廣義貨幣范文

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篇1

[關鍵詞]廣義貨幣　中央政府　貨幣發行

作為經濟交易的媒介，在經濟高速發展的今天，貨幣供求的變化對國民經濟的影響日益加大。政府通過貨幣政策和財政政策對經濟進行宏觀調控，而貨幣政策主要是通過調節貨幣的供給量來實現調控經濟的目的。可見貨幣與金融統計是貨幣政策得以實施的基礎，而要實現統計，對貨幣的定義以及發現者的確定是必不可少的。

一　基本定義

通過廣義貨幣的四個主要特征：可分性、期限性、交易成本、盈利性可以判斷一項金融資產是否屬于廣義貨幣。根據國際貨幣組織在貨幣與金融統計手冊中的定義，廣義貨幣總量的每個組成部分都有以下三個基本方面：金融資產的種類、貨幣持有者的種類和貨幣發行者的種類。現金、可轉讓存款、其他存款、非股票證券以及部分的貸款一般都包括在廣義貨幣之類。

國際貨幣基金組織把貨幣供給層次按流動性劃分為M0、M1、M2、M3、M4幾個層次，M0為現金，M1為狹義貨幣，M2、M3、M4為廣義貨幣。在我國，對貨幣層次的劃分如下：1)M0=流通中現金。2)狹義貨幣M1=M0+企業活期存款+機關團體部隊存款+農村存款+個人持有的信用卡類存款。3)廣義貨幣M2=M1+城鄉居民儲蓄存款+企業存款中具有定期性質的存款+信托類存款+其他存款。4)M3=M2+金融債券+商業票據+大額可轉讓定期存單等。

二　廣義貨幣的發行部門

根據貨幣與金融統計手冊，大多數國家將存款性公司作為貨幣發行部門，而存款性公司可以是唯一的貨幣發行部門，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發行的存款憑證。可理解為，中央銀行發行了貨幣，其他存款性公司創造存款貨幣。一般的，貨幣發行部門可能包括：存款性公司、中央政府、非金融性公司和非居民。

通過廣義貨幣的定義可以發現，廣義貨幣主要是由基礎貨幣以及通過存款性公司創造出的貨幣組成的。金融性公司中的各金融機構在貨幣形成的過程中發揮的作用不同，中央銀行創造基礎貨幣，存款貨幣銀行創造存款貨幣，而其他金融機構也起著不同程度的作用。由存款貨幣銀行創造的這部分貨幣儲存價值較高的存款可以通過貨幣乘數來進行度量。貨幣乘數的基本計算公式為貨幣供給／基礎貨幣。貨幣供給等于通貨和活期存款的總和，基礎貨幣等于通貨和準備金的總和。

(一)從中央銀行發展的歷史來看

中央銀行是由商業銀行轉變成為公共機構的，二戰后，隨著各國對中央銀行認識的不斷深入，逐步加大了對中央銀行的控制，逐步實現了中央銀行由一般的發行銀行向國家壟斷發行即真正的發行銀行轉化。

中央銀行作為公共機構，與中央政府有著緊密的聯系。西方國家受凱恩斯理論的影響，普遍對經濟實行國家干預，貨幣政策作為國家宏觀經濟政策的組成部分，必須服從于國家宏觀經濟政策的總目標和總要求。因此，中央銀行制定和執行貨幣政策，應受政府的控制和監督。為此，一些國家(如英國、法國)對中央銀行實行了國有化，不允許私人利益在中央銀行中占任何特殊地位，這樣便加強了對中央銀行的控制。然而，中央銀行作為政府的銀行又帶來新的問題，由于政府的有限理性以及政府利用中央銀行填補財政赤字的情況的發生，許多人認為中央銀行應該保持自身的獨立性。

從歷史的發展過程中可以發現，中央銀行與中央政府的關系即中央銀行是否應該獨立于中央政府是出于不斷發展之中的。

(二)中國中央銀行與中央政府的關系

我國現行法律框架下，中國人民銀行是國務院的一個職能部門，但與財政部平級，不受財政部的節制，中央隸屬于中央政府。在實施貨幣政策和發行貨幣時，中央銀行相對獨立但仍缺乏獨立自主性。在決定有關貨幣政策的重大事宜方面，相對于國務院而言，中國人民銀行缺乏自主性，受制于中央政府，只是在非重大事宜的決策方面享有自。另中央銀行在人事仍未獨立于中央政府。

可見，中國的中央銀行具有相對的獨立性，中央銀行在處理非重大事宜時具有獨立性，但是處理重大事宜以及高層人事任免時不具有獨立性，中央銀行在國務院的領導下，隸屬于中央政府，但是中央政府獨立于財政部以及中央政府以下級別的地方政府。

綜上所述，可以認為在中國，中央政府參加了廣義貨幣的發行。

三　中央政府是否存在直接發行貨幣的情況的思考

中央政府除了通過對中央銀行即存款性公司發行貨幣之外還有可能自己發行廣義貨幣。一些國家如美國，中國由財政部發行鑄幣，有的國家財政部也發行紙幣。在該種情況之下，財政部發行的鑄幣或者紙幣已經構成了該國的廣義貨幣，按照定義，財政部或者說中央政府成為貨幣的發行部門。除此之外，在某些國家，中央政府接受的可轉讓存款以及其他特定負債(如財政的短期國債之類的非股票證券)等金融資產也可以進入國家定義的廣義貨幣，而政府的這些發行行為一般為其職能的需要和體現。中央政府成為廣義貨幣的發行者。

篇2

[關鍵詞] 流動性過剩 廣義貨幣供給(M2) 貨幣需求 貨幣供給 基礎貨幣 貨幣乘數

當前，流動性問題是中國經濟中的熱點和難點，嚴重影響經濟各個層面的發展。本文將著重從供給與需求角度,對廣義貨幣供應量這一層次的流動性進行探討,并給出流動性過剩的一個基本判斷。

一、流動性的定義

一般來說,在宏觀意義上可以把流動性理解為貨幣與資金的統稱,即有獲利要求的、用于購買金融資產的所有可用貨幣與資金,在一些國家,其他一些流動性很強的資產如短期國債券也屬于“流動性資產”。宏觀意義上的流動性,一般有三個層次的界定:一是將流動性界定為銀行體系內的超額存款準備金。流動性過剩是指超過健全的銀行業準則所要求的通常水平,銀行自愿或被迫持有的“流動性”。二是將與實體經濟增長密切相關的廣義貨幣供應量(M2)視同于流動性。三是將經濟社會中在一定條件下具有變現能力和支付能力的全部金融資產視為流動性。

本文討論M2上中國流動性過剩問題。M2對實體經濟增長和整體物價水平具有密切的聯系和影響。如果M2相對較高,那么公眾很可能會感覺流動性過剩。根據多倍存款創造模型,商業銀行通過貨幣創造對基礎貨幣進行放大, M2等于基礎貨幣與貨幣乘數之積。中央銀行通過自身資產負債表的調整,投放或回籠基礎貨幣,在數據度量上可用基礎貨幣的增長率變化來反映;商業銀行通過自身的資產負債表的運作,在央行創造的基礎貨幣的基礎上創造貨幣(可用M2衡量)。貨幣乘數則反映出商業銀行創造存款貨幣的實際效率。

二、貨幣乘數的變化

廣義貨幣供應量M2等于基礎貨幣與貨幣乘數之積。M2=mm×MB,其中,mm為貨幣乘數。我國對廣義貨幣的統計定義是:M2=C+D+Q,其中C為流通中的現金,D為活期存款,Q包括定期存款、儲蓄存款和其他存款組成的準貨幣。對基礎貨幣的統計定義是:MB=CI+R,其中,CI為貨幣發行, R為準備金總量。

貨幣乘數為:mm=M2/MB=(C+D+Q)/(CI+R)=(1+cd+qd)/(cid+rd)

其中,cd為現金活期存款比率,qd為準貨幣活期存款比率,cid為貨幣發行活期存款比率,rd為準備金活期存款比率。由于cd與cid比率高度相近,可認為mm=(1+cd+qd)/(cd+rd)。貨幣乘數由cd、rd和qd比率決定,cd比率和rd比率均與貨幣乘數反方向變化。這些參數不斷變化,貨幣乘數也并非常數。現金存款比率cd和準貨幣存款比率qd受到經濟主體貨幣需求的直接影響,當貨幣需求發生變化時,必然要對持有的現金、活期存款、定期存款和儲蓄存款等金融資產組合的比率進行調整,使得cd和qd比率發生變化。同時,由于金融機構的存款創造取決于公眾的資產偏好和資產選擇,經濟主體的資產組合變化將影響存款貨幣銀行的資金供給,使整個存款貨幣銀行體系要調整其資產結構,從而導致商業銀行準備金存款比率rd發生變化。

制度變遷對金融發展具有推動作用。經過多年來的改革和發展,我國社會經濟的發展和金融制度的完善,支付體系創新，以及銀行和居民行為的變化使得貨幣乘數上升。在我國經濟轉型過程中,cd與rd比率的總體持續下降,是貨幣乘數上升的主要推動因素。cd比率下降既反映了我國居民收入在提高,同時也反映了我國金融制度的完善程度在提高。

三、貨幣需求分析

從目前來看,中國總體上正處于工業化和城市化的中期階段,還有很大的發展空間。中國工業化和城市化進程中涉及深層次的制度因素變革,正在改變著中國的經濟和社會結構,并對貨幣需求、貨幣結構和貨幣流通速度、金融市場結構、勞動力結構與供給因素、居民收入與需求、微觀主體行為等方面產生重要影響。社會發展階段、產業結構和國民收入的水平與結構的顯著導致貨幣需求差異。大量貨幣作為給不斷擴張的市場領域提供必要的交易媒介而被經濟所吸收。新一輪的工業化、貨幣化進程、居收收入增長等因素將成為廣義貨幣供應量M2需求上升的重要推動因素。

四、流動性過剩的基本判斷

貨幣當局的多任務性導致我國貨幣供給形成過程存在一定特殊性。由于對外凈資產的持續上升,貨幣當局采用發行央票這種負債管理,內部資產管理逐漸讓步于外部資產管理。近年來,盡管我國的國際收支持續失衡在一定程度上推動了基礎貨幣的增長,但經過貨幣當局的努力,基礎貨幣的增長勢頭得到了較好控制。但與此同時,由于金融市場結構的廣度與深度的改善,加上經濟正處于上升周期,貨幣乘數呈上升趨勢;中央銀行在應對持續性的國際收支失衡的同時,還得應對貨幣乘數長期上升。從貨幣需求方面來看,新一輪的工業化、貨幣化進程、居民收入增長、金融市場發展等因素推動貨幣需求上升,大量貨幣作為給不斷擴張的市場領域提供必要的交易媒介而被經濟所吸收。貨幣供給與需求相互作用的結果是,盡管近幾年央行較好地控制住基礎貨幣的投放,但基礎貨幣供應速度放慢未充分抵消貨幣乘數提高,仍會出現貨幣供應量增長偏快,出現一定的貨幣供應壓力。這種結構性變化也可能是在較長時期內成為持續推動我國M2增長率上升的因素,因此,央行可能需要進一步加大操作力度,回籠更多的流動性,才能實現相同的M2的增長率。

參考文獻:

[1]黃昌利 任若恩:2004中國的M2/GDP水平與趨勢的國際比較、影響因素[J].中國軟科學,1978～2002,(2)

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關鍵詞：短期國際資本流動;廣義貨幣供應量;經濟波動

1 引言

自2002年以來，隨著境外短期國際資本的大規模持續涌入，我國國內相繼發生了房地產市場泡沫、股市上漲、人民幣升值、流動性過剩和通貨膨脹。2007年美國次貸危機爆發并引發國際金融危機之后，全球金融機構的“去金融杠杠化”趨勢強化，外部沖擊下的國內經濟形勢劇烈演變，潛入的短期國際資本又出現逆轉勢頭，與之伴隨著的是國內貨幣政策困境、人民幣匯率波動、股指大跌，以及經濟增長放緩。因此，從當前中國的現實國情出發，分析短期國際資本對我國實體經濟的影響及其傳導渠道，科學而前瞻地研究短期國際資本流動和經濟增長率波動的關系，無疑是理論界和實務部門面臨的重要課題，同時也可為妥善應對當前的金融危機提供重要思路。

2 文獻回顧

值得注意的是，國內外比較缺乏短期國際資本流動和實體經濟關系的專門性研究成果。國外最新研究成果主要集中在以下兩方面：（1）國際資本流動的影響因素及其多元化資產配置效應。如edwards［1］，papaioannou［2］等。（2）資本流入對東道國宏觀經濟變量所產生的影響。研究表明，資本過度流入會導致宏觀經濟過熱，具體表現為：一是引起貨幣擴張，增大通貨膨脹壓力［3］；二是導致實際匯率升值，惡化貿易條件［4］；三是影響總需求［5］。

梳理并綜合目前國內關于短期國際資本的研究文獻，大致分為三類。第一類主要是研究短期國際資本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的計量方法為：短期國際資本規模=國際收支凈誤差與遺漏+私人非銀行部門短期資本流入+以其它名義通過正常渠道流入的短期投機資本［6］。唐旭、梁猛認為，短期國際資本從貿易渠道流入的成本較大，短期國際資本主要是通過外資企業的利潤留存、外國直接投資折舊和外資投資企業的外債等三個渠道流入中國［7］。

第二類文獻主要分析影響短期國際資本流入我國的影響因素。代表性文獻有：王世華、何帆發現，人民幣升值預期是中國短期國際資本流動的決定因素，良好的宏觀經濟運行狀況也會吸引短期國際資本流入［8］。張誼浩、裴平、方先明的研究結論認為大量短期國際資本流入中國大陸除出于“套利”動機外，還出于“套匯”和“套價”動機［9］。

第三類文獻主要分析短期國際資本流入對我國資產價格的影響。劉莉亞研究結果表明：短期國際資本的大量流入顯著推動住宅價格尤其是豪華住宅價格指數的上升［10］。張誼浩、沈曉華發現，人民幣升值和上證綜合指數上漲是短期國際資本流入中國的原因，但短期國際資本流入并不是上證綜合指數上漲的原因［11］。

國內外研究成果對本文的實證分析具有重要啟示與借鑒意義。但考慮到目前的文獻尚缺乏針對短期國際資本流動與國內實體經濟，特別是與經濟增長率波動關系的專門成果，這與中國當前經濟穩健運行的現實要求極不相符。為此，本文將從短期國際資本流動對實體經濟影響機制，以及短期國際資本流動波動率變化對經濟增長率的影響等方面展開研究。

    3 理論模型

根據貨幣供給的乘數理論，假設在短期內廣義貨幣供應量(m2)為外生變量，貨幣供應量主要由基礎貨幣供應量(h)與貨幣乘數(λ)共同決定。假設，短期國際資本對廣義貨幣供應量影響的滯后期及廣義貨幣供應量對產出影響的滯后期分別為a、b。在t期，廣義貨幣供應量表達式如下

由（13）式可知：當短期國際資本流動scft-a-b0，若t+1-a-b期短期國際資本流動波動率高于t-a-b期短期國際資本流動波動率，經濟增長率會上升；反之，則經濟增長率會下降。值得注意的是，本模型推導過程中隱含著短期國際資本對實體經濟的影響機制，即短期國際資本主要通過直接影響廣義貨幣供應量來影響產出變化。

4 樣本選擇及其描述

結合近年來國內經濟的實際狀況，并考慮到數據的可獲性，本文選擇2000年第一季度到2008年第四季度的短期國際資本流動、廣義貨幣供應量和實際國民生產總值的季度數據進行實證研究。本文所涉及的數據均來源于wind資訊系統。

4.1 實際國內生產總值（gdp）與廣義貨幣供應量（m2）

本文運用價格指數對國內生產總值進行處理得到不變價格國內生產總值的季度數據。由于不變價格國內生產總值季度數據是一組具有較強季節特征的時間序列數據，這里對其進行季度調整，調整后的數據作為2000~2008年每季度的實際國內生產總值。同時，考慮到我國目前利率市場化程度低，參照第二部分理論模型的推導結論，本文選取廣義貨幣供應量m2作為短期國際資本對gdp進行傳導的中間變量。

4.2 短期國際資本流動（scf）

本文參考并改進張誼浩、沈曉華［11］計量短期國際資本流入規模的方法估算短期國際資本流動規模。具體測算公式

短期國際資本流動=外匯儲備增量-fdi-正常的貿易順差

在計算正常的貿易順差時，本文改用加權移動平均法。在確定權重時，首先算出2000~2004年各季度貿易順差的估計值，貿易順差估計值的確定方法為：當期季度貿易順差的估計值=當期季度前四個季度貿易順差估計值的移動平均值，例如2000年第一季度貿易順差估計值為1999年四個季度貿易順差的均值，2000年第二季度貿易順差的估計值為2000年第一季度貿易順差估計值和1999年第二季度到第四季度貿易順差的均值。然后將各季度實際的貿易順差除以對應時期的貿易順差的估計值，將這些比率的均值確定為權重。經計算，權重為1.16。基于2000~2004年我國貿易順差的變化比較平滑，2004年以后我國的貿易順差出現較大的波動，本文認為2000~2004年統計的貿易順差額為正常貿易順差，2004年以后，統計的貿易順差中含有大量的短期國際資本。此外，考慮到在人民幣升值時，以美元計量的貿易順差會有所擴大，為消除人民幣升值對所估算的正常貿易順差額的影響，本文采用匯率修正，以人民幣計價各季度貿易順差金額。

4.3 經濟增長率（gdp_r）和短期國際資本流動波動率（scf_r）

本文中各季度經濟增長率（gdp_r）的計算公式是：本期經濟增長率=（季度調整后本期實際國民生產總值/季度調整后上期實際國民生產總值-1）×100。各季度短期國際資本流動波動率（scf_r）的計算公式是：本期短期國際資本流動波動率=a×本期短期國際資本流動/上期短期國際資本流動（當本期和上一期短期國際資本流動都大于零，或者本期短期國際資本流動小于零且上一期短期國際資本流動大于零時，則a=1；當本期和上一期短期國際資本流動都小于零，或者本期短期國際資本流動大于零且上一期短期國際資本流動小于零時，a=-1）。經上述方法計算出的我國經濟增長率和短期國際資本流動波動率走勢參見圖1。

5 實證檢驗

表1給出所有相關變量的單位根檢驗結果。由表1可知，對于變量gdp、scf和m2的水平值序列，adf檢驗不能拒絕存在單位根的原假設，這說明三個變量的時間序列都是非平穩的；同時，對于這三個變量的一階差分序列，adf檢驗都在1%的顯著性水平下拒絕單位根存在的原假設。根據以上檢驗結果，可認為這三個變量都是單整變量。同時，對于變量gdp_r和scf_r的水平值序列，adf檢驗在1%的顯著水平上拒絕存在單位根的假設，該結果說明這兩個序列是平穩的。

    5.1 短期國際資本流動影響實體經濟的傳導機制

由單位根檢驗可知，dgdp、dscf和dm2三變量均為平穩序列（見表1），可以進行格蘭杰因果關系檢驗。根據sc和aic準則確定滯后期為2，檢驗結果見表2。

從表2可以看出，短期國際資本流動的變化量（dscf）是廣義貨幣供應量變化量（dm2）的granger原因，但是廣義貨幣供應量變化量（dm2）不是短期國際資本流動的變化量（dscf）的granger原因；廣義貨幣供應量變化量（dm2）與實際國民生產總值變化量（dgdp）互為granger因果關系；短期國際資本流動的變化量（dscf）和實際國民生產總值變化量（dgdp）之間不存在顯著的granger因果關系。可以證明：短期國際資本流動不會對國民生產總值產生直接效應，但會通過影響廣義貨幣供應量，進而對國民生產總值產生間接效應。該實證結論部分可以佐證前文理論模型中短期國際資本對實體經濟的影響機制。

5.2 短期國際資本流動波動率與經濟增長率

5.2.1 granger因果關系檢驗

在確定短期國際資本凈流動波動率（scf_r）和經濟增長率（gdp_r）這兩個序列平穩的基礎上（參見表1），本文運用2000年第二季度到2008年第四季度的數據，對兩個變量的granger因果關系進行檢驗，檢驗結果見表3。從表3的檢驗結果可知，短期國際資本流動波動率是經濟增長率的granger原因，但是經濟增長率不是短期國際資本流動波動率的granger原因。

5.2.2 脈沖響應和方差分解

為分析經濟增長率對短期國際資本流動波動突發性變化的反應，本文利用var（2）模型給出經濟增長率和短期國際資本流動波動率的脈沖響應圖形和方差分解圖形，分別見圖2和圖3。

經濟增長率和短期國際資本流動波動率的交叉響應函數表明（見圖2），短期國際資本流動波動率的非預期變化將迅速對經濟增長率產生正向影響，隨著時間的推移逐漸減弱，直至消失。但是，經濟增長率發生變動對短期國際資本流動波動率影響不顯著。

圖3結果顯示，造成經濟增長率發生劇烈波動有20%左右是由短期國際資本流動波動率異動引起；同時，經濟增長率發生劇烈波動對短期國際資本流動影響不大。

6 結論

本文構建起短期國際資本流動對實體經濟影響的理論模型，并運用相關統計數據進行實證研究。研究結果表明，短期國際資本流動影響實體經濟的渠道是：在短期內，短期國際資本流動顯著引起廣義貨幣供應量的變化，廣義貨幣供應量的變化又會顯著導致國內生產總值的波動。同時結合短期國際資本流動波動率與經濟增長率的樣本數據，實證檢驗發現短期國際資本流動的變動將引起經濟增長率發生波動，脈沖響應函數的結果進一步證實了上述結論。通過方差分解，本文還發現造成經濟增長率發生劇烈波動中有約20%是由于短期國際資本流動波動率發生異動所致。

參 考 文 獻：

［1］edwards s. capital controls, capital flow contractions, and macroeconomic vulnerability［r］. nber working paper, 2007.

［2］papaioannou e. what drives international financial flows? politics, institutions and other determinants［j］. journal of development economics, 2009, 88(2): 269-281.

［3］filer l h. large capital inflows to korea: the traditional developing economy story［j］. journal of asian economics, 2004, (15): 99-110.

［4］athukorala p c, rajapatirana s. capital flows and the real exchange rate: a comparative study of asia and latin america［r］. the world economy, 2003, 26(4): 613-637.

［5］celasun o, denizer c, he d. capital flows, macroeconomic management and the financial system: the turkish case, 1889-1897［r］. world bank working paper, 1999.

［6］尹宇明,陶海波.熱錢規模及影響［j］.財經科學,2005,(6):131-137.

［7］唐旭,梁猛.中國貿易順差中是否有熱錢, 有多少［j］.金融研究,2007,(9):1-19.

［8］王世華,何帆.中國的短期國際資本流動［j］.世界經濟,2007,(7):12-19.

［9］張誼浩,裴平,方先明.中國的短期國際資本流入及其動機——基于利率、匯率和價格三重套利模型的實證研究［j］.國際金融研究,2007,(9):41-52.

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【關鍵詞】廣義貨幣供應量；時間序列；AR模型

1.引言

貨幣供應量已成為國家調節經濟及參與經濟活動的重要工具，其發行量的多寡或適當與否和經濟的平衡穩健發展有非常重要的關系。具有代表性作用的是M1和M2，基于M2更能體現和影響長期經濟均衡問題，文章選擇其作為研究對象。對于M2影響因素，已有不少學者做出了研究，如袁永德等（2006）[1]對貨幣政策的有效性進行了兩個層次的研究，結果得出了影響我國M2的三種最重要影響因素；盛理峰（2009）[2]經過實證分析得出了我國國際收支狀況、貸款利差和利率水平對M2都有重要影響。眾多研究還表明我國貨幣供應量本身是個有一定規律的時間序列，因此可以通過其歷史數據建立合適的時間序列模型對未來的發行量進行預測，從而幫助更好地對一國經濟進行有效調控。也有學者對此做出了貢獻，如楊璨（2009）[3]對M1進行了回歸分析；孫亞星，徐庭蘭（2009）[4]對M2建立了ARIMA時間序列模型，并根據實證分析進行了預測檢驗；胡俊華（2010）[5]嘗試建立了一個廣義貨幣供應量多變量回歸模型，揭示了宏觀經變量對M2的不同影響程度。

本文通過選取1990-2011年這二十二年的我國廣義貨幣供應量M2（年底余額）的相關數據，識別并建立了不同時間段的AR（）模型并進行了數據擬合，并得到較好的結果。

2.AR（）建模基本思想

AR（）即階自回歸模型，用來描述序列{}某一時刻和前個時刻序列值間的相關關系：

其中，隨機序列{}是噪聲且和（）序列不相關。

AR方法的基本思路是：

（1）根據原始時間序列圖和差分圖，檢驗該序列的平穩性；

（2）求出時間序列的相關圖和偏相關圖，識別模型形式；

（3）估計時間序列模型；

（4）樣本外預測，檢驗和評價模型。

3.實證研究

文中數據來自中華人民共和國國家統計局網站，時間區段為我國1999年～2011年M2的年度時間數據（年底余額）[6]。我們用{}代表M2的原始時間序列（單位：億元）。

3.1 原始時間序列平穩性檢驗

用Eviews 6.0軟件對{}畫出時間序列圖和一階差分圖（圖略），可看出1990年至2011年間，M2增長趨勢顯著。從{}的變化特征來看，這是一個非平衡序列。

3.2 模型識別與建立

模型形式的識別依賴于自相關與偏相關函數的分析，一階差分序列分析結果分可知，自相關函數有指數衰減趨勢，偏相關1階或2階截尾，所以是一個1階或2階自回歸過程。

3.3 時間序列模型估計

為了獲得更加有效的模型，我們將樣本分為三種情況進行模型估計：（1）取1990-2010年數據進行估計，留2011年M2的值用于計算預測精度；（2）取1990-2009年數據進行估計，留2010年和2011年的值計算預測精度；（3）取1990-2008年數據進行估計，留2009年、2010年和2011年數據計算預測精度。

結果可以總結得到一階差分序列的三種對應的AR模型：

（1）（取1990-2010樣本得）

（2）（取1990-2009樣本得）

（3）（取1990-2008樣本得）

再分別對三種模型進行殘差檢驗，可得殘差序列的自相關函數和偏相關函數均滿足在置信區間內，所有Q值都小于檢驗水平為0.05的分布，所以模型的誤差項是一個白噪聲序列。

3.4 樣本外預測，模型檢驗和評價

分別對模型（1）、模型（2）和模型（3）進行相應的樣本外預測精度計算，可得模型（3）在2011年的預測值與實際值平均誤差百分比最小。進一步分析可得三種模型的擬合效果，其中模型（3）擬合曲線如下圖1所示，Y為實際值，YF為模型預測值，YFSE為預測值標準差曲線。

圖1 模型（3）的擬合曲線圖

由擬合預測結果可知，三種模型的平均相對誤差絕對值均小于5%，且模型（3）的擬合效果最好，其平均相對誤差絕對值為2.83%，說明模型對未來廣義貨幣供應量M2的預測非常符合實際情況，且預測效果比較可靠。因此，我們選擇模型（3）為最終模型，即：

（*）

模型預測2009年、2010年、2011年的貨幣供應量分別為557311.9億元、734438.9億元、885151.5億元，進而預測2012年底將突破100萬億元大關。

4.結論

以上分析表明，用AR（）模型對我國廣義貨幣供應量M2序列走勢進行預測是合適的。預測結果顯示，最終模型（*）在我國廣義貨幣供應量的長期預測上具有較高的預測精度和穩定性。如果進一步進行殘差分析可知，1990年至2011年間，除1998年前后、2001年前后、2004年前后和2008年前后出現“異常”外，其余各年基本都正常。究其原因，可以這樣理解：2001年中國加入WTO，另一方面為抵御亞洲金融危機，自1998年后我國開始實施擴張性財政政策，促使2001年的廣義貨幣供應量增長率達到一次頂峰；2003年我國經濟經歷了美伊戰爭引發的石油漲價、“非典”疫情及部分地區洪澇災害帶來的困難，各方面影響導致2004年我國經濟在夾縫中生長，為2005年的經濟景氣做鋪墊；而2008年全球金融海嘯，通貨膨脹，加之其他各方原因導致我國貨幣發行量在2009年陡增，這也正符合實際情況。由此也可見，我國貨幣發行量與國家宏觀經濟狀況息息相關，在金融經濟全球化的當代，甚至與國際經濟狀況有重要關系。

參考文獻：

[1]袁永德，鄧曉蘭，陳寧.我國貨幣供應量影響因素的實證分析[J].財經理論與實踐，2006，

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[5]胡俊華.我國廣義貨幣供應量M2的回歸模型與預測[J].中國貨幣市場，2010，07：31-35.

[6]中華人民共和國國家統計局.統計數據-年度數據-《中國統計年鑒》2012年-金融業-貨幣供應量（年底余額），2012.

作者簡介：

篇5

當早霜將您的黑發打白

您用它染濃了黑板

當課業多的讓您揮汗如雨

您用它灌溉了幼苗

無情的板擦

擦去了您年輕的容顏

雪白的粉筆

勾勒出了您的皺紋

您就是我們生命中的燭光，火光，暖光

——致范老師

“你給我一句話，就打開我一扇窗；你給我一個微笑，我就渾身是力量；你給我一個眼神，我就找到了方向。你放開雙手讓我遨游知識的海洋……”聽到這首歌我不由地想到了她——我的語文老師范老師。

漫漫求學路，碌碌奔波苦。開學一個多月了，數不清的日日夜夜，記不完的分分秒秒。我們在范老師的關懷下如沐春風。她殷殷的叮嚀，忙碌的身影，靜止了那么多難忘的瞬間，定格了那么多晶瑩的感動。

燭光

記得剛開學，范老師讓我們每個人都準備一張紙，然后寫上新學期語文成績想考多少分，語文學習中的絆腳石是什么，和以前的語文成績。我們都覺得這是無關緊要的小事，草草應付了事。可是范老師，卻一個一個認真地看，認真地幫我們每個人分析語文學習中的缺口，然后在課余時間，找我們談話，給我們講方法，講道理。中午老師們都回家了，而范老師，卻還留在教室，挨個找同學談話，全班五十多個同學，她都是利用了午飯晚飯時間，找他們談話。老師難道您不餓嗎？難道您不知道這是業余時間嗎？范老師找我時，她說：“從我寫的字中，看出我不扎實，太浮躁。”老師您怎么那么神！是范老師，讓我在初四這個“被奮斗驅趕的歲月里”找到了彌補缺口的方向，照亮了我奮斗的路。她仿佛是一支熠熠生輝的紅燭，在她的燭光下，我們的奮斗之路不會迷失方向，會一直走向黎明。

火光

范老師常語重心長地對我們說：“時間就像海綿里的水，是擠出來的。”她告訴我們要緊緊抓住時間的每一分，每一秒。16開的作業本，每一頁都有她認真批改的痕跡，哪怕是字寫得不規范，她也要圈出來，再在旁邊寫一個正確的。每次作業都有她慈母般的批語和叮嚀；8開的全班名單表，每一個小格都有她細心標出的符號，一個個獨特的符號，記錄著我們每天的作業情況，記錄著我們每個人堂清成績的進退，我們的點點滴滴。才剛剛一個月的時間，作業記錄和聽寫記錄幾乎填滿了老師的批改筆記，密密麻麻地讓我們眼花繚亂。可是您，每天都會重復這件繁瑣的統計，在冗雜的記錄中梳理出我們的進步和我們的不足。那天，我不經意間瞥見范老師的課本，上面用紅筆整理的密密麻麻的筆記，每一頁，丁點兒大的空白地方也找不到，她一點一滴的工作，記錄著她的認真與仔細，辛勤與汗水。這仿佛是火光填滿了我們這個諾大的火盆。烘烤著我們奮斗路上的每一個人。

暖光

范老師每次在黑板上的書寫都很大，很深。她說：“怕后面的學生看不見，耽誤記筆記。語文筆記那么多，她寫的字又大，上課不得不寫了擦，擦了再寫，可她又怕耽誤我們的時間。飄揚的粉筆灰中，顯現出她焦急的面頰，豆大的汗珠。每當上語文晚自習，她都會放棄自己的休息時間，早早地來看著我們背古文，督促我們改正作業和聽寫中的錯誤，督促我們尋找漏洞。她在教室里一圈一圈地轉，在瑯瑯書聲中一遍一遍地批改同學改后的卷。改錯了重改、重改后又錯了再批……她一次次地批改，一次次認真地看，不放過一點錯誤，用自己的行為詮釋嚴謹，詮釋認真，詮釋對工作的負責。記得那天晚自習，范老師忙著早點來，也沒帶雨具，半路竟下起了雨。她明明可以回家拿雨具，可她怕耽誤我們的課，冒雨來到了學校。她后背都濕透了，本來就單薄的衣服，現在更涼了。而范老師進班的第一句話就是： “今天晚上冷，都把校服穿上，別凍感冒了。”老師，那您呢？

那晚自習兩個小時的堅持與執著，分明就是在三尺講臺上書寫師情，書寫感動。老師您就像冬日時的暖光，真的好溫暖好溫暖。

篇6

在全球化的大趨勢下隨著國與國之間發展關系不斷緊密，國與國之間的經濟聯動也不斷加強，全球化趨勢帶來的也必然是國與國繁榮與衰退的協同。2007年美國的金融危機不僅導致了美國經濟的衰退，對世界經濟的發展也造成了難以磨滅的傷疤，為了解決金融危機美聯儲從2008年至2017年已經實施了四次量化寬松政策，美國量化寬松政策產生的“熱錢”席卷著全球各個角落，作為世界最大發展中國家的中國近幾年廣義貨幣連年上升，短期貨幣存量驟增，貨幣資源的“富裕”對中國來說挑戰大于機遇。

本文通過在美國量化寬松政策實施期間與在此一段時間內的中國廣義貨幣的變化，以及相應期間內中國股票市場成交量的變化進行相關性分析研究，進而間接研究美國量化寬松政策對中國股票市場的影響。通過美國量化寬松政策對中國股票市場的影響入手，透視資本量沖擊對中國股票市場發展的影響，進而展望中國股票市場發展的動力與潛力。

二、文獻綜述

一國貨幣供給量的變化對本國經濟的影響是多方面的，國外的一些研究表明貨幣供給量的變化與本國股票市場具有一定的相關性。Bernanke，Kuttner（2005）運用實證模型分析了美國貨幣政策與股票價格波動間的相關關系，研究表明，未被預期到的美國聯邦基金下降會引起股票價格的上漲；而投資者預期到的美國聯邦基金利率變化對股票價格的影響較弱。Honda，Kuroki（2007）通過對日本量化寬松政策與股票價格相關性的研究，研究發現日本量化寬松政策的實施對日本股票價格影響較大。巴曙松，嚴敏（2009）通過對匯率與股票價格之間的傳導機制的研究，表明匯率通過收入效應，競爭力效應和進口效應來影響股票市場。同時研究發現，短期內金融傳導機制對匯率和股價有較明顯的影響關系，且長期來看，實體傳導機制發揮的作用明顯。朱小勇（2014）運用格蘭杰因果關系檢驗和脈沖響應分析研究美國量化寬松政策對中國股票價格的影響，結果表明美國量化寬松政策主要通過影響中國貨幣供給量和匯率來影響中國股票價格。

本文與上述文獻的研究起點，研究方法有類似之處，但是研究的落腳點以及展望有明顯的差別，本文通過對美國量化寬松政策對中國廣義貨幣M2的影響，以及對中國廣義貨幣M2與中國股市成交量之間進行線性相關性分析，之所以選擇中國股市成交量主要是傾向于在剔除價格膨脹的影響后探究資金量的變化對中國股市的影響，進而展望中國股市未來發展趨勢，而不是簡單的研究一種經濟現象并作出同類現象的政策建議。

三、美國廣義貨幣M2與中國股市交易量相關性分析

（一）數據選取

量化寬松政策的實施，貨幣供給量增多，同時其基準利率較低，市場中充斥著大量的美元，此外美元供給的膨脹，使得人民幣被迫升值，且我國同時期利率水平相對較高，大量的海外“熱錢”趁機流入我國，因此美國量化寬松政策通過匯率、利率、“熱錢”三渠道影響到我國廣義貨幣M2，進而對股市造成沖擊。

美國廣義貨幣M2對我國股市的影響取決于：第一，美國量化寬松政策在其國內發生作用有外部時滯效應；第二，產生的國際“熱錢”對中國的影響具有一定時滯效應；第三，中國股票市場并未完全開放，外資是通過QFII，QDII等有限制的直接進入我國股市，且對這部分外資的要求是長期性的戰略性的投資，因此短期內并不能造成影響。故美國量化寬松政策只有通過國際“熱錢”流入我國，并通過改變我國廣義貨幣M2，進而對我國股市造成沖擊。另外，股市的成交量反映了股市的活躍程度，相對于成交額亦或是指數更能從本質上反應股市的實際狀況，即成交額易受到股價的影響，而指數不夠全面。因此本章選取美國廣義貨幣M2與中國股市成交量進行實證分析。對于本文數據選取2008年1月至2013年12月的月度美國廣義貨幣M2與中國A股月度成交量來研究，而不是從2008年12月開始（美國量化寬松政策正式實施時間）。

（二）單位根檢驗

為了檢驗時序變量的平穩性，以防所建模型是偽回歸，需要進行單位根檢驗，回歸為Δyt=ρyt-1+■γiΔyt-i+ut+α+ψt

原假設H0：ψ=0，即序列至少存在一個單位根，則時間序列非平穩。備選假設H0：ψ

本文所選數據美國廣義貨幣M2與中國股市成交量均是時間序列，對所選數據進行檢驗，處理之后的時間序列美國廣義貨幣M2在置信水平為1%、5%時拒絕原假設，因此無單位根，此時時間序列是平穩的，可以對以上數據進行簡單線性回歸分析的實證研究。

（三）簡單線性回歸分析

為分析美國廣義貨幣M2（X）與中國股市成交量（Y）變動的數量規律，可建立簡單線性回歸模型

Y^i=β1+β2Xi+ui

其中Y^i為中國股市成交量CNS，β1為常數項，β為斜率參數，Xi為中國廣義貨幣量M2，ui為隨機誤差項，回歸結果如表1所示。

（四）模型檢驗

所估計參數β^1=-1477675，β^2=218.4173，說明美國廣義貨幣M2（X）每增加1億美元，平均來說可導致中國股市交易量（Y）增加218.4173萬股。R2=0.392673，表明所建模型并不能解釋大部分樣本數據。

四、結論和建議

（一）結論

本章通過對美國廣義貨幣與中國股市成交量來研究美國廣義貨幣對中國股市的影響，通過線性回歸模型進行分析，在月度數據中美國廣義貨幣對中國股市成交量的影響程度不大。主要原因是中國股市自2011年至2013年3年中，中國股市處于熊市狀態，股市的下跌使得整個股市的成交量大幅下滑，從而將貨幣供給增加所帶來的股市膨脹抵消。在剔除了2011年1月至2013年12月的月度數據后，美國廣義貨幣對中國股市成交量有一定的影響，事實上股市成交量的變化并非只取決于市場中的貨幣供給量，股市的成交量乃至股市的興衰取決于眾多因素，且這些因素又相互作用，相互影響，共同決定著股市的前進方向。廣義貨幣只是眾多因素中的一個較為有影響力的因素，因此擬合優度為39.2%已經達到能夠說明美國廣義貨幣對中國股市有較強影響的需要。

篇7

【關鍵詞】 廣義貨幣供給 通貨膨脹 Granger因果關系 單位根檢驗

一、引言

2008年美國房貸危機引發了世界性的金融危機，為了應對危機對中國經濟造成的負面沖擊，中國政府于2008年10月開始采取適度寬松的貨幣政策，廣義貨幣供給量迅猛增加。2010年年初開始，與生活較大關聯的農產品價格比如蒜、姜、糖等接連漲價，到下半年各類生活資料價格接連攀升，直接推動CPI逐月升高，而在通脹壓力下，很多著名學者指出貨幣超發是通脹背后的主因。但是，央行行長周小川否認貨幣超發一說，其理由是：一方面，高儲蓄國家和低儲蓄國家的廣義貨幣占GDP的比重不一樣，中國是高儲蓄國家，因此M2占GDP比重高；另一方面，在間接融資占比高的情況下，廣義貨幣占GDP的比重就高，美國是典型的直接融資發達的國家，而中國間接融資比重大，因此拿中國的M2跟美國的比不太恰當。

那么，本輪通貨膨脹到底是不是由貨幣超發引起的？這是一個值得深思的有很大研究意義的問題。基于此，本文以中國2008年10月至2010年11月的月度數據為基礎，擬采用因果檢驗、協整分析、誤差修正模型等來分析中國M2與通貨膨脹之間的相互關系。

二、相關文獻綜述

以弗里德曼為首的貨幣主義學派始終認為通貨膨脹歸根結底是一種貨幣現象。貨幣主義學派從交易方程式開始推導，在假設貨幣流通速度為常數的條件下，超過GDP增長率的貨幣供給增長率，就是通貨膨脹率。弗里德曼認為，在短期內貨幣增加既可以引起物價上漲也可以引起產量增加，只是在長期內貨幣增加才全部反映在物價上漲上。這也意味著短期內貨幣是非中性的，長期內貨幣是中性的。

近幾年來我國也有學者從貨幣主義的視角，運用計量經濟分析，對我國貨幣供給和通貨膨脹之間的關系進行了實證分析，但是取得了不同的結果。

大多數學者發現貨幣供給確實對中國通貨膨脹產生顯著的影響。張國洪、曾永平（2005）用我國1980―2002年間的年度數據，在借用劍橋方程式建立了通貨膨脹及緊縮與貨幣供應關系的理論模型后，運用格蘭杰因果檢驗的方法驗證了我國超額貨幣供應是CPI物價指數的原因，而CPI物價指數作為超額貨幣供應的原因則被拒絕。朱慧明、張鈺（2005）根據1994―2004年間的季度數據考察了貨幣供給量增長和通貨膨脹率之間的長期均衡關系和短期動態關系，認為中國的通貨膨脹與不同層次貨幣供給量增長率之間均存在協整關系。姚遠（2007）采用協整與方差分解的方法對中國貨幣供應、通貨膨脹與經濟增長的關系進行實證研究發現，貨幣供應對通貨膨脹和經濟增長的影響具有滯后效應，長期內貨幣非中性，而通貨膨脹和經濟增長并不影響貨幣供應。程建華、黃德龍、楊曉光（2008）認為M1、M2均為CPI的Granger原因，M1和進出口還是領先于CPI變動的穩定的先行指標。貴斌威，甄苓（2008）通過構建一個“內生增長的CIA模型發現當貨幣供給速度變大時，通貨膨脹將升高。龐如超（2008）借助貨幣需求理論公式建立了通貨膨脹與貨幣供應量關系的理論模型，通過對1991―2007年居民消費價格指數和貨幣供應量增長指數進行格蘭杰因果檢驗，驗證了M0、M1及M2時滯一年的情況下，3個層次對應我國貨幣供應量是CPI物價指數變動的原因，而CPI作為貨幣供應量的原因則被拒絕。

但是，也有部分學者認為中國貨幣供給對通貨膨脹的影響并不顯著。劉金全、陳廣華、顧洪梅（2004）以1982年1月至2004年3月間M0和M1月度同比增長率的數據為基礎進行分析，發現貨幣供給增長率和通貨膨脹之間不存在顯著的協整關系。劉霖、靳云匯（2005）利用1978―2003年的數據進行分析，沒有發現在長期內貨幣供應增長率影響通貨膨脹的證據，認為在經濟的貨幣化進程中，貨幣供應增長率的提高并不一定導致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經濟消耗了。

三、實證研究與結果分析

本文研究中采用的數據來自中國人民銀行調查統計司網上數據庫，樣本期為2008年10月至2010年11月的月度數據，貨幣供給取廣義貨幣供給M2，并取對數，通貨膨脹率（π）根據其月度累計全國居民消費價格指數計算而得。

1、相關性檢驗

為了研究廣義貨幣供給與通貨膨脹率之間的關系，先通過eviews分析工具對二者進行Pearson相關性檢驗，其結果如表1所示。二者之間存在顯著性的相關關系，在5%水平顯著。

2、平穩性檢驗

對于非穩定時間序列變量，其均值、方差及協方差是隨著時間的變化而變化的，很難用這些已知的信息去建立模型來預測未來情形，對非穩定時間序列建立的回歸很可能是一種偽回歸。對于偽回歸，可以增加解釋變量、減少解釋變量或進行差分來解決。因此，要進行回歸分析，首先要明確變量是否是穩定的時間序列。檢驗時間序列變量穩定性的標準方法是單位根檢驗，本文將采用ADF單位根檢驗方法來進行檢驗。對廣義貨幣供給（lnM2）及通貨膨脹率（π）進行ADF檢驗，兩個變量原始數據ADF統計量均不顯著，沒有被拒絕，在一階差分后，統計量在1%顯著性水平下拒絕了原假設，表明兩個變量都是單整I（1），即經過一階差分后可以變為穩定的時間序列變量。而且，對廣義貨幣供給（lnM2）及通貨膨脹率（π）進行Johanson協整檢驗，在有截距和確定線性趨勢的情況下，對殘差進行1階差分滯后檢驗，檢驗結果表明在5%的顯著性水平下二者協整關系數為1。

3、因果檢驗

在經濟分析中，盡管某些變量之間存在顯著的相關關系，但是它們未必都有意義，判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，一般采用因果檢驗法。為了進一步分析廣義貨幣供給與通貨膨脹之間的相關關系，本文還對二者進行了Granger因果關系檢驗。檢驗結果如表2。

通過Granger因果檢驗我們可以看出，在滯后1期和2期的情況下，廣義貨幣供給（lnM2）是通貨膨脹率（π）的Granger原因，反之不成立；而當滯后期為3期后，廣義貨幣供給（lnM2）與通貨膨脹率（π）互為Granger原因。這說明，廣義貨幣供給的增加，在短期內就會引起通貨膨脹率的增加，而通貨膨脹率的增加會引起人們通貨膨脹率預期的增加，也會引起廣義貨幣供給的增加，但是有一個時間滯后效應。

4、回歸分析

根據貨幣數量論的觀點，不僅貨幣供給量對通貨膨脹有影響，而且，通貨膨脹預期也會對通貨膨脹有影響，因此，在分析時應當考慮通貨膨脹預期的影響，在這里，以前一期的通貨膨脹作為通貨膨脹預期，建立回歸模型，可以得到如下分析結果：

從回歸模型可以看出，各參數估計量都非常顯著，貨幣供給的增加確實能夠導致通貨膨脹的增加。但是貨幣供給僅能解釋通貨膨脹變化中的22.93%。

四、結論

本文通過對中國2008年10月到2010年11月的月度數據分析，發現廣義貨幣供給的增加確實導致了中國的通貨膨脹，但是，廣義貨幣供給的增加僅能解釋通貨膨脹的22.93%。根據貨幣數量論的觀點，影響通貨膨脹的不僅有貨幣發行量，還有通貨膨脹預期、經濟增長等因素。但是在本輪通貨膨脹中，貨幣發行確實取到了一定的作用，推動了通貨膨脹的惡化。

【參考文獻】

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[4] 程建華、黃德龍、楊曉光：我國物價變動的影響因素及其傳導機制的研究[J].統計研究，2008（1）.

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[6] 龐如超：我國貨幣供給量與通貨膨脹關系的實證分析[J].河北金融，2008（5）.

[7] 劉金全、陳廣華、顧洪梅：我國通貨膨脹名義成因和實際成因的經驗[J].吉林大學學報社會科學版，2004（5）.

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[9] 高鐵梅：計量經濟分析方法與建模：EViews應用及實例[M].清華大學出版社，2006.

篇8

何謂電子貨幣,1998年,巴塞爾銀行監管委員會(BCBS)將電子貨幣定義為:在零售支付機制中,通過銷售終端、各類電子設備,以及在公開網絡上執行支付的“儲值”產品和預付支付機制。所謂“儲值”產品,是指保存在物理介質(硬件或卡介質)中可用來支付的價值,這種物理介質可以是Mondex智能卡、多功能信用卡、“電子錢包”等,所儲價值使用后,可以通過電子設備追加。而“預付支付機制”則是指存在于特定軟件或網絡中的一組可以傳輸并可用于支付的電子數據,通常被稱為“數字現金”,也有人將其稱為“代幣”,由一組二進制數據或數字簽名組成,可以直接在網絡上使用。

貨幣供應量統計包括對不同層次的貨幣的統計,其中對于廣義貨幣的統計是工作的重點。廣義貨幣主要由通貨和存款構成,通貨和存款的創造也就是廣義貨幣的創造。在貨幣金融統計中,常通過統計基礎貨幣的量,然后根據特定的貨幣創造機制,計算出實際流通中的廣義貨幣量,一般來說,廣義貨幣代代創造可概括為:廣義貨幣量=基礎貨幣×貨幣乘數。為了闡述電子貨幣對貨幣供應量統計的影響,文章將從其對基礎貨幣和貨幣乘數的影響兩方面進行。

二、對基礎貨幣的影響

(一)貨幣發行權的多樣化

電子貨幣的出現沖破了中央銀行的貨幣壟斷發行權,使傳統法幣在流通中被電子貨幣所部分替代。到目前為止,絕大部分的電子貨幣產品并不是由中央銀行,而是有商業銀行、其他金融機構、甚至非金融性的經濟實體所發行,如蒙德克斯卡是由英國國立西敏寺銀行、米德蘭銀行和英國電信公司聯合開發,并由英國、美國、澳大利亞新西蘭等國家的若干家商業銀行共同組成蒙德克斯國際公司發行,同時該公司授權世界各地商業銀行使用其品牌,并提供一定的技術支持。各國在對待電子貨幣發行權問題上的處理方法也不盡相同,在歐盟,各中央銀行已一致同意,對電子貨幣中的一種多用途預付卡的發行應該僅限于信用機構。在荷蘭,中央銀行已決定自己發行電子貨幣。澳大利亞和丹麥的中央銀行只是間接地參與發行新形式的電子結算媒介。

(二)貨幣劃分層次的模糊

貨幣銀行理論依據不同金融資產的流動性強弱將貨幣劃分M0、M1、M2、M3等多個層次。貨幣層次的劃分是貨幣計量、金融市場運行分析的前提和基礎。在電子貨幣下。將瞬間實現通貨與儲蓄存款、活期存款與定期存款之間以及其他各種短期流動金融資產如商業票據、人壽保單等之間的相互轉換。金融資產之間的替代性大大增強。貨幣層次結構更加復雜多變。傳統各層次貨幣的定義和計量變得更加困難。同時由于電子貨幣由不同的機構發行。不同的電子貨幣的風險性、通用性及與其他金融資產的可轉換性也是不一樣的。如果僅將其簡單的加總。勢必影響貨幣量指標的準確性。因此在電子貨幣對法幣大規模替代的情況下。要準確測量某一層次的貨幣總量幾乎不再可能。即使可能。其所需的成本也將是驚人的。由于電子貨幣的廣泛使用導致的貨幣劃分層次的模糊,將導致貨幣政策中介目標中的總量性目標的合理性和科學性下降。而以利率為代表的價格信號性中介目標成為未來貨幣政策的選擇主流。

(三)貨幣計量的混亂

大部分國家的廣義貨幣都包括“由存款性公司”項下的本幣現鈔、可轉讓存款和其他存款。非股票證券和存款性公司發行的“其他負債”(或具體分類)屬于少數國家的廣義貨幣范疇。“其他部門發行”項下的現鈔、存款和“其他”類只有更少的國家將其納入廣義貨幣。

由于電子貨幣由不同的機構發行,不同的電子貨幣的風險性、通用性及與其他金融資產的可轉換性也是不一樣的,如果僅將其簡單的加總,勢必影響貨幣量指標的準確性。同時因此在電子貨幣對法幣大規模替代的情況下,要準確測量某一層次的貨幣總量幾乎不再可能,即使可能,其所需的成本也將是驚人的。另外,網絡交易的地域模糊性,使得政府在統計本國經濟中的貨幣量時,必須考慮居民手中持有的、未存放于本國銀行中的貨幣的影響

三、對貨幣乘數的影響

金融網絡化還使得在統計貨幣供應量時,基礎貨幣發生的乘數效應更難確定。貨幣供應量是社會生活中實際流通的貨幣總量 ,由貨幣乘數和基礎貨幣的乘積決定。貨幣乘數K=(1+h)/(h+r+t3s+e)。其中:h=C/D,h為提現率,C為公眾手中持有的現金,D為活期存款;r=Rr/D,Rr為活期存款準備金;s為定期存款準備金率;t為定期存款占活期存款D的比率;e為超額準備金率。金融網絡化所催生的電子貨幣對現金有強烈的替代性,因此現金持有率將下降,更多的轉化為以電子貨幣形式存在的活期存款。同時,金融市場深度的網絡化使得商業銀行能輕易的通過網絡從其他行拆入資金,也能很容易的把自己的資金拆借給其他金融企業。這使得持有超額準備金的成本在上升,而準備金不足的風險成本在下降,因此它們沒有必要保持大量的超額準備金,這使得e變小。由此可見,金融業的網絡化使得貨幣乘數中的兩個參數發生了變化。使貨幣乘數上升,并使預測貨幣乘數的變化量更加困難。因此貨幣當局在統計貨幣供應量時就不能用基礎貨幣乘以傳統的貨幣乘數,而必須對此做出調整,才能得到準確的數字。

總之,金融網絡化的為我們帶來電子貨幣的廣泛應用,其在給我們帶來方便的同時也對經濟各方面產生了影響,文章從電子貨幣對貨幣供應量統計的影響入手,分析了電子貨幣對基礎貨幣和貨幣乘數影響,得出電子貨幣的廣泛使用帶來的影響包括:將會使貨幣發行權多樣化、貨幣劃分層次模糊、貨幣計量混亂、貨幣乘數上升,并使預測貨幣乘數的變化量更加困難。為央行監管和貨幣政策的制定提供一定的參考,在處理電子貨幣這一問題上有一個更全面的視角和認識。

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歷史和現實證明，中國的“超額貨幣供給”并非宏觀經濟矛盾的源頭，而恰恰是結構性問題的結果。就貨幣論貨幣，永遠走不出貨幣的迷局，唯有“跳出貨幣看貨幣”，淡化政府主導的市場化資源配置模式，改變對投資的過度依賴，全力促進金融領域全方位變革，才能最終破解迷局。

隨著中國貨幣信貸的高速增長、房地產等資產價格泡沫的逐步堆積，以及通貨膨脹壓力的不斷加大，近些年來，有關中國經濟“高貨幣化”以及“貨幣超發”的討論與爭議就從未停息過，而有關中國貨幣供給內生性的謎題也備受中外學界關注。

到底如何科學理性地看待和測度中國的高貨幣化現象呢？

本質而言，貨幣供應量是貨幣當局及其金融機構對公眾的負債，因此，貨幣供應的變化很大程度上反映的是貨幣需求的變化。中國改革開放三十多年來，隨著經濟總量的增長，經濟活動對貨幣和相關交易工具的依賴越來越重，導致金融資產規模在經濟總資產中的比重上升。常用的衡量金融深化的指標就是M2/GDP，即廣義貨幣（M2）與國內生產總值（GDP）的比值。這一指標比例反映了一個經濟的金融深度。通常，該比值越大，說明經濟貨幣化的程度越高。

根據國際貨幣基金組織（IMF）今年公布的數據，今年M2/GDP的比值，美國為0.83，日本為2.40，英國為1.36，盧森堡為4.86，巴西為0.39，俄羅斯為0.45。從統計數據看，各國M2/GDP走勢存在著相當大的差別。比如，美國貨幣化走勢是曲折向下，日本則為直線向上，巴西、俄羅斯這些新興經濟體雖然總體趨勢向上，但不如中國貨幣化率走勢陡峭。從1978年的0.32增長到2011年的1.80，中國的貨幣化率在33年間擴大了近6倍。

渣打銀行最新研究報告也表明，目前，在全球廣義貨幣（M2）的存量和增量上，中國均居世界首位。據測算，去年中國新增M2規模在全球占比高達52%。如此的增長規模和態勢，在世界各國經濟發展史上的確是少有的。

解釋M2/GDP比值水平的國別差異和一國M2/GDP比值的變動，是個非常復雜的問題。原本各國廣義貨幣的統計口徑就不同，這決定了不能簡單作橫向比較。發達國家的金融深化程度較高，金融創新很活躍，一些具有貨幣職能的金融工具并未被統計到貨幣供應量中去，而一些金融市場發達的國家非金融部門除了從銀行系統獲取融資外，還從其他市場獲得大量融資。比如看數據似乎美國M2/GDP的比重較低，但如果納入貨幣市場共同基金等的廣義貨幣M3，比值立馬就會上升；歐元區的廣義貨幣M3包括回購協議、貨幣市場共同基金、2年期債券等。

當然，就現有統計結果看，中國與主要發達國家貨幣化率的確存在顯著差異，但問題在于，這種差異是量的差異還是質的差異？中國貨幣化過程存在著與其他國家迥異的結構性和制度性基礎，其核心是政府主導要素貨幣化分配，國際資本循環下的“被動創造”以及金融資源配置效率低下。

中國市場經濟進程有其特殊背景，在漸進改革的市場化進程中，政府通過政策推動甚至主動參與，將自然資源、勞動力、資金、技術、管理等資源和要素不斷推向市場，使得各類資源持續貨幣化。由于中國貨幣供給的內生性，由此帶來大量的基礎貨幣投放，通過貨幣乘數的放大從而拉動較強的貨幣供給。

不過，經濟貨幣化進程，絕非貨幣化率畸高的全部答案。全球層面的資本流動本質是貨幣競爭，這是研究中國“高貨幣之謎”的另一個關鍵視角。以美元為主的儲備貨幣體系，形成了美國領導下的全球化體系分工，消費國輸出貨幣，位于食物鏈頂端；生產國輸出商品，吸收儲備貨幣，并再投資于消費國金融市場，完成一個國際資本循環。

“入世”以來，中國出口高增長以及累計的外匯儲備已極大地改變了貨幣的創造機制和供給結構。在1994年外匯管理體制改革以前，我國基本上通過國內信貸來投放基礎貨幣，外匯占款僅占小部分，約為26.4%。然而，隨著外匯儲備的持續增長以及央行實施的“沖銷干預”政策，我國外匯占款大幅飆升，從2002年末到2011年，外匯占款由2.21萬億元增加到25.52萬億元，增長11.5倍。外匯占款增量占中央銀行基礎貨幣的增量比例，2005年突破100%，達到110%。2009年更是達到134%，所以說，中國貨幣創造屬于“被動式創造”。

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關鍵詞：人民幣匯率；利率；貨幣供應量；向量自回歸模型（VAR）

中圖分類號：F822.0 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-02

一、緒言

匯率是兩種貨幣之間的兌換比率，亦可視為一個國家的貨幣對另一種貨幣的價值。匯率又是各個國家為了達到其政治目的金融手段。匯率雖然會因為一國利率和通貨膨脹以及國家的政治與經濟等原因而發生變動，但匯率最終是由外匯市場決定。由于匯率的波動會影響一個國家的進出口貿易甚至是經濟穩定，尤其關系到外貿企業的生存以及一國的貨幣金融環境。學術界對人民幣匯率預測問題的研究較多，國內學者普遍使用如ARIMA、小波分析等單變量模型或其組合，而忽視了宏觀經濟基本面在匯率預測中的作用。單變量模型的原理為使用一個時間序列過去值所包含的信息來預測其未來值，是一種數據挖掘手段。其優點是充分挖掘了數據內在的信息，不失為一種客觀的研究方法。但是這類方法缺乏經濟理論支撐，現實生活中經濟體的方方面面相互關聯，影響匯率的因素錯綜復雜，拋開匯率與其他經濟變量的聯系，單純地靠匯率自身來預測匯率，這類做法顯然難以令人信服。因此，本文著眼于匯率與宏觀經濟因素之間存在互動與反饋這個事實，利用能夠揭示多變量間互動關系的向量自回歸模型（VAR），基于多種匯率理論選擇了匯率、貨幣供應量、利率三個變量建立模型，揭示匯率、貨幣供應量、利率三者之間的聯動關系和影響程度，補充前人在匯率預測研究中的不足。

二、實證分析

本文使用中國人民銀行公布的人民幣對美元匯率（月平均數），全國銀行同業隔夜拆借利率（月度加權平均），以及廣義貨幣（M2）存量數。觀測期間為2005年2月至2015年12月。數據頻率為月度。樣本容量為131。計量軟件采用python。

1.平穩性檢驗

不平穩的時間序列可能導致虛假回歸，建立的模型將毫無意義。本文與主流觀點一致，主張用平穩數據建模。首先檢驗數據的平穩性。用ADF方法進行平穩性檢驗，匯率和利率首先滿足1%水平下的平穩性要求，對M2進行一階差分后，也滿足了平穩性要求。

2.滯后階數選擇

VAR（P）模型中用變量的滯后值作為解釋變量，自然需要選擇合適的滯后期數P。在10階的范圍內選擇滯后期數，bic準則和fqic準則的最優滯后階數都是1階，同時，aic準則和fpe準則的最優滯后階數分別是10階和9階。有兩種準則都選擇1階，也為了簡化分析過程，所以本文選擇建立了一個VAR（1）模型。

3.參數估計

如圖表中結果顯示，對匯率和貨幣供應量的VAR模型回歸結果的系數顯著性較高，但對利率的回歸結果的t統計量顯著性達不到要求。從具體系數上看，模型受其自身的滯后變量的影響較大，受另外兩個變量的影響較小。

4.Granger因果檢驗

基于Granger因果檢驗的結果，利率變動和廣義貨幣增長量都是匯率變動的格蘭杰原因，說明利率的變動和廣義貨幣的增長都有助于解釋人民幣匯率水平的變化。匯率變動和利率都是廣義貨幣增長量的格蘭杰原因，說明央行在決定貨幣增發量時很可能參考了人民幣匯率和利率的走向。上述檢驗結果顯示匯率與廣義貨幣增長量不是利率變動的格蘭杰原因，說明匯率的信息對于利率預測并沒有顯著意義。

5.脈沖響應函數

如圖所示，利率對匯率的影響波動較小，收斂速度也較為緩慢；貨幣供應量對匯率的影響極低，并迅速收斂。同時，匯率和利率對貨幣供應量的影響較大，波動也較為劇烈，匯率的影響在4期后由負轉正，但不明顯。由于匯率與廣義貨幣增長量不是利率變動的格蘭杰原因，因此不討論對利率的脈沖響應。

三、結論

利率的變動和廣義貨幣的增長都有助于解釋人民幣匯率水平的變化。其中，利率對匯率的影響波動較小，持續性較強，貨幣供應量對匯率的影響極低并會迅速衰減。央行在決定貨幣增發量時很可能會受到人民幣匯率和利率的走向的影響。相對于匯率所受到的影響，這種影響更加強烈，波動性也更大。匯率從長期看對貨幣供應量有正向影響，但不明顯。匯率與廣義貨幣增長量不是利率變動的格蘭杰原因，說明匯率的信息對于利率預測并沒有顯著意義。利率水平是貨幣當局的可控工具。提高利率水平將帶來貨幣的貶值。貨幣供應量是也一個可以用來調控的變量。為了保證匯率的穩定性，貨幣供應量增長率應保持相對平穩。但綜合考慮上述因素，相比于利率水平，貨幣供應量對匯率的影響小而短暫，不是貨幣當局影響匯率的可操作手段。

參考文獻：

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