货币增长

货币增长（共9篇）

货币增长 篇1

中国经济的长期增长得益于多方面,其中长期实行的“稳健的货币政策”,实质是保持长期的扩张。货币供应量的天文数字的扩张,极大地保证了经济的快速增长。而近几年货币的增长效应已经逐渐减弱,持续的货币供应稳定增长,却未能支撑经济的高速增长,充分说明货币政策的增长效应已经衰减到必须反思和革新的时候了。

一、1990—2015货币供应量及几项核心增长指标的分析

(一)货币供应量M2持续增长

国家统计局国家数据库的年度统计数据中,货币供应量M2自1990年开始统计(见图1)。从总量来看,M2呈现每年递增的趋势,自1990年的1.53万亿元,增加到2015年的139.20万亿元,扩张速度惊人。25年间,货币供应量M2与GDP的比重从0.81:1,上升到2.06:1。从增长速度来看:1991—1996年,每年的M2增速都超过20%,其中1993年增速为历史最高,达37.3%。1997—2015始终保持两位数的增速,其中2009年再次超过20%,达到了28.4%的增速。回顾中国经济的周期性变化发现,两次超量扩张货币的时期,都有经济出现衰退的迹象,因此,中国政府具有利用扩张的货币政策抵御经济衰退的传统。目前中国经济目前再一次面临衰退,进入所谓的新常态,因此2015年货币供应量M2再次扩张,较2014年高出两个点的增长。综上,中国的经济增长具有明显的“信贷繁荣”特征。

(二)几项核心增长指标基本情况

能够反映增长的指标很多,考虑数据可得和准确性,本文研究选择了几项最核心的增长指标:国内生产总值、工业增加值、全社会固定资产投资和社会消费品零售总额(见图2)。国内生产总值持续高增长,由1990年的1.89万亿元,增加到2015年的67.67万亿元。但是从曲线来看,国内生产总值的增速在最近几年出现放缓的趋势,有出现拐点的迹象。工业增加值在过去的25年也始终保持增长,但是工业增加值在国内生产总值中的占比呈现下降的趋势,特别是2015年已经出现拐点,几十年来第一次出现负增长,相较于2014年增长-2.09%。与国内生产总值同步明显的是全社会固定资产投资,除了个别年份增速放缓之外,绝大部分年份都保持两位数的增长。社会消费品零售总额增长较为稳定,基本每年都保持两位数的增长,但是占GDP的比重在逐年降低。从上述分析可以看出中国经济的投资驱动特征,经济结构的不合理日益明显。

综上所述,中国经济的长期高增长,货币供应量M2的扩张功不可没。货币的扩张拉动了整个经济的快速增长,在上述几个增长指标上体现明显。对信贷扩张反应最为敏感的是投资部门。随着经济总量已经居于世界第二,以往一贯的货币扩张所带来的信贷繁荣变得不可持续。本文将应用VEC模型分析过去25年的货币扩张所带来的增长效应。

二、实证分析

(一)指标选取与数据处理

本文旨在研究中国货币供应量的增加对国内生产总值、工业增加值、全社会固定资产投资和社会消费品零售总额的动态过程。因此本文选取以下5个指标变量:货币供应量(M2)、国内生产总值(Y)、工业增加值(IVA)、全社会固定资产投资(FAI)、社会消费品零售总额(TRC)。1990—2014年各变量初始数据来源于中国国家统计局国家数据库年度数据;2015年数据来源于《中华人民共和国2015年国民经济和社会发展统计公报》。国家数据库提供的货币供应量(M2)数据自1990年开始,考虑数据的可得性和一致性,本文数据选取的期间为1990—2015年,并将1990年设定为研究基期。

上述指标皆为当年价核算,进行实证分析之前,需要剔除价格因素的影响。首先,货币供应量和国内生产总值应用1990年为基期的居民消费价格指数(CPI)剔除价格因素得到实际变量。处理过程:RM2=M2/CPI;RY=Y/CPI。其次,工业增加值使用1990年为基期的工业生产者出厂价格指数(PPI)剔除价格因素得到实际变量。处理过程:RIVA=IVA/PPI。第三,全社会固定资产投资应用1990年为基期的固定资产投资价格指数(FAIPI)剔除价格因素得到实际变量。处理过程:RFAI=FVA/FAIPI。第四,社会消费品零售总额应用1990年为基期的商品零售价格指数(CRPI)剔除价格因素得到实际变量。处理过程:RTRC=TRC/CRPI。最后,为减少数据非线性变化对实证分析的影响,对各个实际变量取自然对数,即得到本文研究的变量:LRM2、LRY、LRIVA、LRFAI、LRTRC。本文使用Eviews9进行实证分析。

(二)变量ADF检验

本文采用ADF单位根检验变量序列的平稳性。根据线型图和散点图判断6个时间序列皆为含截距项和趋势项的序列。经检验,在5%临界值水平上,LRY和LRTRC原序列平稳,LRM2滞后一阶平稳,LRIVA和LRFAI滞后二阶平稳(见表1)。由于变量非同阶平稳,因此需要做协整关系检验。

注:检验类型(C,T,L)分别表示单位根检验方程包含截距项、趋势项及滞后阶数,N表示不包含C或T

(三)协整关系检验

做协整关系检验的序列数量为5个,因此采用Johansen协整检验方法检验其协整关系。考虑到分析对象属于含截距和趋势项的时间序列,因此选择有截距项和趋势项并呈现线性的检验选项。检验结果表明,各个变量之间至少存在4个协整关系(见表2),即所研究的5个变量之间存在长期均衡关系,所以本文研究模型设定为VEC模型。

(四)模型设定与检验

先估计VAR模型最优滞后期P值,而VEC模型的最优滞后期是P-1。根据LR、SC和HQ等信息准则判断,结果P=1模型最优(见表3),所以进行VEC模型分析。

VEC模型的稳定性通过对模型的AR根值是否大于1,或AR根值图是否有点落在单位圆之外来判定。经测定,AR根值都小于等于1(见图3),最大值为1,表明模型VEC是稳定的。

Trace test indicates 4 cointegrating eqn(s)at the 0.05 level

(五)脉冲响应函数分析

本文研究的逻辑思路为国内生产总值、工业增加值、全社会固定资产投资和社会消费品零售总额对货币供应量变动的动态响应过程,因此仅给出上述对应影响关系的变量之间的单向脉冲响应轨迹(图4),并结合脉冲响应数值表(表4)结果进行分析,观察期长度10。

由图4A可以看出,M2的扩张对国内生产总值的拉动作用明显,具有持续的正向冲击,在第4年达到峰值(2.4396%)。货币的扩张为经济中的投资、消费和生产提供了廉价的资金,从而带动了经济的总体扩张。也要注意到其冲击作用逐渐收敛,说明货币扩张具有中期增长效应,但是不具有水平效应。由图4B可以看出,货币扩张对工业增加值的冲击效应明显疲弱,虽然短期正向冲击,但是长期来看是负向冲击,说明过度宽松的货币政策导致的流动性过剩,增加了经济体的投机成分。由图4C看,社会消费品零售总额受到货币扩张政策多是正向冲击,在第6年达到峰值(2.718 0%),后期虽呈现收敛特征,但是其正向冲击效应持续期较长,说明货币扩张对消费既具有增长效应,也具有水平效应。由图4D看,全社会固定资产投资对货币扩张具有极大的敏感性。在固定资产投资对货币扩张的冲击都呈现出明显的正向冲击,在第6年达到峰值(6.980 1%)。投资往往具有资本密集和长周期性,其产出效应也具有长周期特征,在资金供给充裕并廉价的情况下,经济主体的固定资产投资欲望较为强烈。

三、结论与建议

从前面的分析可以看出,货币扩张对各项经济增长指标都具有或短或长的增长效应,但是对总体经济增长和工业增加值没有水平效应,收敛趋零的特征明显。而对于消费和投资,货币扩张的水平效应较为明显。货币供应量M2的持续扩张是经济增长的需要,同时也是经济增长的动力之一。在很长的一段时间,货币扩张和经济增长的各项指标具有明显的同步性。但是近几年同步性明显减弱,说明货币扩张的政策效果边际递减明显。经济增长的动力来源是多方面的,在经济总量已经如此庞大的情况下,货币政策急需做出调整。

首先,货币政策真正回到“稳健”,并逐步放慢发钞的速度,保持与经济增长相适应。其次,需要对货币量与产出比的失控高度警惕,不应简单地囿于教科书式的教条主义,认为名义通胀较低就可以让货币高速扩张,应提高对隐性通胀的关注。再次,货币的持续扩张虽然对消费具有促进作用,但是更多的货币被用于投资,进一步异化了中国的经济结构,患上了投资依赖症,与扩大内需的总方针相矛盾。最后,货币的扩张未能持续提升工业增加值,这是中国经济抗风险能力差的关键原因之一。在天量货币供应的环境中,实体经济增长缓慢,需要从货币政策的传导机制上找原因、想办法。

摘要：中国的货币供应量和经济增长具有明显的同趋势特征。选取货币供应量和国内生产总值、工业增加值、全社会固定资产投资和社会消费品零售总额5个总量指标,应用VEC模型分析货币供应的动态增长效应,认为货币扩张具有或短或长的增长效应,但是水平效应有待提高。因此,建议控制货币供应的总量和增速,警惕隐性通胀的危险,从货币政策传导机制入手,突破实体经济发展和经济结构调整的障碍。

关键词：货币供应量,经济增长,增长效应

参考文献

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[6]中华人民共和国国家统计局国家数据库:http://data.stats.gov.cn/index.htm.

货币增长 篇2

关键词：货币供给；经济增长；协整检验；格兰杰因果关系检验

一、引论及相关文献

货币供给与经济增长的关系一直备受学者们的关注。改革开放以来，货币政策对我国经济的影响也是日益显著的。关于货币供给与经济增长的关系研究，国内外的学者们不管是在理论上还是在实证分析上都存在着很大的争议。基于他们的理论假设和经验数据提取的不同，所得到的结论自然也是有差异的。概括起来，主要有货币供给与经济增长无关论以及货币供给与经济增长有关论两种。

（一）货币供给与经济增长无关论

货币供给与经济增长无关，即货币供给的变化只影响一般价格水平，不会对实际产出、就业等经济变量产生影响，也即货币具有中性的特质。古典学派和新古典学派的经济学家们就持此理论观点。

古典经济学派中比较典型的货币中性观点有：威廉·配第的“货币脂肪论”，约翰·洛克的“货币齿轮观”，萨伊的“货币面纱论”和约翰·斯图亚特·穆勒的　“货币机械观”等。他们主要从货币数量论、萨伊定律和瓦尔拉的一般均衡理论这三个方面对货币供给与经济增长无关论进行了论证。首先，古典经济学家们通过构建剑桥方程式（M=kPY）和费雪方程式（MV=PY），认为在k或V不变的条件下，M的变动只会引起P的变化，而不会对Y产生影响；其次，依据萨伊定律，供给创造需求，总供给等于总需求，货币只是商品交换的媒介和工具，其数量的变化对实际经济产出没有影响；最后，瓦尔拉一般均衡论则在价格和工资具有完全弹性的假设条件下，认为经济总是处于均衡的充分就业状态，货币均衡的实现同其他商品供求均衡的实现过程是一样的，因而货币对经济产出的影响是中性的。新古典主义经济学派则在理性预期和市场出清的假设前提下，通过实际经济周期模型的构建来论述货币供给与经济增长的无关性。他们认为是来自需求方面或供给方面的实际因素引起了经济的波动，而不是货币因素。

在实证研究方面：Barro通过实际经济产出对货币供给的回归分析，认为预期到的货币供给与价格水平之间有对应的同期联系，并未影响实际经济变量，即预期到的货币供给增长对经济产出具有中性，这一结论与理性预期学派的货币中性观点是相符的。Kormendi，Meguire运用实证方法对50个国家的经济数据进行了研究分析，得出货币供应量不会影响实际经济产出的结论。McCandles，Weber对110个国家30年期间的数据进行了考察研究，认为货币供给增长率与经济产出增长率不存在相关关系，可见货币在长期是中性的。陆军，舒元在回顾长期货币中性理论的基础上，运用格兰杰因果检验以及Fisher与Seater的长期导数的检验方法对中国1978-2000年的数据进行了分析研究，发现经济产出是货币供给的格兰杰原因，在中国长期内货币是中性的。张丽丽，彭国富通过构建误差修正模型（ECM），运用协整检验、单位根检验、格兰杰因果检验等实证方法对我国1985-2009年的货币供给与经济增长时间序列数据进行了研究，认为二者之间有着长期稳定的均衡关系，并且得出货币增长率不是经济增长率格兰杰原因的结论。刘春季通过实证计量模型的构建，对1978-2009年中国的流通中货币量对GDP的影响进行了考察，得出流通中货币量和实际GDP的增长之间没有格兰杰因果关系，即货币只是经济生产活动的一种媒介和工具，是中性的。

（二）货币供给与经济增长有关论

货币供给与经济增长有关论，也即货币非中性，货币供给会对经济增长产生一定的影响。瑞典学派的经济学家维克赛尔认为货币供给是影响经济产出的重要因素，并强调政府应该采取货币政策保持自然利率和货币利率的一致性，以消除貨币供给对经济产生的影响。凯恩斯和他的追随者们也指出货币是非中性的，政府应当采取适当的货币政策和财政政策来调节社会总需求。弗里德曼等货币学派的经济学家则认为，在短期，货币对经济增长而言是至关重要的，货币供给的变化会引起经济产出、就业和物价等变量的变化。新凯恩斯主义学派经济学家也指出，在短期内，预期和未预期到的货币政策都会对经济周期和总产出产生影响。

在实证分析方面：Mishkin认为预期到的与未预期到的货币供给都会对实际经济产出产生影响。Cover运用实证分析方法对美国1951-1987年数据进行研究，认为货币冲击对经济产出有正的和负的两个方面的影响。Al-Malkawi，Marashdeh，Abdullah通过对小型开放经济体阿联酋1974-2008年的时间序列数据进行协整自回归分析以及因果关系检验，结果表明，金融发展指标对阿联酋的经济增长有很大的负面影响。陆军，舒元采用两步OLS方法分析了中国货币政策对实际经济产出的影响，得出预期到的与未预期到的货币都对经济产出有影响的结论。蔡风景，李元，王慧敏利用近年来刚发展起来的DAG方法对我国货币供给、投资、GDP和通货膨胀的因果关系进行了研究。实证结果表明，投资与货币供给是我国经济增长的同期原因，同时也是经济增长的短期和长期原因，说明我国货币政策的非中性。邵国华通过理论分析和实证研究指出，我国的货币供给对经济增长的影响是显著的，并认为M0、M1、M2对经济增长的影响程度是不同的。刘金全，隋建利基于1980-2008年的经济数据对我国货币增长的不确定性与经济增长的关系进行了实证检验，认为由货币政策冲击和宏观经济冲击导致的货币增长不确定性对经济增长都具有一定程度的影响。张永升，杨伟坤，桑毅博选取中国1999-2011年货币供给量和国内生产总值的季度数据，对货币供给与经济增长之间的数量关系进行了实证研究，得出货币供给对经济产出有影响，是经济增长的助推器的结论。

通过上面的理论综述可以看出，对于货币供给与经济增长之间的关系，国内外学者们的研究结论具有较大的差异性。笔者认为造成这些差异的原因主要有以下几个方面：一是数据时间段选取的不同。例如刘春季采用1978-2009年的年度数据得出货币中性的结论，而张永升，杨伟坤，桑毅博选取中国1999-2011年的季度数据，则得出货币供给对经济产出有影响的结论；二是变量工具选取的不同。以货币供给为例，张丽丽，彭国富选取广义货币供给量M2作为衡量货币供给的指标，而邵国华则同时采用了M0、M1和M2三个指标分别研究其对经济增长的影响，得出不同的结论；三是计量检验模型的不同。例如，陆军，舒元运用格兰杰因果检验以及Fisher与Seater的长期导数的检验方法对数据进行分析，而蔡风景，李元，王慧敏则是利用近年来刚发展起来的DAG方法进行研究，他们的结论截然相反。

针对以上情况，为了使研究更为符合客观实际，本文在实证研究方面做了如下改善：在数据的选取上，由于1984年以前我国并没有真正意义上的央行和商业银行，而之后中国人民银行才开始独立发挥中央银行的职能，故本文选取1985-2010的货币供应量数据进行分析；在变量指标的选取和处理上，本文利用GDP平减指数剔除物价的影响，并对货币供给指标M1和M2对经济增长的影响进行分析对比，以使结果更为客观全面。基于上述理论分析，本文提出货币供给具有长期中性的经验假设，并综合运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果关系检验等计量分析方法进行实证检验。

二、实证分析

（一）数据来源与数据说明

本文选取1985-2010年中国货币供给与经济增长的宏观经济数据作为样本，以此来考察两者之间的关系。经济增长用GDP来表示，货币供给用M1和M2来表示。同时，为了消除物价的影响，引入GDP平减指数GDPI，通过公式gdp=GDP×100／GDPI得到实际gdp，通过公式m1=M1×100／GDPI和m2=M2×100／GDPI得到实际m1和m2，并对gdp、m1和m2进行对数化处理。其中GDP、M1和M2来源于历年《中国统计年鉴》和中国统计局网站，GDPI由笔者根据历年GDP和国内生产总值指数计算得到。

（二）序列平稳性检验——ADF检验

使用EViews6.0对时间序列lngdp、lnm1和lnm2进行ADF检验以判断序列的平稳性。对各变量选择其相应的ADF检验形式，并依据AIC准则选择滞后项的阶数，得到如表1所示的检验结果。

如表1所示，原序列lngdp、lnm1和lnm2都未通过显著水平为10%的ADF单位根检验，接受存在单位根的原假设，即这些原序列都是非平稳的。对lngdp、lnm1和lnm2的一阶差分序列分别进行ADF检验，结果显示在1%的显著性水平上都拒绝存在单位根的原假设，即d（lngdp）、d（lnm1）和d（lnm2）序列都是平稳性序列，lngdp、lnm1和lnm2都是一阶单整序列，也即lngdp～I（1），lnm1～I（1），lnm2～I（1）。

（三）协整检验

对变量之间的协整关系进行检验，可以避免伪回归，是正确建立经济计量模型的先决条件。此外，如果一组非平稳性时间序列之间存在着协整关系，据此建立的回归模型，其参数的最小二乘估计量具有超一致性，即会以更快的速度收敛于参数的真实值。最后，如果变量之间存在着长期均衡关系，则均衡误差将显著地影响变量之间的短期动态关系。

1.利用EG两步检验法对lngdp和lnm1进行协整检验

第一步，对lngdp和lnm1两个变量使用普通最小二乘法OLS回归分析得到协整方程：

lngdp=2.947+0.767lnm1

（22.63）　　（55.75）

R2=0.992　　　　F=3108.11　　　D.W=0.788

其中，括号中的数据为相应的估计量t的统计值。通过上述的回归分析结果可知，方程的拟合优度比较好，各项检验参数显著不为零，F统计量说明方程顯著成立。设ecm1为该回归模型的残差，则ecm1=lngdp-2.947-0.767lnm1。

第二步，检验残差ecm1的平稳性。对残差ecm1进行ADF单位根检验，检验的结果见表2。残差ecm1通过了5%水平上的ADF单位根检验（0.0456<0.05），即残差序列是平稳性序列，也即序列lngdp和lnm1之间存在着长期的协整关系。

由上面的分析可知，国内生产总值lngdp和货币供给lnm1之间的协整关系成立。从长期来看，货币供给lnm1对国内生产总值的弹性为0.767，即货币供给lnm1每增加1%时，国内生产总值将增加0.767%，这说明货币供给lnm1对经济的拉动效应是比较明显的。

2.利用EG两步检验法对lngdp和lnm2进行协整检验

第一步，对lngdp和lnm2两个变量使用普通最小二乘法OLS回归分析得到协整方程：

lngdp=3.356+0.662lnm2

（25.85）　　（52.79）

R2=0.991　　　　F=2787.31　　　D.W=0.378

回归分析结果表明，方程的拟合优度比较好，各项检验参数显著不为零，F统计量说明方程显著成立。设ecm2为该回归模型的残差，可得如下残差方程：ecm2=lngdp-3.356-0.662lnm2。

第二步，检验残差ecm2的平稳性。表2表明，残差ecm2通过了10%显著水平上的ADF单位根检验（0.0836<0.1），序列lngdp和lnm2之间存在着长期协整关系。货币供给lnm2对国内生产总值的长期弹性为0.662。

（四）误差修正模型

如果两变量之间是协整的，那么它们之间就存在着长期均衡的关系。当然，在短期内，这些变量可以是不均衡的，随机项是均衡误差ecm。两变量之间的这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型（ECM）来描述。

1.lngdp关于lnm1的误差修正

以lngdp关于lnm1的协整回归中稳定残差序列ecm1作为误差修正项，可建立如下误差修正模型：

d（lngdp）=0.077+0.104d（lnm1）-

（9.736）　（1.774）

0.148ecm1（t-1）

（-2.145）

R2=0.212　　　　　　　　　D.W=0.77

上述结果表明货币供给lnm1的短期变动对国内生产总值的变动存在着正向的影响。此外，由于短期调整系数是显著的，表明每年实际发生的国内生产总值的变动与其长期均衡值的偏差中的15%（0.148）被修正，即当短期的实际国内生产总值大于均衡时的实际国内生产总值时，将以0.15的调整力度向下回到均衡；反之，则以　0.15的调整力度向上回到均衡。

2.lngdp关于lnm2的误差修正

以lngdp关于lnm2的协整回归中稳定残差序列ecm2作为误差修正项，可建立如下误差修正模型：

d（lngdp）=0.167d（lnm2）+0.746d（lngdpt-1）

（3.168）　　　　　（9.265）

-0.142ecm2（t-1）

（-2.481）

R2=0.438　　　　　　　　　D.W=1.35

由上面的误差修正模型可以看出，误差修正项ecm2的系数为-0.142，这是符合反向修正机制的，即上一年的国内生产总值和货币供给lnm2的非均衡误差以14.2%的比例对本年的国内生产总值增长率作出修正。由上式还可以看到货币供给lnm2对国内生产总值的短期弹性为0.167。

（五）格兰杰因果关系检验

由上面的协整检验和误差修正模型我们可以看到国内生产总值lngdp与货币供给lnm1和lnm2之间存在着长期与短期均衡关系。然而，对于货币供给与经济增长之间的这种关系，我们还不能确定其是不是具备统计意义上的因果关系。因此，我们需要进一步对货币供给与经济增长进行格兰杰因果关系检验。按照AIC（Akaike　information　criterion）和SC（Schwarz　criterion）最小化准则，选取滞后期为8，对序列lnm1、lnm2和lngdp进行格兰杰检验，结果如表3所示。

由表3可知，在10%的显著性水平下，lnm1是lngdp的格蘭杰原因，同时lngdp也是lnm1的格兰杰原因，即货币供给lnm1与经济增长之间存在着双向格兰杰因果关系。此外，通过格兰杰因果关系检验，还可以看到lnm2是lngdp的格兰杰原因，而lngdp却不是lnm2的格兰杰原因。

三、结论与政策建议

（一）结论

通过上面的实证研究，可以得出如下结论。

无论是M1还是M2，都与GDP存在着长期均衡关系，因为我们选择的是扣除价格因素的真实变量，这说明从长期意义上看，超出经济增长需要的货币转化为价格上涨，长期看货币是中性的。由因果关系检验可知，货币供给lnm1与经济增长之间存在着双向格兰杰因果关系，而脉冲响应函数的分析进一步证实了“双向因果关系”，这说明我国M1与宏观经济关系更为密切。这是因为，狭义货币M1是流通中的现金和活期存款之和，广义货币M2是指狭义货币M1加上定期存款、储蓄存款和单位其他存款，M1是经济周期波动的先行指标，相比于M2具有较强的流动性，其变化反映出货币市场流动性的强弱，从而与宏观经济有更为密切的联系，也是各国央行调控货币供应量的主要对象。

（二）政策建议

1.把货币供给量作为货币政策的中介目标，保持实际货币供给的变动与实际经济增长同步。因为我国的实际货币供给与实际经济增长之间存在着长期均衡关系，货币供给的大幅度变动会引起经济的波动，给经济的稳定增长带来困难，因此，需要保持货币供给与经济的同步增长，同时需要控制实际货币供给增长的速度，避免通货膨胀或通货紧缩。

2.中央银行可以通过调整法定准备金率、再贴现政策、公开市场操作等货币政策工具来有效地控制货币供给量，同时把握好货币政策的时滞，才能保证国民经济持续、健康、稳定地增长。

3.加快利率的市场化进程。如果要使货币供给量作为宏观调控的中介目标发挥其相应的作用，就要使利率市场化，而不应该使利率完全受到控制。只有这样，货币政策才能发挥其促进经济增长的能力。

4.把财政政策与货币政策结合起来，促进两者之间的配合与衔接。货币政策与财政政策作为政府宏观调控的两种手段，二者之间是紧密相连的，需要注意配合使用。随着我国市场化进程的加快、金融改革的加深，货币政策面临的冲击效应会加大，因此，需要调整货币政策以适应体制机制的变化，同时，加强货币政策与财政政策的配合衔接，以促进经济的健康发展。

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货币增长 篇3

一、研究现状

货币供应量与经济增长的关系一直都是金融界非常热门的话题,有很多的国内外专家、学者对此做了各方面的研究。国内外学者在实证分析中对于在现实经济中货币供应量与经济增长的关系得出了不同结论,在国外方面,科沃尔(1992)通过实证分析美国二战后的数据,得到正的货币冲击几乎不影响产出的增加,但是负的货币冲击对产出起到减少作用。在国内方面,刁硕文(2008)基于协整理论研究了通货膨胀对经济增长和货币供应量增长的影响,指出中国经济增长和货币供应量均对通货膨胀有一定的刺激作用。洪欣和吴少波(2009)通过对1991—2006年的数据分析,发现不同层次货币供应量对经济的影响程度是不同,M0最弱、M2最强;另外,货币是非中性的,对经济增长存在明显影响。申帅(2010)从相关性角度对1984—2008年中国货币供应量与经济增长、物价水平的关系进行了分阶段研究,发现中国货币非中性,并指出三者之间存在相关性,但有时也存在失灵的情况。

货币供应量在一个什么样的水平上才可以促进中国经济保持高速增长,到底货币供应量如何影响经济的增长,是否只要保证高的货币供应量就能保证经济的高速增长,什么样的货币供应政策对经济增长最有效,下面通过线性回归模型来具体分析。

二、实证检验

本文应用一元线性回归分析方法,一元线性回归分析就是研究一个因变量与一个自变量的依存关系,即研究一个自变量是如何直接影响一个因变量的。

(一)研究方法

第一步,样本的选择,样本的选择包括样本期的选择和样本的确定。本文通过收集货币供应量增长率和中国经济增长率的数据,研究样本期为2004—2013年十年期间20个数据的分析。

第二步,用SPSS软件建立回归模行进行分析:

Y=a+b X

其中,Y分别代表经济增长率,X代表货币供应量增长率,b代表经济增长率和货币供应量增长率对这个印象因素的敏感程度。

第三步,根据SPSS软件分析得出的结论确定影响经济增长率的因素的系数。

数据来源及选择:本文选取了2004—2013年十年之间的中国货币供应量增长率和经济增长率的数据(本文的数据主要是由《2013年中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国统计局网站、中国人民银行网站的有关数据计算而来)。

(二)中国货币供应量增长率和经济增长率的实证分析

由下页表1可以得出,显示了模型的拟合优度R=0.943,调整后的R的平方 =0.876,因此,此回归模型可以接受。

下页表2上述模型的相关性在5%的置信水平下通过F检验,F=2.709(P<0.05)。

根据下页表3的回归系数我们可以得到关于经济增长率的模型为:

Y=0.339+14.031X

通过模型分析经济增长率和货币供应量增长率呈正相关关系,货币供应量增长率每增加1个百分点时,经济增长率上升14.37个百分点。

a. Predictors:(Constant),货币供应量增长率b. Dependent Variable:经济增长率

a.Predictors:(Constant),货币供应量增长率b. Dependent Variable:经济增长率

三、提出改善货币供应量增长率和经济增长率建议

综上数据研究结果的结论来看,似乎中国经济增长率与货币供应量增长率之间存在长期正相关的关系,而这体现在具体的政策实施中具有极大的意义,具体来说本文提出如下的政策参考意见:

(一)以稳定物价水平为目标的货币政策

由于通货膨胀的心理预期,当货币供应量增长率增加时会引起物价水平上涨后,普通民众会预期物价将持续上涨,销售者积极卖出货物赚钱,购买者积极购买货物防止涨价,这样会促使利率连续上涨,经济长期处于太过旺盛的情况,将会导致泡沫经济和金融危机;相反,物价长期处于下跌,民众相反的行为使利率持续下跌,最后也会使经济面临危机,这种影响的过程是缓慢而且长期的。所以,为了消除物价的极端情况,保持物价稳定是必经之路,而这可以通过改善货币供应量的增加率与推动物价涨跌间稳定的关系来达到这个目的。

(二)根据经济的长期预期增长率来指导货币供应政策

实际的劳动力增长率、生产技术的发展速度等非货币因素决定着长期的真实经济增长率。为了防止货币政策的制定和执行对长期经济发展带来冲击,引发经济的不稳定,因此我们就必须使货币供应量的增长率紧紧地跟随真实经济的长期增长率,从而进行连续、平稳的供应货币。而且稳定、连续的货币供应还会使民众建立起对现行货币政策的信任,使货币当局的政策在推行时可以更为有效果和易推行。

(三)加强货币政策在国家宏观调控政策中的主导地位

货币的需求量相对利率更具有弹性,然而对于财政政策而言对利率反而缺乏弹性,这样就会使财政政策相较与货币政策来看对经济影响是相对效果较弱。因为财政政策仅对现存的货币总量进行再分配和使用,它排挤了“私人”投资而转为“政府”投资,这种投资的“乘数”效应会大大降低。根据长期的真实经济增长率所确定的货币政策与财政政策共同实施时,可以更加有效地促进的经济增长。

摘要：中国自改革开放以来一直保持高经济增长,货币供应量同时也连年增加,研究中国货币供应量增长率与经济增长率的关系,有利于政府在复杂变化的经济环境中制定并实施有效的货币政策来控制目前的经济发展形势,对实现经济增长、物价稳定,促进中国经济持续、协调、稳定、健康发展有着重要的现实意义。主要收集货币供应量和经济增长数据,通过回归模型分析二者关系,提出有效的合理的改善二者关系的建议。

货币增长 篇4

中国央行近期针对特定银行进行了PSL（抵押补充贷款）操作，以提供基础货币，同时调降本次PSL利率至3.1%，以进一步支持实体经济发展。央行PSL消息和江苏定向债券的发行值得关注，很显然：宽松从未改变，拥抱股债长牛。

首先，PSL启动中国版“OT”，锁短放长，货币宽松态度未变。上周央行重启定向正回购，回笼资金超千亿，而央行再次启动PSL意在释放中长期资金，可视作中国版“扭转操作”，锁短放长，锁定充裕的短期流动性，释放稀缺的长期流动性，引导低利率从短端向中长端传导，印证央行宽松态度从未改变。

同时，定向地方债发行冲击，国债大幅上升。6月1日江苏定向一般债券和专项债券的发行利率较国债上浮15%，受此影响二级市场国债利率出现明显上行，10 年国债利率达到3.64%新高。

此外，降低政府负债成本、后续债务置换出台均倒逼央行宽松。债务置换的主要目的在于降低政府负债成本、拉长债务久期，而地方债利率锚定国债，国债利率大幅上行将不利于降低负债成本目标的达成，央行有必要释放长期流动性以稳定长端利率。另据传财政部将推出第二批置换，额度5000至1万亿，为配合顺利置换，央行延续货币宽松将是必由之路。

由此可见，货币宽松仍是必选项。中国经济的核心问题是产能过剩、负债率过高，从去杠杆经典公式看，低利率是降低负债率的必要条件，降低负债率只有三招：降低利率、增加权益以及债务减记，因而在去杠杆完成之前，央行仍需通过多种途径来降低社会融资成本，货币宽松仍是必须选项。未来降准降息、再贷款、PSL等货币政策工具仍有灵活操作空间。

值得注意的一点是，长端利率有顶。13年央行试图高利率去杠杆，采用“短端逆回购+长端发行央票”的方式进行“锁长放短”，10年国债利率受此引导从3.7%上行至4.7%。而14年至今，央行转向低利率去杠杆，当前货币宽松“锁短放长”，与13年反向操作，长债走势也应相反。未来宽松有望长期持续，长端利率调整有顶，下调10年国开区间至3.6%-4.0%。

在此基础上，可以期待拥抱股债长牛。我们也可以借鉴美国11年以及中国13年的经验来预测未来的资本市场。简单来说，美国11年9月扭转操作锁短放长，之后股债双牛，债券利率持续低位，股市在扭转操作期间涨幅接近20%。而中国13年7月扭转操作锁长放短，之后股债双熊。所以，我们完全有理由相信，在15年6月中国版锁短放长扭转操作开始实施以后，未来中国资本市场的股债双牛行情有望继续演绎，而且我们相信是股债长牛。

怎样利用货币政策来帮助经济走出通缩陷阱？美联储前主席伯南克早在13年前就给出了药方。

在2002年一篇题为《通缩：确保它不会在这发生（Deflation： Making Sure "It"Doesn’t Happen Here）》的演讲中，伯南克说：“通缩在几乎所有的情况下都是总需求崩塌所带来的副作用——支出下滑得太过严重，以至于厂商需要持续不断减价来找寻买家。”因此，要预防和对抗通缩，就必须“用货币和财政政策来支持支出”。为了做到这一点，伯南克认为货币宽松可以按如下路径推进：第一，降低短期利率。第二，在短期利率降到0之后，通过购买长期债券来压低长期利率。第三，如果前两步还不够，那么央行直接买入机构债券（如MBS），或者接受私人部门的资产为抵押物向外投放资金。

伯南克给出的货币宽松路线图，归根结底就是用央行的货币投放来刺激实体经济支出。正常状况下，央行在金融市场投放短期资金（压低短期利率）后，灵活的金融市场会自动将其效应传导到长期和风险资产上，最终推动实体经济融资的扩张。但在这非正常状况下，金融市场资源配资能力受损，短期资金供给向实体经济的传导受阻。此时央行就需要通过类似QE这样的非常规措施，在更接近实体经济的地方投放货币。按照这一逻辑，伯南克路线图的终点是央行直接向实体经济投放流动性，在实体经济中直接创造需求。

伯南克的这篇讲话完全是次贷危机后美联储的行动指南。在将联邦基金利率（隔夜利率）降到0之后，美联储还通过数轮量化宽松（QE）直接购买大量长期国债和MBS，压低了长期利率和风险溢价。应该说，美联储的宽松措施确实带动了美国经济的复苏。但很显然，这些宽松货币对金融市场的刺激作用更大——美国经济还远未回到次贷危机前的水平，但美国的股票价格指数已经比危机前的高点高出了近30%。

我国金融市场目前的状况很类似美国，货币政策正沿着伯南克的路线图进行宽松。从今年3月初至今，银行间市场隔夜利率已经从3.5%下降到了1.0%，相当于在三个月的时间里做了10次每次0.25个百分点的降息。目前，银行间市场的短期资金已经泛滥到了产生“流动性陷阱”的状况，以至于近期有金融机构主动要求央行进行定向正回购，从市场中回笼货币。

而据媒体报道，近期人民银行向国开行进行了PSL操作，向其投放了1.5万亿元规模的长期流动性，且利率水平设在较低的3.1%。对比美联储，人民银行这是在压低了短期利率后，进一步向长期利率施压，效果类似于美国的QE。

大规模的PSL能在多大程度上拉动实体经济增长还需观察，但很明显，过去几个月极低的短期利率推升了金融资产价格，导致更多资金进入金融市场追寻高收益，反而部分分流了实体经济资金面，加重了实体经济的融资难问题。这样一来，货币政策陷入两难。放松吧，实体未必受益，金融市场却逐步泡沫化。不放松吧，实体肯定遭殃，经济失稳风险上升。

其实我国本不必如此。抵抗通缩的核心在于支持实体经济的支出。在这一点上，我国具有欧美国家所不具有的优势——政府拥有较多推动实体经济总需求的政策工具。在欧美国家，为了刺激金融体系向实体经济投放流动性，政府除了放水“淹没”金融市场外，没有更好的办法。但在我国，政府对基建和房地产投资的掌控力较强，银行对这两大部门的融资支持也很容易为政策所提升。我国这些传统的稳增长工具看似非市场化，却是将宽松货币政策传导至实体经济总需求的最直接路径，因而是对抗通缩的最有效手段。

将这些有效的工具弃之不用，是我国近期经济增长压力沉重的主要原因，也是货币政策不得不沿着伯南克路线不断被迫放松的源头。讽刺的是，伯南克路线图的终点，正是我们所抛弃的这些稳增长工具。换言之，从稳增长和抗通胀的角度来看，我国当前的货币宽松是舍近求远，人为采用了带动实体经济效率不高，而却极易外溢到金融市场的宽松政策。

怎样评价这样的货币宽松方式？仁者见仁，智者见智。传统增长模式的两个重要引擎——基建和房地产——确实因为融资受限而遭到削弱，令经济结构看上去更平衡了一些。但为此付出经济失稳风险上升，金融泡沫风险加剧的代价值得吗？

对这样的问题，决策者会如何权衡我们不得而知。但我们能够知道的是，在经济增长下行压力的倒逼之下，货币政策还将沿着伯南克路径持续放松。经济增长能否复苏，取决于货币政策能够沿着这条路径在多大程度上回归之前传统的稳增长工具。在那之前，金融市场的泛滥流动性还会继续存在，推高金融资产价格。

而随着货币宽松从压低短期利率向压低长期利率推进，目前较为陡峭的收益率曲线能够逐步“牛平”。

在2002年演讲的结尾处，伯南克说：“日本的通缩问题是真实而严重的。但在我看来，政治的约束，而非缺少政策工具，是通缩长期持续的原因。”在13年后，这句话对中国仍然有意义。

货币增长 篇5

近几年来, 我国经融市场采取了宏观调控的形式, 使得中国的经济呈现平稳增长的趋势。国家相关部门对经济增长进行了调查分析, 调查发现我国在1991年到2008年这十几年间, 全国的经济增长速率达到了10.3%, 这个数字显示了我国经济增长的速度之快, 并且一直保持平稳、高速发展的趋势。与此同时, 我国的年通货膨胀率在不断下降, 这就意味着我国的物价在逐渐趋向于稳定, 商品的价值没有持续上涨, 公民的消费水平的相对合理。2008年以后, 国家的经济增长速率虽达不到10.3%, 但一直处于持续增长的状态, 国家经济的增长速率逐渐降低, 国家经济一直保持平稳增长的状态。我国的经济增长和货币需求量之间存在着很大的联系, 二者之间相互影响并相互制约着。我国货币数量的主要特征有以下几点:

1. 货币增长率偏高, 并且呈现逐年上升的趋势。

2. 货币流动性呈下降趋势, 改革开放以来, 经济体制的开

放和居民收入的增加, 造成货币需求上升, 同时, 大部分居民通过定期存款形式增加收入, 可供居民投资的金融资产数量少。

3. 货币化指标快速上升, 居民的投资消费过程中很少使用货币进行交易。

二、我国经济增长引起的货币需求变动

我国经济的增长对我国货币的需求量具有很大的影响, 近几年来, 我国经济一直处于持续增长的状态, 长期的经济增长不仅会使得货币的需求量增大, 而且会引起物价上涨, 给人们的生活带来很大的影响, 在一定程度上给居民的生活和工作带来一定的压力。通过上述分析我们可以知道, 经济增长和货币需求之间具有非常密切的联系, 为了有效实现我国经济的快速健康发展, 提高其增长速率, 必须严格控制好货币需求量的增长速度, 以免因为经济增长造成货币增长过剩, 同时还要对物价上涨的幅度进行调控, 避免因物价上涨造成的经济发展紊乱。

为有效控制好因国家经济增长引起的货币需求变动过大的问题, 国家和政府部门应该对市场经济实行严格的宏观调控, 在促进国家经济发展的前提下, 合理的控制好经济的增长的速度, 有效防止由于控制不合理造成的经济过冷或过热现象的产生, 合理的经济增速必须保持在一定的范围内。纵观我国经济发展的历程, 我们可以知道, 国家经济水平的不断提升, 会造成国家货币需求量日益增大, 于是会出现货币化现象。长期以来国家货币化水平的高低成为衡量国家经济发展水平的最主要的标志之一, 货币需求量的变动成为衡量货币化水平的准则, 金融体系和货币的作用范围是由货币化程度来决定的, 货币化程度越高, 表明国家的货币流通的地域面积越广, 其作用范围也与强大, 货币在国家经融市场上所具有的推动力、渗透力和调节功能也越强大。改革开放以来, 随着我国工农业的不断发展, 国家的经济水平也在不断提高, 伴随着经济的发展国家的货币需求量也在增大, 中国经济的货币化程度的提升成为中国金融业发展最显著的成果之一, 对国家的金融市场的发展具有很大的促进作用。将其同国际金融水平相比, 中国经济增长造成的货币需求量增大的程度超过了发展中国家, 甚至超过发达国家, 这对中国经济的增长也具有很大的影响。

对国家金融体制进行分析可以知道, 国家经济货币化测度指标反映的仅仅是货币广化信息, 即货币的流通覆盖面积, 并不代能在一定程度上代表货币的流通数量或需求量, 无法对货币的需求量进行详细的深度的描述。货币在当今社会作为一种非常普遍的流通手段, 在一定时期内, 其需求量主要有商品价格和货币流通速度来决定, 即我国的经济发展水平是决定我国货币需求量的主要因素。根据经济学知识可知, 我国的货币需求量可以分为两种, 一种是名义货币需求量, 另一种是实际货币需求量, 前者是按照当前的物价来计量的, 后者则是根据实际的商品和相关的劳务来计量的, 实际的货币需求量就是在此基础上产生的。中国近几年经济水平的提高不仅包括国民经济的增长, 还包括由农业、轻工业和重工业组成的经济结构的有效革新, 在经济流通的过程中, 我国的护臂需求量也会增加, 货币的需求量直接由流通中的商品数量来决定。在国家产业生产的过程中, 货币对我国的物价、投资、储藏、国民收入都具有很大的影响, 此时, 货币具有储藏和交易的作用, 国家产业的发展带动了国家经济的增长, 同时增加了国家的货币需求量。在我国经济增长的同时, 公民的收入也在一定程度上得到提升, 随着生活水平的提高, 人们对商品的需求量也在大大增加, 在商品的供给量不变的情况下, 必将导致物价上涨情况的发生, 不能满足消费者的需求, 最终导致消费者个人的货币需求量增加, 从而间接导致全国货币需求量的变动。

摘要：长期以来, 经济学就是人们研究的热点课题之一, 货币需求理论是其重要组成部分, 具有非常重要的研究价值。随着我国经济的开放和快速发展, 我国货币需求量也受到影响, 经济增长与货币需求的变通关系受到人们的广泛关注。本文对我国经济增长的现状进行探讨, 简要分析了我国货币数量的主要特征, 并描述了我国货币需求量的变动。

关键词：中国,经济增长,通货膨胀,货币需求,变动

参考文献

[1]范爱军, 周京.山东省FDI与出口贸易和经济增长之间的关系研究[J].科技信息.2009 (03) [1]范爱军, 周京.山东省FDI与出口贸易和经济增长之间的关系研究[J].科技信息.2009 (03)

[2]朱磊, 张洁莹.广东省出口贸易与经济增长之间关系的实证研究[J].经营管理者.2009 (15) [2]朱磊, 张洁莹.广东省出口贸易与经济增长之间关系的实证研究[J].经营管理者.2009 (15)

货币增长 篇6

一、我国外汇储备持续增长的原因

从央行公布数据显示, 截至2008年底, 我国外汇储备总额已经达到19460.3亿美元, 同比增长27.34%, 雄居世界外汇储备第一大国。笔者认为我国外汇储备持续增长的原因主要有以下几点:

1. 持续快速的经济增长是外汇储备增长的根本性原因。

1994年以来, 我国经济进入了高速增长时期, 国内生产总值迅速增加。尤其是1998年-2007年的10年间, 在世界经济并不太景气的大背景下, 我国经济竟然能够实现年均8%的增长速度, 这就为包括外汇储备在内的我国各项综合国力的增强提供了扎实的基础。

2. 国际收支双顺差是外汇储备持续增长的重要基础。

一国的外汇储备通常有两大来源:一是经常项目的顺差, 即出口大于进口的部分;二是资本与金融项目的顺差, 即资本流入大于资本流出的部分。我国超万亿美元外汇储备的直接成因是国际收支中经常项目与资本项目同时出现外汇收入大于外汇支出的盈余状态。我国外汇储备的主要来源是贸易顺差和以外商直接投资为主导的资本顺差, 双顺差格局反映了我国外部经济的失衡, 直接导致高额外汇储备的积累。

3. 人民币升值的预期。

我国贸易顺差和外汇储备的快速增长, 促使我国经济地位逐步提高, 综合实力逐步增强, 这在国际社会上必然产生一定的影响。人们会对我国的货币有升值的预期, 影响了境内机构和个人持汇的意愿, 使得其持汇动机减弱, 结汇意愿增强, 导致了外汇储备的增加。同时我们也不能排除在人民币升值预期的条件下, 国际游资渗入因素对我国外汇储备持续高速增长的影响。越来越多的国际游资通过各种合法或非法的渠道流入到我国, 成为庞大外汇储备增量的一个组成部分。

二、我国外汇储备增长对货币政策的影响

外汇储备的快速增长直接导致由此形成的基础货币投放的大量增加, 通过货币乘数继而对货币供应量产生成倍增加的影响, 这无疑会对我国的货币政策操作产生巨大的冲击。

1. 货币政策操作的独立性受到挑战。

因为我国若是要实行一个宽松的货币政策, 既通过各种方式增加货币供应量, 以促进经济的增长, 那么由外汇占款形成的货币供应量的增加起码会对我国的货币政策有一个促进作用, 当然这个促进作用的大小很难刚好与中央银行的货币政策相吻合, 但起码在方向上是一致;但我国若是要实行一个适度从紧的货币政策, 也就是说中央银行要通过各种措施减少货币供应量, 以抑制通货膨胀, 那么这个时候的外汇占款的增加导致的货币供应量的增加无疑与中央银行的货币政策是相反的, 会对我国货币政策的有效性造成很大的冲击。目前, 中央银行为了控制基础货币供应规模, 不得不进行对冲性操作, 以吸纳过多的基础货币, 因此外汇占款的持续增加影响了货币政策操作的独立性。

2. 外汇储备使货币供给内生性增强。

货币供给的内生性或外生性问题, 是货币理论研究中具有较强政策含义的一个问题。如果认为货币供给是外生变量, 则意味着货币当局能够有效地通过对货币供给的调节影响经济运行。如果认为货币供给是内生变量, 则意味着货币供给要被动地决定于客观经济过程, 货币当局不能有效地控制其变动, 此时货币政策的调控作用非常有限。在开放经济条件下, 外汇储备会使货币供给内生性增强是基于以下原因:

开放经济条件下, 外汇储备及其变动与我国宏观经济变量直接的联系日益密切, 外汇储备已成为我国宏观经济运行中一个重要的内生变量。

开放经济条件下, 宏观经济平衡的等式为:

其中M为进口, X为出口, I为国内投资需求, S为国内储蓄, T为政府税收, G为政府支出。

从上式可以看出, 一国的进出口贸易差额主要由国内投资需求、国内储蓄、政府税收、政府支出等多种经济因素决定, 因而是内生于经济的变量。随着我国持续的贸易顺差, 外汇市场出现了持续供大于求的局面。中央银行为了维持汇率稳定而被动吸纳外汇, 造成外汇储备及外汇占款持续增加。由于外汇储备是内生变量, 因此中央银行无法事先控制外汇占款, 而只能被动地适应外汇占款的波动, 这使货币供给的内生性增强, 加大了中央银行货币政策操作的难度。

3. 影响国内货币供给的结构, 削弱了货币政策操作效果。

中央银行的货币政策传导机制发生了改变, 投放的基础货币并没有投放到最需要的地方上去, 广大的非外向型企业、地区仍然存在资金不足的局面, 传导机制的阻梗给货币政策的操作带来了困难, 使我国货币政策效率打了折扣。

(1) 货币投放在外向型和内向型企业间的分配比例严重失调。随着外汇占款的增多, 中央银行为保证货币供应量不至于出现大的波动, 需要通过回收再贷款进行冲销操作, 这种冲销操作会使货币供给结构发生变化, 出口创汇的外向型企业可以通过结汇轻易获得人民币资金, 而内向型企业由于中央银行对商业银行再贷款的回收, 他们对信贷资金的需求可能因此无法得到满足。由此可见, 在外汇占款较低的情况下, 中央银行还有很大的主动权用信贷倾斜的方式去支持某一产业或行业, 从而调整产业结构, 现在, 在我国外汇占款越来越多的情况下, 中央银行的这种自主权已经受到极大的限制。一般来说, 中央银行越是被动吸纳外汇储备, 内外资企业获取人民币难易不一的局面越难改变。这极有可能导致国际信贷计划以外的企业间放贷市场或内资企业求救于外资企业而招致外资进一步大量引进的恶性循环。

(2) 货币供给的地区分配出现失衡现象。对外开放程度不同的地区之间也会出现资金失衡现象, 对外开放程度高的沿海发达地区, 资金供应相对充足, 对外开放程度低的内地地区, 资金会相对短缺。这种资金流向结构上的失衡会随外汇占款比例的上升而加剧, 资金和资源进一步向外向型程度更高的东部沿海地区集中, 造成产业和地区发展的不平衡, 而货币投放结构的不稳定性会使我国货币政策效力受到一定限制。在这一体制下, 沿海地区出口行业能够获得较为充裕的人民币资金, 而在内地, 非出口行业则会出现人民币的严重短缺。这种货币分布的不平衡必然加大货币政策操作的难度, 制约宏观金融调控效率的提高。

4. 货币政策的传导过程改变。

中央银行主要通过基础货币投放来调控货币供给, 在封闭经济条件下, 中央银行主要通过对商业银行和其他金融机构的贷款投放基础货币, 基础货币从投放到扩张要经过从中央银行到商业银行的一系列信贷活动以及从银行体系到企业体系的存款、贷款转化过程。在这一过程中, 中央银行能否顺利实现基础货币投放在很大程度上取决于商业银行的行为, 如果中央银行通过再贴现对商业银行贷款时, 商业银行对获得贷款的积极性不高, 不愿意进行再贴现, 则中央银行无法顺利实现基础货币的投放。由于商业银行的行为具有不确定性, 并且基础货币投放的传导链较长, 因而货币供给具有较长的时滞。在开放经济条件下, 中央银行可以通过外汇占款投放基础货币, 1994年我国外汇体制改革以来, 随着我国外汇储备的迅速增长, 外汇占款成为基础货币投放的主要渠道, 而且外汇占款能通过银行结售汇体系将基础货币迅速转化为企业存款, 这导致货币供给的时滞缩短, 从而使货币供应量的控制更为困难。

三、相应的对策建议

欲消除外汇储备持续增长对货币政策的不良影响, 可以从本币政策与外汇储备政策协调和外币政策与外汇储备政策协调两个方面来进行。

1. 推进本币政策与外汇储备政策协调。

本币政策与外汇储备政策相互作用、相互影响, 是我国进行本币政策与外汇储备政策协调要实现的目标。但是目前, 在我国本币政策与外汇储备政策之间, 本币政策被动地受外汇储备政策的影响, 外汇占款对货币供应造成很大的压力, 而本币政策对外汇储备政策的影响有限。为有效推进本币政策和外汇储备政策协调, 可以考虑从以下两方面着手:

(1) 加快利率市场化改革, 建立利率政策和汇率政策之间灵活的传导机制。利率市场化是汇率政策和利率政策相得益彰的基本前提。利率市场化是金融市场发展的基础, 在货币市场下, 同业拆借利率是中央银行基准利率和商业银行利率之间最重要的传导机制, 中央银行既可以根据同业拆借利率, 调整基准利率, 引导市场利率, 也可以通过变动基准利率引导同业拆借利率水平, 以此增加和减少对金融机构的资金头寸, 调控货币供应量。而同业拆借利率的变动又会直接影响到外汇市场上短期汇率的确定。目前, 我国利率市场化进程正在逐步推进之中, 在改革过程中, 应考虑到运用利率政策来发挥对外汇储备的影响。中央银行通过灵活调控短期利率, 引导短期资本流出入, 从而反向调节外汇储备的增减变化, 最终发挥对外汇储备政策的影响。

(2) 完善公开市场业务调控手段。从我国的实际情况来看, 国债市场作为公开市场操作主要对象, 在发行数量、品种和期限结构上, 仍不能适应货币政策操作的需要。在期限结构上, 一年以内的短期国债数量极少, 银行间债券市场换手率低, 限制了中央银行运用国债市场进行公开市场操作的能力。通过中央银行票据的发行, 一定程度上弥补了货币市场短期工具不足的状况, 但中央银行的对冲功效存在种种问题。为此, 我们要加快发展国债市场, 增加货币市场债券发行种类, 完善债券发行制度, 增进货币市场流动性和扩大市场的流通规模;同时, 在现有资金市场基础上培育健全统一有序、规范化的由中央银行调控的资金市场体系, 进一步丰富中央银行票据的期限结构, 并建立柜台交易制度, 允许更多的金融机构进入拆借市场和债券市场, 为中央银行运用货币政策工具、利用市场机构灵活吞吐基础货币提供坚实的市场基础。

2. 推进外币政策与外汇储备政策协调。

外币政策对外币储备政策发挥主导作用, 外汇储备政策对外币政策发挥调节作用是外币政策与外汇储备政策协调的目标。在我国国际收支双顺差的背景下, 在人民币升值预期的强烈刺激下, 国际资本蜂拥而入, 为了维护人民币钉住美元汇率制, 我国中央银行只有为国际资本进行币种兑换, 其结果必然是外汇储备的快速增长。欲理顺外币政策与外汇储备政策之间的关系, 可考虑从以下方面着手。

(1) 放宽汇率浮动幅度, 合理引导市场预期。一般来说, 当外汇市场供大于求时, 就表现为本币汇率升值或外汇储备增加。如果允许汇率升值, 则外汇储备就增加减少;反之, 汇率浮动不大, 外汇储备就要多增加一些。就目前而言, 我国还不具备实行浮动汇率的条件, 但在我国放宽汇率浮动范围却是可行的, 这会使中央银行有更大的汇率干预空间。我国应该改变传统的汇率制度, 建立灵活汇率机制, 进一步扩大人民币汇率浮动幅度, 合理确定人民币汇率目标区, 通过人民币汇率目标区的建立向市场发出明确的信号, 增强公众对汇率的心理预期, 使市场交易主体能够自由地根据市场信号作出反映。同时, 汇率目标区的灵活性也将缓解和释放外汇市场各种不利因素的冲击, 使央行的货币政策执行尽量不受外部因素的制约, 增加货币政策调控的回旋余地。

(2) 分离外汇储备的动态增加与国内货币供应之间的密切联系。要分离外汇储备的动态增加与国内货币供应之间的密切联系, 在外汇储备操作与货币政策操作之间设置隔离墙, 可以考虑建立外汇平准基金。与央行通过发行基础货币购买外汇形成储备不同, 外汇平准基金通过发行债券筹集本币并在外汇市场上购买外汇。两者从表面上看只是操作顺序不同, 过去是央行发行基础货币购买外汇, 再通过发行央行票据回笼货币;现在是外汇平准基金发行债券筹集本币, 再用本币购买外汇。但实质上, 这一顺序的变化从制度上切断了外汇储备变动与国内货币发行之间的联系, 把央行从这一联系中解脱出来。外汇平准基金的运作只是把一部分机构和个人的人民币资产转到另一部分机构和个人手中, 因此不会增加流动性。新增外汇储备不进入央行资产负债表, 央行可以根据经济发展对货币的需求, 自主地调节货币供应量, 从而可以提高国内货币政策的独立性和稳定性。这样就形成了央行负责货币政策的实施、外汇平准基金负责调节汇率的稳定分工, 为我国顺利实现更加灵活的汇率制度提供保障。

需要指出的是, 尽管外汇平准基金的建立能够改变外汇储备的形成机制、切断外汇储备增长与基础货币发行之间的联系、增强中央银行货币政策操作的独立性, 但为维护汇率稳定而产生的成本依然存在。外汇平准基金的建立使得一部分成本从央行转出, 但外汇平准基金仍然面临着外汇资产的汇率风险、本币负债的利率风险及外汇储备仍然面临着保值增值的问题。只有完善汇率形成机制、深化外汇管理体制改革, 才是缓解外汇储备快速增长、提高外汇储备效用的根本途径。

参考文献

[1].史焕平.外汇储备超常增长对货币供给的影响[J].中国物价, 2006 (12)

[2].巴曙松.外汇储备持续增长背景下的宏观金融政策:挑战与趋势[J].国际商务研究, 2007 (1)

[3].康立.中国外汇储备对货币政策的影响[J].中南财经政法大学学报, 2006 (1)

[4].李扬, 余维彬, 曾刚.经济全球化背景下的中国外汇储备管理体制改革[J].国际金融研究, 2007 (4)

货币增长 篇7

1.1研究背景与意义

改革开放至今, 中国在不同程度上受到了通货膨胀的影响。中国历史上一共经过了四次通货膨胀。第一, 1987-1988年是一个经济扩张的阶段, 物价指数上升到了改革开放以来的第一个历史高点。第二, 到1993上半年, 通货膨胀压力又开始上升, 金融业陷入无序状态。第三, 2003年全国居民消费价格总水平比上年上涨1.2%。当年中国的通货膨胀压力主要来自对投入工厂、道路及其他基础设施项目建设的原材料和其他商品的庞大需求。第四, 2005年开始, 由于经济增长过快和长期的国际顺差导致的通货膨胀。

目前, 经济学界主流观点认为, 通货膨胀仍然是一种货币现象, 货币供给、经济增长和通货膨胀之间关系比较密切。大多数国家在推动经济高速增长的同时却引起了严重的通货膨胀, 而理智的通货膨胀又使经济陷于停滞状态。所以, 研究货币供给、经济增长与通货膨胀的关系, 对于我国经济健康稳定发展具有十分重要的意义。

1.2研究目的

促进经济快速稳定的发展对于一个国家来说至关重要, 货币政策作为一项宏观经济政策, 对于国家经济调控具有十分重要的作用。扩张性的货币政策可以加快经济增长, 但同时会引起通货膨胀, 而过度的通货膨胀又会阻碍经济的增长。所以在保持较快经济增长的同时保持较低通货膨胀率对于正在发展中的中国来说是急需解决的一个难题。本文对货币供给、经济增长和通货膨胀三者之间的关系进行实证研究, 在此基础上进行分析总结, 从而提出可行的意见和建议。

2.国内外研究综述

2.1 国内研究综述

陈彦斌等 (2009) 认为, Mo、M1、M2 均对我国的通胀没有影响, 且不能预测通货膨胀。刘霖、靳云汇 (2005) 、王宏利 (2005) 认为我国的货币供应量对通货膨胀没有影响。王少平 (1996) 考察1978-1994年的季度数据, 运用计量方法检验得出, 我国通货膨胀产生的基本原因是货币的过量发行。如易纲 (1996) 通过实证分析得出货币供应量与通货膨胀成反向变动的结论。王智勇 (2008) 使用协整和误差修正模型VEC来研究我国通货膨胀与经济增长之间的关系, 认为不管是使用年度数据还是使用季度数据, GDP增长率都是通货膨胀率的格兰杰原因, GDP增长率对通货膨胀率的影响大约要滞后三个季度, 经济增长过快会引起通货膨胀。

2.2国外研究综述

Me Candless, Webel (1995) 在通过对1l O个国家近30 年的产出增长率、平均通胀率和货币供应量增长率之间的关系进行实证研究后得出, 通胀率和货币供应量增长率具有非常强的相关性。Friedman和Kuttner (1992) 分析了美国1960~1990年的数据, 结果表明货币变量与收入及价格之间的关系是稳定的, 发现中国货币总量与通货膨胀在这段改革后有相对稳定的关系。Hasan (1999) 研究认为, 中国货币增长与通货膨胀存在密切联系, 货币供应量与物价水平也存在长期紧密关系。Helge Berger, par osteriaholm (2008) 通过BVAR模型对欧元区货币供给和通货膨胀的关系进行检验, 他们发现货币供给的增加能显著引起通货膨胀的发生。

3.货币供应量与通货膨胀定性分析

3.1货币供应量

我国现阶段也是将货币供应量划分为三个层次, 在这三个层次中, M0与消费变动密切相关, 是最活跃的货币;M1反映居民和企业资金松紧变化, 是经济周期波动的先行指标, 流动性仅次于M0;M2流动性偏弱, 但反映的是社会总需求的变化和未来通货膨胀的压力状况, 通常所说的货币供应量, 主要指M2。

3.2 通货膨胀

3.2.1通货膨胀的内涵

通货膨胀 (Inflation) 指在纸币流通条件下, 因货币供给大于货币实际需求, 即现实购买力大于产出供给, 导致货币贬值, 而引起的一段时间内物价持续而普遍上涨的现象。

3.2.2 通货膨胀的成因

(1) 需求拉动。需求拉动型通货膨胀又称超额需求通货膨胀, 是指总需求超过总供给所引起的一般价格水平的持续显著上升。 (2) 成本推动。成本推动型通货膨胀又称供给通货膨胀, 是指在没有超额需求的情况下, 由于供给方面成本的提高所引起的一般价格水平持续和显著的上升。 (3) 结构性因素。结构性通货膨胀指在没有需求拉动和成本推动的情况下, 只是由于经济结构因素的变动造成一般价格水平的持续上涨。

4.货币供应量、经济增长与通货膨胀的定量分析

4.1数理模型的构建

本章首先通过确定要研究的变量, 作为计量经济学建模的基础。我们总共选取3个因素建立计量经济学模型的变量, 分别为货币供给量、经济增长、通货膨胀。

4.2实证分析

4.2.1对X1、X2、Y这三个因素用VAR进行分析

首先对数据X1、X2、Y取自然对数, 消除异方差的影响。为了避免因数据的非平稳性造成的伪回归现象, 在设定向量自回归模型 (VAR) 时要进行数据的平稳性检验。首先应对LX1、LX2、LY序列进行单位根检验, 为下面的协整检验做准备。

(1) 单位根检验

从上表可以看出, LX1、LX2、LY在1%的置信水平下, ADF的检验值均大于5%的临界值。ADF检验的原假设是:H0:ρ=1;被择假设是:H1:ρ<1.ADF检验采用的是单边检验的左侧检验法, 如果统计量大于临界值, 则接受原假设, 意味着所考察的序列是非平稳的:反之, 如果统计量小于临界值, 则拒绝原假设, 说明序列是平稳的。所以LX1、LX2、LY在1%的置信水平下是非平稳序列。但LX1、LX2、LY的1阶差分序列在1%的显著性水平下是平稳的, 因此LX1、LX2、LY是一阶单整序列。

(2) 变量之间的协整检验

从上面分析看出各个变量都是单整变量, 且它们的单整阶数相同, 均为一阶单整序列, 所以满足存在协整关系的前提条件。在此, 我们首先对LX1、LX2、LY这三个变量进行协整检验, 先得到LX1、LX2、LY这三个变量的残差序列e, 然后再其对残差序列进行单位根检验。

1%的著性水平下, t检验统计量值分别为-9.565773, 都小于相应临界值, 从而拒绝H0, 表明残差序列不存在单位根, 是平稳序列, 说明GDP、CPI、M2之间存在协整关系。

(3) 建立VAR模型

通过Eview软件分析, 结果得出Y1、X1、X2的VAR模型为:

4.3实证结果分析

通过对经济增长、货币供给与通货膨胀三者之间的关系进行定量分析, 我们得出如下结论:

第一, 通货膨胀是经济增长的格兰杰原因。早期, 人们对通货膨胀并没有预期, 所以通货膨胀与经济增长负相关, 不仅不会促进经济增长, 还会损害经济的发展。持续的通货膨胀最终可能迫使政府采用全面价格管制措施, 降低竞争性和经济活力。随着时间的推移, 人们对通货膨胀的预期最终会和它对经济的各种效应, 正负效应会相互抵消。通货膨胀是经济增长的原因, 但不具有长期均衡关系。

第二, 货币供给是通货膨胀的格兰杰原因。中国货币供给与通货膨胀之间并不具有长期稳定的均衡关系, 但中国货币供给却是导致通货膨胀的原因之一。但是货币供应量作为货币政策的中介指标, 它具有一定的反周期性, 其效果存在着滞后性。2000年之后, 高的货币供给与较低的通货膨胀并存, 与货币数量在一定程度上是相悖的。

政策建议

现阶段, 在我国货币供给仍然是货币政策执行中的中介变量, 要想让货币政策的效果更为明显, 央行必须及时审慎地相机抉择, 能针对通胀、产出的各种变化而及时做出正确反应, 对货币供应量做出相关的调节, 从而更好地掌控住当前宏观经济的发展大方向。因此, 央行有必要在一定程度上减少主观上的非对称性操作:一、增加对中小企业的贷款额度。在保证银行资金安全的情况下, 增加对中小企业的贷款, 缓解信贷过程中的信息不对称问题。二、加强对信息披露制度的建立和和监督实施, 保证信息的完整性和和透明性。三、加强政策实施的时效性, 缩短内部时滞。

摘要：控制通货膨胀, 促进经济发展一直是我们国家进行宏观调控的重点。货币供给增加可以促进经济发展, 但是过多的供给会引起通货膨胀从而使货币贬值, 又反过来阻碍经济的发展。所以如何衡量三者之间的关系尤为重要。本文主要通过对GDP、M2、CPI进行了分析。在研究中采取定性分析与定量分析相结合, 主要用VAR法进行分析。结果表明, 通货膨胀是经济增长的格兰杰原因, 货币供给是通货膨胀的格兰杰原因, 货币供给与经济增长之间没有显著的因果关系, 货币供给通过影响通货膨胀从而影响经济增长。针对研究结果, 政府在实施宏观调控的时候, 要适度的调节货币供给量, 从而既可以将控制通胀, 也可以促进经济增长。

关键词：经济增长,货币供给,通货膨胀,实证研究

参考文献

[1]陈彦斌, 唐诗磊, 李杜.货币供应量能预测中国通货膨胀吗?经济理论与经济管理, 2009 (02)

[2]刘霖, 靳云汇.货币供应、通货膨胀与中国经济增长——基于协整的实证分析.统计研究, 2005 (03)

[3]王少平.我国通货膨胀成因与货币政策及其经济运行目标与宏观调控的实证研究[J].数量经济技术经济研究, 1996 (05)

[4]易纲.中国的货币供求与通货膨胀[J].经济研究, 1995 (05)

货币增长 篇8

本文分别选取GDP作为经济增长指标的代表, 而将PPI、CPI作为物价水平的代表。

为了消除后面回归分析的异方差, 取各变量的增长率。从表2可以看出, 我国GDP增长保持较高水平, 即使2008-2009年金融危机期间, 也达到9.2%, 9.3%的增速;90年代初出现过热情形, 物价水平也出现上涨;M2的增长率较为稳定, 除1993-1996年通胀较为严重的年份外, 其他年份都保持在12%-19%。

二、回归分析

根据分布滞后模型, 货币供应量对G D P、C P I、P P I增长率的回归分析结果。

1、货币供应量与GDP

G D P=1 2.7 4 8 5 5-0.0 5 5 8 3 M 0-0.0 3 5 1 0 M 0 (-1) -0.0 3 8 9 4 M 0 (-2) -0.067 36M0 (-3)

R=0.0 9 5 8 2 4 F=0.3 8 8 5 9 1

G D P=1 0.9 9 0 0 5+0.0 0 6 0 2 M 1+0.0 1 3 6 0 M 1 (-1) -0.0 0 6 3 1 M 1 (-2) -0.053 70M1 (-3)

R=0.0 3 8 4 3 6 F=0.1 4 6 5 6 6

G D P=1 0.7 5 7 6 9-0.1 2 0 8 4 M 2+0.0 8 5 8 5 M 2 (-1) +0.0 9 6 5 0 M 2 (-2) -0.088 86M2 (-3)

R=0.0 7 3 5 7 8 F=0.2 9 1 2 1 3

R值低, 基本上可以判断出货币供给量不能很好的解释GDP的变动, 也持了货币中性论。

2、货币供给量与物价水平

P P I=0.7 7 2 1 8 8+0.0 2 8 2 7 M 0+00 9 1 0 6 M 0 (-1) +0.0 6 2 6 5 M 0 (-2) -0056 97M0 (-3)

R=0.0 2 1 3 8 7 F=0.0 8 0 1 3 3

P P I=-1.9 0 9 9 4 1+0.1 4 3 4 3 M 1+01 3 5 0 7 M 1 (-1) +0.0 5 6 8 2 M 1 (-2) -0091 29M1 (-3)

R=0.0 6 3 8 4 0 F=0.2 5 0 0 4 4

P P I=-0.4 9 7 5 1 8+0.0 9 8 6 8 M 2+03 2 7 6 1 M 2 (-1) +0.1 5 9 6 6 M 2 (-2) -0405 14M2 (-3)

R=0.4 2 8 0 6 7 F=2.7 4 4 3 3 8

C P I=-2.7 7 1 6 2 2-0.0 1 3 1 5 M 0+01 0 0 6 8 M 0 (-1) +0.1 5 0 5 7 M 0 (-2) +0136 51M0 (-3)

R=0.2 3 3 8 4 5 F=1.1 1 9 1 3 3

C P I=-6.5 1 5 0 0 7-0.0 2 7 7 2 M 1+0.2 0 0 3 9 M 1 (-1) +0.2 3 7 7 1 M 1 (-2) +0.084 76M1 (-3)

R=0.2 7 4 3 0 5 F=1.3 8 8 5 9 5 8

C P I=-3.1 2 9 3 1 3-0.0 8 0 8 2 M 2+0.3 0 6 6 0 M 2 (-1) +0.2 6 5 6 5 M 2 (-2) -0.203 66M2 (-3)

R=0.4 1 7 3 1 8 F=2.6 2 6 0 7 8

M2对CPI、PPI的回归系数比较显著, R值都在0.4以上, 与物价水平关系密切, 这与上面的分析结果吻合;而M0、M1对CPI、PPI的回归系数都没有超过0.3, 显著性不强。因此我国物价水平主要受M2影响。

三、政策建议

自改革开放以来, 我国货币供给量与经济发展和物价上涨关系密切。1993-1996年, M2增长率都保持在25%以上, 导致九十年代中期的泡沫经济;1997-2002年, 高通胀得到抑制后迎来通货紧缩, 特别是98、99、02年的通胀增长率只有-0.8%、-1.4%、-0.8%, 可归结为治理通胀过程中的货币政策突发性造成的;2003年至今通胀基本维持在低水平, 货币供给量平稳增长, 经济平稳快速发展。

(一) 货币政策重视稳定物价

通胀会影响心理预期, 当货币供给量增长导致物价水平上涨后, 公众预期持续性上升, 从而影响借贷者的行为, 利率上涨, 经济升温, 反之经济惨淡甚至崩溃。因此, 消除物价产生的恶性影响, 以稳定物价为目标的货币政策是可取的, 也符合上文的实证结论。

(二) 突出货币政策的主体地位

社会公众的货币需求对利率弹性大于1, 而财政政策缺乏弹性。现实生活中, 财政政策的实施是在货币总量已既定情况下进行, 通过增加政府投资刺激经济增长。长期经验表明, 货币政策与财政政策双管齐下, 以货币政策为主, 以财政政策为辅对经济增长作用良好。

参考文献

[1]、中国统计局年鉴2010.

货币增长 篇9

2011年全球经济产量预测约增长4.5%

发达经济体从去年3%的经济增长减缓到2.5%

新兴市场将会从2010年的7.1%降到6.5%

世界经济稳定形势仍然严峻, 亟需综合的快速的应对措施

国际货币基金组织认为, 尽管世界经济正从全球金融危机中恢复, 但国际经济和金融体系中的问题仍然亟待解决, 包括发达经济体的高失业率、银行不良业务和新兴市场过热等问题。

国际货币基金组织最近更新的两个分析报告, 《世界经济展望》和《全球金融稳定报告》显示, 全球经济处于两种恢复状态, 一种是发达经济体的缓慢复苏, 另一种是新兴市场甚至是一些低收入国家的相对轻松的复原。

“此次金融危机是‘大萧条’以来最大的一次经济危机, 现已经接近四年的时间, 但全球的金融状况仍然没有稳定, 依然面临着重大挑战。”

2011年全球经济形势

2011年全球经济产量预计扩大到4.5% (见表) , 比2010年10月的预计多出0.5个百分点。国际货币基金组织的经济学家认为, 这反映出2010年下半年超出预期的经济活动性以及美国提出的新经济政策将对2011年的经济有较大的促进作用。

总的来说, 发达经济体2011年的增长预计为2.5%, 新兴市场及发展中经济体为6.5%, 去年这一数字为7.1%。中南非洲预计为5.5%, 去年是5.0%。

亟需应对措施

世界货币基金组织在其最近发布的《世界经济展望》报告中提到:“重振经济最迫切的需要是综合的快速的应对措施, 以克服欧元区及其政策中的主权风险和金融问题, 从而弥补财政失衡, 从整体上修复并改善发达经济体的金融系统。这些措施需要控制经济过热和减轻关键新兴经济体外部失衡的相关政策所支持。”

世界货币基金组织首席经济学家奥利维尔.布兰查德认为, 目前阶段全球经济主要面临两大关键问题。他在南非约翰内斯堡的桑顿会议中心时说道:“首先是新兴市场国家如何处理资金流入的问题。这些国家的经济高增长与发达国家的低利率, 两者共同导致资金向拉丁美洲和亚洲的流入。这些资金的流入对于新兴经济体来说即是机遇又是挑战。说它是机遇是因为, 它减少了这些国家使用资金的成本。说它是挑战是因为, 这些资金会带来经济过热和泡沫。”

第二个问题是, 发达国家持续的经济低增长率意味着高失业率的保持, 而旨在减少政府赤字和债务积累的政策环境依然艰难。“低增长给财政整顿带来困难, 但整顿又势在必行以防止赤字的扩大。”布兰查德说。

综合的解决方案

国际货币基金组织财政顾问、货币和资本市场部主任何塞.比尼亚尔斯表示, 发达经济体的低增长以及财政收支方面的薄弱加强了市场对债务可持续性风险的敏感度。“欧元区也如此, 许多国家针对其主权风险和银行风险采取的敌对行为已经加剧, 这导致了某些基金市场的混乱。”比尼亚尔斯说。当前, 需要一个综合的方法来解决这种为了各自金融系统稳定和主权债务可持续性而采取的敌对行为, 以切断这种可能会从欧元区小国家中传播开来的恶性循环。

来源:2011年1月国际货币基金组织《世界经济展望》注1印尼、马莱、菲律宾、泰国和越南

物价继续上升

由于紧缩的市场环境, 需求强劲, 供应迟缓, 预计2011商品价格上涨的压力依然保持。因此, 国际货币基金组织预计2011年石油的基准价格为90美元/桶, 比2010年10月的预计高出1美元。而非石油类商品, 农作物产品受环境的影响比预期要大的多, 其价格很可能在季节过后才会回落。因此, 预计非石油类商品价格在2011年会有11%的增长。