中国货币发展分析

中国货币发展分析（精选10篇）

中国货币发展分析 篇1

一、文章综述

货币需求分析是货币政策制定中的一项重要内容,对货币需求进行实证分析是制定准确货币政策的重要依据。近年来,国内外很多学者反复探讨这个问题,对货币需求模型的建立提出了很多不同的看法,选取的变量和指标也不尽相同。在西方,较早研究货币需求的是马克思。他的货币需求模型可表述为:M=PQ/V,马克思认为商品价格总额PQ及货币流通速度V共同决定流通中货币需要量M,也就是货币需求量Md。1911年,费雪从货币的交易媒介功能对货币需求进行考察提出了具有里程碑意义的货币现金交易方程式MV=PT。1936年,凯恩斯在总结前人研究成果的基础上创造性地提出了人们持有货币是为了满足三种需求:即交易性货币需求、预防性货币需求、投机性货币需求。1956年,弗里德曼发表名作《货币数量论的重新表述》提出了自己的货币需求模型:MP=f(rb,re,ldt/Pdt;w;y,p;u)。我国对货币需求理论问题的探索最初是建立在马克思主义需求理论基础之上的。易纲把通货膨胀率预期以及货币化因素纳入货币需求函数之中,证明了货币需求伴随着经济改革中的制度变迁而发生了变化。王曦运用随机存货理论推导出货币的交易需求和安全需求,并将货币、实物资产、有价证券纳入财富范围,发现中国证券市场的发展增加了货币需求。本文综合以上分析的结论,把相关的可能变量都纳入分析,确定一个较为宽广的理论模型,全面地分析了各种因素与狭义货币需求M1之间的关系。

二、指标选择

(一)被解释变量

本文选取了实际的M1为被解释变量,研究货币需求同其决定因素之间的关系。名义数据由中国人民银行统计季报上获得,即人民银行定期公布的M1。

(二)解释变量

1. 国内生产总值(GDP)。

本文选取实际GDP作为收入变量来反映规模指标。名义数据来源于中国统计年鉴。

2. 消费价格指数(CPI)。

价格因素是影响居民对货币和商品需求替代性的一个重要因素,这里用以1978年为基期的消费价格指数来度量我国物价水平的变动情况。数据来源于中国统计年鉴。

3. 股票市值(CSV)。

由于人们有投机性货币需求,这里选取股票市值作为描述证券市场状况的指标来反映人民对投机性货币的需求变动情况。CSV是沪深两市股票市值总和,数据由中国统计年鉴所得。

4. 利率(R)。

鉴于我国居民主要金融资产是银行存款,选择一年期定期存款利率作为机会成本变量。

5. 货币化程度(MR)。

本文用M2/GDP比率作为对货币化程度的度量,货币化比率即货币需求量中购买商品和劳务时用货币支付的比重,是对发展中国家货币需求市场规模变量的一种校正,也是体现金融深化的一个重要指标。

三、模型建立与实证分析

我们用货币供给量(M1)来代替货币需求暗含了这样一个前提,即货币供给与货币需求均衡。将所有数据剔除价格因素的影响(本文是通过将各种名义数据除以消费价格指数乘100),得到实际的货币需求量M1、GDP、CSV,对所有变量取对数,利用线性回归方程进行估计。通过检验两两变量之间的相关系数,可以发现变量的相关性很强,所以采用逐步回归的原理建立模型。

最终建立的模型如下:(在引入LNR后,R2只有微小提高,但导致LNCSV和LNR的T检验都不显著,为多余变量)

四、结论

一是GDP的回归系数为正值,表明我国经济增长与货币需求之间存在正相关关系。可以看出,我国货币需求的收入弹性相对其他弹性较高,这是由于我国社会转型使居民未来收支不确定性的预期增强,预防性货币需求持续增长。此外由于我国金融改革滞后,资本市场不发达,金融资产结构单一,使居民主要以现金和储蓄的形式持有自己的资产,也提高了货币需求的收入弹性。

二是我国名义利率与货币需求M1关系不显著,这表明我国利率变量对货币需求的影响很小。由于我国的投资利率弹性较小,虽然我国金融资产增长速度很快,但是与经济发展的速度和规模相比,我国金融资本仍总量不足,呈现短缺之势而且融资体制也不适应市场经济发展的要求,融资效率低。

三是消费价格指数与M1成反向关系,表明我国通货膨胀预期越高,对M1需求量越少。预期物价上涨多少,直接意味着实物资产升值多少,在这种情况下居民的资产选择转向实物资产或证券而不再持有货币,从而有减少货币需求的倾向。

四是中国股票市场的涨跌会影响货币需求M1,两者呈正相关关系,但其影响弹性值偏低,随着我国股票市场的规模不断扩大,弹性值会逐渐增大。

五是货币化程度与狭义货币M1存在正相关关系。随着经济体制改革的逐步推进,经济交换和支付的方式发生转变,货币交易的范围越来越大。货币不仅充作当期产品的交易媒介,而且充当存量资产的交易媒介,农业在经济中的比重迅速下降,农村中的市场交易行为不断提高,货币交易在经济交易系统中的比重越来越大。

五、政策建议

一是我们应以科学发展观为指导加快转变经济增长方式。在保持快速发展的同时要注重提高增长的质量和效益,加快经济结构的战略性调整,以技术进步和科技创新为增长的根本推动力量,实现可持续发展。要坚持发展成果为全体社会成员共享,以人民群众生活质量的提高为改革和发展的归依,深化收入体制改革,提高广大低收入群体的收入水平,大力推进社会保障制度的建立和完善,使国内消费成为主要经济增长动力。

二是我国必须逐步放开对利率的管制,实行利率市场化,让利率真正地发挥金融商品价格的作用,让其在市场机制的作用下,调节资金供求,在资源的优化配置方面进一步发挥重要的作用。要实现利率市场化,利率体系必须建立在资金供求决定的基础上,建立能够反映资金供求状况的金融市场体系。只有建立一个高效的、投资主体多元化的、具有一定深度和广度的金融市场,才能大大提高中央银行货币政策的有效性。

三是我国应采取稳健的货币政策,缓解通胀压力,防止经济过热,维持消费价格指数的相对稳定。政府在执行宽松的货币政策的同时必须高度重视通货膨胀风险的累积并采取积极对策加以防范。另外,要积极研究改进对经济变量的统计方式形成更加科学合理的价格指标,使之能准确反映经济现实,成为制定经济政策的有力依据。

四是大力发展和完善资本市场,继续推行股票市场改革,完善证券市场法律法规,扩大证券市场规模,加快符合上市条件的企业在国内证券市场上市。调整货币供应时应把股票价格变化作为一个参考指标,随着股票市场改革的不断深入和完善,规模逐步扩大,货币政策应该关注股票价格的变化,并逐步增加股票价格变动对货币政策影响的权重。

参考文献

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[2]吴平勇,李佳,唐勇华.中国货币需求函数的CHOW检验[J].统计与信息论坛,2007(3).

[3]赵卫亚.计量经济学教程[M].上海:上海财经大学出版社,2003(8).

中国货币发展分析 篇2

[116]刘玉红.中国货币政策有效性的实证分析

高铁梅.吉林大学,2007.本文以中国的货币政策为研究对象,通过定性研究与定量研究相结合的方法对中国转轨时期货币政策有效性进行了分析,主要的内容如下:(1)利用时变参数模型方法,构建了中国的动态货币政策乘数和中国的总需求曲线,分析了当前中国存在“高增长、低通胀”现象的成因;(2)估计了中国的动态IS—LM—BP模型,分析开放经济条件下中国的货币政策在调节国内外均衡方面的效应;(3)详细论述了中国当前的货币政策存在多渠道传导的现状,构建了中国的三元素、动态权重的货币条件指数,以刻画中国的真实货币状况;(4)介绍了改革开放以来中国实行的几次主要的货币政策操作,基于西方经济理论构建了以需求为导向的小型中国宏观经济联立方程模型,并对中国的货币政策进行了情景分析;(5)在对中美两国货币政策的构成元素、传导机制进行了翔实的比较分析后,建立了中美两国的四变量结构向量自回归模型,对中美两国的货币政策效应的时滞和大小进行了比较分析。

中国货币发展分析 篇3

关键词:中国大陆;香港;货币融合;可行性

Abstract:The mainland and Hong Kong have close in trade, financecapital flows,spontaneous circulation between the two currencies andhistory,culture and the sources of blood,which puts forward the requirement of integration of RMB and the Hong Kong dollars. The empirical studies about the two place’s trade and output correlation indicated that the impact has similar effects to the two place’s outputs. So the Mainland and Hong Kong’s monetary integration is feasible.

Key Words:chinese mainland,Hong Kong,monetary integration,feasibility

中图分类号:F821.6文献标识码:B文章编号:1674-2265(2009)11-0045-05

2007年以来,美国次贷危机导致的国际金融危机使未来国际货币体系的走势和调整路径成为学者们讨论的热点。大多数学者认为,尽管美元信誉下降,但仰仗于美国的军事霸权和货币惯性能继续维持其核心货币的地位;也有少部分学者认为,人民币能够成为货币体系中又一有力的竞争者,甚至是取代美元而成为新的核心货币。无论怎样,不可否认人民币的国际化趋势在增强,而当前中国应积极努力创造条件,逐步实现中国内部货币融合,提高中国在二十一世纪世界经济中的整体竞争力。当前,重心应放在促进中国大陆与香港货币融合上。

一、中国大陆与香港货币融合的货币基础和其他有利条件

(一)人民币与港币一体化具有一定的货币基础

货币体系和货币单位是共同货币区的货币基础,货币体系的建立和发展使共同货币区的产生与运作变得顺利。目前,在中央和香港特区政府还无意或至少还没有措施促进两地货币融合的情况下,两地市场已经出现了民间自发的直接或间接的货币交流。

港币流通于大陆始于二十世纪80年代改革开放初。当时只限于深圳特区,但随着两地金融联系的密切,港币逐步从深圳向整个华南地区深入。香港居民直接用港币在大陆进行消费和捐赠,其消费包括旅游、购买消费产品和房地产等。在外汇管理体制改革之前,香港居民常常通过大陆的外汇黑市卖出港元,但随着外汇价格逐步市场化,港人开始直接用港币在大陆进行消费和公益捐赠。在投机方面,也有不少港人为了赚取利差收入而将资金存入大陆银行,少数投机商还向大陆居民借取身份证来开立A股股票账户,并用港币现钞向大陆居民兑换人民币进行股票投机炒作。另有部分由香港银行业务产生的港元净流入变为港元现金流入市场和居民手中。虽然港币流入大陆的渠道多种多样,其数额很难精确统计,但香港金管局采用间接估算法估算出,在已发行的港元货币总额中大约有15-25%在香港境外持有,其中大部分在华南地区。然而,自从大陆改革开放以来就有人民币流入香港,1993年前数额很少,范围也小。但1993年后,大陆正式允许其居民每次携带6000元人民币出境,因此流入香港的人民币数额不断扩大。加之近几年来《关于建立更紧密经贸关系的安排》的颁布和人民币个人业务在香港的顺利开展,通过正规或非正规渠道进入香港的人民币,在银行、商店、旅游相关的服务行业及居民个人之间大量流通使用。

可见,两地货币在民间的自发流通与使用一直存在,随着两地经济金融一体化的进一步加深,两地货币自发融合的趋势还会增强。这为大陆与香港两地货币一体化打下了良好的货币基础,并对之起到了积极的推动作用。

(二)中国大陆与香港货币融合的经济可行性

最优货币区理论认为:对外经济开放度较高、经济相互依赖性强、生产要素的流动性较高、金融市场一体化程度越高和经济相关性较强的国家或地区适合组成最优货币区。依据最优货币区理论,大陆与香港已经具备了建立统一货币的经济条件。

1. 巨额贸易加强大陆与香港两地经济依赖性。贸易往来是大陆与香港经济联系最密切的表现,大陆自1985年至今一直是香港最大贸易伙伴,是第一位的进口来源地(自1982年起),第一位的转口市场(自1984年起)和第二位的香港产品出口市场(自1984年起),1993年第一次超过美国成为居首位的香港产品出口市场。大陆是香港最大贸易伙伴,而香港是大陆的重要贸易伙伴和大陆进出口商品的重要中转港。

大陆与香港的贸易虽然在中国改革开放之前就已存在,但两地贸易的真正发展还是在1978年大陆改革开放以后才开始的。1978年香港对大陆的贸易总额为10845百万港元,到1985年增长为120175百万港元,第一次超过了香港对美国的贸易总额94288百万港元。至今,香港对大陆的贸易总额一直是第一的,而2008年更是达到2781180百万港元,是1978年的256倍之多,占到了香港对外贸易总额的47.5%以上。出口方面,香港对大陆的出口从1978年的296百万港元上升到2008年的1370445百万港元,是香港出口总额的48.5%。可见香港经济对大陆具有很强的依赖性。

另一方面,香港也是中国大陆商品出口的重要市场,来自大陆的各种廉价生产原料是香港制造业的重要支撑。而长期以来,大陆供应香港的各种廉价农副产品,更是香港人生活的基础。1978年,大陆对香港的出口总额为10550百万港元,占香港总进口的16.73%;2008年,大陆对香港出口1410735百万港元,占香港总进口的46.63%,这一比率几乎是1978年的3倍。另外,2008年大陆全部对外贸易总额为25616亿美元,对香港的贸易总额为2036亿美元,尽管只占全部贸易额的7.9%,但对于大陆这个庞大的经济体来说已经是很大的比重。因为大陆与主要经济体欧盟的贸易额只占大陆总贸易额的16.61%,美国为13.03%。除此之外,香港是大陆对外贸易的最大转口港,长期以来发挥着中国商品货仓的作用。根据香港特别行政区政府统计处网上的统计数据显示,2008年香港转口贸易总额为2733394百万港元,其中1707696百万港元是来自大陆商品的转口出口,其比例占到62.48%;还有1335687百万港元是由香港转出口到内地的商品,占到48.87%。以上这些数据显示,近些年大陆与香港的经济相互依赖性在不断增强,直接产生了对统一货币的需求。

2. 投资增加扩大了对统一货币的需求。香港与大陆的经济联系,贸易联系是一面,另一面则是投资上的联系。贸易关系表现了两地经济关系的密切程度,两地相互的直接投资则是促进这种关系的基础。

从要素的流动性来看,随着《内地与香港关于建立更紧密经贸关系的安排》的实施,大陆与香港的经贸关系变得更加紧密,这必将大大促进两地要素的全面流动。由于不存在语言、宗教信仰和风俗习惯上的差异,劳动力的自由流动相对较为容易。在资本流动方面,香港自1985年以来一直是大陆外商直接投资资本的主要来源地。近几年香港对大陆的直接投资统计可以看出,不仅香港对大陆的投资数额每年不断增长,2006年比同期增长12.73%,2007年同期增长36.92%,到2008年更是增长了48.14%;而且其占大陆引进的外商直接投资总额的比率也是逐年增长,2008年已经几乎占到外商投资总额的一半。同样,内地也有大量资金流入香港,内地已经成为香港最大外来投资者之一。从1872年香港招商局创建开始,中资企业在香港已有100多年的经营历史了。不过,与港资在华企业分布不同,驻港中资企业90%投资于非制造业,遍及香港的各行各业。来自大陆的中资企业还利用香港的股票市场融资。1993年,青岛啤酒股份有限公司在香港联合交易所正式上市,开创了中国大陆企业利用海外上市融资的先河。此后,多家公司在香港上市利用香港的股票市场进行融资。另外,大陆与香港的金融往来也为货币一体化创造了有利条件。先是1994年5月1日,中国银行被授权在香港发行港币,成为继汇丰银行和渣打银行的第三家港币发钞银行。随着CEPA的签订和实施,允许具有资格的银行、保险等金融机构可以在大陆和香港互设公司,更进一步促进了大陆与香港货币的融合。

(三)人民币与港币一体化的人文基础

目前国际流通货币主要有两种模式:美元模式和欧元模式。客观地讲,美元模式一方面降低了交易成本,促进了世界经济的发展;另一方面,也使世界各国经济发展更加不平衡,国际社会更加不公正。欧元模式既超越了国家利益的束缚,又保留了国际流通货币的长处,从某种意义上讲,是对美元模式的“扬弃”。而“华元”模式(即“华元”共同货币区)具有较大的包容性和较强的认同感,其包容性虽不及欧元模式,但比美元模式大;其认同感虽不及美元模式,却比欧元模式强。因为其既有历史的、民族的、文化的底蕴,又有现代的、开放的、复兴的需求。

香港自古是中国的一部分,香港同胞与内地人民血脉相连,使用同一货币的历史源远流长。虽然两地因历史原因被分割了一个世纪,但千万年来形成的共同的历史、文化、语言、生活习惯等使两地保持了天然的亲和力,这对两地货币一体化有着不可替代的促进作用。这种民族一体化的优势是当今任何其他区域经济一体化所不具备的。尤其是大陆与香港的货币一体化是同一主权国家内的货币融合,根本利益一致,从而可以减少货币统一过程中的主权磨合成本。从现实情况来看,两地政府具有寻求汇率稳定、推进本币国际化,通过货币国际化扩张效应争夺市场份额、带动经济发展的共同愿望。大陆与香港组建最优货币区后,香港的资本和商品可以直接进入内地,充分利用内地丰富的资源和广袤的市场以提高资本效率,促进两地经济共同繁荣与发展。大陆也需要香港作为对外经济的窗口,通过这个中介在世界经济中谋求更多的利益。

二、人民币与港币一体化的制约因素

尽管目前大陆与香港区域货币合作存在很大的现实空间,但仍面临重重困难,这些困难主要集中在两地市场发展水平、财政政策上的差异以及人民币非自由兑换上。

(一)大陆与香港市场发展水平的差异

从市场发展水平来看,大陆与香港存在着极大的不平衡,经过多年的发展与完善,香港已成为全世界所公认的成熟市场。其市场开放度、运作体系、管理水平、交易品种等方面都可以与世界上最发达的市场媲美。而大陆实行市场经济制度时间较短,外汇市场基本上与国外市场及本币市场相割裂,资本市场也只有小部分对外开放,法律不够完善、市场运作也不够规范,构成了与香港不平衡的状况。从市场开放度来看,由于两地经济体大小的悬殊,其商品市场开放度差距不是很大,但在金融市场开放度方面,两地的差距相当大。大陆虽然加快了金融市场开放的节奏,但外汇市场基本上还是一个封闭的市场,证券市场开放领域还很有限,因此总体开放度较低。

市场发展水平和开放度的差距就会制约两地的货币融合。香港的政府和人民面对不尽如人意的大陆市场现状,会采取相当谨慎的态度。管理手段与监管水平的差距也会阻碍大陆与香港金融市场的相互开放与进一步融合的速度。尤其是大陆利率未实现全面市场化,银行存贷款利率主要由政府官方规定,不取决于市场资金供需,使得大陆与香港市场的开放与融合缺乏了基本的市场价格基础。

(二)财政政策上的差异

参看欧洲一体化经验可得,如果香港与大陆要建立货币联盟,财政预算和财政政策可以保持各自独立,但至少应该做到财政政策协调一致,财政赤字相对水平接近。但事实上,香港与大陆财政政策与财政赤字方面具有巨大反差。香港多年来一直采取谨慎财政政策,具有大量的财政盈余,而大陆很多年以来实行的是积极财政政策,刺激经济增长,那么香港就难免会担忧大陆的财政赤字危及货币联盟的货币与汇率稳定,直至影响到区域内经济状况的稳定;大陆也会担心在内部经济发生不平衡时,失去强有力的财政政策调节工具,这种情况下,就无法实现两地的货币合作。然而,近几年来香港经济增长速度明显放缓,香港政府采取征税、减薪、减少公共福利保证财政储备,维持固定汇率的做法足以说明政策差异并不是完全不可调和的,只要中央政府和香港政府在财政政策偏好上达成一致,具体的财政赤字和财政差异问题便可以协调一致。

(三)人民币非自由兑换性

货币一体化的一个基本特征是成员国货币可以自由兑换、区域内没有任何针对货币及资本交易的外汇管制。港币是完全自由兑换货币,可以在国际金融市场上自由买卖、自由流动,也可以在香港和内地与人民币自由兑换。但人民币是非自由兑换货币,它不具备国际储备功能,在香港的需求是要以回流大陆为前提的,人民币的出入境数量也还受到严格的限制,这就使目前尚缺乏港币、人民币融合的基本前提条件。

虽然港元是自由兑换货币,内地居民持有港元,除了便利交易与支付之外,更多的是作为资产组合及保值的一种工具,一般不会很快支付出去。内地居民通过正规与非正规渠道得到的港元主要沉淀在境内银行或在民间流通。也就是说,在人民币非自由兑换的条件下,港币与人民币的相互流通具有不对称性,要让这种流通进一步大规模扩大是较为困难的。如果在人民币尚未实现自由兑换情况下,就出现人民币在香港或港币在内地流通迅速扩大的情况,那对两地稳定货币流通反而是不利的。人民币的非自由兑换性,一方面,阻碍了内地金融市场进一步对外开放及与香港金融市场的进一步融合,限制了资金在内地与香港之间的自由流通;另一方面,限制了人民币走向国际化。但是,人民币的非自由兑换是由于大陆市场经济体系还不完善,市场运作缺乏规范所导致,它是大陆现实情况下的理性选择,一时难改,要实现人民币的自由兑换还需要一个循序渐进的较长过程。

虽然大陆与香港在市场发展水平上存在较大差异,财政政策偏好的不同和人民币的非自由兑换性质使得人民币与港币一体化存在一定的障碍,但是大陆与香港在贸易、投资、金融等方面的密切联系却从客观上提出了人民币与港币一体化的要求,也为人民币与港币一体化的实现打下了良好的现实基础。这会在一定程度上促使两地政府进行相关政策的协调,同时随着大陆改革开放的深化和外汇市场制度的不断改革,人民币与港币一体化终将被提上议事日程。

三、中国大陆与香港货币融合的实证分析

随着大陆和香港经济一体化的发展,两地经济周期是否趋同在很大程度上决定了两地是否构成最优货币区。如果经济周期趋同,两地执行独立货币政策稳定经济的需求较小,组成最优货币区的成本较小;如果经济周期趋异,实行独立的货币政策是稳定经济的必需,放弃货币政策独立性的成本较大,不宜组成最优货币区。那么,对于大陆和香港来说,贸易联系的密切究竟导致经济周期趋同还是趋异呢?本部分将对此问题进行实证分析,进一步探讨大陆和香港是否适宜组成最优货币区。

(一)模型和样本选择

弗兰克尔和罗斯(1997)提出通过检验贸易联系与实际GDP之间的相关关系,判断经济一体化对两地经济周期的影响。

表示, 两个国家在时期内两地经济活动的关联程度, 表示两地贸易联系,

表示贸易之外其他因素的影响,和 是待估计的回归系数。贸易联系与经济周期之间的关系可以根据 符号加以判断,如果 是正数,表明随着贸易联系的密切,两地经济周期也趋同;如果 是负数,说明经济一体化加强了生产专业化和集中效应,两地面临不对称冲击的可能性更大。值越大,上述效应越大。因此 值是判断贸易联系与经济周期相关性的关键。

本文将借鉴此模型对大陆和香港的贸易联系和产出相关性进行实证研究。产出方面通过大陆和香港实际GDP的相关性加以衡量,弗兰克尔和罗斯衡量产出相关性时采用了三项指标:实际GDP、工业产值和失业率,由于工业产值和失业率的相关数据难以得到,本文通过实际GDP的相关性衡量经济活动的关联,从一个侧面反映两地经济周期是否一致。在衡量两地GDP的相关性时,由于两个时间序列的相关性是一个常数,无法与贸易联系的时间序列数据进行回归,因此本文不采用计量经济学软件中简单的相关性计量来衡量,而是用 时期香港的GDP占两地GDP总和的比重来表示,即。其中, 指 时期香港的GDP数值, 代表

时期大陆的GDP数值。

贸易联系方面,在 时期大陆和香港两地的贸易联系用大陆对香港的进出口贸易总额在两地进出口贸易总额中所占的比重来表示,即:

其中,表示 时期大陆对香港的进出口贸易总额,而 和分别表示时期大陆和香港的进出口贸易总额。

本文采用计量经济学软件Eviews5.0进行回归分析,所采用的数据是大陆和香港两地GDP、两地各自对外贸易总额和两地之间的贸易总额1985年-2008年各期数据。大陆方面的数据1985年-2007年来自于《中国统计年鉴2008》,2008年数据根据中华人民共和国2008年国民经济和社会发展统计公报整理而得。香港方面的数据以及大陆与香港的贸易总额的数据各期均来源于香港特别行政区政府统计处。另外,需要指出的是,由于是从不同的网站得到的数据,所有数据的单位并不一致。为了计量的准确性,本文在计量回归时利用在香港特别行政区政府统计处网上公布的每年人民币兑港币的汇率,将香港的GDP、贸易总额以及两地之间的贸易总额转化为人民币统一计量。

(二)实证研究过程和结果

经过以上环节的数据处理后,运用普通最小二乘法(OLS)进行参数估计,回归结果如表1所示。根据表中的数据进行统计检验,可以看出,判定系数R2虽然不是很高,但也是比较接近1的,这表明模型对样本数据的拟合优度还比较好。F统计量比较大,其概率P→0,表明模型线性关系显著。而常数和自变量的T统计量的绝对值都大于2,可以认为自变量对因变量的影响是显著的。由于此模型是单变量模型,因此不存在多重共线性的问题,对其进行怀特(White)检验后可得此模型也不存在异方差性。但是,在回归方程窗口中对其残差进行偏相关系数检验,发现回归模型存在一阶自相关性问题。针对一阶自相关性,用广义差分法进行修正,即在Eviews中输入回归命令时在LS命令中加上AR(1)项,系统将自动使用广义差分法来估计模型。同时,系数的估计值虽然具有显著性大为负数,不符合经济意义,在修正时将其剔除。新的回归结果如表3所示。

根据表2的回归结果,可得最终的回归方程为:

t= (4.4267)(5.7870)

R2=0.90432=0.89976F=198.48DW=2.2036

经过一系列检验修正后的模型判定系数、调整的判定系数都相当大,F检验值也比以前大,表明模型的整体拟合效果更好。且自变量的t检验值也显著,表明对因变量 有显著影响,并且 的变动中有90.43%是由于自变量变量

的变化所引起的。Granger和Newbold提出了判断伪回归的一个经验法则:若回归分析结果中R2>DW,可能存在伪回归问题。根据这一法则可以简单判断该模型不存在伪回归的问题。另外,从经济意义上考虑, 也符合经济意义,模型可以采用。

四、结论

实证检验结果 值为正数,表明内地和香港贸易联系与经济周期是正相关的,也就是说两地在经贸联系密切的同时,经济周期也体现出相同的发展趋势,表明冲击对两地产出的影响是相似的。自1978年大陆实行经济改革和对外开放政策以来,内地和香港在商品贸易、金融投资方面的联系越来越密切,内地和香港互相依赖,正是这种相互依赖和共同发展使得两地经济日益一体化,经济周期也呈现出相同趋势。

虽然大陆和香港两地的经济周期呈现出趋同的发展态势,但是值较小说明二者的相关性还比较小,两地的经济一体化尚待进一步深化。香港和大陆目前正向着建立自由贸易区而努力,两地经贸关系已正式确立为更紧密经贸关系,这是自由贸易区或自由贸易协议的一种。相信随着这一进程的发展,两地经济联系将进一步密切,而且香港经济在各个方面将越来越依赖内地。随着两地在商品、服务和要素流动方面障碍的逐步减少和取消,在最终消除了资本、劳动力、信息等生产要度流动的障碍后,两地经济将会完全融合在一起,真正意义上的经济一体化将会实现。

参考文献:

[1]黄燕君.港币—人民币一体化:意义、条件、前景[M].北京:中国社会科学出版社,2003.

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[4]黄燕君、赵生仙.港币—人民币一体化的经济意义及可行性分析[J].浙江大学学报(人文社会科学版),2003,(3).

关于中国货币需求量的相关分析 篇4

1.构建模型

根据样本数据, 计算国内生产总值、利率等变量的相关参数, 建立被选货币需求模型。

2.检验假设

判断t-统计检验、F-统计检验的概率是否显著并对判定系数R2进行拟合优度判断。用VIF值判断多重共线性;用DW-检验衡量随机变量的序列自相关程度;用ARCH-检验, White-检验判断异方差性。

3.模型修正

当出现“多重共线性”问题时, 应适当去掉模型中过多的自变量;当出现“异方差”问题时, 应使用加权回归法;当出现自变量与随机误差相关问题时, 应使用两阶段回归法;当出现随机误差自相关问题时, 可用滞后一阶、或二阶的自变量进行回归, 通过上面的方法进行修正, 模型在数据的支持下能更准确。

二、计量分析的过程与结论

(一) 货币需求模型与数据

1. 基本货币需求模型:

该模型为多元线性模型。其中, Mt为现金、狭义或广义货币;GDP为国内生产总值;RS为一年期存款利率;IFL为通货膨胀率;Et为随机误差。

M=C+GDP+RS+ (IFL) +E

(二) 计量分析过程

1. 直线模型

将广义货币与名义GDP数据代入模型, 可得:

M2=-16061.58288+1.777254527*GDP

上述模型经过计量统计检验后的判定系数为98%, 说明模型的拟合优度高。t-检验值分别为-4.35和36.32, 均大于标准数值{2.05131};F-检验值为1319, 大于标准数值{4.21}, 这说明上述模型通过了假设检验。尽管如此, 但该模型的DW统计检验值仅为0.41, 说明模型的随机误差存在自相关问题。

2. 随机误差自相关问题

随机误差自相关问题既可以通过图形, 也可通过回归加以确定。随机误差折线图显示 (见附录) :模型随机误差存在着严重的自相关问题。这一点通过回归模型也可以得到确认, 见下式:

E=0.007222006101+0.5097977584×E (-1)

为了解决随机误差的自相关问题, 下面采用一阶差分法:LM2=13.91038813+0.4178582643×LGDP+[AR (1) =0.9824145369]

经统计计算:R-Square值, t-统计检验、F统计检验、DW检验等全部非常理想, 应该说模型基本可用。但还需要做异方差检验。

3. 异方差检验

由于数据的平稳性问题, 不考虑使用ARCH检验, 而用无交叉项的White检验。

经过统计检验后可知, obs-R square=n*R-Square=8.918848, 在不严格显著性α=0.01下, χ^2 (2) =9.21034。由No crossover White-test可知, n*R-Square=8.91148<χ^2 (2) =9.21034, 同时X与X^2的t-test结果均呈显著, 所以拒绝原假设。据此可知, 在不严格条件下, 有理由认为模型不存在异方差。通过仔细考察残差散点图, 也能得到类似的结论。

4. 结论

当今主流经济学家关于“货币需求决定于国内生产总值、利率”等变量的思路不适用于我国的实践。这是可能是因为:我国人民对储蓄利率变化不是很敏感, 特别是在股票市场火爆的今天更加如此。

我国真实货币需求在统计意义上, 只是表示为含有虚拟变量的对数GDP的滞后函数, 并不反映通货膨胀率的影响, 这是货币政策执行者需要注意的问题。

上述结论对我国十二五期间我国宏观调控部制定实施货币政策具有一定的参考价值。

摘要：为了有效制定相关货币政策来维持宏观经济稳定, 一国政府需要对其货币需求量进行深入研究。宏观经济学中关于货币需求量的研究涉猎很广, 既涵盖国民收入确定、经济周期、经济增长等范畴, 也包括货币供求平衡理论。不过无论对一国货币供求平衡做出何种分析, 都不应脱离对其货币需求量的定量分析, 否则任何理论都难免一纸空谈。本文拟沿着当今主流经济学家关于“货币需求决定于国内生产总值、利率”等变量的思路, 对我国1980-2010年的货币需求进行定量分析, 并据此对我国2011年的货币需求量进行预测。

关键词：货币需求,国内生产总值,利率

参考文献

[1]庞浩.计量经济学[M].北京:科学出版社, 2006.

[2]殷孟波.货币金融学[M].北京:中国金融出版, 2004.

[3]米什金.货币、银行和金融市场经济学[M].北京:北京大学出版社, 2002.

中国货币发展分析 篇5

【关键词】中央银行  货币政策  通货膨胀率  中介目标

一、引言

货币政策是一个中央银行通过调控货币供应量、利率和信用等方针和措施已达到宏观调控经济的重要手段。从凯恩斯提出货币政策理论开始，货币政策已经成为经济学家不断研究的重要内容之一，1976年诺贝尔经济学奖获得者米尔顿·弗里德曼通过实证分析得出扩张性的货币政策有助于减轻经济的负面发展①。本·贝南克（Ben Bernanke）和艾伦·布林德（Alan Blinder 1992）通过对货币政策效果的实证研究得出：可以把联邦基金利率这一重要指标作为调控美国经济的中药经济指标②。希姆斯在2007年使用格兰杰因果检验方法和脉冲响应分析表明货币供应量是GNP的格兰杰原因，总产出对货币政策的响应呈现驼峰形态，波动性大，并且具有一定的时滞性③。而我国从改革开放以来，由于影响经济发展的内外因素逐渐增加，使得央行不断的对货币政策中介目标进行研究调整，因此我国的经济学家也在不断地对货币政策的有效性进行研究。如高丽在对1996～2011年我国货币政策的有效性进行研究时表明我国货币供应量的可控性不断下降，其因素主要包括三个方面;基础货币发行的失控、货币流通速度不稳定、货币乘数的内生性④。而姚雷通过研究我国在受到国际金融危机影响后央行提出适度宽松的货币政策的有效性，他指出这些政策即保证我国经济的持续稳定也保证了我国能尽快走出危机的影响，并指出只有在货币供应量和利率同时使用的情况下才能促进经济的增长{5}。本文根据我国货币政策的中介目标主要以货币供应量为主，因此本文在变量的选取上有着重点，且由于从2007年美国金融危机的影响及我国经济体制改革的实行，在数据方面主要选取了2007～2015年这个阶段，这样能够更加说明货币政策对现今中国经济社会的有效性。

二、模型的构建{6}

VAR模型是向量回归模型的一种，不是建立在经济理论的基础之上的。因此本文在吸取前人经验的基础上也选取VAR模型作为本文的模型设定，对所选取的因变量和自变量进行相关性的检验分析，主要包括ADF平稳性，Granger因果检验以及脉冲响应分析等。其模型的具体形式如下：

（1）

其中，β0为截距，Yt为相关变量，β0…βn为相关变量的相关系数，εt为误差项。

三、指标及数据的选取

根据我国的货币政策目标即“保持币值的稳定，并以此促进经济增长”。也就是说，必须先保证物价的稳定，才能提经济增长，因此本篇文章为了检验我国中央银行货币政策的有效性，选取的指标主要包括（1）消费物价指数CPI;（2）国内生产总值GDP;（3）M2。在数据方面主要选取了我国2007年～2015年的季度数据进行分析，数据来源与Wind资讯和中华人民共和国国家统计局官网。

四、检验分析

（一）ADF检验

时间序列的平稳性检验是经济学进行实证分析中常用的检验方法之一，主要为了检验变量的平稳性情况，是进行其他检验的前提。本文主要利用了Eviews7.2和ADF检验来检验所选取样本数据的平稳性。检验结果如表1所示。其中原变量CPI、GDP、M2呈现不平稳的状态，因此对其原变量进行对数化和差分处理。ADF检验结果如表1。

表1

（二）协整检验

协整检验主要是为了检验变量之间是否存在协整关系，看其回归方程所描述的因果关系是否是伪回归。下面主要采用JJ检验进行分析。首先将上述变量用最小二乘法进行回归分析，得到（2007～2015）的回归方程的估计结果为：

（2）

根据上述所得的结果，我们可以得出模型中各变量间存在长期的均衡关系。

（三）格兰杰因果检验

按照美国著名计量经济学家格兰杰（Granger）的定义，只有先对两个变量之间因果关系进行检验之后，继续其他的如脉冲响应函数、方差分解等的检验才有可行性，研究的结果才准确。因此通过对GDP、CPI与M2之间进行格兰杰因果检验，我们可以发现M2能否CPI与GDP，CPI与GDP能否影响M2的进程或者两种机制同时存在。如图：

根据上图的检验结果来看：在5%的显著水平下，GDP、CPI和M2互相不是彼此的格兰杰因果原因，即：①M2的变化不能引起CPI的变动，同样，CPI的变动也无法引起M2的变动。②M2不能够引起GDP的变化，同样GDP也不能引起M2的变化。所以它们之间的关系不确定。

（四）脉冲响应分析

在格兰杰因果关系检验的基础上，我们利用脉冲响应函数，可以分析各个变量的外在冲击对其他变量的系统反应过程加外在冲击影响的持续时间长度和过程的收敛发散。我们运用脉冲响应函数分别分析了M2和CPI、GDP之间的反应机制分析结果如图所示：

从上图中我们可以分别得到：

根据脉冲响应分析表明我们可以知道：⑴货币供应量M2的变化在不会短期内会引起物价的上下波动，会有一个滞后期，在一段时间才能起作用达到政策目标，而且其引起的CPI物价指数变动幅度也较小，意味着政策时滞较长，政策效力较弱，难以达到稳定物价的目的。⑵M2的冲击在短期内没有造成产出的一个变化，但是经过一段时间，之后会刺激产出产生微幅的波动变化。

（五）方差分解

从上图中我们可以知道受货币供应量M2影响最大的变量是GDP，在12期时其值已经达到了60.50156%。而CPI只达到了25.41779%。因此从方差分解中我们知道最受货币供应量M2影响的因素是GDP，CPI也会受到很大的影响。

（六）实证分析结论

通过运用VAR模型、格兰杰因果检验、脉冲响应函数、方差分解对M2、CPI及GDP之间的关系进行实证分析可得出以下结论：

格兰杰因果检验。以货币供应量M2作为中介目标对物价指数CPI和国内生产总值GDP产生的作用有限。其作用的过程还具有一定的政策时滞，不会立刻产生作用，其政策产生作用的效力较弱。

脉冲响应分析。而货币供应量M2作为我国货币政策的中介目标的主角，对CPI和GDP的影响都不打，其作用效果不明显，换而然之，货币供应量对于调节我国经济变化的有效性不强。

五、结论

本篇文章主要利用了向量自回归模型的各种检验对我国央行的货币政策的有效性做了实证性的分析，根据上述结论表明，把货币供应量作为我国宏观调控经济的中介目标的效率是较弱的，对经济的影响不大，而且时滞性强，对于如何更有效的推进央行货币政策的有效性，主要有以下几点：

第一，建立更加完善的监控机制，现在的监控机制仅仅还局限与各个独立的市场，缺乏对经济、文化、社会等市场的综合监控管理，一旦出现经济动荡或经济危机，将不能把政府的相关决策传达到各个方面，使各个领域能够更好的协调，以致市场修复工作运行的缓慢。再加上如货币供应量的经济调控政策的实施存在一定的时滞性，因此为了避免效果大打折扣，加强政策沟通对于货币政策传导有重要作用。

第二，将货币政策的中介目标逐步从货币供应量转向利率，推进我国利率市场化的进行。现今我国对利率的管制还很严格，但是随着我国市场经济进程的加快，其中同业拆借利率已经市场化，而商业银行的利率也都规定了浮动范围，这些标志着我国走向市场利率化的进程是不可避免的。再加上货币供应量的调控实施存在一定的时滞性，最终降低了货币供应量中介目标的政策效应。因此我国货币政策中介目标从货币供应量向利率转变。

第三，逐步深化汇率制度的改革。现今我国的人民币已经走向国际化的舞台，成为又一个在世界范围内通用的货币，但由于我国的外汇官方储备在全世界是最多的国家，具有强大的外汇储备，这给我国设置一道受国外投资和热钱冲击的屏障保护，因此我国需改变以前的汇率制度，不断放松对外汇的管制，以减少外汇占款在基础货币中的比例，增加基础货币的外生性。

注释

①米尔顿·弗里德曼.安娜·J·施瓦茨.美国货币史[M].北京：北京大学出版社.2009：23-56.

{2}Bernanke B.S.A.S Blinder.The federal funds rate and thechannels of monetary Transmission[J].TheAmerican Economy Review，1992，（3）：30-34.

{3}郄欢.基于流动性波动下我国数量型和价格型货币政策有效性分析[J].山西：山西财经大学.2014：3-4.

{4}高丽.我国货币供应量中介目标的有效性分析[J].理论探讨.2012（5）：35-39.

{5}姚雷.国际金融危机影响下我国货币政策有效性研究[J].湖南：湖南师范大学.2010：30-35.

{6}张晓恫.Eviews使用指南与案例[M].北京：机械工业出版社，2007.

货币国际化的形势分析和中国选择 篇6

1 什么是货币国际化

货币,是人类商业文明最伟大的创造之一,也是人类经济社会兴起的必然产物。货币的发展从古至今经历了不同的阶段,但是不变的话,货币仍然是用来贸易交换和代表价值尺度的产物。而金融学的一大重要意义就在于货币的流通。

自从21世纪以来,经济全球化的不断发展,货币国际化的进程也在不断加快。何为货币国际化,是指货币能够在国内外流通计价,成为国际上普遍认可的货币的过程。就目前而言,美元、欧元和日元是国际社会上相对而言公认度较高的货币。

货币国家化存在一定的阶段性特征。第一阶段,经常项目下的国际收支实施自由兑换,私人部门因为商品和服务贸易等的交易需要,可以进行本外币的自由兑换,政府仅对其交易真实性进行检验和监测。到了第二阶段,资本项目部分可兑换,政府不限制私人部门的本外币兑换,目前世界上大部分国家的资本项目都可兑换,政府对外资本流动仅存在少量限制。第三阶段,政府会介入推动本币国际化进程,使更多的国家、地区和人民可以接受以本国国币进行交易、结算、投资或储备。第四阶段,货币完成了充分的可兑换,政府不限制跨国贸易和居民本外币的自由兑换。

同时,一个国家的货币要达到国际化货币的要求,还有很多的需求因素,其中最主要的四种需求因素,它们分别是:经济规模、贸易规模、通货膨胀率和汇率波动程度、金融结构的完善和货币可兑换性。

“新货币经济学”的理论告诉我们,在自由市场的条件下,国际货币的各种职能会互相分离,研究一个国家的货币是否具有成为国际货币的条件和潜能,就可以从价值尺度、交易媒介和价值储藏等职能出发。也就是说,一个国家的货币要想成为国际化的货币,其货币的职能也必须实现国际化的拓展和延伸。比如,在价值尺度方面,货币对于对内衡量国内的物价水平,对外衡量一般实际有效的汇率水平,同时保持一种相对的动态稳定。当然,货币在交易媒介和储藏手段等职能上也具有如上所述的国际化特征。

2 货币国际化的利弊分析

一个国家的货币成为国际货币具有诸多好处。其中我主要列举以下几点。

第一、可以享受国际铸币税。一般来说,每一个有效的政府能可以通过发行一国法定的纸质货币来向自己的公民换取纸币面值所代表的相同价值的实际经济资源,而生产这些纸币花费的价值则要远远低于货币的面值,从而去获得特定的超于生产成本的收益,就被定义为铸币税。也就是说,纸币的面值超于生产成本的部分都是本国可以获得的差价收益。货币发行国的通胀率和国际铸币税的收益是呈正比的,如果人民币成为了国际货币,也就表明中国可以无息从国外的储备国方获得贷款。

第二、当本国货币成为国际货币,就拥有了在国际金融体系中的话语权,拥有了超越本国货币政策发行国际货币权利的独立性,并且国际货币牵一发而动全身,可以通过发行的数量和政策来影响相应储备国的经济市场,从而使本国朝着有利的金融态势方向发展。这意味着掌握了国际社会一定的政治权利和经济权利。

第三、本国货币成为国际货币之后,可以为本国的外贸和对外投资活动取得很大的便利,对外经济贸易活动免于受到大幅度的国际汇率影响的风险。同时,国际资本的有序流动也会因为国际货币流通的成本降低而更加顺畅和便捷。因此,货币国际化可以方便发行国对外交往贸易,为实体经济和金融运行提供一个良好的金融外部环境。

第四、可以改善本国的贸易条件。根据IMF的研究指出,当一国际货币的流通性和认可度上升后,该单位货币能购买到的商品数量也会随之上升,这使得发行国在国际社会中的贸易量不断扩大,经济范围辐射度越来越广。此外,发行国银行体系中所提供的结算与支付的服务应用度与普及度也随之上升,为本国金融机构带来了新的业务收入。

第五、可以积极推动货币发行国建立国际金融中心。从19世纪的伦敦,到20世纪前期的纽约,再近观20世纪后期我们的邻国日本的东京,都通过了货币国际化树立了该城市成为国际性的金融中心,其金融产品影响市场的规模不言而喻。

但是同时,国际化货币所带来不都是有利的因素,也存在着很大的风险因素。

首先,随着金融市场联系的不断加强,货币国际化的进程更容易使本国国内经济与世界经济的联系更加密切,拿中国来说,国际金融市场的动荡很有可能对中国金融市场产生毁灭性的打击,如果人民币的实际汇率与名义汇率相差过大,或是即期汇率和远期汇率出现了较大的偏离,国际投资者都存在套利的机会,短期资本流动率大,都可能会使得中国在这场货币战争中兵败如山倒,金融市场混乱,从而殃及到国之根本。

其次,会增加宏观调控的难度。当一国的货币成为足以影响世界金融格局的国际性货币时,货币发行国的中央银行对货币政策的执行效果就会减弱,本国控制货币,调控国内经济的力度和强度也会随之下降。国际货币拥有了超越本国货币政策的性质后,国内的货币均衡问题将会更加突出,实施货币政策时也自然会受到国际上的货币持有率的限制,国际上持有该货币的数量越多,国内金融政策执行的难度就越大。

最后,国际化货币现金管理和监测的难度也会增加。货币国际化后,流通于境外的货币现金的监测较难,本国中央银行对于货币现金管理的难度也会随之上升。同时由于整个世界的金融市场体系的国界性较强,货币现金的跨境流动可能会加大一些非法活动的空间,如走私、赌博、贩毒等活动的出现,不仅会增加反假币、反洗钱等工作的困难,而且会影响本国金融市场的稳定。

总而言之,从长远上来看货币国际化的影响是利大于弊的,这也可以从美元、欧元等国际化的案例中可见一斑,拥有了国际货币的发行权,就意味着有能力影响甚至处理国际事务的经济利益和政治利益。

3 目前国际化货币的类型和形式

大家都知道,目前公认的国际货币主要是美元、欧元和日元这大三货币,其中美元的公信力是最高的,这除了本身美国最强的经济实力之外,还包含了很多历史因素。

美元的国际化程度最高,在国际经济、贸易和金融活动中使用也最为普遍,是世界第一大货币。但美元成为全球性的支柱货币其实是历史的选择,它依赖的是一个全球性的货币汇率制度——布雷顿森林体系的建立,而支持这一体系的基础恰恰是美国强大的政治经济实力。

美国国际化的路径可以概括为:二战后布雷顿森林体系确定了美元等同于黄金的地位,奠定了其国际储备货币的基础,而20世纪后期布雷顿森林体系逐渐解体之后,美元由于长期以来的存量优势和在世界货币体系中建立的优势地位,都使其仍然在国际社会上拥有举足轻重的力量,而美国近年来的国际政治经济实力的持续强大也为美元这一国际化货币进行了很好的巩固。

然而美元国际化的模式具有历史的特殊性,它处于国际金本位制度向现代信用货币制度的过渡环节,历史选择了美元,在二战后期将近三十年的时光里,美元成为了世界上唯一国际性国币,影响力大且深远,这是其他任何货币都望尘莫及的,这也是今天为止美元依旧是世界上最具有影响力的货币所具有的优势。

下面来谈谈欧元。欧元的国际化就相对简单,1994~1998年,欧盟诞生之后,不断为欧元的发行准备相应的法律制度;1999年之后,欧元区各国开始使用欧元计价和支付,欧元成了欧元区各国的法定货币之一,仅在10年内完成了国际化进程,是信用货币国际化进程最短的。

欧元的成功为世界各国其他货币的国际化提供了一个新的范例,有时候当我们很难推行一国货币国际化的时候,可以采用几个地区之间的经济联合乃至政治联合,以相近的文化作为连接纽带,发行同一个让渡货币,也可以取得成功。

日元的国际化又包含了一些新的特点。日元是真正通过金融深化与发展而形成的国际化货币,虽然其影响力不如美元和欧元深远,但是也在国际上产生了不小的力量。日元通过外汇自由化、贸易自由化、经常账户自由化、资本流动自由化、利率与金融市场的自由化来增加境外日元的流通率,而同时,境外日元市场的发展也会倒逼日本国内金融体制发生新一轮的变革,进一步促进日元国际化。上个世纪80年代到90年代,日元币值平稳上升,这也是日本经济综合实力上升的具体表现。

通过以上三种不同货币国际化的进程,我们不难发现,虽然,世界三大货币的国际化道路各有不同,但是它们的本质是相同的,他们的发展基础离不开货币本国的综合实力尤其是经济实力的影响。它们为货币国际化提供了范例和一些借鉴的经验,但中国在推行人民币国际化的时候仍然要求同存异,坚持具体问题具体分析。

4 人民币的国际化进程及中国的选择

今天我们讨论的是当今货币国际化的形势,从中也可以看出中国政府是否应该加入到推动人民币国际化的进程中来,而我们判断是否合适的标准在于宏观环境能否给人民币国际化提供有利条件。21世纪以来,由于市场选择的结果,人民币已显现出国际化趋势,在周边国家的流通密切,并向世界部分发达国家或地区流通。基于这种趋势,中国政府在2008年之后出台了一系列政策使其国际化的进程加快。

而我之所以认为这种强力推动是合适的,有以下三方面原因。

其一,中国国内金融市场自身发展的良好条件为人民币国际化做好了基础准备,这也是判断人民币国际化是否过硬可行的主要标准。首先,中国近三十年来,都保持着经济的快速发展,2010年超过日本成为世界第二大经济体,2014年经济总量高于美国成为第一大经济体。强大的经济实力并保持宏观经济稳定是实现货币国际化的根本保证。其次,中国不断建立健全功能完善的外汇市场和离岸金融市场。自2007年首支人民币债券在香港登陆后,人民币债券被广泛推行,总额超过200亿人民币。2008年,中国正式在香港设立汇率司,积极发展人民币离岸市场,积极推动人民币区域化的进程,加快建设外汇金融市场。从离岸市场看,该项试点的首要目标似乎是鼓励香港境内的贸易公司加大与内地企业的经贸往来。目前香港的部分企业和个人在当地拥有人民币账户,香港也建立起了一套基本的人民币结算系统,允许部分银行进行人民币清算。

其二,人民币区域化的进程有利于推进人民币国际化。一般来说,货币区域化是其国际化进程中的一个重要阶段,当前,人民币在国际社会上具有越来越高的认可率,很多国家开始支持用人民币进行支付和结算,甚至成为了某些地区的硬通货。尤其在东南亚地区,人民币可以与越南、朝鲜、缅甸等边境国家进行货币自由兑换,成为了一种事实上的区域性货币。另外,2005年后“银联卡”在欧洲及其他地区广泛开通使用,而随着现代电子商务的发展,阿里巴巴集团的支付宝等网上支付手段也被更多国家所接受。自2008年,中国先后与俄罗斯、韩国、马来西亚等地区签署了双边货币的相关协议,中韩两国更是通过本币互换提供规模为1800亿元的人民币短期流动性支持。人民币区域化的进程正在不断加快,为国际化奠定基础。

其三,从外部的国际因素来看,当外部经济创造了可能性的条件后,人民币国际化也面临一个发展的新契机。2008年金融危机从经济基础和政府信用两方面造成了美元本位制基础的松动,而2008年中国依靠其自身的经济实力和稳定有利的政治调控实现了国内生产总值8%的增长;随后在2013年爆发的欧债危机中,中国又保障了人民币币值的相对稳定,让各国看到了另一种国际稳定货币出现的希望。

综上所述,货币国际化是一个国家经济与综合实力发展的必然诉求,中国应当支持推动人民币国际化。

参考文献

[1]白晓燕,邓明明.货币国际化影响因素与作用机制的实证分析[J].数量经济技术经济研究,2013(12).

[2]尹恒.新货币经济学的理论构想及其可行性[J].经济学动态,2004(8).

[3]陈学彬,李忠.货币国际化的全球经验与启示[J].财贸经济,2012(2).

中国货币发展分析 篇7

目前虚拟货币有几十种, 当前应用较多的是腾讯Q币、百度币、网易点币、新浪U币、G币、盛大点券、魔兽币、天堂币等。在大中城市的大部分电脑商店、手机充值卡销售点、网吧, 甚至有些报刊亭, 都代售网络虚拟货币。现在市场上见到的网络虚拟货币规格比较全, 主要有5元、10元、15元、30元、50元等种类。腾讯Q币是一种可在腾讯网站统一支付的虚拟货币, 可通过购买Q币卡、电话充值、银行卡充值等方式获得, 可用来支付QQ的所有服务, 兑价是1Q币=1元人民币, Q币在使用时的兑换比例是1元=1Q币=10Q点=100CF点, 目前中国使用最广泛、普及率最高, 网络最知名。百度币由百度公司针对个人用户在互联网上消费而推出的唯一虚拟货币, 每一位百度注册用户拥有唯一对应的“百度币账户”, 可以保存、管理自己所拥有的百度币, 兑换比例是1百度币=1元人民币, 可在百度影视看电影、百度传情通信、下载收费歌曲, 在百度子公司消费。网易点币是通过“网易充值一卡通”充值的一种虚拟货币, 分为实体卡、卡密、直充卡三种。新浪U币是在新浪网流通的虚拟货币, 可通过银行卡、固定电话、手机、神州行充值卡等方式购买, 兑换比例是1元 (人民币) =1U币, 可用于购买新浪读书、UC、财经、星座、游戏等产品提供的增值服务。G币是在17173网络平台上使用的网络虚拟货币, 可以购买17173的游戏服务、阅读电子书刊、享受高速下载和在线杀毒等。盛大点券是存在于盛大通行证下的现金点券, 是一种在盛大网站上使用的虚拟货币, 1元人民币可以充值100个盛大点券, 兑换比例是人民币1元=盛大点券100, 充值方式有转账、代充、盛大卡、网上银行、手机固话、网点等。联众币是联众公司推行的一种虚拟货币, 可以购买和消费联众世界的各种商品及收费服务, 兑换比例是10元=100个联众币, 充值方式有银行卡、神州行充值卡、联众充值卡、声讯电话、宽带账号和手机钱包, 可购买联众会员、联众标志、联众秀、大型网游的游戏点、游戏道具等各种联众商品、参加联众比赛等。

2 中国网络虚拟货币的属性分析

2.1 中国网络虚拟货币的功能属性分析

(1) 网站内储值功能。不论采用充值卡、银行卡、还是手机固话、电子钱包等, 只要是网站规定的方式, 将人民币兑换为网络虚拟货币后, 以个人账户为标志存储在网站的虚拟货币系统中。形成了一种可以在网站中支付、流通、使用的货币。

(2) 网站内支付功能。虚拟货币的确解决了在一个网站上的购买、服务等小额支付问题。在网站的范围内起到了货币的支付功能。方便了网站的注册者, 节省了支付的时间, 减少了支付的手续, 降低了支付的费用。

(3) 网站内流通功能。通过注册账户在网站中网络虚拟货币的充值、购买, 形成注册者的虚拟货币, 注册会员使用站内虚拟货币, 支付相关服务、购买游戏装备、参考有奖活动等, 实现了网站内的流通功能。

(4) 网站内奖励功能。有些网站, 利用虚拟货币开展各种站内奖励活动, 或直接奖励虚拟货币, 或奖励虚拟级别等, 以此来吸引网民注册, 增加注册会员和提高网站的点击率。有些网站, 通过虚拟货币或者虚拟奖励, 刺激会员在网站中进行大量的操作, 以此来提升点击率。虽然流量仍然是大多数网站最为看重的指标之一, 但是会员在网站中的活跃度越来越受到人们的关注。通过奖励的网站中的虚拟货币, 注册会员就会积极地使用和参与网站中的活动, 留住会员。

2.2 中国网络虚拟货币的法律属性分析

《中华人民共和国中国人民银行法》第20条规定“任何单位和个人不得印制、发售代币票券, 以代替人民币在市场上流通。”因此, 网站自行发行的虚拟货币是不合法的。网络虚拟货币的交易、支付、流通在中国也严格受到法律的控制, 在《关于进一步加强网吧及网络游戏管理工作的通知》中规定“中国人民银行要加强对网络游戏中的虚拟货币的规范和管理, 防范虚拟货币冲击现实经济金融秩序。要严格限制网络游戏经营单位发行虚拟货币的总量以及单个网络游戏消费者的购买额;严格区分虚拟交易和电子商务的实物交易, 网络游戏经营单位发行的虚拟货币不能用于购买实物产品, 只能用于购买自身提供的网络游戏等虚拟产品和服务;消费者如需将虚拟货币赎回为法定货币, 其金额不得超过原购买金额;严禁倒卖虚拟货币。违反以上规定的, 由中国人民银行按照《中华人民共和国中国人民银行法》第32条、第46条的规定予以处罚。”

2009年6月26日文化部、商务部联合发文《关于加强网络游戏虚拟货币管理工作的通知》, 对中国网络游戏虚拟货币相关内容作出规定, 网络虚拟货币从此以后合法。网络游戏虚拟货币, 是指由网络游戏运营企业发行, 游戏用户适用法定货币按一定比例直接或间接购买, 存在于游戏程序之外, 以电磁记录方式存储于网络游戏运营企业提供的服务器内, 并以特定数字单位表现的一种虚拟兑换工具。网络游戏虚拟货币用于兑换发行企业所提供的指定范围、指定时间内的网络游戏服务, 表现为网络游戏的预付充值卡、预付金额或点数等形式, 但不包括游戏活动中获得的游戏道具。严格市场准入, 加强对网络游戏虚拟货币发行主体和网络游戏虚拟货币交易服务提供主体的管理。

2.3 中国网络虚拟货币不同于法定货币的分析

(1) 发行特殊性。中国法定货币是人民币, 发行权属于央行, 而网络虚拟货币发行权属于网站。网络虚拟货币发行量, 没有控制, 一般由网站根据网站虚拟货币支付、流通和商务所需而确定。

(2) 职能有限性。法定货币具备价值尺度、流通手段、贮藏手段、支付手段、世界货币五种职能。而网络虚拟货币承担在发行网站的价值尺度职能和流通手段职能, 是用于本网站支付的等价物。

(3) 流通范围界定性。网络虚拟货币一般在发行网站流通和使用, 在其他网站不被认可, 分文不值。

(4) 风险不确定性。与法定货币由央行发行, 国家承担信誉保证和货币风险不同, 网络虚拟货币由网站发行, 其货币流通、支付、储值等风险, 只有网站承担。因此, 网络虚拟货币一旦出现问题, 购买和持有者的权益将难以保证。

3 中国网络虚拟货币的监管研究

3.1 建立网络虚拟货币监管机构

规范网络虚拟货币, 对网络虚拟货币的发行、交易、使用、兑换进行监管, 迫切需要建立一个监管的机构。从中国的网络发展长远考虑, 网络虚拟货币作电子货币的一种来规范和管理是比较科学的, 将网络虚拟货币纳入我国货币供应的监管范围。所以, 可以在中国人民银行设立电子货币 (包括网络虚拟货币) 监管局, 统一管理中国的包括网络虚拟货币在内的电子货币。

3.2 网络虚拟货币发行监管

网络虚拟货币的发行, 包括发行名称、种类、数量、办法, 都应该由专门机构来监管、控制, 规范网络虚拟货币的发行是网络虚拟货币走向规范化、法制化的第一步。人民币是中国法定货币, 央行根据国家政策发行, 数量受到限制。目前网络虚拟货币由网站自行发行, 没有任何限制, 长此发展, 必生混乱, 造成对人民币的代替, 对金融、经济秩序的冲击。所以, 对网络虚拟货币发行的监管是十分必要的。

3.3 网络虚拟货币交易监管

网络虚拟货币之所以会受到网站的喜爱, 乐意发行, 是因为最大的优势在于能够兑换、交易。也正是此因, 网络虚拟货币隐匿风险, 监管不严, 将会造成金融、经济秩序的问题。网络虚拟货币的交易, 包括兑换比例、购买方式、储存系统、支付范围、流通用途等环节和内容。目前, 只有不能兑换回人民币是有明确的法律规定, 其他方面均无法律依据。不仅如此, 网络虚拟货币的交易, 还涉及虚拟财产保护、网络税收征管、网络虚拟货币交易量监控、网上交易监管等方面的问题。这一系列内容和问题, 都应该进行监管。

3.4 网络虚拟货币使用监管

网络虚拟货币发行后, 在网站中的使用, 各网站规定不同, 大体上用于支付网站的服务和购买商品, 购买游戏的装备、道具等用品。网站中网络虚拟货币的使用范围、价格 (购买比例) 、购买数量等, 都由网站确定。现在有些网络虚拟货币的的使用范围, 已经超过了原发行网站的范围, 在其他网站也能使用 (支付、流通) 。如果任其发展, 将有可能形成“网络硬虚拟货币”。因此, 网络虚拟货币的使用也是监管的一个重要方面。

3.5 网络虚拟货币兑换监管

网络虚拟货币的兑换, 分为人民币兑换网络虚拟货币, 以及网络虚拟货币兑换人民币两种方向。网站发行网络虚拟货币时, 自行确定其网络虚拟货币与人民币的兑换比例, 所以现在形成了不同网站的网络虚拟货币与人民币兑换的比例不同的状况。网站在发行网络虚拟货币时, 一般不允许网络虚拟货币向人民币的反向兑换。但是, 目前一些网站和平台已经出现销售或叫卖网络虚拟货币的现象。网络虚拟货币兑换的监管, 就是要在人民币兑换成网络虚拟货币环节, 以及网络虚拟货币兑换回人民币环节, 进行控制和管理。

参考文献

[1]张磊.网络虚拟货币本质及其监管[J].商业时代, 2007 (4) .

[2]国家税务总局《关于个人通过网络买卖虚拟货币取得收入征收个人所得税问题的批复》 (2008年10月30日) , http://tech.sina.com.cn/i/2008-10-30/10582545381.shtml.

[3]郑磊.评述:网络虚拟货币的命运与前景[D].中国计算机报, 2006-09-25.

中国货币发展分析 篇8

关键词：股票市场,货币政策,传导机制,财富效应

一、引言

资产价格与货币政策的关系日益紧密, 资产价格往往有可能对实体经济产生巨大的影响, 资产价格由膨胀到崩溃的急剧变化很可能引发长时间的经济衰退和通货紧缩。此次美国次贷危机因房地产市场价格泡沫破裂而爆发, 并蔓延引发了全球性金融危机和经济衰退。在此期间, 中国A股在2007年10月16日达到6 124.04点的历史高点, 但到2008年10月竟跌至1 700多点, 跌幅逾70%。股市暴跌, 引发了政府该不该救市的激烈讨论。

现代金融理论认为, 在金融市场比较发达的条件下, 股票价格是货币政策传导的一个重要渠道。但中国作为一个市场经济体制的转型国家, 证券市场的发展还很不成熟。现阶段, 中国证券市场的货币政策传导机制究竟如何, 本文试图通过实证分析对此作一定的探讨。

二、货币政策资产价格传导机制理论

货币政策传导机制是指中央银行运用货币政策工具影响中介指标, 进而最终实现既定政策目标的传导途径与作用机理。依据货币政策的不同传导渠道, 可分为利率传导机制、资产价格传导机制、信用传导机制和汇率传导机制。资产价格渠道主要是通过企业的投资效应、家庭的财富效应、非对称信息、预期效应来实现的。

1. 企业的投资效应渠道。

托宾的q理论中的q值是指企业市值与资本重置成本的比值。如果q值较高, 则意味着新的厂房和设备成本相对于股票市场价格更为低廉, 企业进行实物投资, 增添新设备, 扩大生产规模可以获得更大的收益。扩张的货币政策导致股价的上升, q值增大, 从而刺激投资增加, 最终引起总需求扩张以及产出增加。M↑==>P↑==>q↑==>I↑==>Y↑

2. 家庭的财富效应渠道。

莫迪利安尼的生命周期理论认为:一个消费者的消费安排取决于其终生收入, 而不是取决于本期收入。金融资产是消费者终生收入的重要组成部分, 而普通股又是金融资产构成中的重要组成部分。扩张的货币政策引起股票价格的上涨后将促使家庭的财富增加, 消费者的终生收入相应增加, 消费支出随之增加, 最终促进产出增长。M↑==>P↑==>消费者终生收入↑==>C↑==>Y↑

3. 非对称信息渠道。

货币政策影响股票价格, 股票价格的上升提高了企业净值, 使企业逆向选择和道德风险减少, 银行的放贷增加, 从而使得投资和产出增加。M↑==>P↑==>企业净值↑==>逆向选择↓==>道德风险↓==>贷款↑==>I↑==>Y↑

4. 预期效应渠道。

在经济繁荣时, 资产价格上升, 经济主体对经济的发展持乐观态度, 投资规模增加。在资产价格下降的时候, 经济主体对经济的发展持谨慎态度, 投资规模的增长受到限制。

三、近年来中国货币政策金融资产价格传导的实证检验

1. 指标选取与数据说明。

本文分别用M2、C、I和SZ分别表示货币供应量、全国消费品零售总额、固定资产投资完成额、上海综合指数的月末收盘指数。对各时间序列分别取对数以消除可能存在的异方差。本文采用月度数据, 样本区间为1995∶01~2008∶12。其中, 由于每年1月末固定资产投资完成额的数据缺失, 为了不影响数据的完整性, 采用1—2月份累计数的平均数作为1月末的样本数据 (数据来源于中国经济信息网、《中国统计年鉴》、上海证券交易所网站) 。

2. 单位根检验。

利用Augmented Dickey-Fuller test对时间序列ln (M2) 、ln (C) 、ln (I) 、l (SZ) 进行单位根检验。根据E-VIEWS5.0软件检验结果表明:四个变量都是非平稳序列, 具有时间趋向。但其一阶差分序列在1%、5%显著性水平下是平稳序列, 即四个变量均是一阶单整序列。

3. 协整检验。

协整关系的基本思想是, 如果两个或两个以上的时间序列变量是非平稳的, 但它们却存在一个平稳的线性组合, 表示一种长期的均衡稳定关系。

由单位根检验可知, 四个变量都是一阶单整的, 它们之间可能存在协整关系。协整检验结果如下:零假设为没有一个协整关系时, 变量lnM2和lnSZ的迹统计量55.66371>5%水平临界值20.26184, 变量lnSZ和lnI的迹统计量28.85015>5%水平临界值20.26184, 均拒绝原假设。当零假设为至多有一个协整关系时, 变量lnM2和lnSZ的迹统计量7.475508<5%水平临界值9.164546, 变量lnSZ和lnI的迹统计量7.098479<5%水平临界值9.164546, 均接受原假设, 说明在5%显著性水平下, M2与SZ之间存在一个协整关系, SZ和I之间存在一个协整关系。零假设为没有一个协整关系时, 向量lnSZ和lnC的迹统计量16.85695<5%水平临界值20.26184, 接受原假设, 说明在5%显著性水平下, SZ和C之间不存在协整关系。

4. 因果关系检验。

在存在协整关系的基础上, 利用因果分析 (Granger Causality Test) 对这种关系是否构成因果关系进行研究。格兰杰检验结果如下:零假设为M2不是SZ的格兰杰原因、SZ不是M2的格兰杰原因、I不是SZ的格兰杰原因时, F统计量分别为0.00834、1.33404、1.35897, 零假设成立概率分别是0.92737、0.24990、0.24554, 均接受原假设。零假设为SZ不是I的格兰杰原因时, F统计量为5.40470, 零假设成立概率是0.02141, 拒绝原假设。

故M2和SZ之间不存在格兰杰因果关系, 而SZ和I之间存在单向格兰杰因果关系, 即SZ是I的格兰杰原因, 但不是SZ的格兰杰原因。

5. 实证结论。

以上实证检验了中国股票市场的货币政策传导效应, 可得出以下结论。

第一, 在现阶段, 中国金融资产价格在货币政策传导机制中存在阻滞, 即央行的货币政策在第一阶段不能通过货币供应量有效传导至证券市场影响上证综指。第二, 股票价格水平与投资支出之间存在长期的协整关系。第三, 股票价格水平与消费水平之间不存在长期协整关系, 即没有财富效应。

四、原因分析及建议

由上述实证分析表明目前中国的股票市场尚未成为货币政策有效传导的一条渠道, 主要原因有:

1.中国资本市场发展水平低, 货币市场和股票市场的相关性不强。中国上证综指自1997年至今出现了几轮牛市和熊市的周期。第一个周期是从1997年股市的下跌低迷至2000年的逐步回暖。第二个周期是2001的股市下跌以及长期低迷, 至2005年逐步升温并非理性的持续上涨至2007年的最高点。第三个周期是2008年以来的股市暴跌。中国货币供给量M2的走势一直很平缓, 相比上证综指的巨大波动, M2的变化对上证综指几乎不能起到作用。固定资产投资波动较小, 在2003—2005年的增速较大, 在2004年的增速高达37.47%, 但此时的上证综指处于低迷状态。而在2006—2007年的股市大牛市阶段, 固定资产投资增速相比2004、2005年有所放缓, 说明固定资产投资和上证综指在有些年份是呈现反向关系的。在股市低迷时, 政府只能采取控制股票上市规模、降低印花税等权宜之计试图推动股市的上涨, 扩张货币政策的货币供给增量很难通过股票市场渠道传导。

2.目前, 中国银行间接融资仍然占据主导地位, 股票直接融资的比重很低, 股票市场在全社会固定资产投资中的比重较低。

3.理论分析中财富效应渠道有两个假定条件。第一假定金融市场是完善的, 第二假定金融财富在居民总财富中占较大比例, 金融财富的变动会使居民总财富有较大的变化。但目前, 中国股票市场发展还很不规范, 金融财富占居民总财富的比重还比较小。财富效应渠道实现的前提条件在中国现实情况中得不到满足。

在现阶段, 中国应不断深化和发展证券市场, 以期更好地实现金融资产价格在货币政策传导机制中的作用。

第一, 加快货币市场建设, 打通货币市场和证券市场的联系, 使资金在整个金融市场内自由流动, 使股票市场成为传递货币政策信号的一个重要载体, 积极推进培育股票市场货币政策传导机制相关条件建设。

第二, 中国证券市场建立之日起, 股市的一个重要功能就是筹集资金, 通过股市发展来促进国有企业股份制改革。但由于历史的原因, 中国股票市场的筹资功能还没有真正发挥作用, 国有企业的行政色彩浓厚, 不是完全以追求利润最大化为目的的经济个体。而且由于股票价格的失真, 不能真实反映上市公司的经营状况和业绩, 严重影响投资者和银行房贷部门的预期和决策。所以必须规范股票市场, 加大国有企业治理结构的改革力度, 同时引导商业银行正确处理风险防范和信贷关系, 疏通q效应传导渠道。

第三, 疏通财富效应渠道。推动股票市场的市场化改革, 健全股票市场的监管机制和服务机制, 加强有关信息披露、审计等方面的工作, 切实保护投资者特别是中小投资者的权益;健全股票市场参与机制和优胜劣汰的退出机制, 确保上市公司的质量, 使得股票市场价格的变化能够真正反映上市公司的业绩, 弱化投机和“跟庄”。使投资者特别是中小投资者能够真正感受到股价上涨对其总财富的影响, 并形成良好和稳定的预期, 从而影响其消费。

我们认为, 中央银行货币政策的首要目标是稳定物价, 防止通货膨胀, 在股票市场完善的前提下, 央行关注资产价格变化, 将金融资产价格作为参考指标, 从而有效发挥金融资产价格的指示器作用。

参考文献

[1]李学峰.中国股票市场财富效应微弱研究[J].南开经济研究, 2003, (3) .

[2]刘忠勋, 张英杰.股票市场对货币政策传导机制影响的实证分析[J].商场现代化, 2005, (4) .

中国货币发展分析 篇9

自20世纪90年代以来, 全球经济金融结构演变的一个突出趋势是以股票市场为核心的证券市场得以持续发展。目前, 在发达国家, 股票市场的市值已经接近或超过GDP的水平, 约为92%, 英国、日本等股票市场的市值占当地GDP的比例均超过了100%, 美国的股票市值已经达到GDP的150%以上, 韩国和印度市场也分别达到88%和70%。随着世界范围内股票市场规模的不断扩大, 对经济发展的影响也越来越大, 这种影响可能是正面的影响, 也可能是负面的影响。

当前, 国内大部分研究侧重于货币政策与股票市场短期反应之间的关系、股票市场如何反向地影响货币政策、宏观经济稳定、金融稳定以及中央银行是否应该干预股票市场等, 而对于最基本的问题即货币政策是否影响以及如何影响股票市场, 国内学者很少涉及, 但这个问题对于货币政策传导机制却至关重要, 它不仅关系到货币政策传导机制是否考虑股票市场, 而且关系到货币政策制定者有没有能力干预以及如何干预股票市场。

二、国内外研究现状

(一) 国外实证研究现状

国外早期的实证研究主要倾向于用图表和简单回归方法分析货币供应量和利率与股票价格之间的关系。Homa and Jaffee (1971) , 用回归分析方法得出, 货币供应量与利率变化总是领先于股票市场指数变化一定时段, 因而滞后的货币供应量与联邦基准利率数据可以用来预测未来股票收益。然而, 这一结论与后来的有效市场理论相冲突, 有效市场理论认为, 当期的股票价格能够反映所有可以得到的信息, 如果投资者是理性的, 他们会及时调整自己的资产组合, 使得市场总是能够保持一种出清的状态, 没有超额收益的存在。因此, 货币政策的变动并不能成为预测股票未来收益的依据。随后的研究发现, 过去货币供应或利率的变化对于股票未来的收益并没有预测价值, 而是一种相反的格兰杰因果关系, 即股票收益是货币供应和利率变动的格兰杰原因 (Rogalski and Vinso, 1977) 。

(二) 国内研究现状

西方发达国家的经验研究证明, 中央银行确实能通过货币供应量和利率等各种手段影响股票市场。而我国市场经济体系发展不完善, 特别是股票市场起步只有十多年, 中国特色浓厚 (股权分置、市场主体国有等) , 国内学者的研究认为, 股票市场的发展壮大改变了过去货币政策传导单纯依赖金融机构贷款的局面, 形成了货币政策的新渠道, 中央银行可以对股票市场施加影响以调控经济。

钱小安 (1998) 用静态回归和方差分解方法对1994年3月至1997年2月间的货币供应量和股票价格之间的相关性进行了考察, 发现沪指、深指与M0同向变化、与M1无关、与M2反向变化, 相关性较弱, 且不稳定, 认为预期因素在股价形成中更重要。唐齐鸣 (2000) 仔细考察了7降息之后深圳股市和上海股市的指数变化, 认为中国股票市场对降息具有一定的敏感性, 并且各次降息的效果不一样, 降息有时反而引起股价下降。蒋振声、金戈 (2001) 发现, 同业拆借市场利率与上海股市价格有反方向的联动关系。孙华好 (2003) 发现, 所有货币数量 (M0, M1, M2) 对股市都没有影响, 但央行的利率变量在1993年6月至2002年10月对股价产生了显著的影响。

(三) 本文的论点

相比于当前国内外的理论研究, 本文侧重于对中国货币政策传导机制的有效性的研究。原因是由于我国金融机构的不健全, 往往一些理论上成立的机理在现实中却未必有效, 更甚至是与经济学原理相反。比如, 存款准备金率一向被人们称之为货币政策工具中的“巨斧”或“猛药”, 以形容其威力之大。因此, 理论上历来主张央行要慎用或少用准备金率这一工具, 不能进行频繁的调整。但近年来, 我国央行大胆突破了理论上的禁忌, 将准备金率作为一种常规工具来使用, 仅在2006年7月到11月间就三次上调了准备率。然而, 准备金率的频繁调整, 总的来看, 却并未对金融与经济造成大的冲击, 其影响较为温和。由此可见, 对于我国中央银行是否有能力干预金融市场, 中央的政策效用究竟有多大的实证研究是十分必要的。所以, 本文将研究重点置于长期货币供应量与金融市场的关系。

三、实证分析过程

(一) 样本数据选择

经验分析中我们采用股票市场流通市值Nc代表股票价格水平, 与上证和深证指数相比它更全面, 与整个股票市值相比它更贴近我国实际;采用广义货币供应量的年终值, 样本区间为1992年到2004年。其中的数据均来自于《中国统计年鉴2005年卷》;Nc的数据来自于《中国证券期货统计年鉴2005年卷》。

按照一般经验分析的惯例, 在进行具体分析之前, 要先对原始数据进行预处理, 即分别对上述变量取其自然对数, 得到ln Nc和ln M2。

(二) 单位根检验

一般而言, 几乎所有表示绝对量指标的宏观经济变量都是非平稳的, 具有时间趋势。因此, 在进行具体的经验方程估计和相关检验之前, 通常都需要进行单位根检验, 消除“伪回归”, 以考察经济变量是否具有时间趋势, 进而确定是否有必要采用协整分析方法。本文中我们采用常用的统计量ADF, 使用计量经济软件Eviews3.1, 分别对M2和Nc进行单位根检验, 检验结果见表1。

注:ln Nc、ln M2代表Nc、M2的对数, Dln Nc、Dln M2代表其一阶差分。ln Nc、ln M2和Dln Nc临界值的置信区间为5%, Dln M2的临界值的置信区间为10%。

从表中不难看出, 广义货币供应量和流通市值的水平变量均是非平稳的时间序列, 具有时间趋势, 但它们的一阶差分却是平稳的, 于是, 我们可以认为, 广义货币供应量和流通市值都是一阶单整的, 即是I (1) 的, 对这两个变量进行回归将可能导致伪回归现象, 所以, 我们应当对他们进行协整检验。

(三) 协整检验

协整关系检验是近年来发展起来的一种处理非平稳数据的有效方法, 其基本思想是:如果两个 (或两个以上) 时间序列是非平稳的, 但它们的某种线性组合却是平稳的, 则这两个 (或两个以上) 变量之间存在协整关系或长期均衡关系。协整检验有多种方法, 本文中我们采用Engle-Granger法。

首先, 对广义货币供应量Nc和流通市值Nc的对数形式ln Nc、ln M2进行进行协整回归。结果如下:

同时, 我们计算并保留et (均衡误差估计值) 。

最后, 用ADF检验et的平稳性。结果如表2。

结果显示, 广义货币供应量和流通市值之间存在协整关系。这表明, 流通市值与广义货币供应量之间有长期的相关关系。由此可以推断货币供应量可能对股票流通市值有影响, 之所以说可能是指由于协整关系只能说明两个变量之间至少有单向的因果关系, 并不能具体指出何为因、何为果。因此, 需要进一步检验股票价格水平与消费支出之间的因果关系。

(四) Granger因果关系检验

对于流通市值和广义货币供应量之间的因果关系检验, 即判断何为因、何为果, 我们采用非平稳序列下的Granger因果检验法进行分析检验, 其结果见表3。

由表3我们可以明显地看出, ln M2是ln Nc的Granger原因, 而ln Nc不是ln M2的Granger原因。这说明, 广义货币供应量和股票市场流通市值之间仅存在着单项因果关系, 即广义货币供应量有能力解释流通市值变化的原因, 究竟解释能力如何, 我们还要对两者运用最小二乘法进行回归分析。

(五) 回归方程分析

对ln Nc和ln M2用最小二乘法进行回归分析, 我们可以得到回归方程如下:

其中各个系数都可通过t检验, F统计量十分显著, 且拟合优度较好。通过White检验, 方程中并不存在异方差性。唯一的问题是DW统计量为0.873, 不能判断是否具有自相关, 有必要对其进行进一步的检验。我们用Ljiung-Box Q统计量检验发现回归方程可以通过Ljiung-Box Q统计量检验, 说明不存在一阶或是高阶自相关。

所以上述方程R2=0.8577, 说明其拟合优度较好, 模型具有一定说服力。ln M2的系数为1.703, 说明广义货币流通量每变动1%, 股票市场流通市值则同向变动1.703%。相对于国内提出的货币流通量对于股票市场的短期影响力较弱的结论, 从长期看, 货币流通量对股票市场具有较明显的影响力。

四、研究结论及政策建议

从本文的实证角度分析结果我们可以得出以下的结论:就Granger因果关系结果看, 在我国独特的经济体制条件下, 货币流通量在长期对股票市场有一定的影响, 这与理论分析的结果是相符的。中央银行可以利用三大货币工具:准备金率、再贴现率和公开市场操作来调整货币供应量。但从长期关系看, 股票市场的价格变动并未对货币供应量产生明显的影响。这种传导机制的不健全加大了中央银行使用货币供应量调控股票市场的难度。而且结合国内当今的研究成果, 我们不难发现, 虽然在长期看货币供应量对股票市场存在明显的影响力, 但就短期而言, 货币供应量的政策效果却并不理想。

越来越多的事实证明, 股票市场已经成为传导货币政策的一个重要渠道, 中央银行制定货币政策时必须要考虑股票市场。为完善我国货币政策股票市场的有效传导, 针对我国目前现状, 我们应该从以下几个方面入手:1.未来货币政策面临越来越多的不确定性, 必须提高中央银行货币政策的前瞻性, 增强对经济的预测能力;2.货币政策的最终目标应关注以包括股票价格在内的广义价格指数的稳定, 只有在股票价格危及宏观经济稳定时才干预股票市场;3.货币政策中介目标或操作目标可适时地从货币供应量转向利率, 货币供应量目标并不能在短期和中期为货币政策提供一个可靠的数量指导, 只能做事后统计, 而利率的变化从根本上说能反映经济的动态, 也易被中央银行观察到, 因而利率能作为中央银行货币政策的最佳操作目标;4.加快推进利率市场化建设。只有真正利率市场化, 才能有效发挥利率对股票市场调控的有效性, 提高货币政策股票市场传导机制效率;5.进一步推进资本市场的制度建设和改革, 提高资本市场的运作效率, 同时加快货币市场和资本市场一体化以疏通股市传导机制。

摘要：货币政策是否影响股票市场, 对该问题的回答涉及到中央银行是否有能力以及如何干预股票市场。通过运用协整检验、Granger因果关系检验、向量自回归模型等计量方法, 得出如下结论: (1) 货币供应量是股市流通市值的Granger原因; (2) 中央银行可以通过货币供应量影响股票市场, 但影响力有限。这些结论对于货币当局调控股票市场具有重要的借鉴意义。

关键词：货币供应量,协整检验,Granger因果关系,中国,货币政策,股票市场

参考文献

[1]钱小安.资产价格变化对货币政策的影响[J].经济研究, 1998, (1) .

[2]唐齐鸣, 李春涛.中国股市降息效应的统计分析[J].统计研究, 2000, (4) .

[3]蒋振声, 金戈.中国资本市场与货币市场的均衡关系[J]世界经济, 2001, (10) .

[4]刘仲勋, 张英杰.股票市场对货币政策传导机制影响的实证分析[J].商场现代化:学术版, 2005, (4) .

中国货币发展分析 篇10

从2008年下半年开始,伴随着愈演愈烈的国际金融危机对世界经济的严重冲击,中国经济亦陷入一种四面楚歌的困境,面对危机四伏的现状,政府制定了两年四万亿投资的经济刺激计划。随着中央以及地方配套刺激大幕的拉开,关于四万亿“后遗症”的争论亦不绝于耳,巨额货币量的发行使中国经济在遍地狼藉的全球大环境下一枝独秀,但随之而来的通胀势头也令人担忧。见表1。

注:能源价格用燃料动力类购进价格指数年度同比增长率表示,来自新浪财经宏观数据库;其余四类数据来自国家统计局各年度统计公报。

从表1中观察可得,新增信贷和M2波动较大年份为2003年和2009年,其后继年份CPI、食品价格和能源价格皆出现显著波动。但是否可以断定货币发行量显著的影响了能源价格呢?

关于能源价格的实证分析主要是能源价格与能源强度、通货膨胀、工业产值等相互关系的研究,如杨柳和李丽研究了能源价格变动对经济增长和通货膨胀的影响,得出能源价格变动对经济产生短期负冲击[1];林伯强和王锋运用基于递归的SVAR模型,得出能源价格对CPI的冲击非常弱,滞后时间也不明显,但滞后六个月后对PPI产生了明显的影响[2];范丽波、王金波验证了能源价格对能源强度的影响,得出能源价格与能源强度存在长期的均衡关系,能源价格是能源强度变动的原因,即能源价格的上升起到了降低能源强度的作用[3];黄秀梅通过建立能源价格和通货膨胀预期的VAR模型,得出通货膨胀和能源价格具有长期均衡关系,但两者互相强化、不断上升的螺旋过程不存在[4]。目前对于能源价格与货币发行量两者相互关系的研究很少,于是本文通过建立货币量M2和能源价格之间的VAR模型,试图从货币发行量角度探求能源价格上涨的原因。

本文采用VAR模型及其格兰杰因果检验分析货币量与能源价格的因果关系,然后采用脉冲响应函数分析两者关系发生的轨迹,采用方差分解来比较两者互相冲击对方的程度强弱。

1 变量说明与数据来源

货币量用央行每月公布的M2数据表示,修正为以2004年12月(=100)的经过X11季节调整方法后的定基数据,来源于央行调查统计司;能源价格(EP)采用万德数据库的月度环比数据,同时修正为以2004年12月(=100)的经过X11季节调整后的定基数据。

2 实证分析

2.1 单位根检验

首先检验两个变量对数后的平稳性,见表2。

注:在1%显著性水平上取得

通过表2可以看出LNEP_X11和 LNM2_X11为非平稳序列,但通过一阶差分后变为平稳序列,即可以进行协整检验。

2.2 最优滞后期

根据多种检验准则判定最优滞后期,见表3。

从表3可以看出AIC、SC及LR等标准都在滞后二期时达到最小,即可判定最优滞后期为2。

2.3 协整检验与ECM

协整关系描述的是两个或者多个非平稳时间序列之间的均衡关系。尽管变量是非平稳的,但它们之间的某种线性组合是平稳的,这种平稳性体现了变量之间的长期均衡关系。短期内,随机冲击将导致系统偏离均衡关系,但长期内系统中变量的共同变化促使系统恢复这种稳定关系。

由表4可得出至少存在一个协整方程的假设是成立的,然后对VAR模型差分处理并化简得出ECM模型,在此模型中长期调整及短期调整均被考虑,因此,它揭示了长期调整及短期调整的途径,根据Eviews6得出误差修正模型如下(小括号内为系数标准差,中括号内为T统计量):

协整方程:LNEPt-1=3.2603+0.3169*LNM2t-1

(0.04361)

[-7.26573]

两个VEC模型:

D(LNEPt)=-0.0739(LNEPt-1-0.3169LNM2t-1-3.2603)

(0.0266)

[-2.982]

+0.7558D(LNEPt-1)-0.0343D(LNEPt-2)

(0.1084) (0.1155)

[6.969] [0.2974]

-0.0186D(LNM2t-1)+0.0138D(LNM2t-2) -1.40E-05 (1)

(0.1967)(0.1907)

[0.0943][0.6861]

D(LNM2t)=-0.0254(LNEPt-1-0.3169LNM2t-1-3.2603)

(0.0157)

[-1.6127]

-0.1107D(LNEPt-1)-0.05D(LNEPt-2)

(0.0642) (0.0683)

[-1.725] [-0.732]

-0.0849D(LNM2t-1)-0.0826D(LNM2t-2)+0.0156 (2)

(0.1164) (0.1128)

[-0.729] [0.732]

误差修正模型表明,长期协整方程的系数明显,货币发行量每提高一个百分点,能源价格大约上升0.32个百分点,但是短期内从(1)式可以看出,上一期的非均衡误差以0.073 9的比率对本期的能源价格做出反向修正,但T统计量不太明显;与上一期的M2变动量对本期能源价格变动量的影响相比,上一期能源价格变动量对本期能源价格变动量的影响系数的T统计量非常明显;(2)式各项系数的T统计量都不明显。

2.4 格兰杰因果关系分析

格兰杰因果关系检验不是检验逻辑上的因果关系,而是看变量间的先后顺序,即是否存在一个变量的前期信息会影响到另一个变量的当期。因为格兰杰因果关系检验对滞后阶数的选择非常敏感,本文选择了1至24阶滞后(两年整)进行两者间的检验,见表5:

注:①限于篇幅,表中未列出F统计量; ②假设1:LNM2_X11 does not Granger Cause LNEP_X11; ③假设2:LNEP_X11 does not Granger Cause LNM2_X11。

由表5可得:在5%显著性水平下,滞后8阶到滞后12阶,货币发行量是能源价格的格兰杰因,其它滞后区间段无一致性结论;在5%显著性水平下,滞后1阶到滞后13阶,滞后15阶到20阶,能源价格都是货币发行量的格兰杰因,所以总体上讲,能源价格是货币发行量变动的原因;一定程度上,货币发行量也影响能源价格的变动,但相对较弱。

2.5 脉冲响应函数与方差分解

脉冲响应函数用来衡量随机扰动项的一个标准差冲击对系统中各变量当前和未来取值的影响轨迹,能够直观地刻画出变量之间的动态交互作用及效应;与脉冲响应分析相比,方差分解把握了变量之间的影响关系大小,即将一个内生变量的均方误差分解成各变量结构冲击所做的贡献,考察的是各变量结构冲击对内生变量的影响大小,并且可以与脉冲响应分析的结果进行对比验证。

首先给予能源价格一个标准差的冲击,见图1:

由图1可得:货币发行量受到能源价格的一个标准差的冲击会立刻产生负反应,并在第7期左右产生最大负反应(-0.65%),随后负反应变弱,但绝对值介于0.3%到0.4%之间。

如果首先给予货币发行量一个标准差的冲击,效果见图2:

从图2可得:能源价格受到货币发行量一个标准差的冲击后从第2期开始迅速产生正反应,并在第8期达到最大值(-0.34%),随后反应程度下降,绝对值介于0.18%到0.22%之间,与图1相比,反应程度的区间较为狭小。

由图3可以看出,能源价格冲击对货币发行量均方误差分解做的贡献远远大于货币发行量冲击对能源价格均方误差分解所做的贡献,这和格兰杰因果关系分析以及脉冲响应分析所得到的结论是一致的。

3 结论与启示

本文首先通过向量误差修正模型的建立,发现长期内协整方程的系数明显,即货币发行量每提高一个百分点,能源价格上升约0.32个百分点,但是短期内上一期的非均衡误差对本期能源价格的修正系数小而且不明显,本期能源价格的变动仅会受到上一期能源价格的显著影响,其它变量对本期能源价格无显著影响。而且经过格兰杰因果关系分析、脉冲响应分析和方差分解分析后,也没有得出货币发行量会显著影响能源价格波动的结论。

与货币发行量对能源价格变动的影响相比,能源价格对货币发行量变动的影响更为显著,这表明,随着能源价格的上涨,能源价格对经济活动产生抑制作用,导致流通中需要的货币量减少;而政府为刺激经济在短期内释放流动性并不能反映在能源价格波动上,这又表明我国存在很大程度上的能源管制,市场中基于能源价格上涨的对冲行为受到阻碍,即能源产品的衍生品市场不发达,这需要推动能源产品的市场化。

一国能源价格的变化不仅受到该国货币政策的影响,而且还与该国的能源自给程度、汇率高低、价格管制和国外进口能源价格的高低等因素息息相关。本文只论述了货币因素对能源价格的影响,这是本文的一个不足。

摘要：以2005年1月至2011年12月的货币发行量和能源价格月度数据为样本,采用VAR模型和基于该模型的脉冲响应、方差分解、误差修正和格兰杰因果检验等实证方法分析二者之间的短期及长期均衡关系,结论表明:货币发行量(M2)和能源价格具有显著的长期协整关系;但短期内,与货币发行量对能源价格的影响程度相比,能源价格对货币发行量的影响程度较强,即在短期内货币发行量的变动没有显著地传导到能源价格变动上。

关键词：货币供应量,能源价格,煤油电价格指数,VAR

参考文献

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