广义货币量增长率（共7篇）
广义货币量增长率 篇1
一、引言
货币供应量是我国货币政策的中介目标, 它在货币政策体系中起着举足轻重的作用。货币供应量水平作为一个国家货币政策调节的主要对象, 其变化情况是制定货币政策的主要依据之一。我国于1998年停止了对国有商业银行贷款规模的限额调控, 因此, 货币供应量成为唯一中介调控对象。一直以来, 货币供应量与价格、总产出之间的相互关系都是宏观经济学争论的焦点, 也是货币经济学研究的核心问题之一。本文将利用计量经济学模型对GDP与M2关系加以实证分析。
二、数据的选择与模型的构建
本文选取1990年到2011年共22年的数据进行分析。数据来自中国统计年鉴。首先对其进行了格兰杰因果检验, 从检验结果来看, 显示它们不影响对方的概率分别为0.657%、0.109%, 可以认为GDP和M2是互相影响的。由于M2属于央行可控指标, 所以本文选取lnM2为解释变量, lnGDP为被解释变量。
在进行时间序列的回归中, 由于模型中可能存在非平稳序列, 直接构建模型将会存在伪回归, 导致推断出来的结果是错误的。因此, 要首先进行平稳性检验。本文利用ADF检验方法对lnGDP与lnM2进行检验。首先, 对lnGDP进行单位根检验, 经过尝试, 发现在水平序列下, 包括截距、时间趋势及一阶滞后项的模型是适当的模型。再对lnM2进行单位根检验, 发现在水平序列下, 包括截距项、时间趋势及一阶滞后项的模型是适当的模型。
由于lnGDP与lnM2在水平序列下, 加入趋势项及截距项之后是平稳的, 利用其构建如下模型:
三、模型的检验与修正
从结果看各变量均通过t检验;方程的F值很大, 明显通过了F检验;发现方程D.W值偏小, 认为存在正的自相关。
其残差的相关、偏相关结果可知, 存在一阶自相关, 加入一个AR项后进行回归, 此时模型已经不存在自相关也不存在异方差, 根据LM检验结果以及white检验结果, 此时模型为:
可见, LnM2与lnGDP之间存在同向变化, 符合经济意义。且广义货币供给每增长1%, 国内生产总值GDP增长0.3927%。
四、模型的预测与结论
首先, 从上述回归结果来看, GDP的增长率与M2的增长率有着同方向的变化, 所以央行通过调控M2增长的方式来调控GDP增长是具有有效性的。不少专家预测2012年M2将突破100万亿, 那么根据此模型的预测, 2012年国内生产总值将达到51万亿, GDP增长率将达到8.7%。根据前文研究结果, 近20多年来我国广义货币供给与国内生产总值的关系可以简单概括为:广义货币供给不是中性的, 它对国内生产总值有着实质性的影响;广义货币供给对产出的显著影响, 说明货币在中国不具备中性的特征, 货币政策仍具有效力, 也意味着中央银行实施正确的货币政策时应以M2为中间目标进行调控和运作, 密切注意其变化状况, 同时检测M2的变化, 将M2作为货币政策的重点控制对象, 保证国民经济持续、稳定和健康地发展。
其次, 通过格兰杰因果检验发现GDP与广义货币供给M2之间互为因果, 这体现了我国货币内生性的特点。理论上使用M2的来调控GDP也能使得通货膨胀的预期得到有效的控制。当然, 如果片面的追求GDP的增长目标, 表面上好像实现了国名经济的增长目标, 使得国内经济与人民生活水平快速增长, 但实际上却为之付出了惨痛的代价。通货膨胀, 物价飞涨都是惨痛的教训。资源大量浪费, 环境也被破坏, 人民内部也将积累大量矛盾。所以, 在M2的调控上还应当相机抉择, 不可盲目追求增长目标。
最后, 虽然M2在某种意义上可以被央行所控制, 但在实践中却不如基础货币总量更好控制。因此, 在调控M2的过程中还应当积极寻找其他调控措施, 进一步深化金融体制改革, 寻求更多的货币传导机制, 以求达到更好的调控效果。这将在今后的研究中具有更为重要的意义。
参考文献
[1]胡俊华.我国广义货币供应量M2的回归模型与预测[J].中国货币市场, 2010, (07) .
[2]王宏伟.我国货币供应量与经济增长的相关性探讨[J].商业时代, 2011, (20) .
[3]朱小檬, 孙爱田.我国GDP与广义货币供应量M2关系的实证分析[J].商业时代, 2011, (28) .
广义货币量增长率 篇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:
[1]殷孟波,曹廷贵.货币金融学[M].成都:西南财经大学出版社,2007.
浅析中国广义货币发行 篇3
一、基本定义
通过广义货币的四个主要特征:可分性、期限性、交易成本、盈利性可以判断一项金融资产是否属于广义货币。根据国际货币组织在货币与金融统计手册中的定义, 广义货币总量的每个组成部分都有以下三个基本方面:金融资产的种类、货币持有者的种类和货币发行者的种类。现金、可转让存款、其他存款、非股票证券以及部分的贷款一般都包括在广义货币之类。
国际货币基金组织把货币供给层次按流动性划分为M0、M1、M2、M3、M4几个层次, M0为现金, M1为狭义货币, M2、M3、M4为广义货币。在我国, 对货币层次的划分如下:1) M0=流通中现金。2) 狭义货币M1=M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款。3) 广义货币M2=M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+信托类存款+其他存款。4) M3=M2+金融债券+商业票据+大额可转让定期存单等。
二、广义货币的发行部门
根据货币与金融统计手册, 大多数国家将存款性公司作为货币发行部门, 而存款性公司可以是唯一的货币发行部门, 也可以是其中之一。其他存款性公司吸收的存款也可看做是其发行的存款凭证。可理解为, 中央银行发行了货币, 其他存款性公司创造存款货币。一般的, 货币发行部门可能包括:存款性公司、中央政府、非金融性公司和非居民。
通过广义货币的定义可以发现, 广义货币主要是由基础货币以及通过存款性公司创造出的货币组成的。金融性公司中的各金融机构在货币形成的过程中发挥的作用不同, 中央银行创造基础货币, 存款货币银行创造存款货币, 而其他金融机构也起着不同程度的作用。由存款货币银行创造的这部分货币储存价值较高的存款可以通过货币乘数来进行度量。货币乘数的基本计算公式为货币供给/基础货币。货币供给等于通货和活期存款的总和, 基础货币等于通货和准备金的总和。
(一) 从中央银行发展的历史来看
中央银行是由商业银行转变成为公共机构的, 二战后, 随着各国对中央银行认识的不断深入, 逐步加大了对中央银行的控制, 逐步实现了中央银行由一般的发行银行向国家垄断发行即真正的发行银行转化。
中央银行作为公共机构, 与中央政府有着紧密的联系。西方国家受凯恩斯理论的影响, 普遍对经济实行国家干预, 货币政策作为国家宏观经济政策的组成部分, 必须服从于国家宏观经济政策的总目标和总要求。因此, 中央银行制定和执行货币政策, 应受政府的控制和监督。为此, 一些国家 (如英国、法国) 对中央银行实行了国有化, 不允许私人利益在中央银行中占任何特殊地位, 这样便加强了对中央银行的控制。然而, 中央银行作为政府的银行又带来新的问题, 由于政府的有限理性以及政府利用中央银行填补财政赤字的情况的发生, 许多人认为中央银行应该保持自身的独立性。
从历史的发展过程中可以发现, 中央银行与中央政府的关系即中央银行是否应该独立于中央政府是出于不断发展之中的。
(二) 中国中央银行与中央政府的关系
我国现行法律框架下, 中国人民银行是国务院的一个职能部门, 但与财政部平级, 不受财政部的节制, 中央隶属于中央政府。在实施货币政策和发行货币时, 中央银行相对独立但仍缺乏独立自主性。在决定有关货币政策的重大事宜方面, 相对于国务院而言, 中国人民银行缺乏自主性, 受制于中央政府, 只是在非重大事宜的决策方面享有自主权。另中央银行在人事仍未独立于中央政府。
可见, 中国的中央银行具有相对的独立性, 中央银行在处理非重大事宜时具有独立性, 但是处理重大事宜以及高层人事任免时不具有独立性, 中央银行在国务院的领导下, 隶属于中央政府, 但是中央政府独立于财政部以及中央政府以下级别的地方政府。
综上所述, 可以认为在中国, 中央政府参加了广义货币的发行。
三、中央政府是否存在直接发行货币的情况的思考
中央政府除了通过对中央银行即存款性公司发行货币之外还有可能自己发行广义货币。一些国家如美国, 中国由财政部发行铸币, 有的国家财政部也发行纸币。在该种情况之下, 财政部发行的铸币或者纸币已经构成了该国的广义货币, 按照定义, 财政部或者说中央政府成为货币的发行部门。除此之外, 在某些国家, 中央政府接受的可转让存款以及其他特定负债 (如财政的短期国债之类的非股票证券) 等金融资产也可以进入国家定义的广义货币, 而政府的这些发行行为一般为其职能的需要和体现。中央政府成为广义货币的发行者。
四、结束语
综合上面的分析, 得到如下结论, 中国的中央银行与中央政府具有相对的独立性, 可以说中央政府参加了中央银行的货币发行, 同时, 中央政府还通过财政部发行铸币以及国债等形式参与广义货币的发行。但是中央政府不是广义货币的唯一的发行者。一般情况下, 广义货币的发行由存款性公司、中央政府等多个部门合力完成。
摘要：本文从货币金融统计的角度思考广义货币的发行者, 并且结合财政学、货币金融学的相关知识, 综合世界各国的情况对中国广义货币的相关问题进行分析。
关键词：广义货币,中央政府,货币发行
参考文献
[1]杜金富.货币与金融统计学[M].北京:中国金融出版社, 2003.
[2]武康平.货币银行学[M].北京:清华大学出版社, 2006.
[3]孙纲:关于中国人民银行独立性的思考[J].消费导刊, 2007, (09) .
广义货币量增长率 篇4
中国人民银行于1994年10月首次确认并公布了货币供应指标体系, 自1994~2013年20年间, 我国M1/M2指标呈现明显下滑趋势, 由1994年末的43.8%稳步下降到2013年末的30.5%, 与此同时, M0/M1与M0/M2两大货币流动性指标也分别由35.5%、15.5%下降到17.4%和5.3%。这些数据显示出我国货币供应量的整体流动性水平呈现显著下滑态势。另一方面, 在我国居民的储蓄存款中, “居民活期储蓄存款/居民定期储蓄存款”的比例却逆势大幅上扬, 由1994年的27.8%快速上升至2013年的62.8%, 亦即我国居民储蓄存款整体流动性水平大幅度上升。在我国, 居民储蓄存款是广义货币供应量M2的重要组成部分, 自1994年以来“居民储蓄存款/M2”的比值一直维持在40%以上, 1998年时甚至达到了51.1%。这也就是说, 在我国广义货币供应内部出现了明显的流动性结构悖论。
在具体分析这一情况之前, 先看看关于我国货币供应层次划分相关规定。根据《中国人民银行货币供应量统计和公布办法》 (1994) 的相关规定, 我国依据货币流动性差别将货币供应量划分M0、M1、M2三个层次[1]并分别定义:
M0:流通中现金 (货币供应量统计机构之外的现金发行) 。
M1:M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+信用卡类存款 (个人持有) 。
M2:M1+城乡居民储蓄存款 (包含居民定期储蓄存款和居民活期储蓄存款) +企业存款中具有定期性质的存款 (单位定期存款和自筹基建存款) +外币存款+信托类存款。
M1, 即狭义货币;M2, 即广义货币;M2—M1即准货币。
目前, 根据中国人民银行网站公布的数据, 我国货币供应量的统计范围已包含住房公积金中心存款和非存款类金融机构在存款类金融机构的存款。2001年6月起, 证券公司客户保证金也开始计入货币供应量 (M2) , 含在其他存款项内。
由上面的规定, 不难看出我国广义货币供应内部流动性结构矛盾的成因在于居民储蓄存款, 不论其内部流动性差异, 被整个地放进了准货币 (M2—M1) 的行列。那么自然提出这样一个问题, 居民储蓄存款中的活期储蓄存款究竟具有怎样的货币属性?或者其流动性状况究竟经历了怎样的时代变迁?其又是否应当归入货币供应层次M1中?
2 理论与实证分析
2.1 关于货币层次划分的成因与一般原则
马克思认为货币的本质是一般等价物, 具有价值尺度、交易媒介、支付手段与价值储藏等社会职能。由于行使价值尺度职能的是一种观念中的货币, 而行使交易媒介与价值储藏职能的货币却始终存在着具体的表现形态, 同时也便于计量, 故而理论界与实务界都倾向于从这两个维度来界定与计量货币。进而也形成了“交易媒介论”与“价值储藏论”两种普遍流行的货币定义理论。上世纪60年代以前, 交易媒介论广为流行, 只有当然地充当交易媒介的资产才被视为货币;货币学派兴起以后, “价值储藏论”亦开始流行, 该理论认为货币是购买力的暂栖所, 其基本功能在于价值储藏。受此理论影响, 再加上金融创新与金融技术的迅猛发展, 越来越多的金融资产或金融工具被视为具有货币属性, 但这些不同的金融资产 (工具) 在转化为现实购买力时所需的时间和成本各不相同, 也就是说具有巨大的流动性差异, 且流动性不同的货币组成部分对宏观经济变量, 尤其是社会总需求的不同方面存在着巨大的影响差异。为解决这些问题, 货币学派开始倡议进行货币层次划分, 这一主张后来也逐渐成为各国货币当局的通行做法。
根据《中国人民银行货币供应量统计和公布暂行办法》中的官方说法, 中国人民银行根据国际通用原则, 以货币流动性差别作为划分各层次货币供应量的标准[1], 也就是以其作为流通手段和支付手段的方便程度为划分标准。事实上, 不论在我国还是在国际上, 依据货币流动性差别划分货币层次都是通行的标准和原则。
2.2 不同时期我国城乡居民活期储蓄存款的货币特性分析
2.2.1 我国居民活期储蓄存款的传统货币属性
在计划经济年代, 我国长期存在支付形式与金融资产单一的情况, 除了手持现金外, 就只有银行存款可供选择。而当时储蓄存款的流动性较差, 所占数额又较小, 将其入M2是合理的。改革开放初期, 计划经济向市场经济转轨, 在经济建设欣欣向荣的同时, 居民储蓄存款也迅猛增长, 但依据当时的储蓄制度规定, 活期储蓄存款不能进行转帐结算。居民的储蓄存款在它存储银行期间无法直接进行购买, 居民要使用活期储蓄存款, 只能到银行取现。在这种情况下, 居民活期储蓄存款并不能算作直接现实的购买力。因为当居民出现支付需要或预期时, 他会先将活期存款提现, 此时, 被提现的活期储蓄就变成现金, 从而自动完成了划归到货币M1范畴的步骤。这时, 如果将居民活期储蓄存款归入M1, 就会出现重复统计的情况。换个角度看, 居民由于不能用活期储蓄存折直接购物, 为完成购物, 就必须事先提现, 这就增加了时间和精力成本, 甚至可能还有交通费用、排队务工损失与营业时间限制。因此, 在当时条件下, 活期储蓄在便利交易与支付方面与现金和可以直接对外转账的企事业单位活期存款相比还是有相当不足的, 将其归入M2也符合其流动性特征。
事实上, 可以较为肯定的说, 在城乡居民得以运用活期储蓄存款直接行使交易与媒介职能的情况出现之前, 或者出现得不普遍的之前, 将居民活期储蓄存款视为被拖延的购买力, 归入准货币范畴还是较为妥当的。
2.2.2 银行卡业务及网上银行业务迅猛发展的新时期
居民活期储蓄存款不能充当直接现实购买力的情况一直存在, 但在今天, 它已不再是决定事物性质的主要方面了。这个变化是伴随着各类银行卡、网上银行、电话银行、手机银行业务的出现逐步而迅速的发生的。不妨简单回顾一下这个发展历程:1985年中国银行珠海分行发行我国第一张银行卡——中银卡, 到2013年末, 全国累计发行银行卡达42.14亿张 (含借记卡38.23亿张, 占比90.7%) , 人均拥卡3.11张, 与此同时, 银行卡消费持续快速增长, 2013年全国银行卡卡均消费额为7554元, 银行卡跨行消费金额23.75万亿元。在电子银行支付业务方面, 2013年全国共发生电子支付业务 (本文所称电子支付是指客户通过网上银行、电话银行和手机银行等电子渠道发起的支付业务, 包括网上支付、电话支付和移动支付三种业务类型) 257.83亿笔, 金额1075.16万亿元。其中, 网上支付业务236.74亿笔, 金额1060.78万亿元;电话支付业务4.35亿笔, 金额4.74万亿元;移动支付业务16.74亿笔, 金额9.64万亿元;支付机构累计发生互联网支付业务153.38亿笔, 金额9.22万亿元。在个人银行结算方面, 2013年末, 全国共开立个人银行结算账户56.07亿户, 占银行结算账户的99.37%, 个人银行结算账户人均拥有量达到4.13户 (数据来自中国人民银行网站2013年支付体系运行总体情况报告, 网址:http://www.pbc.gov.cn/publish/goutongjiaoliu/524/index.html) 。
鉴于银行卡和电子银行功能已是当前我国大部分居民储蓄存款业务都具备的基本功能, 以其为基础而进行的交易和支付行为不再需要经历提现的过程, 甚至比现金的使用还要来得快捷 (可以直接网购) 、方便、安全与实惠 (手机银行转账免手续费) 。事实上, 人们看到刷卡消费和网银支付已开始全面挤压现金支付的应用范围和空间。同时鉴于“网银/银卡”业务的现实规模, 笔者认为居民活期储蓄的货币属性已然发生了变化, 它不再是作为被拖延的购买力而存在的准货币, 而是与现金一样, 变成了直接现实的购买力。
2.2.3 统计与实证分析
从前面的分析可以看到, 由于金融业务创新与金融技术发展, 居民活期储蓄存款的性质已悄然发生了变化, 不再全是被拖延的购买力, 而是在相当程度上、相当领域内直接充当了交易媒介与支付手段职能, 变成了直接现实的购买力。当然, 不能否认, 在中国部分偏远地区, 刷卡消费与电子支付远未成为习惯, 居民活期储蓄存款的准货币性质也没有改变。虽然在笔者的观察看来, 新兴银行业务发展已然改变了居民活期储蓄存款的准货币性质, 是决定居民活期储蓄存款货币性质的主要方面, 但要详细论证这一问题, 需要更进一步的实证分析。
因为本文研究的是居民部门活期储蓄的货币性问题, 讨论的也是居民活期储蓄存款的货币性与准货币性质。依据货币层次理论, 与这部分货币购买力引发的需求相对应的商品供给主要是各类居民消费品, 所以选择“消费品零售总额 (用“TCS”指代) ”来代表公式中的“待实现商品价格总额 (QP) ”, 是合适的、合理的。更进一步来讲, 根据货币层次划分的分析思路, 与待实现消费品总额相对应的货币需求应该是消费者持有的, 准备用于直接消费的货币, 也就是直接履行交易媒介职能和支付职能的现实货币, 这类货币理论上还对应于货币层次划分理论中第一个层次——通货M1。这就为判别居民活期储蓄存款的货币性与准货币性提供了现实条件:如果将居民活期储蓄存款SD1纳入M1范畴, 其与待实现商品总额之间有较好的对应关系, 则可以认为SD1具有较好的货币性。
事实上, 根据中国人民银行的货币层次划分原则, 在M1中, 除去现金M0外的主要部分是企事业单位活期存款, 其并不构成针对消费品的直接购买需求。与此同时, 根据前面分析, 居民活期储蓄存款 (用“SD1”指代) 已在相当程度上体现为居民家庭对消费品的直接购买需求和手段, 只是根据央行规定仍徘徊在通货M1之外。鉴于SD1的规模逐年剧增, 2013年已相当于到M1的52.8%、M2的16.1%, 其真实归属对各层次货币量影响巨大。为便于具体分析, 设定一个新的货币组成, 权且称其为现实消费购买力货币, 用MM指代, 且令MM=M0+SD1。根据定义, 很容易发现, MM基本是一个可供居民直接消费和支付的货币持有量, 体现了居民家庭部门的总体流动性偏好与消费预期。因此设定:
根据理论, 如果MM与消费品零售总额TCS存在着良好的对应关系, 则认为SD1作为针对消费品直接购买力的“通货属性”业已成为主要方面, 应划入货币M1的范畴。
(2) 样本选取与参数估计。数据来源, 样本期为1994年至2013年。M0、SD1、TCS数据来自国家统计局网站数据库及其相关公报。用年度名义消费品零售总额 (TCS) 值除以消费价格的年度定基比指数得到年度实际消费品零售总额TCS。由于我国没有公布定基比指数, 首先用公布的消费物价年度环比指数构造年定基比指数 (以1993年为基期) , 消费物价环比指数1994~2013年的数据来自中国统计年鉴2012与国家统计局网站公报。经ADF检验, 经取对数后的两个样本序列ln TCS、ln MM均不平稳, 但均属于2阶单整序列, 满足协整回归的同阶单整要求。协整回归结果如下:ln TCS=-0.5303+1.1746ln MM。从“EG检验”数据来看, 在10%的显著性水平下, 可以确定协整的残差项是稳定的, 说明消费品零售总额与MM之间存在长期稳定的均衡关系, 两个数据之间存在良好的对应。
3结论与建议
第一, 央行应认真考察将居民活期储蓄存款划入M1的政策建议。在银行卡业务与电子支付业务迅猛发展的今天, 居民活期储蓄存款作为直接交易媒介和偿付手段的“通货属性”越来越显著, 其流动性在相当程度上甚至超过了现金。根据货币层次划分的目的与一般原则来看, 再继续将其划入准货币, 确实显得不合情势。当然, 活期储蓄存款也存在波动性大, 流动性构成复杂、界限模糊、内生性显著等诸多特性, 这些都是进行货币层次划分时应当考量的现实因素, 也需要央行根据具体情况综合考虑决策。
第二, 居民储蓄存款整体作为广义货币、国民储蓄的重要构成部分, 对其流动性状况和结构应该给予足够的重视和关注。由上文分析发现, 居民储蓄存款内部结构变化剧烈, 其整体流动性水平大幅度提高, 而且与总体货币供应量的流动性状况走势明显相反。这个问题的影响是深刻的, 既会影响到社会的总需求, 也会影响到金融机构的经营环境, 还会影响货币流通速度与货币政策传导。尽管如此, 这一问题却几乎没有引发学术界或舆论界的任何关注, 这事实本身值得关注。
参考文献
广义货币量增长率 篇5
关键词：流动性过剩,广义货币供给 (M2) ,货币需求,货币供给,基础货币,货币乘数
当前, 流动性问题是中国经济中的热点和难点, 严重影响经济各个层面的发展。本文将着重从供给与需求角度, 对广义货币供应量这一层次的流动性进行探讨, 并给出流动性过剩的一个基本判断。
一、流动性的定义
一般来说, 在宏观意义上可以把流动性理解为货币与资金的统称, 即有获利要求的、用于购买金融资产的所有可用货币与资金, 在一些国家, 其他一些流动性很强的资产如短期国债券也属于“流动性资产”。宏观意义上的流动性, 一般有三个层次的界定:一是将流动性界定为银行体系内的超额存款准备金。流动性过剩是指超过健全的银行业准则所要求的通常水平, 银行自愿或被迫持有的“流动性”。二是将与实体经济增长密切相关的广义货币供应量 (M2) 视同于流动性。三是将经济社会中在一定条件下具有变现能力和支付能力的全部金融资产视为流动性。
本文讨论M2上中国流动性过剩问题。M2对实体经济增长和整体物价水平具有密切的联系和影响。如果M2相对较高, 那么公众很可能会感觉流动性过剩。根据多倍存款创造模型, 商业银行通过货币创造对基础货币进行放大, M2等于基础货币与货币乘数之积。中央银行通过自身资产负债表的调整, 投放或回笼基础货币, 在数据度量上可用基础货币的增长率变化来反映;商业银行通过自身的资产负债表的运作, 在央行创造的基础货币的基础上创造货币 (可用M2衡量) 。货币乘数则反映出商业银行创造存款货币的实际效率。
二、货币乘数的变化
广义货币供应量M2等于基础货币与货币乘数之积。M2=mm×M B, 其中, m m为货币乘数。我国对广义货币的统计定义是:M2=C+D+Q, 其中C为流通中的现金, D为活期存款, Q包括定期存款、储蓄存款和其他存款组成的准货币。对基础货币的统计定义是:MB=CI+R, 其中, CI为货币发行, R为准备金总量。
货币乘数为:mm=M2/MB= (C+D+Q) / (CI+R) = (1+cd+qd) / (cid+rd)
其中, cd为现金活期存款比率, qd为准货币活期存款比率, cid为货币发行活期存款比率, rd为准备金活期存款比率。由于cd与cid比率高度相近, 可认为mm= (1+cd+qd) / (cd+rd) 。货币乘数由cd、rd和qd比率决定, cd比率和rd比率均与货币乘数反方向变化。这些参数不断变化, 货币乘数也并非常数。现金存款比率cd和准货币存款比率qd受到经济主体货币需求的直接影响, 当货币需求发生变化时, 必然要对持有的现金、活期存款、定期存款和储蓄存款等金融资产组合的比率进行调整, 使得cd和qd比率发生变化。同时, 由于金融机构的存款创造取决于公众的资产偏好和资产选择, 经济主体的资产组合变化将影响存款货币银行的资金供给, 使整个存款货币银行体系要调整其资产结构, 从而导致商业银行准备金存款比率rd发生变化。
制度变迁对金融发展具有推动作用。经过多年来的改革和发展, 我国社会经济的发展和金融制度的完善, 支付体系创新, 以及银行和居民行为的变化使得货币乘数上升。在我国经济转型过程中, cd与rd比率的总体持续下降, 是货币乘数上升的主要推动因素。cd比率下降既反映了我国居民收入在提高, 同时也反映了我国金融制度的完善程度在提高。
三、货币需求分析
从目前来看, 中国总体上正处于工业化和城市化的中期阶段, 还有很大的发展空间。中国工业化和城市化进程中涉及深层次的制度因素变革, 正在改变着中国的经济和社会结构, 并对货币需求、货币结构和货币流通速度、金融市场结构、劳动力结构与供给因素、居民收入与需求、微观主体行为等方面产生重要影响。社会发展阶段、产业结构和国民收入的水平与结构的显著导致货币需求差异。大量货币作为给不断扩张的市场领域提供必要的交易媒介而被经济所吸收。新一轮的工业化、货币化进程、居收收入增长等因素将成为广义货币供应量M2需求上升的重要推动因素。
四、流动性过剩的基本判断
货币当局的多任务性导致我国货币供给形成过程存在一定特殊性。由于对外净资产的持续上升, 货币当局采用发行央票这种负债管理, 内部资产管理逐渐让步于外部资产管理。近年来, 尽管我国的国际收支持续失衡在一定程度上推动了基础货币的增长, 但经过货币当局的努力, 基础货币的增长势头得到了较好控制。但与此同时, 由于金融市场结构的广度与深度的改善, 加上经济正处于上升周期, 货币乘数呈上升趋势;中央银行在应对持续性的国际收支失衡的同时, 还得应对货币乘数长期上升。从货币需求方面来看, 新一轮的工业化、货币化进程、居民收入增长、金融市场发展等因素推动货币需求上升, 大量货币作为给不断扩张的市场领域提供必要的交易媒介而被经济所吸收。货币供给与需求相互作用的结果是, 尽管近几年央行较好地控制住基础货币的投放, 但基础货币供应速度放慢未充分抵消货币乘数提高, 仍会出现货币供应量增长偏快, 出现一定的货币供应压力。这种结构性变化也可能是在较长时期内成为持续推动我国M2增长率上升的因素, 因此, 央行可能需要进一步加大操作力度, 回笼更多的流动性, 才能实现相同的M2的增长率。
参考文献
[1]黄昌利 任若恩:2004中国的M2/GDP水平与趋势的国际比较、影响因素[J].中国软科学, 1978～2002, (2)
[2]李 健:结构变化中国货币之谜的一种新解[J].金融研究, 2007, (1)
广义货币量增长率 篇6
影子银行这一概念是由美国太平洋投资管理公司执行董事保罗·麦卡利在2007年首先提出来的, 它通常是指游离于银行体系之外、从事类似传统银行业务的非银行机构。20世纪70年代, 影子银行发端于美国住房按揭贷款证券化, 后来随着金融创新的不断发展逐渐成为现代金融体系中的一个重要组成分。尤其是在全球经济一体化和IT技术的推动下, 影子银行体系得到快速发展, 在发达经济体里, 影子银行融资规模甚至超过了正规的金融体系。
但是影子银行具有期限错配和高杠杆率等特征, 容易导致流动性风险并对其进行成倍放大。由于金融市场的联动效应, 这些放大的风险会传递到整个金融体系, 并对宏观经济造成巨大影响, 2007年爆发的全球金融危机就是一个例证。
影子银行体系基于自身的信用创造机制, 向金融市场提供流动性, 这势必对货币供应量产生影响, 而货币供应量对影子银行的影响如何, 以及二者之间的动态关系是什么样的, 本文将对这些问题进行探讨。
二、变量说明和数据选择
围绕影子银行体系的问题, 国内外学者进行了大量的理论研究, 中国影子银行体系面临的风险之一就是对我国的人民币存款与广义货币供应量造成频繁扰动, 对货币当局将M2作为货币政策中间目标的做法提出了挑战。
1. 方法阐述。
向量自回归模型 (VAR) 不以经济理论为基础, 采用自回归模型的联立形式, 在模型的每一个方程中, 内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归, 从而估计全部内生变量的动态关系。该模型对于相互联系的时间序列变量系统具有较高的有效性, 可以用来预测相互联系的时间序列系统和分析随机扰动对变量系统的动态冲击, 可以很好地解释动态冲击对经济变量形成的影响。本文以广义货币供应量和影子银行作为内生变量, 将其他诸多因素作为随机项, 建立向量自回归模型 (VAR) , 在VAR基础上进行协整检验、Granger因果关系检验、方差分解和脉冲响应函数分析等, 考察和分析它们之间的长期均衡、短期动态和因果关系等。
2. 变量选取及数据说明。
(1) 广义货币供应量M2。本文选取我国的广义货币M2作为货币供应量的度量指标, 其数据来自历年《中国金融年鉴》。广义货币M2, 和狭义货币相对应, 是货币供给的一种形式或口径, 我国的广义货币包括流通中的现金、银行活期存款、定期存款、储蓄存款、证券公司客户保证金等。M1仅包含流通中的现金和银行活期存款两类, 它是经济中现实购买力的反映;和M1相比, M2不仅反映现实的购买力, 而且反映潜在的购买力, 同时具有更强的外生性。
(2) 影子银行规模SK。关于影子银行体系规模的度量, 鉴于数据的可得性, 笔者主要借鉴李建军 (2010) 和毛泽盛、万亚兰 (2012) 的研究成果, 从借款人的角度对银子银行规模进行测算。这种测算是基于经济与金融的基本关系原理:相应的GDP需要一定的信贷规模支持。用SK表示我国影子银行规模。同时为了消除时间序列中可能存在的异方差和减小数据的波动性, 对原数据进行对数化处理。定义对数化处理后数据为:LNM2、LNSK。本文的样本区间为1992~2010年。
三、实证分析
1. 变量的平稳性检验。
VAR模型的建立和协整检验都要求系统中各变量具有平稳性, 因此, 首先对所选用的时间序列数据进行单位根检验, 得到它们的平稳状况和单整阶数。本文利用Eviews7.0软件, 采用ADF方法对LNM2、LNSK进行单位根检验, 检验结果见表1。由表1可以看出, LNSK和LNM2的ADF检验统计量均大于10%显著性水平临界值, 而其一阶差分序列的ADF统计量均小于10%显著水平下的临界值, 这说明LNSK和LNM2均是I (1) 序列, 由此可以在VAR模型的基础上进一步检验变量的协整关系。
注:检验中的C、T、K分别表示单位根检验值估计方程的常数项、时间趋势项和滞后阶数, 其选择依据是AIC和SC准则;D表示原序列的一阶差分。
2. VAR模型滞后期的选择和协整检验。
本文考虑样本为年度时间序列且样本区间较短, 选择最大滞后期为2进行检验, 然后再根据似然比检验 (LR统计量) 、AIC准则、SC准则、最终预测误差 (FPE) 等指标进行最优滞后阶数的选择, 检验结果见表2。
注:*表示根据相应准则选择的滞后阶数。
从表2可以看出, 根据AIC准则模型的滞后阶数为2阶, 而根据SC准则和LR准则模型的最优滞后期为1阶, 出现了相互矛盾情况, 所以VAR模型的最优滞后期暂时定位1阶, 即建立VAR (1) 模型, 模型方程如下:
稳定的VAR模型是进行协整分析、Granger因果检验、脉冲响应的基础, VAR模型稳定的充要条件是模型特征方程的所有根都要小于1, 即都位于单位圆之内。VAR (1) 的两个根分别为0.982 307、0.667 039都在单位圆之内, 因此VAR (1) 模型是稳定的, 最优滞后阶数确定为1阶。
由于LNM2、LNSK都是I (1) 序列且VAR (1) 模型是稳定的, 可以进行协整检验。本文采用基于回归残差的单一方程协整检验, 常用方法是Engle-Granger两步法:首先采用OLS法进行协整回归, 取得方程残差项, 记为R, 然后对R进行ADF平稳性检验。
本文以LNM2为回归子, LNSK为回归元进行协整回归。R的平稳检验如表3所示。在10%显著水平下, 残差序列是平稳的, 这说明LNM2、LNSK之间存在协整关系。
3. Granger因果关系检验。
协整检验结果表明, LNM2和LNSK之间存在均衡关系。为了检验这种均衡关系是否是因果关系, 需要对这些变量进一步做因果关系检验。
从表4可以看出, LNSK在1%显著水平下拒绝原假设;LNM2在5%显著水平下拒绝原假设。我们可以认为在5%显著水平下LNSK与LNM2互为Granger原因, 说明影子银行和广义货币供应量存在着互动关系。
4. LNM2和LNSK的脉冲响应函数分析。
脉冲响应函数可以分析模型受到某种冲击时对系统的动态影响, 为一个变量作用于另一个变量的动态特征提供更多的信息。我们以VAR (1) 模型为基础, 采用Cholesky分解技术, 分析LNM2和LNSK分别产生一个标准差大小的信息冲击时, 对其当期值和未来值所产生的影响, 分析结果如图1、图2所示。
图1表明在对数水平下我国影子银行受到广义货币供应量一个标准差单位冲击后的脉冲响应函数。可以看出, 广义货币供应量对影子银行进行了正向冲击且从第一期到第四期为单调递减, 第四期之后为单调递增;而影子银行受到冲击后则在第一期到第六期微弱上升, 之后是微弱下降。这表明广义货币供应量对影子银行具有正向的推动作用, 其冲击前期影响较大后期趋于稳定, 但有一定的短期时滞性。图2表明在对数水平下我国广义货币供应量受到影子银行一个标准差单位冲击后的脉冲响应函数。从图中可以看出, 广义货币供应量受到影子银行冲击后的影响前九期一直都是缓慢递减的, 第十期略有上升, 但一直非常平缓;就各期而言, 影子银行对广义货币供应量的冲击为零, 之后到第三期达到最小值, 也就是对广义货币供应量的负向冲击达到最大值, 随后又开始缓慢上升, 到第七期之后为正向冲击。这表明影子银行在长期内会显著影响广义货币供应量, 但具有一定时滞性, 其冲击在开始几年影响较大, 而后期比较稳定。
5. 方差分解。
方差分解是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为各方程新息 (随机误差项) 相关联的组成部分, 了解各新息对内生变量的重要性。本文运用方差分解法分析广义货币供应量对影子银行冲击的大小, 实证结果见表5。
从以上方差分解结果可以看出, 影子银行的方差主要来自于自身, 广义货币供应量对其影响程度虽然一直递增, 但是所占比例都比较小。这表明广义货币供应量对影子银行具有一定程度的影响, 但是影响不够显著, 这可能与现阶段我国影子银行体系不够发达, 规模还不够强大有关系。
从LNM2的方差分解结果看出, 在即期LNM2的方差主要来源于自身, 此后各期逐渐递减, 但是递减的幅度逐渐趋于缓和;与此相对应LNSK对LNM2方差的贡献度是逐渐递增的, 递增幅度是逐渐趋于缓和;二者之间表现出此消彼长的态势。这表明影子银行对广义货币供应量的影响具有持久性和显著性, 并且短期影响较为剧烈, 这也充分表明影子银行对央行以M2作为货币政策中间目标的做法提出挑战。
6. 结论。
首先, 从协整检验结果看, 广义货币供应量与影子银行在长期存在稳定的协整关系, 在长期内双方相互之间具有正向的拉动作用。其次, 从Granger因果关系检验结果看, , 我们容易得出我国影子银行与广义货币供应量之间存在双向的Granger因果关系, 即影子银行是广义货币供应量的Granger原因, 同时广义货币供应量也是影子银行的Granger原因。这同时说明了:影子银行的发展促使货币当局扩大对广义货币供应量的投放, 而广义货币供应量的投放又进一步推动了影子银行的发展, 并且前者的作用强度大于后者。再次, 从脉冲响应函数分析结果看, 广义货币供应量对影子银行的冲击具有持续的正向影响, 影响程度虽然在前几期稍大, 但是整体上比较平缓;影子银行的冲击对广义货币供应量虽然短期内呈现逆向效应, 但第七期之后都是正向影响;在双方的相互冲击影响中都表现出长期稳定性和一定程度的时滞性 (滞后期一般为两期或者三期) 。最后, 从方差分解的结果来看, 在对数水平下, 影子银行的波动主要受到自身的影响, 受广义货币供应量影响较小;广义货币供应量在前期受自身影响较大, 受影子银行影响较小, 而后期受影子银行影响较大, 受自身影响较小。
四、政策建议
1. 应强化调查统计, 定期采集相关数据, 密切关注影子银行的运行发展。
由于影子银行独特的运行机制, 而且其大多数是规避金融监管的产物, 具有隐蔽性。我们对其进行调查统计可以从金融机构业务创新及其相关会计报表处理的方面着手, 将银行表外信贷项目显性化, 对资金池—资产池中不同风险类型的产品进行分账管理与分类管理。将一些具有货币基本功能的金融产品纳入货币统计范畴, 必要时将影子银行创造的流动性纳入广义流动性的范畴。
2. 我们要积极探索影子银行体系信用创作的机制及其效应。
比如影子银行体系创造的金融产品是否具有潜在的货币功能, 如何量化金融产品的货币性, 这些金融产品对货币政策工具效力和货币政策调控目标的影响如何, 这些都是需进一步研究的地方。
3. 应不断加强货币政策工具创新。
影子银行创造的信用规模势必严重削弱信贷规模控制等数量型货币工具的效力, 并对利率的期限结构造成冲击, 这要求我国货币当局制定货币政策时尽快从货币总量主导型向信用总量主导型转变, 全面分析整个金融体系和市场的发展, 着眼于多元化的融资方式及其货币政策传导功能, 紧密监测广义流动性的创造, 增加货币政策工具种类并进行信用管制工具改革。
摘要：从国内外现有文献来看, 对影子银行的研究主要集中在影子银行对金融体系的影响和金融监管方面, 实证研究较少。本文采用1992～2010年的年度数据建立相应的VAR模型实证研究影子银行与广义货币供应量之间的动态关系, 结果发现, 二者互为Granger因果关系, 并在长期内存在正向的拉动作用。
关键词：影子银行,货币供应量,VAR模型,动态关系
参考文献
[1] .高铁梅.计量经济分析与方法建模——Eviews应用及实例.北京:清华大学出版社, 2009
[2] .李扬.影子银行体系发展与金融创新.中国金融, 2011;12
[3] .周莉萍.论影子银行体系国际监管的进展、不足、出路.国际金融研究, 2012;1
广义货币量增长率 篇7
货币在经济中的作用是至关重要的, 货币供应是否稳定直接制约着经济的平稳增长, 特别是货币中最活跃的部分———广义货币 (M2) 的稳定与适宜的供应对国内生产总值的波动幅度影响极大。因此, 激励我们对国内生产总值与广义货币供应量投入研究的力度。
专家认为:我国货币供给增长率=实际GDP增长率+通货膨胀率+6%。如果公式成立的话, 要想按照上式确定最佳的货币供给增长率, 必须首先确定实际GDP增长率和通货膨胀率。而实际GDP增长率和通货膨胀率是不能事前确定的, 最理想的办法是预期的GDP增长率和通货膨胀率与最终实现的实际GDP增长率和通货膨胀率最接近乃至完全吻合。
二、模型的建立
(一) 用总投资预测GDP增长率
在货币当局选择投资政策时, 主要考虑的是:各企业在进行投资活动时应达到一个什么样的宏观经济的预定目标, 而作为企业的投资是扩大生产能力、采用先进技术和增加就业的基本前提, 因此企业的投资是国民经济增长的主要途径。凯恩斯认为:国民收入首先取决于支出 (投资加政府支出) 的变化。为此, 我们将投资总量与GDP的1992—2009年的数据及相互关系进行分析。
利用国家统计局各年《统计公报》的数据, 通过计算GDP与总投资之比的平均数是2.43。而且两者之比的数值较稳定, 其中最高为3.157, 最低为1.491, 说明两者具有稳定的动态关系。因此, 从数量上说可以用总投资预测国内生产总值。
鉴于目前的经济增长方式仍是由粗放型向集约型的转变, 未来投资增长率增长幅度不会有太大幅度的增长变化, 即该幅度不会剧烈变动, 其增长幅度不会比近几年有很大的提高, 因此本文使用近18年中总投资增长率的最低八项, 计算得出总投资增长率的平均数12.99%来预测2010—2019年的总投资, 则计算得出的这10年的总投资的预测数据。
根据上述理论, 我们建立如下模型: (ZTZ表示总投资)
可以看出, 国内生产总值与总投资均为非平稳变量 (用ADF和PP检验法亦可得出同样的结论) , 因此取对数并差分用最小二乘法进行拟合, 然后判断残差项是否为平稳过程。
回归结果如下: (括号内数字为t检验值)
通过观察散点图以及ARCH<χ20.05 (1) =3.84, 随机项序列不存在异方差;残差序列值的时序图形显示不存在自相关;D.W统计量的一阶非自相关的临界值为 (1.54, 2.46) , 1%显著性水平下t检验临界值为2.62, 1%显著性水平下F检验临界值为7.21, 上述检验均获通过, 同时LM (1) <χ20.05 (1) =3.84, LM (2) <χ20.05 (2) =5.99也说明不存在自相关。模型残差的正态性JB统计量检验表明残差是正态分布。因此从检验结果与实际比较两方面说明模型拟合情况即解释能力较好。这样根据上述方程就能够预测未来八年的GDP总量及增长率。
由于根据上述方程预测出来的近十年的GDP总量及增长率是根据拟合值而非根据实际值计算的, 因此需根据2009年的实际值进行调整, 得到的GDP值称之为修正的GDP, 附于表1, 说明近十年中国的GDP增长率的范围应是9.188765%-9.188904% (见表1) 。
(二) 最佳货币供应量的确定
专家认为:世界公认的良好通货膨胀率的区间是2-3%。而我国, “物价水平有5%左右的温和上升, 可以给企业营造一个需求旺盛、利润预期上升的良好经济环境。同时, 还可以通过货币对内贬值引起的对外贬值, 刺激外贸出口的扩大。”如果此种说法成立, 那么我国的通货膨胀区间应为2-5%。按照“我国货币供给增长率=实际GDP增长率+通货膨胀率+6%”可知, 21世纪10-20年代货币供应量增长率最低为17.188765% (9.188765%+2%+6%) , 最高为20.188904% (9.188904%+5%+6%) 。也就是说, 在目前的条件和我们所能利用的工具的情况下, 我们只能估计最佳的货币供应量增长率的区间为17.188765%-20.188904%。
三、结论与建议
通过上述分析我们可以想象, 人们对于保存资产的形式不仅限于货币和债券, 而且包括股票、机器、房产和耐用消费品等。同时各种形式的资产各应分别持有多少, 会形成一个适当比例, 使所谓的资产处于均衡状态。所以, 一旦货币供应量增加, 当人们发现自己手中持有的货币过多, 破坏了资产分配的均衡状态时, 就会自发地进行调整, 把过多的货币转移去购买其它资产, 其它资产的价格便会上涨。进而引发通货膨胀, 而某些因通货膨胀而被扩大了的经济活动只有靠持续的通货膨胀才能得以维系, 同时这些经济活动因通货膨胀的中断而同时终止, 这样就会造成可怕的恶性后果:某些收入的下降引起另一些收入的下降, 一直如此蔓延下去, 无以复收。美国《货币、信用与银行》杂志1986年第5期发表了美国两位学者伍斯·江 (Woos Jung) 、帕同·马歇尔 (Peyton J Marshall) 的《关于通货膨胀和经济增长的相关经验》的论文。论文选用了56个国家和地区, 其中19个工业国家, 37个发展中国家和地区, 统计区间最长为30年, 最短也在15年以上。其结果是:从全球范围看, 并不存在通货膨胀能够促进经济增长的这样一种关系。在19个工业国家中, 没有一个工业国家的资料能够证明通货膨胀是促进了经济的增长。而在联邦德国、英国等9个国家的资料中表明:通货膨胀损害了经济的增长。在发展中国家和地区中也有类似的结果。同时, 凡是高通货膨胀的国家, 对经济增长均无正效应。同样, 其他学者的研究也有类似的结论。根据弗里德曼的观察, 巴西、智利等国就是因为货币数量增加过多, 引起物价急剧上涨。因此, 防止货币增量引起通货膨胀、防止增加货币→物价上升→产出增加的错误做法, 按照“单一规则”确定合理的货币供应量保证经济长期平稳增长显得尤为重要。
格雷姆·S·多兰斯曾经考察过国际货币基金组织的48个成员国里经济增长和通货膨胀之间的关系。他通过计算得出了结论:实际产出量的增长受到通货膨胀和通货紧缩的相反影响。在一个动态的均衡过程中, 实际收入的增长率与价格的增长率没有关系。从我国GDP增长率与通货膨胀率的关系来看, 也能说明上述观点。现将1992—2009年的GDP增长率与通货膨胀率的数据绘图1如下。
从图1可以看出, 在1992-1994年, GDP增长率呈下降趋势, 而通货膨胀率却在急速上升, 随后的1994-1998年, 又在急速下降, 1998年通货膨胀率达到了最低, 而GDP增长则趋于平稳。随后几年两者呈相向方向运动。从 (图1) 中观察, 通货膨胀率不是GDP增长率的先行指标, 恰恰相反, GDP增长率是先于通货膨胀率运行。如果上述观点无误, 同样说明了“单一规则”优于“相机抉择”的货币供给规则。因此, 我国应按照“单一规则”的货币供给规范控制货币供应量, “单一规则”有利于货币稳定、有利于经济持续稳定增长和社会协调发展。在过去大约20年中, 相对低而且平稳的通货膨胀在亚洲新兴工业化国家的经济增长中, 发挥了积极的作用。因此, 我国政府应通过法律形式将用科学方法计算出来的各层次货币供给增长率确定下来, 作为长期经济发展战略的重要组成部分。当然, 保持货币供给的基本稳定并不是说该指标绝对固定不变, 因为经济运行中存在许多不确定因素, 每年在制定货币供给计划时, 可以根据实际情况, 在“单一规则”的基础上, 进行一些必要的调整。原则上, 这种调整应保证货币供给稳定增加, 避免经济出现过大的起伏造成经济效率的损失, 它同样会对中国经济结构调整和经济结构转换创造稳定的货币经济环境。
数据采集来自中国统计局1992年-2009的《*年国民经济和社会发展统计公报》
摘要：货币需求研究是建立货币理论的起点, 而货币供应量的大小是影响国民经济能否正常运行的重要因素, 文中在深入研究总投资与国内生产总值的基础上, 确定了它们之间的函数关系, 建立了数学模型, 通过了各种检验, 采用适应性预期的预测方法, 对近十年我国的国内生产总值及增长率做出了预测。同时又进一步对近十年我国的广义货币供应量做出了预测, 分析了货币供应量对通货膨胀的影响, 提出了按“单一规则”控制货币供应量, 是从货币供给的角度来稳定经济的有效方法。
关键词：GDP,货币供应量,总投资
参考文献
[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模:EViews应用及实例[M].清华大学出版社, 2009, 5.
[2]王黎明, 陈颖, 杨楠.应用回归分析[M].复旦大学出版社, 2008, 6.