经济研究，2002（5）.
[8] 胡永刚、张运峰：财政支出与广义货币关系的协整分析及其政策含义[J].财经研究，2005，31（11）.
[9] 邵腾伟、冉光和：财政收支、货币供给与经济增长关系及变化趋势[J].当代财经，2011（2）.
