货币增长不确定性（精选7篇）
货币增长不确定性 篇1
1 引言
通货膨胀、通货膨胀不确定性与货币增长不确定性之间的关联分析一直是学术界关注的焦点问题。从现有的文献看, 不同的学者对通货膨胀、通货膨胀不确定性关系持有的观点不同, 但大多认为通货膨胀不确定性与货币政策冲击关系密切。然而在实证研究方面, 一般都是将两者分开单独研究, 对两者的关联研究极少, 从而割裂了两者的联系。
Friedman (1977) 认为通货膨胀福利损失的产生, 是由于经济行为主体对未来通货膨胀的不确定性增加并据此调整自身的经济行为所引起, 通货膨胀率的高低与通货膨胀不确定性的大小有正的相关性, 他指出较高的通货膨胀率将导致较大的通货膨胀不确定性及较低的产出水平[1]。Cukierman和Meltzer (1986) 、Cukieman (2003) 认为较高的通货膨胀不确定性将导致较高的通货膨胀率, 通货膨胀不确定性对通货膨胀率存在正向冲击[2,3]。对通货膨胀不确定性与通货膨胀率之间的实证研究, 大多采用ARCH和GARCH模型, 例如: Engle (1983) 使用ARCH模型分析美国的通货膨胀与通货膨胀不确定性之间的关系时, 发现当期通货膨胀对后期的通货膨胀不确定性不产生影响[4]; Grier和Perry (2000) 使用GARCH模型分析了七国集团的数据, 得出的结论是在全部7个国家高的通货膨胀导致高的通货膨胀不确定性, 而只有在日本和法国高的通货膨胀不确定性引起高的通货膨胀[5]。 上述模型并没有考虑到通货膨胀不确定性永久和短暂的冲击, 基于这点考虑, Kim和Nelson (1999) 应用马尔可夫机制转换-不可观测成分模型 (Markov Regime Switching-Unobserved Components, 简称MS-UC模型) 研究了美国的通货膨胀不确定性, 将通货膨胀率分解为永久冲击和短暂冲击, 并发现短期通货不确定性与通货膨胀率是负相关关系, 而长期通货膨胀不确定性与通货膨胀则是正向关联[6]。
目前, 国内学术界关于我国通货膨胀不确定性与通货膨胀率直接关系的相关研究的代表作有:赵留彦、王一鸣和蔡婧 (2005) 使用中国1985年以来月度数据, 基于马尔柯夫域变模型考察了通胀水平及其与不确定性的关系, 研究结果表明, 高的通胀水平伴随着这两类不确定性成分的同时增大, 这意味着通胀成本很大程度上和不确定性的成本联系在一起, 稳定价格和维持低通胀环境可能成为央行减少不确定性的重要手段[7]。刘金全、郑挺国和隋建利 (2007) 运用ARFIMA-FIGARCH模型对我国1983年1月至2005年10月通货膨胀率的动态过程进行了实证研究, 发现通货膨胀率水平和通货膨胀不确定性表现出长期记忆性行为; 通货膨胀率水平对通货膨胀不确定性存在显著的Granger影响关系, 提出了在制定货币政策时, 应充分考虑通货膨胀率和通货膨胀不确定性的长期记忆性行为和它们之间的单向影响关系[8]。苏木志芳和赵昕东 (2009) 基于中国1983年1月至2008年3月的月度CPI数据, 应用马尔科夫机制转换-不可观测成分模型通货膨胀不确定性与通货膨胀水平之间的关系, 得出马尔科夫机制转换-不可观测成分模型更好地拟合了中国通货膨胀动态过程;长期通货膨胀不确定性和短期通货膨胀不确定性均与通货膨胀水平有正向的关系, 然而通货膨胀对前者的影响更大;2008年以来短期通货膨胀不确定性小幅增加以及长期通货膨胀不确定性突然上升的态势, 预示公众对未来长期价格水平的预期存在着极大的不确定性。[9]
需要注意到, 上述研究仅考虑通货膨胀不确定性与通货膨胀率直接的关系, 并没有将与货币政策直接的关联考虑进去, 实际上, 通货膨胀和通货膨胀不确定性之间联系的主要根源在于货币当局行为的不确定性。因此, 研究货币增长不确定性与通货膨胀不确定性的关系, 不但对理解货币当局行为如何导致通货膨胀不确定性具有重要的理论意义, 而且对于决策层在目前全球经济可能再度发生通货膨胀的背景下如何进行通胀预期管理, 避免自身行为成为经济波动的根源也具有重要的现实意义。
2 我国通货膨胀不确定性与通货膨胀之间的关联分析
2.1 MS-US模型的设定
为了把通胀预期不确定性分解为长期通货膨胀不确定性和短期通货膨胀不确定性, 本文应用能够更好地捕捉到通胀预期不确定性机制转换MS-UC模型来拟合通货膨胀过程, 并利用通货膨胀回归方程的预测误差的条件方差来度量通货膨胀的长期不确定性和短期不确定性。具体模型设计如下:
通货膨胀率是由随机趋势成分 (或称为持久成分) (Tt) 和一个短期波动成分 (或称为短暂成分) (Ct) 所构成, 通货膨胀随机趋势成分是由货币增长所决定, 短期波动成分主要是由于金融政策或另外的一些货币供给与需求的冲击使得通货膨胀率偏离它的趋势变化。对通货膨胀的长期冲击与短期冲击分别由为相互独立的vt和et所体现, 长期冲击 (vt) 决定着通货膨胀的趋势, 而短期冲击 (et) 只暂时对通货膨胀产生影响, 但不改变通货膨胀的趋势变化。 S1, t和S2, t分别表示为通货膨胀处于长期冲击和短期冲击的状态变量, 这两个变量是不可观测到的, 满足一阶Markov过程, S1, t和S2, t的状态转换概率为:
即上述模型存在如下4种机制状态: (S1, t=0, S2, t=0) 、 (S1, t=0, S2, t=1) 、 (S1, t=1, S2, t=0) 和 (S1, t=1, S2, t=1) , 状态取值为1时, 表示冲击的方差处于高位状态;状态取值取0时, 表示冲击的方差处于低位状态。
参数u2, u3, u4表示通货膨胀不确定性对通货膨胀的影响程度。其中, u2表示长期成分的冲击方差处于高位和短期成分的冲击方差处于低位时所伴随的不确定性的影响, 即机制状态为 (S1, t=1, S2, t=0) ; u3则表示短期成分的冲击方差处于高位和长期成分的冲击方差处于低位时的不确定性的影响, 即机制状态为 (S1, t=0, S2, t=1) ; u4表示长期成分和短期成分的冲击方差都处于高位时的不确定性的影响, 即机制状态为 (S1, t=1, S2, t=1) 。
2.2 数据说明
本文采用CPI作为通货膨胀水平, 样本区间为1990年第1季度至2011年第1季度, 并将1990年第1季度数据作为基期数据, 共85个样本。以上数据来源于中经网数据库。图1给出了我国通货膨胀率的动态路径变化。
本文设计的模型把通货膨胀率分解为持久成分和短暂成分, 模型估计的前提条件必然要求通货膨胀率是一组非平稳数据。因此, 需要对通货膨胀率数据进行非正态性检验和单位根检验以确定本文所使用的样本数据是否符合模型要求。
通过检验发现该样本数据的JB统计量的P值为0.0000, 表明在1%的水平下拒绝该组数据服从正态分布的假设。通过单位根检验显示, ADF统计值为-2.6454, 而在5%显著水平下的临界值为-2.8991, 因此在5%水平下不能拒绝该组样本数据存在一个单位根的原假设, 表明通货膨胀率呈现一个非平稳过程。通货膨胀率呈现该数据特征完全符合此模型的前提条件。
2.3 模型的估计、检验与分析
将通货膨胀率数据代入上述模型, 并采用GAUSS9.0软件编写程序, 最终实现模型的估计, 估计结果列于表1。
注: 模型中对差分后的LN (CPI) , 进行了扩大100倍的处理。
从表1可以看出, 除了参数
从p00和p11的估计值, 可以得出趋势成分的持续性对条件方差的贡献率为
进一步, 发现
Q0的值等于0, 表明当长期冲击处于低方差状态时, 长期不确定性对通货膨胀冲击方差处于低位的持续期是极其短暂的, 表明我国长期不确定性对通货膨胀的冲击方差处于高位是长久的, 暗示了该期间我国存在持续的通货膨胀。
进一步, 在模型估计的基础上, 可以分别得出长期冲击处于高方差状态和短期冲击处于高方差状态与通货膨胀率的关系图, 其中实线代表通货膨胀率, 虚线代表长期冲击或短期冲击处于高方差状态的概率 (见图2和图3) 。
从图2可以看出, 长期通货膨胀不确定性与通货膨胀率之间存在明显的正向关系, 表明我国长期通货膨胀不确定性对通货膨胀存在正向冲击, 这与
从图3可以得出如下两点事实:①短期通货膨胀不确定性与通货膨胀率之间具有一定的负相关关系;②短期通货膨胀不确定性的波动性非常明显, 经常发生结构性突变。产生这两种情况的原因主要是由于20世纪90年代以后, 我国不断的实行稳健的货币政策。宏观调控逆经济风向而行, 当经济过热时, 中央?府就会推出紧缩性的货币政策;当经济紧缩时, 就会推出扩张性的货币政策, 从而导致短期通货膨胀不确定性波动明显。
3 货币增长不确定性与通货膨胀不确定性的关联分析
3.1 模型的设定
前面提到通货膨胀长期不确定性与通货膨胀存在正向关系, 主要是由于货币增长的趋势所决定的;通货膨胀短期不确定性与通货膨胀存在反向关系, 主要是由于中央政策为了抑制通货膨胀或刺激经济增长而逆经济风向而行的货币政策决定的。因此, 考虑将货庇供给分解为两个独立的未观测成分, 即趋势成分和波动成分。
其中, Mt为货币供给的自然对数, MTt和MCt分别为货币供给的趋势成分与波动成分。进一步, 假设MTt遵循如下一个I (1) 过程:
其中, δSt为漂移项且满足:
其中, St取值为0或1的两种状态变量。式 (7) 的含义为:当St=0时, 漂移项为δSt=δ0, 即货币供给增长率的均值为δ0, 而当St=1时, 漂移项为δSt=δ0+δ1, 即货币供给增长率的均值为δ0+δ1.进一步, 假设St遵循一阶马尔科夫过程, 其转移概率矩阵为:
波动成分MCt遵循AR (p) 过程, 即:
3.2 模型的估计、分析与货币增长 不确定性的状态推断
采用1990年第1季度至2011年第1季度货币供给数据, 来源于中国经济信息网数据库 (www.cedb.cei.gov.cn) , 通过对波动成分 (MCt) 进行分析, 取不同的AR (p) , 结果发现选择AR (2) 模型最为合理, 并结合GAUSS9.0软件对上述模型进行估计, 其估计结果见表2。
注: 模型中对LN (M) 数据, 进行了扩大20倍的处理。
从表2可以看出, 模型的各个参数相应的T统计量的绝对值均大于2, 表明模型在5%的显著性水平下, 各个参数均通过检验, 模型整体估计效果较好。
图4和图5分别给出了我国实际货币供给增长及其趋势成分和波动成分的时间变化轨迹。从中可以看出, 实际货币供给重要的趋势成分与真实路径及其相似, 而波动成分体现出明显的动态变化态势。
在模型估计的基础上, 进一步得出各个时期货币增长扩张状态的的平滑概率图 (见图6) , 该概率越大, 货币供给增加处于扩张的可能性就越大。从图6中可以直观地看出, 1991年第3季度至1993年第1季度、1994年第3季度至1994年第4季度和2009年第2季度至2009年第4季度货币供给波动幅度较大、波动速度较快, 货币供给处于扩张状态的概率较大, 该期间货币增加发生了明显的结构性突变。而1995年第1季度至2009年第1季度货币增加波动幅度较小, 扩张状态的概率较小, 货币供给基本上都处于紧缩状态。
该计量结果与我国货币供给发展历程相符。20世纪90年代初, 我国为了发展房地产和经济开发区, 政府实行了一系列扩张性的货币政策。直到1994年, 我国出现了经济的相对过热, 此后, 政府开始实施了适度从紧的货币政策, 使得货币供给在1995年以后进入了收缩状态。2008年由于受到美国次债危机的影响, 我国政府为了刺激经济, 实施了4万亿投资的政策, 并实行了扩张性的货币政策, 使得2009年我国货币供给再一次进入了扩张状态。从图6, 进一步地可以看出:1998年以前, 我国货币供给扩张状态的平滑概率波动较大, 呈现出大起大落的状态, 而1998年以后, 我国货币供给扩张状态的平滑概率波动较小, 这主要是由于我国政府运用货币政策工具日趋成熟, 具有中国特色的稳健的货币政策逐渐形成。货币供给扩张状态的平滑概率整体上较好地反映了我国货币供给周期性变化的过程, 与我国实际货币供给的动态变化过程基本相吻合。
3.3 货币增长不确定性与通货膨胀 不确定性的关系
图7给出了货币增长处于扩张状态的平滑概率与通货膨胀长期冲击处于高方差状态概率之间的关系图 (实线表示货币增长处于扩张状态的平滑概率图;虚线表示长期冲击处于高方差状态概率图) , 从图7可以看出, 货币处于扩张状态的平滑概率与通货膨胀长期冲击处于高方差状态的概率直接存在正向关系, 其相关系数为0.3792。1991年第3季度至1993年第1季度、1994年第3季度至1994年第4季度货币增长处于扩张状态的平滑概率始终处于高位运行, 1992年第4季度至1997年第1季度通货膨胀长期冲击处于高方差状态的概率处于高位运行, 表明通货膨胀长期冲击处于高方差状态的概率具有一定的滞后性, 暗示了我国货币供给增加会增加通货膨胀长期不确定性, 进而引起通货膨胀。2003年 第1季度和2008年第1季度通货膨胀长期冲击处于高方差状态的概率, 货币供给处于扩张状态的平滑概率却处于低位, 表明此期间我国的通货膨胀不取决于货币供给增长的原因。2009年第2～4季度我国货币供给处于扩张状态的平滑概率再一次明显处于高位运行, 表明此期间我国出现了大量的货币供给, 这也是从2010年下半年到至今我国出现通货膨胀的主要根源。
图8给出了货币增长的波动成分与通货膨胀短期冲击处于高方差状态的概率图, 从图8可以看出, 两种之间具有一定的负相关关系, 其相关系数为-0.3938。产生负相关关系的原因主要是, 中央货币当局往往会逆经济风向而行, 当经济处于扩张状态时, 为了平抑经济过热, 货币当局就会实现紧缩性的货币政策;当经济出现紧缩状态时, 为了刺激经济增长, 货币当局就会实现扩张性的货币政策。进一步, 也可以看出货币增长的波动成分与短期冲击处于高方差状态的概率, 波动性均十分明显, 表明我国货币政策的变动较频繁。上述结果与我国经济发展过程基本相符。
4 基本结论与经济政策启示
通过甄别我国长期、短期通货膨胀不确定性与通货膨胀率之间的关系, 同时将货币增长的趋势成分与周期成分进行分离, 将通货膨胀与货币增长相结合进行了分析, 获得了如下重要结论:
首先, 我国长期通货膨胀不确定性对通货膨胀产生正向冲击, 而短期通货膨胀不确定性对通货膨胀产生负向冲击。长期通货膨胀不确定性对通货膨胀所产生的正向冲击要明显大于短期通货膨胀不确定性对通货膨胀所产生的负向冲击。而长期通货膨胀不确定性主要是由趋势货币增长所引起, 暗示了我国通货膨胀主要由于货币供给过多。
其次, 我国货币增长的波动性产生扩张效应的可能性大于产生收缩效应的可能性, 扩张期持续幅度也明显高于货币收缩期的持续幅度, 我国货币增长周期成分的变化受到前期货币增长的影响。
第三, 货币增长过快对通货膨胀长期不确定产生正向冲击, 对短期通货膨胀不确定性产生负向冲击。我国货币供给增长是导致通货膨胀的主要原因, 但不是唯一原因, 并且通货膨胀要滞后于货币增长。
需要注意的是, 本文所得出的结论暗示了通货膨胀成本很大程度上和通货膨胀不确定性的成本联系在一起, 因此稳定价格和维持低通货膨胀环境可能成为中央银行减少通货膨胀不确定性的重要手段。同时, 本文也得出了我国通货膨胀率的机制转换与中央银行的货币政策机制的变化之间的存在紧密的联系, 处于扩张状态的货币供给增加是导致通货膨胀的主要原因。这就为如何减少货币政策的不确定性在具体操作上给予了一定的参考价值, 对于明晰货币政策机制变化在通货膨胀-通货膨胀不确定性关系中所扮演的角色起到了一定的作用。
参考文献
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货币供应量的增长效应分析 篇2
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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国际货币基金调低中国增长率 篇3
据美联社和华尔街日报报道，国际货币基金7月16日调低了对中国的增长预期。该基金说，中国仍存在经济硬着陆的可能。国际货币基金把对中国2012年的增长预期调到8%，下调幅度为0.2个百分点。同时把对中国2013年的增长预期调到8.2%, 下调了0.3个百分点。但是，新的预期仍然大大高于美国和欧洲的增长预期。下调对中国的预期，降低了人们对中国增长弥补西方疲软的需求并推动全球增长的希望。
据统计，中国今年第二季度的增长率下降到3年来的最低点，原因是出口、消费者开支和工厂产出都有所下降。分析人士说，今年下半年中国经济可能出现反弹，但是经济反弹可能会比预期出现的时间晚，反弹幅度也比预期要低。
货币增长不确定性 篇4
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)
货币增长不确定性 篇5
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
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货币增长不确定性 篇6
一、数据来源和统计方法
（一）数据说明。
本文主要是检验我国实行的货币政策对经济增长的影响。因此，在货币政策方面，选用了不同层次的货币供给量M0、M1、M2作为研究对象;在反映国家经济增长方面，国内生产总值可根据核算价格标准的不同，分为名义GDP和实际GDP。因为货币供应量的变动会引起价格水平的变动，进而影响名义GDP的变动。因此，本文选用了名义国内生产总值作为研究对象。其中，各层次货币供应量的统计口径如下：
M0：流通中现钞;
M1:M0+活期存款;
M2:M1+定期存款+储蓄存款+其他存款。
本文数据均来自2009年统计年鉴，样本区间为1990～2008年，数据处理使用Eviews5.1软件。
由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，所以对名义GDP和3种货币供应量进行自然对数变换，分别用lnGDP、lnM表示自然对数的名义国内生产总值、货币供应额。
（二）统计方法。
本文运用协整检验和Granger因果检验的方法对我国国内生产总值与不同层次货币供应量的关系进行分析。具体分为以下四个步骤：
1、单位根检验。
经济的时间序列大多是非平稳的，采用非平稳的时间序列来研究变量之间的相互关系，很可能会出现谬误回归，得出错误的结论。为了避免谬误回归的出现，在对时间序列进行分析时，首先要进行序列的平稳性检验。单位根检验是平稳性检验常用的方法，包括DF检验和ADF检验。为消除误差项自相关的影响，一般采用ADF检验。
2、协整检验。
一些时间序列，虽然自身是非平稳的，但是它们的某种线形组合却是平稳的，这个线形组合反映了变量之间长期稳定的关系，称为协整关系。具有协整关系的时间序列是不会产生谬误回归的。通常对双变量进行协整检验时，一般采用Engel和Granger的二阶段分析法。
3、误差修正模型。
根据Granger定理，有协整关系的变量之间一定存在误差修正模型，它反映了变量之间的短期动态影响关系。我们通过差分把非平稳序列变换为平稳序列时，不仅经济变量关系的长期信息会丧失，还会导致回归模型序列具有相关性，使回归分析失效。而误差修正模型则可以克服这些问题，不仅能够保留变量关系的长期动态信息，而且还能够保证回归分析的有效性。
4、Gr anger因果检验。
Granger曾指出，若变量之间存在协整关系，则这些变量之间至少存在一个方向上的Granger因果关系，Granger因果关系是描述两变量相互作用影响的一种统计关系，它是基于双变量VAR来实现的。
二、检验结果与分析
（一）ADF检验结果。
表1是对我国国内的生产总值与不同层次的货币供应量进行ADF检验的结果。(表1)从中可以看出，原序列lnGDP的ADF检验统计量是-0.622529，大于显著性水平为10%的临界值-2.660551，表明原序列是非平稳的，但经过一阶差分后的ADF统计量是-2.7129，小于临界值-2.673459，是平稳的，即非平稳序列lnGDP经过一阶差分平稳，是一阶单整序列。同理，lnM0、lnM1、lnM2的水平序列均没有通过数据平稳的假设，是不平稳的，而一阶差分序列通过了假设，是平稳的，因此这些经济变量的时间序列都是一阶单整的，可以进行变量间的协整检验。
注：检验形式(C,T,K)分别表示单位根检验方程常数项、时间趋势和滞后阶数，N指不包括时间趋势
（二）协整检验结果。
本文采用EngleGranger两步检验法检验lnGDP与lnM是否协整。首先用最小二乘法对lnGDP与lnM进行协整回归，然后再对协整回归得到的残差进行单位根检验，若残差序列平稳，则说明存在协整关系，否则不存在。检验结果见表2。(表2)可知，由于序列e0、e1、e2的检验统计量值均小于临界值，可以认为估计残差序列e为平稳序列，这表明lnGDP与lnM0、lnM1、lnM2存在长期稳定的均衡关系，即协整关系。
方程(1)～(3)为两变量间的协整方程，即变量间长期均衡关系。协整检验结果表明，货币供给量与国内生产总值之间存在协整关系，货币供给量与国内生产总值正相关，扩张的货币政策能够推动国内生产总值的增加，促进经济的增长。紧缩的货币政策能减缓经济的增长，货币供给量对国内生产总值有重要影响。
（三）误差修正模型。
根据定理，若干单整变量只要存在协整关系，就可以建立误差修正模型，采用Eviews5.1软件可以得到：
协整方程描述了变量间的长期关系，误差修正模型描述了变量间的短期关系。误差修正模型可以确定变量间的相互调整速度和短期互动影响力。
从模型中可以看出，如果M0变化1%，会引起国内生产总值变化57.7%，误差修正系数为0.6277。如果M1变化1%，会引起国内生产总值变化55.14%，误差修正系数为-0.2754，符合反向调整机制，当期短期波动与长期均衡的偏离有27.54%会在下期得以调整。如果M2变化1%，会引起国内生产总值变化96%，误差修正系数为-0.1575，符合反向调整机制，当期短期波动与长期均衡的偏离有15.75%会在下期得以调整。因此，我国货币供给量的变化对经济的增长有明显的促进作用。
（四）Gr anger检验。
对经济变量两两进行Granger检验，结果如表3、表4、表5所示。(表3、表4、表5)
通过因果检验可以看出，lnM0、lnM1、lnM2均为引致lnGDP变化的Granger原因，而lnGDP是引致lnM2变化的Granger原因。因此，在Granger意义上，货币供应量与经济增长之间存在因果关系，相互影响，形成一个复杂的循环。即一方面货币供应量的变化会引起经济增长的变化;另一方面经济增长的变化也会引起货币供应量的变化，这表明货币政策和经济增长之间存在一定的互动关系。
三、政策建议
从以上的实证分析可以得出以下结论：从长期看，货币供给量是推动经济增长的主要因素。由于货币政策能够通过货币供给量来影响国内生产总值，因此可以通过实施适宜的货币政策对经济增长进行宏观调控。由于在长期中货币供给量对经济的增长具有正向影响，紧缩性的货币政策可以抑制经济的过快增长，而稳定的货币供应量可以避免消费和投资的过快增长，可以有效稳定市场经济，防止通货膨胀的发生。在我国，受特殊国情的影响，除了通过实施货币政策对国内经济进行宏观调控外，国家还有必要采取适当的辅助措施。具体而言，有如下几点：
第一，在制定货币供应量政策时，要以推动GDP的增长为目的。短期要注重反经济周期的扩张性货币政策，长期要注重货币的发行量，防止通货膨胀，因为通胀会增加运行成本，过度的通胀还会引起社会的动荡，这些都会降低长期国内生产总值的增长。
第二，在制定利率政策时要考虑均衡的利率。实际利率要向均衡利率无限靠近，并且要随着经济的变化做出及时的调整，以达到最大的资本积累量，从而保证我国经济的长期增长。从我国的实践看，我国央行制定利率政策主要关注消费者价格指数，但是对于实际利率为负似乎并不太在意，负的利率必然要影响到资本的积累，影响到长期经济增长。我们要制定符合实际的、反映资金成本的、使供求相等的均衡利率。
第三，我国中央银行要处理好保持经济较好较快发展和调整经济产业结构的关系，保持宏观经济政策的长期性、连续性和稳定性，继续实施适度宽松的货币政策，掌握好政策的力度和节奏，综合运用财政政策，增强货币政策的灵活性和可持续性。
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货币增长不确定性 篇7
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.