货币供给论文例1

2基于VAR模型的实证分析

经济学中,影响一国货币供给有很多因素,如一国经济增长率,居民消费价格指数,工业品出厂价格指数,一国货币汇率体制,货币供给预期,国际金融市场对本国货币供给的影响,严重自然灾害或者是重大突发性事件如地震等等因素。如果把影响一国货币供给的因素作为解释变量,把一国货币供给作为被解释变量,就可以建立一个关于我国货币供给的函数。以广义货币增长率M2表示我国货币供给,GDP,CPI,PPI,HUILV表示影响我国货币供给的经济增长率,居民消费价格指数,工业品出厂价格指数和我国汇率变动率等各种因素,则我国货币供给函数可以表示为:M2=f(GDP,CPI,PPI,HUILV⋯),具体分析如下。

2.1数据平稳性检验

广义货币M2供给增长率,GDP增长率,居民消费价格指数CPI,汇率变动率和工业品出厂价格指数PPI,在1990-1998年数据线性趋势起伏不定,数据明显不平稳,须进行单位根检验,检验结果表明广义货币M2供给增长率,GDP增长率,居民消费价格指数CPI,汇率变动率和工业品出厂价格指数PPI在5%的显著水平下都是不平稳的;对其进行一阶差分,得到ΔM2,ΔGDP,ΔCPI,ΔHUILV,ΔPPI再对其进行单位根ADF检验,其ADF检验统计量均小于显著性水平5%的临界值,拒绝原假设,表明至少可以在95%的置信水平下拒绝原假设,差分序列ΔM2,ΔGDP,ΔCPI,ΔHUILV,ΔPPI均不存在单位根,为平稳时间序列。因此,广义货币M2供给增长率,GDP增长率,居民消费价格指数CPI,汇率变动率和工业品出厂价格指数PPI这5个序列具有相同的单整阶数,均为一阶单整I(1)过程。

2.2变量格兰杰因果关系(Granger)检验和协整性(Johan2sen)

检验对M2,GDP,CPI,PPI,HUILV五变量进行格兰杰因果关系检验,广义货币M2增长率和我国GDP增长率在10%的显著水平下,两者存在双向格兰杰因果关系;广义货币M2增长率和居民消费价格指数CPI在10%的显著水平下,存在单向格兰杰因果关系;广义货币M2增长率和工业品出厂价格指数PPI在10%的显著水平下,也存在单向格兰杰因果关系;广义货币M2增长率和我国汇率变动率HUILV在10%的显著水平下,同样存在单向格兰杰因果关系。再对M2,GDP,CPI,PPI,HUILV五变量进行协整性(Johans2en)检验,检验结果表明五变量之间存在协整关系,即存在长期稳定的均衡关系。

2.3模型滞后阶数选择分析

经过分析模型选择滞后阶数3最好,因为在滞后阶数3时,施瓦兹AIC值最小并且此时赤池SC值也最小,但考虑到要建立的模型,由于样本期限较短,并且样本数据均为年度数据,为了保持数据本身合理的自由度,使建立的模型具有较强的解释能力,并且为了消除误差项的自相关,因此选择最大滞后阶数为2。

2.4VAR模型估计结果

由于向量自回归模型要求系统中的变量具有平稳性,因此把M2,GDP,CPI,PPI,HUILV这五个变量的一阶差分形式带入模型,并利用计量统计软件,得出如下VAR模型估计结果,具体整理如下:

M2=0.5843M2(-1)+0.8903M2(-2)+0.0183GDP(-1)-2.2103GDP(-2)+0.1583CPI(-1)-1.4493CPI(-2)+0.1803PPI(-1)+0.9113PPI(-2)-0.2793HUILV(-1)+0.0953HUILV(-2)+12.130

R2=0.90F=16.03

由于,本文主要是对广义货币供给M2进行实证分析,在此主要讨论M2的VAR模型表达式,而对于GDP,CPI,PPI,HUILV的VAR模型表达式不作深入讨论。在M2的VAR模型中,调整的可决系数为0.90,说明模型拟合得还是比较好的,但与真实值相比,拟合效

果还没有达到十分完美的程度。

2.5VAR模型系统稳定性检验与脉冲响应函数分析

通常,对于VAR模型单个参数估计值的经济解释是很困难的,如欲对一个VAR模型进行分析并得出结论,可以运用系统的脉冲响应函数和方差分解。其中,脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应,即在误差项上加一个标准差大小的新息(innovation)冲击对VAR模型中内生变量当期值和未来值产生影响。一般地,非稳定的VAR模型不能进行脉冲响应函数分析。为此,需要对该VAR模型进行平稳性检验,经过分析得该VAR模型是稳定的,因此可以对模型进行脉冲响应分析。在此,只对广义货币M2进行脉冲响应分析。M2分别受到自身,GDP,CPI,PPI,HUILV,一个标准差的随机新息冲击的响应情况,如下分析:来自自身的冲击,总体响应都是显著的,都为正。这说明,对自身标准差的随机新息冲击的响应较强,并且具有一定的持续性;来自GDP的冲击,我国经济增长对广义货币供给M2冲击还是比较显著的,经济增长会引起我国货币快速增长;来自CPI的冲击,总体上还是比较显著的,表明居民物价水平升高,导致货币需求增加,从而会引发货币供给增加;来自PPI的冲击,总体上还是比较显著的,表明工业品出厂价格提高,需要更多的货币进行交易,进而也会引发货币供给增加;来自HUILV的冲击,总体上不显著,表明我国汇率变动对货币供给增加不敏感。

2.6预测方差分解分析

在建立的VAR模型中,每一个内生变量都有一个独立的方差分解序列,通过利用方差分解技术可以发现随机新息的比较重要性信息。GDP,CPI,PPI,HUILV的预测方差分解表明,对广义货币供给增长率一个标准差大小的随机新息冲击,其标准差从第2年开始分别被GDP,CPI,PPI,HUILV所感应,各自占比分别为0.35%,0.74%,8.59%,1.96%。经过分析发现第7年到第15年,M2的方差分解被GDP,CPI,PPI,HUILV感应的值一直比较稳定,M2的方差分解被M2本身感应的值一直比较大,说明我国广义货币供给M2本身增长受其自身系统扰动比较大,其次我国广义货币供给M2增长也受我国经济增长率,通货膨胀率影响也比较大。

3基于VAR模型分析的我国广义货币供给M2主要结论

本文对时间序列变量M2,GDP,CPI,PPI,HUILV进行格兰杰因果关系检验,协整检验,并构造VAR模型,运用脉冲响应函数和方差分解技术进行分析,得出以下主要结论:

(1)广义货币M2增长率和我国GDP增长率在10%的显著水平下,两者存在双向格兰杰因果关系,即表现出存在显著的,长期稳定的均衡关系。一方面,我国经济增长快,要求货币供给增加;另一方面,我国货币供给适度地增加时,也会刺激我国经济增长。但通过脉冲冲击和方差分解分析,可知我国经济增长情况并不是我国货币供给增加的全部原因,还有其他因素,也即说明了我国货币供给并不是完全内生的。

(2)尽管广义货币供给M2与居民消费价格指数CPI,工业品出厂价格指数PPI存在单向的格兰杰因果关系,但通过脉冲冲击和方差分解可知,居民消费价格指数CPI和工业品出厂价格指数PPI也对我国广义货币供给M2增加产生了一定的影响,虽说这不是长期的,但这也对我国短期货币供给有一定的指导意义,即在分析短期货币供给时,一要考虑当前的通货膨胀情况,二要考虑到未来的通货膨胀预期。

(3)广义货币M2增长率和我国汇率变动率HUILV在10%的显著水平下,存在着单向格兰杰因果关系,即货币供给变动是引起汇率变动的格兰杰因果。我国目前人民币还在稳步升值,但升值幅度一定要考虑到我国国内的实际经济运行情况和货币供给情况。还可以通过脉冲冲击和方差分解可以证明,我国货币供给变动对汇率波动不敏感。

(4)要充分重视我国目前货币供给变动受其自身影响比较大。在建立的VAR模型方程式中,可知M2与其滞后一期的值,滞后二期的值关系都比较显著;并且在脉冲冲击和方差分解分析中,货币供给自身受自身影响已达到将近一半的程度。

参考文献

[1]冯玉明,袁红春,俞自由.中国货币内生性或外生性问题的实证[J].上海交通大学学报,1999,(10).

[2]刘斌.我国货币供应量与产出、物价间相互关系的实证研究[J].金融研究,2002,(7).

[3]李晓华,侯传波,陈学彬.我国货币内生性问题的实证研究[J].上海财经大学学报,2003,(5).

[4]高红兵.央行控制货币供应量会对资金造成巨大压力吗[J].中国证券报,2003,(7).

[5]郑雨,李新波.我国经济增长和通货膨胀关系的实证分析[J].技术与市场,2007,(1).

货币供给论文例2

货币供给属性之争是货币经济理论界长期存在的现象。在实际争论中，无论是货币供给外生论者还是内生论者都将货币供给机制的运作方向作为其立论基础。外生货币供给理论坚持货币供给“乘数机制”，认为货币供给是基础货币通过乘数效应实现的，是基础货币决定货币供给量。而内生性理论则相反，其货币供给机制可称之为“倒逼机制”，而货币供给量对基础货币供给的“倒逼”是最后一个环节。同时，在现实经济实践中，货币政策制订者都以货币供给机制的运作方向为依据而制订货币政策，故以基础货币供给为主要货币政策工具。因此，研究一国的货币供给机制运作方向，尤其是基础货币供给机制的运作方向,无论是对货币经济理论的发展，还是对一国现实货币政策有效性的评判以及货币政策工具的选择都具有重大意义。

一、理论综述

目前，对货币供给机制运作方向的理论研究都体现在货币供给属性的研究之中。现代主流内生货币供给理论都体现出货币供给的“倒逼机制”。Siney·S·Weintraub（1978）在论述其货币供给内生性时，基于工资加成的价格形成定理认为，货币工资增长超过劳动生产率的增长幅度，导致货币收入的增加，造成既定实际产出水平下的交易性货币需求的增加，假定货币流动速度不变，中央银行为了维持充分就业和实际产出的增长，就必须增加货币供应。Nicholas·Kaldor（1982）在从中央银行充当“最后贷款人”职能的角度论述货币内生性时认为，虽然从形式看，现有的货币供应量都是从中央银行渠道出去的，但实质上并不完全由中央银行自主决定，是中央银行被动地适应公众货币需求的结果。这是因为公众的货币需求经常大量地表现为贷款需求，而银行贷款和货币供给量是紧密相关的，银行贷款的增减实际增减了现有货币供给量。Basil·J·Moore（1988）在论述基础货币供给的内生性时，基于中央银行调控货币供给的“三大法宝”，认为基础货币的投放取决于商业银行对流动性的需求。

上述货币供给理论的逻辑可以概括为：“实际经济因素货币供给基础货币供给”的一般形式。可以看出在货币供给的“倒逼机制”中，货币供给对基础货币供给的“倒逼”是其中的最后一个环节。同时，由于各国中央银行都把基础货币供给作为主要的货币政策工具，因此，从经济实践角度来说，也是最重要的一个“倒逼”环节。

经验研究的程度取决于理论研究的发展水平。基于当代货币供给内生理论，国外学者展开了大量的实证研究。具体到最后“倒逼”环节的实证研究文献比较有限。其中比较有名的是Lombra、Torto（1973）以及Forman、Groves和Eicher（1985）的实证研究，他们证实了美国基础货币的变动是被动的和适应性的。

我国学者在对我国货币供给内生性的实证研究中，其“倒逼特性”只体现到实际经济因素对货币供给量的“倒逼”这一层次。然而，外生货币供给论者都将基础货币与货币供给量的关系作为其主要立论基础：M·Friedman，A·Schwartsz（1963）、Phillips·Cagan（1965）、Jerry·L·Jordan（1969）、Albert·E·Burger（1971）等都分别从基础货币通过货币乘数决定货币供给量这一角度论述其货币供给外生性思想，并进行相应的实证检验。因此，从这一角度说，我国相关学者的实证研究是不够彻底的，并不能从外生货币供给论的立论基础角度反驳外生货币供给理论，其实践意义也必然是有限的。

对我国货币供给“倒逼机制”的实证研究必然涉及到实证研究路径的选择问题，而合理的路径选择取决于相关理论争鸣的焦点及其表现形式。因此，笔者将以基础货币和货币供给量为主要变量，展开对我国货币供给“倒逼机制”，最后的、也是最重要环节的实证研究。

二、数据说明和计量分析

基于上述理论探讨，本文将通过对基础货币与货币供给量之间计量关系的研究，以检验我国货币供给机制的运作方向问题。为了表述的全面性，文中将同时分别检验广义货币供给（M2）和狭义货币供给（M1）与基础货币（B）的关系。

由于1997年中国人民银行对金融统计制度进行了较大调整，因此，1997年以后的数据与以往的历史数据是不可比的。本文选取从1998年第一季度到2006年第三季度的数据，共35组作为样本。数据来源于《中国金融年鉴》各期，其中2006年的数据来源于中国人民银行月报。为了消除数据可能存在的异方差性，本文对其取对数值，得三个变量：LNB、LNM2、LNM1，分别代表基础货币、广义货币供给、狭义货币供给。实证检验过程如下：

（一）ADF检验

由于采用非平稳序列建立模型将很可能导致伪回归。故在分析时间序列问题时，进行单位根检验是必要的。采用ADF单位根检验方法，对原时间序列进行回归后得到的ADF统计量若大于给定显著性水平的临界值，则所检验序列为非平稳序列，反之亦然。若为非平稳序列，则继续对其一阶差分序列进行检验，以确定其单整阶数。本文采用麦金农临界值，对上述各序列的单位根检验结果如表1所示：

上述检验结果表明，LNM2、LNM1、LNB都具有单位根，而其一阶差分为平稳序列，即为I（1）序列。

（二）协整关系检验

协整是指若干个单整阶数相同的时间序列的某种线性组为平稳序列，它可以表明变量之间是否存在长期关系。本文采用Engle和Granger于1987年提出的两步检验法（EG检验），分别对LNM2、LNB以及LNM1、LNB进行协整检验。

1、对LNB、LNM2进行协整检验

第一步：对LNB、LNM2建立协整回归模型：

LNB=2.243+0.696LNM2

第二步：令

E2=LNB-2.243-0.696LNM2

对E2进行单位根检验，发现E2已经是平稳序列。故LM2与LNB之间存在长期的稳定关系。

这样可以建立误差修正模型，以表明LNB和LNM2之间的短期变动关系。经过多次试验，删除不显著的滞后量，采用广义差分法得到方程如下：

上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式是理想的单方程误差修正模型。

2、对LNB、LNM1进行协整检验

第一步：对LNB、LNM1建立协整回归模型：

LNB=2.803+0.708LNM1

第二步：令

E1=LNB-2.803-0.708LNM1

对E1进行单位根检验，同样发现E1也已经是平稳序列，故LNM2与LNB之间存在长期的稳定关系。

同样经过多次试验，删掉不显著的变量，我们可以得到误差修正模型：

上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式也是理想的单方程误差修正模型。

三）Granger因果关系检验

Granger（1969）提出，如果由yt和xt滞后值所决定的yt的条件分布与仅由yt滞后值决定的条件分布相同，则称两序列存在格兰杰非因果性；若加入xt滞后变量有助于改善yt的预测精度，则称两序列存在格兰杰因果关系。对上述各货币供给对数序列两两配对检验，检验结果如表2所示：

从表4可以看出，在1998到2006年的季度数据样本区间内，在1%的显著性水平下，LNM2是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM2的格兰杰原因；LNM1是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM1的格兰杰原因。说明我国货币供给体系存在明显的“倒逼机制”，具有显著的“倒逼”特性。至此，我们可以得出这样的结论：在我国货币供应体系中，是广义货币供给以及狭义货币供给决定基础货币供给，而不是外生货币供给论所认为的狭义货币供给通过乘数效应决定广义货币供给的外生货币供给思想。

（四）VAR模型的方差分解和脉冲反应分析

Granger因果关系检验只能说明变量之间的因果关系，但不能说明变量之间因果关系的强度。本文通过对VAR模型的方差分解和脉冲反应分析，揭示出货币供给对基础货币的动态影响过程。

1、方差分解分析

方差分解的基本思想是,把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的各部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解不仅可以对样本期间以外的因果关系检验,而且还将每个变量的单位增量分解为一定比例的自身原因和其他变量的贡献。笔者通过建立VAR（2）模型，进而得出方差分解结果。为了更形象地反映各变量贡献的变化趋势，文章用趋势图给出（见图1和图2）：

从图1可以看出，从第三期开始，广义货币供给（LNM2）对基础货币供给（LNB）的影响持续、显著地增大，而基础货币对其自身的影响却持续地明显降低。

从图2可以看出，从第一期开始，狭义货币供给对基础货币供给的作用就显著地增强，在第十二期就占到基础货币供给预测误差的50%，并且之后依然持续增强其对基础货币供给的影响。而基础货币对其自身的影响却是相反的。

2、脉冲反应分析

脉冲响应函数是试图描述任意一个变量的扰动是如何通过模型影响所有其他变量的，并最终又反馈到自身的过程。本文通过建立VAR模型，利用脉冲反应函数来分析LNB对LNM1、LNM的动态冲击的反应。

从图3可以看出，在第一期基础货币（LNB）对其自身的一个标准新息立刻有较强的反应，供应量增加了约0.042左右，但影响的时间不长，到第四期就回到原来的水平，以后一直以一个持续的、稳定的微弱负值影响基础货币的供给；而广义货币供给虽然在第二期对基础货币有一个微弱的负向影响，但很快从第三期开始就以一个持续的、稳定的较强正值影响着基础货币的供给。这与上述协整检验以及格兰杰因果关系检验是吻合的。并且广义货币供给对基础货币供给有较强的决定作用。

从图4可以看出，其基本结构与图1相似，第一期基础货币对自身的一个标准差新息立刻起反应，但很快就回复到一个持续、稳定微弱的负值影响；从第二期开始，狭义货币供给（LNM1）就以一个较强的正向值作用于基础货币供给，并且之后以一个较大正值持续稳定地作用于基础货币的供给。而且与图3中不同的是，狭义货币供给并没出现任何对基础货币供给的负向作用，这应是狭义货币比广义货币具有更强流动性的缘故。

三、结论

通过对我国货币供给与基础货币供给（对数）变量之间关系的计量检验发现，各层次货币供给对基础货币供给具有持续的、显著的决定作用，本文通过分析得到的基本结论如下：

第一，在货币供给量与基础货币的长期均衡关系上，无论是广义货币供给还是狭义货币供给都与基础货币供给之间存在协整关系。说明我国的货币供给与基础货币之间存在长期均衡关系。这一点，主流的内生货币供给理论和外生货币供给理论都是认可的。

第二，从货币供给和基础货币的Granger因果关系来看，无论是广义货币供给还是狭义货币供给对基础货币的变化都存在显著的Granger影响，表明我国货币供给机制存在显著的“倒逼”特性，而不是外生货币供给论者所长期坚持的由基础货币通过乘数效应决定货币供给的外生性思想。

第三，通过方差分解分析，识别了货币供给对基础货币变动的动态影响过程。方差分解的估计结果表明，货币供给在长期和短期对基础货币的影响是非常显著而持续的，“倒逼”特性非常明显。

第四，通过估计VAR模型的冲击反应分析，可以看出货币供给对基础货币冲击的动态反应路径。发现货币供给对基础货币的冲击效果是持续而稳定的。估计结果不仅再次验证了货币供给对基础货币的“倒逼”特性，而且具体描述了货币供给对基础货币的动态影响。

参考文献：

1、米什金.货币金融学[M].北京:中国人民大学出版社,1998.

2、弗里德曼.货币稳定方案[M].上海:上海人民出版社,1991.

3、盛松成等.现代货币经济学[M].北京:中国金融出版社,2001.

货币供给论文例3

中图分类号：G642.0　文献标识码：A

文章编号：1004-4914(2010)11-116-03

对货币供给的理解是掌握宏观经济分析框架以及分析中央银行的货币政策的前提，因此货币供给的在《货币银行学》教学中有承前启后的重要意义。在教学实践中，货币供给问题也是一个难点，本文的目的是探计在《货币银行学》中货币供给部分采取怎样的教学方法以提高教学效果。

一、货币供给中的教学难点

在长期的《货币银行学》教学实践中，通过问卷调查、课后交流、作业和考试等手段。我们发现在货币供给教学中，授课对象经常遇到的典型疑难问题有这样一些：存款派生模型比较抽象，授课对象对存款派生模型无限派生的假定难以理解，通过T型账户阐述中央银行和商业银行资产自债表的变化也比较难理解；存款派生模型和货币供给模型之间的关系理解不透；基础货币的本质难以把握。比如授课对象有这样的疑问：基础货币是货币供给的源泉，但基础货币的三个组成部分(法定存款准备金、流通中现金和超额存款准备)中只有超额存款准备金具有存款派生的能力，这是否存在矛盾；对乔顿模型理解存在偏差。比如授课对象有这样的疑问：在其他变量不变的情况下，超额存款准备金率的提高会导致货币供应量减少。但是当商业银行通过再贴现或公开市场业务获得资金时，超额存款准备金率将提高，而货币供应量将增加，这是否存在矛盾。

经过梳理，我们认为存在这些疑惑的主要原因在于对基本概念、基本理论理解不清，通过教学环节的合理设计可以使得货币供给中的有关概念和理论更加清晰地展现给授课对象，以改善教学效果。

二、当前《货币银行学》课程货币供给的常见的讲授方法

目前国内《货币银行学》教学主要沿袭中国人民大学黄达教授开创的体系，货币供给教学主要围绕存款派生模型和乔顿模型展开。中央财经大学的《货币银行学》精品课程中第十八章货币供给安排了这样几个部分：现代信用货币的供给，中央银行与基础货币。商业银行与存款货币的创造，货币乘数与货币供给量，影响我国货币供给的因素分析。中国人民大学《货币银行学》精品课程中则将有关内容分为两章。在第十二章现代货币的创造机制中包括这些内容：现代的货币都是信用货币，存款货币的创造，中央银行体制下的货币创造过程，对现代货币供给形成机制的总体评价。在第十四章货币供给中安排了货币供给度其口径，货币供给的控制机制与控制工具，货币供给是外生变量还是内生变量，“超额”货币及其所反映的规律这几个部分。上海财经大学的《货币银行学》教学中。第十一章货币供给是按这样的顺序展开的：货币的定义。货币总量及其构成，存款货币的多倍扩张与多倍收缩，乔顿模型，基础货币与货币乘数，货币供给理论。

上述安排代表了国内《货币银行学》主流的讲授思路。可以看出来讲授内容差别并不大，但是讲授顺序安排则有较大区别。而我们认为具体的讲授顺序对教学效果有很大影响。本文认为货币供给教学可以按下述顺序展开阐述：货币口径，T型账户与银行资产负债表。存款派生模型，货币供给模型，货币供给的影响因素，影响我国货币供给的因素分析。下一部分具体讨论这样安排的原因，并对每一环节的教学难，董和教学方法设计展开讨论。

三、教学难点分析及教学方法的设计

1.货币口径。对货币不同口径的准确理解直接关系到对存款派生和货币供给模型的理解，因此本环节的主要目的是对货币供给理论的讲授作知识准备。按照一般的《货币银行学》体系，货币口径的教学可能已经在“货币”一章完成。但本文认为有必要在货币供给理论之前安排货币口径的讲授或者回顾，原因有二：第一，在讲授完信用、利息、金融市场、商业银行等章后再阐述按照流动性的大小加以区别的不同货币口径更容易为授课对象接受；第二，从讲授时间上看更靠近货币供给理论，授课对象可以带着对货币口径的深刻的印象开始学习货币供给理论。

2.T型账户与银行资产自债表。本教学环节要借助T型账户解释中央银行和商业银行的各种业务对它们的资产负债表的影响，这些业务包括：中央银行通过买卖证券等资产改变商业银行存款准备金，商业银行向中央银行借款和还款，两个商业银行通过在中央银行的账户转移资金，商业银行发放和收回贷款，商业银行向非银行公众购买和出售证券。

安排这一环节的原因有两个。一方面由于《会计学原理》一般在第一学年开设，《货币银行学》通常在第：学年以后开设，授课对象对会计基础知识已有陌生感，而且《会计学原理》的视角和《银行会计》的视角不同，如果授课对象没有学习过《银行会计》课程，它们对于商业银行和中央银行的资产和负债可能缺乏准确的理解。虽然在一般的《货币银行学》教学安排中，在“商业银行”和“中央银行”两章已经讲授过商业银行和中央银行的资产、自债业务，然而在货币供给部分中对这方面的知识进行回顾仍然十分重要。另一方面，如果在讲授存款派生时才开始通过T型账户解释中央银行和商业银行资产负债表的变化，授课对象就会不断地转移精力去理解T型账户的变化。如果在这一环节另花时间先把这方面问题提前解决。则在后面教学中授课对象就可以集中注意力分析存款派生问题。

3.存款派生模型。在某些《货币银行学》讲授体系中，存款派生模型与货币供给是分开讲授的，比如黄迭的《货币银行学》和人民大学精品课程《货币银行学》，然而本文认为把存款派生模型和货币供给模型都放在货币供给这一章讨论有助于改善教学效果。

货币供给论文例4

一、前言

自从改革开放，随着市场经济体制改革不断深化，为完成经济平稳、快速增长目标，政府必须要通过财政货币政策对宏观经济的发展调控。市场经济存在着特殊的发展规律，在社会经济发展过程中一些经济波动时有出现。货币供给在经济增重具有非常重要的作用，长期以来，货币供给和经济增长之间的理论以及实证方面研究作为经济学界所关注的热点，国内外的专家学者对其进行了大量的研究，取得了很大的进展。本文主要阐述了货币供给与经济增长的内涵，并对国内外货币供给与经济增长之间的的关系的研究情况进行了综述，最后提出怎样控制货币供给实现我国经济的健康持续发展，以期为理论界与实业界提供借鉴。

二、货币供给与经济增长的内涵

1.货币供给的内涵

货币供给就是一定时期内某一国家的货币供给主体向经济系统中投入货币、创造货币、扩张或者收缩货币的整个过程。

中国货币供给的内涵主要分动态与静态两个方面。所谓动态的货币供给就是一定时期某国银行系统向经济中投入、创造、扩张或者收缩货币的整个过程。而静态的货币供给是说在一定时点上处于流通中的货币存量，即平时说的货币供给量。

2.经济增长的内涵

一般来说，经济增长就是在一个较长的时间内，某一国家人均产出或者人均收入水平的不断增加。经济增长率的大小是对国家或者地区在一定时期内经济总量的增长速度的体现，也是对国家或者地区总体经济实力增长速度进行衡量的标志。

三、货币供给和经济增长的相关性

对货币供给和经济增长关系的研究，学术界主要有推动论、中性论和抑制论3种观点。曾令华发现我国名义经济增长率和货币供应量增长率存在显著的线性关系，且实际经济增长率亦随货币供给的增加而增加。说明货币供应量是推动经济增长的主动力。姚远发现货币供应对经济增长的影响存在滞后性，长期内货币非中性，而经济增长并不对货币供应有影响。在经济增长中货币供应量的改变会对经济增长产生影响，而经济增长的变化却并非货币供应量变化的原因。米咏梅、王宪勇研究发现我国经济波动的根源是总供给的冲击，总供给冲击产能对出波动的90%进行解释。

增加货币供给会提高均衡时的资本存量，推动经济增长，但就长期而言，货币供给增长率对经济增长率具有有限的影响，经济增长的最终动力是制度变迁和技术进步等非货币条件。杨柳和李力利用Calvo模型研究发现我国通货膨胀是需求拉动型的，货币非我国经济波动的根源。潘李剑研究货币供给与经济波动，短期看来，广义货币供应量与货币流通速度的变化会明显造成国内生产总值的波动，然而长期来说二者不会影响经济波动。傅伟力持有货币中性论，认为货币供给量不能对GDP的变动进行很好的解释。同时，还有研究认为中国实际货币供给量和实际经济增长具有长期稳定的均衡关系；中国实际经济增长率为实际货币供给增长率的格兰杰原因，而实际货币增长率并非实际经济增长率的格兰杰原因。

综上所述，货币供给对经济增长的作用目前尚无定论，有待于进一步的深入研究。中国经济增长是诸多因素共同作用的结果，从短期来看，货币供给是其中最主要的一个原因。在今后发展中加快金融体制改革，货币政策应重视稳定物价，突出货币政策的主体地位，中国货币供给必须与经济增长的速度相适应，从而推动中国利用货币政策对宏观经济进行有效地调控与管理。

参考文献：

[1]曾令华：论我国M2对GDP的比例[J].金融研究,2001,6.

[2]张 奇：货币供应量与经济增长方式转变-基于EMC模型分析[J].中国社科研究生院学报,2006,1.

[3]姚 远：中国货币供应、通货膨胀、经济增长关系实证研究[J].经济与管理,2007，2.

[4]黄忠民 高 珂：中国货币供给与经济增长关系的实证分析基于1986-2007[J].中国经贸,2009,16.

[5]米咏梅 王宪勇：供给冲击、财政冲击、货币冲击与中国经济波动——基于SVAR方法的分析[J].2011,3.

[6]杨 柳 李 力：货币冲击与中国经济波动--基于DSGE模型的数量分析[J].当代经济科学,2011,5.

货币供给论文例5

中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：100－4392(2008)10－00036－05

一、引言

货币供给性质究竟是内生的还是外生的？对这个问题的认识和判断决定了中央银行货币调控中间目标及其方式的选择，并将直接影响到货币调控的效果。然而，货币供给性质问题一直是现代货币理论争论的焦点所在，其是否可以完全由中央银行控制，是评判货币调控效果所必须回答的一个基础性问题，而这恰恰被当前已有的相关研究所忽略。

货币供给在整个货币循环体系中处于源头的地位，中央银行能否独立控制货币供给，是导致货币供给外生抑或内生分歧的关键。学术界对货币供给性质的讨论持有三类观点：第一类观点认为，货币供给是经济运行过程的一个外生变量，由中央银行独立自主地加以决定；第二类观点认为，货币供给是经济运行过程的一个内生变量，由经济主体的需要内生决定，中央银行不能有效地控制货币供应量；第三类观点认为，货币供给既是外生变量又是内生变量，中央银行并不能完全控制，还受制于经济主体的内生需要。很显然，上述观点分别从不同角度分析了货币的创造过程，形成了外生、内生以及内外生货币供给理论，构成了现代货币理论的基石。

纵观货币发展史，理论界关于货币供给性质的争论从来没有间断过，正是这些争论推动着货币理论不断向前发展。但是，货币供给的性质到底怎样？内生抑或外生？是货币经济学中始终不容回避的最基本理论问题，直接涉及宏观经济理论及有关对策研究，构成许多理论和现实问题争执的根源，用传统的思维方法难以达成共识。有鉴于此，本文梳理了国内外学术界有关货币供给性质的研究文献，在此基础上，通过借鉴生态系统物质循环和货币及货币流通相关理论的研究成果，从仿生学角度对货币循环的定义、特点及描述方法进行了探讨，并运用货币循环理论解释了货币供给兼具内生性和外生性，它既是内生变量又是外生变量。

二、相关文献回顾及评价

（一）货币供给外生论

货币供给外生论是西方主流经济学的传统观点，在其经济模型中，假定货币是交换的产物，货币供给可以被视为外生变量。因而，中央银行能够有效地调节货币供给进而影响经济主体的运行。

西方经济学界主张货币供给外生论中最著名的代表人物主要有凯恩斯与弗里德曼，下面分别就其主要观点综述如下：

凯恩斯是倡导货币供给外生变量的典型代表。他认为：货币供给是由中央银行控制的外生变量，其变化影响着经济运行，但自身却不受经济因素的制约。这与凯恩斯经济理论的产生背景密切相关。凯恩斯经济理论是国家垄断资本主义的必然产物，也是1929年―1933年大危机的直接产物。他虽然没有进行货币供给的定量分析，但是开创了外生货币供给理论，为国家干预经济提供了一种政策工具，具有里程碑式的重要意义。由此可见，凯恩斯的货币外生论与其货币非中性思想一脉相承，构成了凯恩斯国家干预理论的基础。

坚持货币供给外生论最为有力的莫过于以弗里德曼为首的货币主义者。根据MVPY的恒等式，货币主义者在货币流通速度V稳定、真实产出Y长期内不受M变动影响的前提下，得出了影响货币供给的三个主要因素：（1）基础货币H，它由银行准备金与公众所持有的通货构成；（2）存款与准备比率D／R，即商业银行的存款与商业银行的存款准备金之比；（3）存款通货比率D／C，即商业银行存款与非银行公众持有的通货C的比率。货币主义认为，中央银行能直接决定基础货币H，而H对于D／R和D／C有决定性影响。也就是说，中央银行只要控制或变动H，就必然能在影响D／R和D／C的同时决定货币供给总量的变动。在这种情况下，货币供给无疑是外生变量。

表面上看，货币主义者得出的这些结论可以很好地证明货币供给的外生性，但仔细分析可知，这些结论是站不住脚的。最主要问题在于：弗里德曼把货币供给归结为基础货币H、存款与准备比率和存款通货比率的固定函数过于简单化，实际上这两个变量及其决定因素之间是会发生交叉影响的，特别是D／R和D／C往往随经济活动的涨落而变动，不能作为货币供给方程式的固定参数看待。比如，中央银行在公开市场上购入国债以增加基础货币的行为，在基础货币增加的同时，利率下降，货币乘数的许多相关系数，如超额准备金率、现金漏损率等都会发生变化，货币乘数与基础货币无法完全隔离；另外，影响货币乘数的诸多因素中，如超额准备金率、现金漏损率、定期存款与活期存款的比例等都取决于商业银行和公众的资产选择行为，在短期内是经常发生变化的，不可能由中央银行完全控制；此外，20世纪80年代西方国家中央银行的货币量目标屡屡失准，也说明货币供给并非完全由中央银行决定。

与西方经济学界相比，中国经济学界关于货币供给性质问题的研究起步较晚，成果也相对较少且主要产生于改革开放之后。这些成果中，主张货币供给外生论观点几乎是微乎其微，在此不做讨论。

（二）货币供给内生论

货币供给内生论在其经济模型中假定货币是生产的产物，货币供给可以被视为内生变量。因而，货币供给内生论提出了货币供给的数量由经济主体的需要内生决定，中央银行不能有效地控制货币供应量。货币供给的变动，不决定于中央银行的主观意愿，起决定作用的是经济体系中实际变量如收入、投资、消费等因素以及微观经济主体的经济行为。如果认定货币供给决定于内生变量，那么货币供给总是要被动地决定于客观经济过程，而中央银行并不能有效地控制其变动。

内生性货币供给的思想可追溯至早期的货币名目主义者詹姆斯•斯图亚特，他在1767年出版的《政治经济学原理的研究》一书中，指出一国流通只能吸取一定量的货币，经济活动水平使货币供给量与之相适应，这一原理后来被亚当•斯密加以继承，又被银行学派加以发展。

现代内生性货币论较为代表性的观点来自1959年英国《拉德克利夫报告》，以及美国的格雷和托宾等人。1959年的英国《拉德克利夫报告》提出的中心论点是，对经济有真正影响的不仅仅是传统意义上的货币供给，而且是包括这一货币供给在内的整个社会的流动性；决定货币供给的不仅仅是商业银行，而且是包括商业银行和非银行金融机构在内的整个金融系统；格利和肖在《金融理论中的货币》一书中认为，商业银行在货币创造过程中，会受到其他金融机构的竞争，于是货币供给不仅决定于商业银行本身，而且决定于其他金融机构和社会公众的行为。因此决定货币供给的不仅仅是中央银行，还包括整个金融系统和公众。托宾在批判简单的基础货币模型基础上，对货币供给进行了一般均衡分析，建立了资产选择模型，该模型突出了货币供给的内生性和货币传导过程中的资产替代性，指出了存款准备比率和存款通货比率的变动是由经济过程内生决定，从而推导出货币乘数具有内生性。

在中国，主张货币供给内生论的学者比较多，主要的代表性观点有：李春琪（2003)从“倒逼机制”的角度分析了我国货币供给的内生性。梁晓辉，黄玖立（2003）从理论分析和实证检验的角度，得出了我国货币供给并不是中央银行可以控制的外生变量，而是由各个经济主体相互作用内生决定的。谢罗奇，胡昆（2005）从基础货币与货币乘数的内生性以及电子货币的发展三个方面论述了我国货币供给的内生性表现，并用传统计量方法对我国货币供给内生性进行了实证分析。周可可（2006）本文利用格兰杰因果检验(Grangercausali-tytest)对我国广义货币供给量(M2)与国内生产总值(GDP)进行因果检验，得出了我国货币供给的内生性结论。耿中元，曾令华（2006）运用Engle－Granger两步法、误差校正模型、Granger因果检验等计量经济方法，以中国为例检验了内生货币假说，得出了中国的货币供应量本质上是内生的结论。

从以上介绍可以看出：货币供给内生论的提出无疑为我们提供了一个新的观察视角，它强调货币供给量作为内生变量主要是由银行和企业的行为决定的，而银行和企业的行为取决于经济体系内的许多变量，中央银行只能顺应经济运行的要求供给货币，而无法执行独立的货币政策，更不能支配银行和企业的行动。试问，如果货币供给是完全内生的，那么中央银行的创立有什么意义？货币政策的作用在哪里？世界上又有哪个国家是所谓纯粹的市场经济？世界上又有哪个国家的政府在市场经济中的作用是中性的？因此，世界上任何国家的政府都会利用货币这个政策变量作为干预经济生活的工具。

（三）货币供给内外共生论

凯恩斯革命以来，人类经历了通货膨胀、滞胀、通货紧缩等各种经济难题的困扰，对经济运行的认识也逐步走向深入：主流的货币供给“外生论”和“内生论”只是抽象的理论模型，货币供给内外共生论可能更符合实际。西方经济理论界，主张货币供给内外共生论的学者居少数，其代表性观点主要有：罗宾逊，卡尔多为首的货币供给内外共生论。他们认为，从形式上看，全社会的货币供给都是从中央银行出去的。因而，它在形式上是一个外生变量，但实质上供应多少货币并不完全取决于中央银行的意志，在很大程度上是经济系统内各因素变动的结果。例如，在经济高涨时期，经济主体的货币需求会增加，银行系统的贷款会相应增加，中央银行想控制也难。因为商业银行会设法逃避。同样，在经济萧条时，经济主体的货币需求会减少，银行系统的贷款会相应减少，中央银行想增加也难。因此，货币供给在形式上外生的，背后却具有浓厚的内生性。英国著名货币理论家劳伦斯．哈里斯在其《货币理论》一书中提出了自己的货币供给内外共生论。他认为，货币供给的变动可能是由外生因素所决定的，例如金本位制下新金矿的发现，或者政府为战争提供资金而进行的借款。货币供给的变动也可能由货币需求所决定，以至于货币需求的增加引起了银行部门增加它的计划货币供给。从这一角度来看，货币供给是由中央银行、商业银行、社会成员共同创造。此外，货币的需求和供给都要受到某些同样的影响。例如，名义收入的增加会引起货币需求与银行体系计划的供给货币同时增加。由此可见，哈里斯认为决定货币供给的因素有两个：一个来自经济体系之外，是外生变量；另一个因素来自经济体系内部的货币需求。

在中国金融理论界，黄达教授主张货币供给内外共生论。在《宏观调控与货币供给》一书中，黄达教授明确指出：“货币供给模型是M＝m×B。由此可以看出，决定货币供给的是三个因素：C／D、R／D与B，C／D是货币供给中通货与存款货币之比；R／D是准备金存款这个在商业银行之间流通的货币与存款货币之比；B是基础货币。这三个因素，在有的西方宏观经济学教材中，分别归之为私人行为、商业银行行为和中央银行行为。事实上三方面的行为对这三个因素的作用是交叉的”。很显然，黄达教授的观点认为货币供给由私人行为、商业银行行为和中央银行行为共同决定，因而货币供给既是内生又是外生。崔建军（2005）从币材、经济体制、货币供给结构、货币供给机制等多个层面探讨了货币供给的性质。其研究结论是：在现代市场经济条件下，货币供给兼具内生性和外生性，它既是内生变量又是外生变量。初桂娟（2007）从光的波粒二象性角度分析了货币供给的内生性和外生性。

三、分析方法的阐述

运用生态系统的原理和方法来分析和考察金融系统时，不难发现金融系统具有很多生态学特征。首先，金融系统的发展和演进也经历了从简单到复杂、从低级到高级的过程。其次，金融系统的结构秩序也是从竞争中形成的，竞争的最主要特征是优胜劣汰。再次，正如自然生态系统一样，金融系统也是在一定的政治、经济、文化、法制环境下形成的，同样具有鲜明的环境选择特征。最后，金融系统同样是一个具有自我调节功能的整体，并且这种自调节能力也是有一定的限度。总而言之，金融系统具备了生态系统的许多特征，但由于自然界中的每一个生态系统都包含了生命系统和环境系统两大部分，并且系统内部的生物与生物之间，生物与环境之间不断地进行着复杂而有规律的物质交换和能量流动。因此，金融系统要真正仿生成一个生态系统――即金融生态系统，还必须具备以下两个基本条件：一是金融系统必须具备生命系统和环境系统两个基本组成要素。二是生命系统和环境系统之间必须通过复杂的物质交换和能量流动才能维系。鉴于此，笔者曾提出了金融系统模拟生态系统的四个假设条件：金融交易主体是生命体、货币循环等同于生态系统中的物质交换，信用流等同于生态系统中的能量流动以及政府在金融生态中的地位可以视同于人在生态系统中所起的作用。基于此，金融系统就能完全模拟成一个生态系统，相应地金融系统中的货币循环与信用流动就成为了该生态系统的核心功能。因此，在金融生态系统的货币循环中，货币是最重要的物质，它是金融主体内部之间以及金融主体与环境之间相互联系的枢纽。

与自然生态系统中的物质一样，货币起源于环境（交换是信用的一种方式），构成了金融生态系统中的金融个体与群落，并经由生产者（中央银行）、消费者（金融机构群落）、分解者（微观经济主体）所组成的营养级交叉循环，最后同样归还给环境（信用关系的终结），构成金融生态系统的物质循环。基于以上分析，笔者假定了货币即金融生态系统中的物质，货币在各类金融主体之间的相互交换即为金融生态系统的物质交换。因而，货币是金融生态系统演化的起点，它是金融主体与内外环境（信用、经济、法制、社会、文化以及制度等多种因素组成）在时间和空间上相互偶合的产物，通过交换的方式在各种金融主体之间反复循环，就构成了金融生态系统中的物质基础。因此，它在金融生态系统既是生产的产物，又是交换的产物。在此过程中，中央银行作为金融生态系统中的一个重要的物种，它不仅需要适应金融生态系统其它金融主体和内外环境的需要，充当生态系统物质循环的“镇流器”，而且还能够调控金融生态系统其它金融主体与改善内外环境，发挥生态系统物质循环的“遥控器”功能。

与自然生态系统的物质循环和能量流动一样，金融生态系统中的货币循环与信用流动也是借助于生物之间的取食过程进行的，两者也是紧密地结合在一起同时进行的，它们把各个组分有机地联结成为一个整体，从而维持了金融生态系统的持续存在。货币循环与物质循环一样也具有以下三个特点：一是开放性。货币循环具有开放性，它不仅可以在不同地区之间、不同国家之间进行货币交换，而且还带有全球性，可以在全球金融生态圈中进行货币交换；二是反复性。金融生物群落和内外环境之间的物质（信用关系）可以反复出现、反复利用，周而复始进行循环；三是平衡性。货币循环在不受政府（其作用等同于人类）干扰的条件下，一般是处于一种稳定的平衡状态。然而，货币循环区别于物质循环的本质特征在于：一是双向性。货币循环既可以由生产者流经消费者再到分解者，又可以由分解者流经消费者再到生产者。因而，在货币理论中一直存在内生与外生之争。二是调节性。从货币循环的供给路径来看，中央银行通过合理控制与消费者（金融中介机构）之间的物质交换（发行基础货币），从而达到有效的控制各金融主体之间的物质交换量（货币供应量），实现金融生态系统健康、有序的发展。三是适应性。从货币循环的需求路径来看，金融生态内外环境的变化，比如信用环境的改善、经济环境的快速发展以及金融主体内部制度的完善等等会促使分解者对货币的需求不断增加，致使分解者与消费者之间的货币交换量不断增加，导致了中央银行为满足金融主体的需要而被动的创造货币，从而提高了金融主体不断适应内外环境的变化，最终增强了金融生态系统的稳定性。

物质循环可以用库、流通率、周转率和周转时间几个概念来描述。货币循环同样也可以用以上几个概念加以描述。货币在金融生态系统中同样存在一个或多个贮存场所，这些贮存场所就称为库。例如，货币在中央银行时是一个库，叫发行库。货币在商业银行时又是另一个库，叫业务库。发行库的性质有点像自然生态物质循环中的贮存库；业务库与自然生态物质循环中交换库相似。在生态系统中用流通率来描述单位时间或单位面积通过物质的数量，而金融生态系统中是用一定时期内货币的流通量来加以表述。由于金融生态系统中货币循环有两条路径，因而，在一定时期内货币流通的数量有两种描述方法，即货币供给量与货币需求量，货币供给量按口径大小又可分为M0、M1、M2、M3……。金融生态系统中也用周转率来描述货币的周转速度，又称货币流通速度，它是指单位货币在考察期内流通的平均次数，即考察期内社会商品和劳务的交易总额与流通中的货币量的比值。周转时间即周转率的倒数，在金融生态系统中它是用来描述经济货币化程度的一个重要指标。

四、本文的结论

（一）金融生态学原理告诉我们：生物不仅能够适应环境，同时还能够改变环境

一方面中央银行作为生态系统中的一个关键物种，它必须不断地与周围的物种进行物质交换和能量循环。因此，它需要适应其生存的内外环境。所以，内生理论可以解释为中央银行必须与其生存的内外环境相适应。即认为，承认货币供给的内生性是对生态系统内在运行规律的认可；另一方面，中央银行作为生态系统中的一个生物体，它又能够改变其周围的内外环境。即承认货币供给的外生性又是对生物体能够改变环境的认可。

(二)为什么货币理论中会有内生与外生之争

对于这一问题，如果我们从货币循环的角度就很容易进行解释。原因主要在于：货币循环的双向性，因而，货币循环就有两条路径。不同的学者分别从这两条路径进行研究，自然得出了不同的结果。从货币的供给循环路径研究得出了货币是外生的，而从货币的需求循环路径得出了货币是内生的。

（三）货币即是内生的又是外生的

主要是基于以下理由：第一，货币循环的双向性决定了货币即是内生的又是外生的。由于在货币循环的过程中，各金融主体之间进行货币交换的过程是相互的，因而，各金融主体内部之间以及金融主体与外部环境之间会发生相互作用和相互影响。一方面从货币的供给循环路径来看，中央银行（生产者）创造货币的多少必然会影响金融中介机构（消费者）的行为，消费者行为的改变最终会影响分解者（微观经济主体）的行为选择。在这一传导过程中，各金融主体之间的行为变化也会改变金融生态环境（信用、经济、法制以及制度等内外环境）。从这一视角来看，货币是外生的。另一方面，从货币的需求循环路径来看，由于内外环境的变化，会促使微观经济主体（分解者）为了满足自身的需要，会不断地影响金融中介机构（消费者）的行为，最终会导致中央银行会被动地创造货币。从这一视角来看，货币又是内生的。第二，货币循环的调节性与适应性也决定了货币即是内生的又是外生的。货币循环的调节性说明了货币是外生的，而货币循环的适应性又说明了货币是内生的。第三，金融生态学原理告诉我们：金融主体不仅能够适应环境，同时还能够改变环境。从这一点来看，即是内生的又是外生的。

（四）如果仅承认货币供给的内生性，是纯粹的内生变量，完全由金融生态系统内在客观规律所决定，则否定了生物主体能够改变环境的客观规律

那么，中央银行也绝不可能成为开天辟地以来人类伟大的发明之一，货币调控就没有任何意义可言了；如果仅承认货币供给是外生性，是纯粹的外生变量，完全由中央银行或货币当局主观地控制，那么，中央银行就万能了，则否定了金融生态系统的内在规律性。因此，正确把握货币供给即是内生的又是外生的性质，才能正确认识中央银行及货币政策的作用，这才是可取的科学发展观态度。

参考文献：

[1]凯恩斯：《就业、利息和货币通论》[M]，北京：商务印书馆，1999。

[2]Friedman，M．＆ Schwartz．A MonetaryHistoryofthe United States，1867－1960[M]．Princeton University Press，Princeton，1963。

[3]格利和肖：《金融理论中的货币》[M]，北京：生活•读书•新知三联书店，1988．103。

[4]李春琪：《中国货币政策的有效性》[M]，上海出版社，2003。

[5]梁晓辉，黄玖立：《我国货币供给内生性的理论分析与实践检验》[J]，华东经济管理，2003（2）。

货币供给论文例6

流动性是一个含义比较广泛的概念，它一般是指一种资产转化为某种支付手段的难易程度。夏斌和陈道富[8]从可测量、可统计的角度，对流动性进行了三个层次的界定：一是将流动性界定在银行体系内，指超额存款准备金;二是将与实体经济增长密切相关的货币供应量视同于流动性;三是将社会经济中一切在一定条件下具有变现能力和支付能力的金融资产视为流动性。本文所说的流动性主要包括前两者，即超额银行准备金和货币供应量，特别是狭义货币供应量，流动性效应是指由某种原因引起的银行体系准备金或流通领域货币供给量，特别是狭义货币供应量增加的现象。

货币电子化过程中电子货币取代现金货币，会影响货币供给的诸多方面，可能产生明显的流动性效应，容易导致流动性过剩。货币电子化的流动性效应问题既是一个重大的理论问题，也是一个重要的实际问题，但一直以来学者们对此问题并没有给予足够的关注，只有少数学者在有关研究[9]-[13]中有所涉及。研究货币电子化的流动性效应问题，不仅对于完善货币电子化环境下货币供给理论具有重要的理论意义，而且对于加强货币电子化环境下流动性管理也具有重要的实际意义。因此，本文以下部分，将首先从理论上探讨货币电子化流动性效应产生的原因、影响因素及其大小;在此基础上，根据理论研究的结论，利用我国的实际数据，从实证上进一步分析货币电子化流动性效应在我国的表现及大小;最后得出结论并提出有关建议。

二、货币电子化流动性效应的理论研究

货币电子化是指公众将手中的现金货币存入银行卡，用银行卡存款这种电子货币来取代手中的现金货币。这一过程不但会通过减少流通中的现金货币、增加银行准备金而改变基础货币结构，而且会通过改变公众持有的现金货币及电子货币与存款货币之间的比率而影响货币乘数，还会通过向狭义货币中加入电子货币这种新型货币形式而扩大狭义货币的范围，改变狭义货币的构成，进而扩张货币供给量，产生流动性效应。这一部分将通过分析货币电子化对基础货币结构、货币乘数因子和狭义货币范围及构成的影响，在理论上探讨货币电子化流动性效应产生的原因、大小及影响因素。

(一)对基础货币结构的影响

货币电子化的流动性效应，首先来自于它对基础货币的影响方面。基础货币是商业银行体系借以创造和供给最终货币的货币，它由公众持有的现金货币C和商业银行体系的存款准备金R两部分构成。货币电子化对基础货币的影响，主要体现在它对基础货币结构的影响方面。

由于货币电子化是指公众将手中的现金货币交给银行，存入银行卡中，用银行卡存款这种电子货币来代替现金货币，因此这一过程会对基础货币产生两个方面的影响：一方面，客户向银行交出现金货币，会使这一部分现金货币退出流通领域，这会使式(1)的基础货币供给余额B中的现金货币C减少;另一方面，这一部分现金货币返回银行体系，则会使银行体系的准备金增加，这又会使式(1)的基础货币供给余额中的银行准备金R增加，形成超额准备。

B=R+C(1)

在上述过程中，虽然现金货币的减少额等于银行体系准备金的增加额，两者的数量大小相等，方向相反，基础货币的总量不变，但基础货币结构却发生了变化：现金货币在基础货币中所占比重下降，银行体系准备金在基础货币中所占比重上升。而银行体系准备金的增加，则会刺激其发放贷款，进而产生派生存款，最终成倍放大货币供给量。

可见，从基础货币角度看，货币电子化是通过改变基础货币结构，来影响银行体系的准备金和派生存款货币创造能力，进而扩张货币供给量，产生流动性效应。

(二)对狭义货币范围、数量和构成的影响

货币电子化的流动性效应，还来自于它对狭义货币的影响方面。货币电子化对狭义货币的影响，主要体现在它对狭义货币的范围、数量和构成方面的影响。

首先，从狭义货币范围方面看，在传统货币环境下，狭义货币M1的范围只包括现金货币C与活期存款货币Dd。

M1=C+Dd(2)

在货币电子化环境下，由于货币电子化是指公众将手中的现金货币C存入银行卡中，用银行卡存款这种电子货币E来代替现金货币，而客户将现金存入银行卡与客户将现金存入银行活期存款账户并无多大差别，银行卡存款与活期存款本质上也并没有什么区别：活期存款是银行对客户的负债，银行卡存款也是银行对客户的负债;活期存款可以通过签发支票进行对外支付，银行卡存款则可以通过电子信息传输进行对外支付，所以以银行卡存款形式存在的电子货币可以看做是独立于活期存款之外的一种新的“存款帐户”，应该包括在狭义货币内。这样，在货币电子化环境下，狭义货币的范围就不仅应该包括现金货币与活期存款货币，而且应该包括电子货币。因此，如果将货币电子化环境下的狭义货币用M*1表示，则：

M*1=C+Dd+E(3)

其次，从狭义货币数量方面看，在货币电子化过程中，随着现金货币退出流通领域返回银行体系，银行体系会产生大量超额储备。而超额储备则会被银行用来发放贷款，产生派生存款，这会使式(3)中的活期存款货币Dd增加，进而使货币M*1也相应增加。

最后，从狭义货币构成方面看，虽然在式(3)中电子货币E代替现金货币C的电子化过程中，公众持有的现金货币的减少额正好被电子货币的增加额所抵消，两者的数量大小相等，方向相反，货币M*1不会因此而改变，但货币M*1的构成却因此而发生很大的变化：现金货币在M*1中所占比重会下降，电子货币所占比重会上升。此外，由货币电子化所引起的派生存款的额外增加，还有可能使活期存款在货币M*1总额中所占比重上升，从而进一步改变货币M*1的构成。

可见，从狭义货币角度看，货币电子化是通过改变狭义货币的范围、数量及构成，提高银行体系的存款货币创造能力来扩张货币供给量，产生流动性效应。

(三)对狭义货币乘数因子及大小的影响

货币电子化的流动性效应，还来自于它对货币乘数的影响方面。货币乘数是反映银行体系运用基础货币，创造和供给最终货币，进行货币扩张的倍数，它用最终货币与基础货币之间的比率来衡量。货币电子化对货币乘数的影响，主要体现在它对狭义货币乘数因子及大小的影响方面。

在传统货币环境下，假定中央银行规定的活期存款、定期存款的法定准备率分别为rd、rt，公众持有的现金货币C与活期存款Dd之间的比率即通货比率为 c，定期存款Dt与活期存款Dd之间的比率即定期存款比率为t，银行持有的超额准备ER与活期存款Dd之间的比率即超额准备金率为h，则传统货币环境下货币M1的乘数：

比较式(4)与式(5)可以看出，货币电子化环境下的货币M*1的乘数比传统货币环境下的货币M1的乘数多了一个影响因子e，并且与e成同向关系。

从货币电子化对K*1的各因子的影响来看，由于货币电子化是公众用电子货币来代替现金货币，用银行体系的电子货币支付清算来代替现金支付结算，因此货币电子化的快速发展，银行体系电子清算系统的高效运转，以及电子支付清算的方便快捷，一方面会使公众更多地选择用电子货币来代替现金货币，通过银行体系电子清算系统进行支付结算，这会使通货比率c降低，同时使电子货币比率e上升;另一方面也可以使公众得以尽量减少满足未来支付所需的现金持有量，并相应地增加收益率较高的定期存款的持有量，这也会使通货比率c降低，同时使定期存款比率t上升;还可以使商业银行尽量降低满足清算所需的超额准备金，这会使商业银行超额准备金率h下降。虽然定期存款比率t的上升会使货币乘数下降，但通货比率c及超额准备金率h的下降，以及电子货币比率e的上升，则会使货币乘数上升，特别是使M*1的乘数出现更大幅度的上升。

(四)在狭义货币供给总体变动方面的表现

正如本文第二部分所述，货币电子化对狭义货币供给量的总体影响大小，可以用狭义货币供给对货币电子化的弹性系数(即当流通领域的现金货币余额因货币电子化而减少1%时，狭义货币供给量增加的百分比)来衡量，所以为了考察货币电子化的流动性效应在我国狭义货币供给总体变动方面的表现，这里根据表2中 2006年的有关数据，c=0274，e=0267，t=0391，以及wind资讯提供的2006年数据h=28%，rd=rt=85%，运用式(11)，计算2006年货币M*1的供给对货币电子化的弹性系数dM*1dC/M*1C=-c(rd+t·rt+h)(1+c+e)=-122。这表明，在2006年的货币环境下，当流通领域的现金货币余额因货币电子化而减少1%时，货币M*1的供给余额会增加122%。

四、结论与建议

综合以上分析，可以得出以下两点结论：第一，货币电子化影响货币供给的诸多方面，能够通过改变基础货币结构、提高货币乘数、提升银行体系派生存款创造能力、扩大狭义货币范围及数量等途径，产生明显的流动性效应。传统货币环境下的货币供给理论和模型已经不能完全正确地描述和概括货币电子化环境下的货币供给实际，亟需改进和完善。第二，我国货币电子化的快速发展，已使电子货币成为我国狭义货币领域一种新的重要的货币形态，并对我国狭义货币供给的诸多方面造成了明显的影响，产生了显著的流动性效应。

根据以上结论，本文提出以下两点建议：第一，学术界需要深入研究货币电子化对货币供给的影响，积极探索货币电子化流动性效应产生的原因、大小和影响因素，努力提出一整套能够全面正确反映货币电子化环境下货币供给实际的货币供给理论和模型。第二，管理部门需要重视货币电子化对我国货币供给的重大影响，明确货币电子化流动性效应在我国的具体表现，加强对电子货币的立法、监督、统计和分析，提高货币电子化环境下流动性管理水平。

参考文献：

[1]Basle Committee on Banking Supervision Risk Management for Electronic Banking and Electronic Money Activities[R] Basle Committee on Banking Supervision Working Paper，1998

[2]Bank for International SettlementsImplications for Central Banks of the Development of Electronic Money[R] BIS Working Paper，No2027，1996

[3]European Central BankReport on Electronic Money[Z]European Central Bank Press，199813-16

[4]赵家敏论电子货币对货币政策的影响[J]国际金融研究，2000，(11)：19-24

[5]尹龙电子货币对中央银行的影响[J]金融研究，2000，(4)：34-41

货币供给论文例7

中图分类号：F831.5文献标识码：A 文章编号:1003－9031(2011)10－0018－04DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.10.05

经过20多年的快速发展，我国股票总市值占GDP的比重以及居民资产结构中股票持有份额持续增加，货币市场与资本市场的资金关系加强，股市对货币政策和宏观经济的影响日趋显露。

调整货币供给量是货币当局调控经济的重要手段，也是影响股票市场的最重要因素之一。但理论界对货币政策是否影响股票市场以及货币政策如何影响股票价格波动尚存在争议，对该问题的回答涉及到中央银行对股票市场的宏观调控政策。

一、理论回顾

货币政策对股票市场的影响最早由Tobin（1969）提出[1]，后来众多学者针对不同的情况进行了研究。Patelis（1997）的研究表明，货币政策对股票市场收益率的影响很大，因而货币政策对股票未来收益有很好的预测作用[2]。Dupor B.（2002）认为，股票市场关系到资源配置效率，而货币政策可以影响股票市场[3]。Rigobon and Sack（2002）检验了美国货币政策对股指的影响，发现股指对货币政策有明显的负向反应[4]。目前，国外学者主要采用两种方法研究货币供给扰动对股票市场的影响，即市场预期分析方法和自相关分析方法。

市场分析法主要分析意外的货币政策在消息日前后对股票价格的影响。该方法主要是采用货币变量的实际值与市场预期之间的差异表示货币供给扰动，研究这种差异对市场的影响。Lobo（2000）发现，货币当局的货币紧缩消息对股市的影响比货币扩张消息的影响更大，货币政策的影响表现出明显的不对称性[5]。Bomfim（2001）的研究表明，在事件日之前，股票市场的波动性比事件日后低[6]。Kuttner（2001）则认为人们在事件日的交易行为很可能不是对消息本身的反应，而是对消息中隐含的未预期到的其它信息做出的反应[7]。

自相关（VAR）分析方法建立有关货币政策变量的自相关模型，以模型预测值作为市场对货币政策变量的预测，以实际值与预测值的差异表示货币供给扰动，并以该差异作为解释变量研究股票市场的波动。Rapach（2001）以1959年第3季到1999年第1季的季度资料研究美国货币供给、总支出与总供给的冲击对实质股价的影响效果，发现这三个总体经济变数的冲击均对实质股价有重要的影响效果[8]。然而，这一结论与有效市场理论相冲突，有效市场理论认为，当期股票价格能够反映所有可以得到的信息，没有超额收益的存在。因此，货币政策变动不能成为预测股票未来收益的依据。随后的一些研究成果也发现过去货币供给或利率的变化对于股票未来的收益没有预测价值，而是一种相反的Granger因果关系。

钱小安（1998）研究了中国股票市场与货币政策的关系，发现沪指、深指与中国的M0同向变化，与M1无关，与M2反向变化[9]。孙华妤、马跃（2003）发现货币供给量对股票市场没有影响[10]。金德环，李胜利（2004）使用协整和因果关系检验方法研究了中国证券市场价格和货币供应量的关系，发现我国证券市场价格和M0、M2之间存在着长期稳定的协整关系[11]。证券市场价格可以用货币供应量M0、M2来解释，而证券市场价格变化不是引起货币供应量变化的原因。李全（2004）在内生货币体系下对中国资本市场波动进行了研究，发现M2是资本市场波动的核心[12]。

就货币政策应该如何应对股票市场波动方面，石建民（2001）将股票市场引入商品和货币市场得到一个修正IS-LM模型，认为股票市场对货币需求及实体经济总量有重要影响，货币政策的制定和执行不能忽视股票市场[13]。易纲、王召（2002）提出了货币政策的股市传导机制模型，动态考虑一般商品价格和股票市场价格受到货币政策影响后的变化规律，认为在短期、中期和中长期，预料外的货币供给增加，使股票价格上升，而在长期并不影响价格，央行在考虑货币政策制定时应同时考虑股票价格和商品与服务的价格，但不应迁就股市、或者单纯通过刺激股市的方法拉动需求[14]。谢平（2002）指出货币政策操作应关注股票价格波动，但不能因此认为股价变化应成为影响货币政策的决定因素之一[15]。冯用富（2003）认为货币政策干预股市波动是无效的[16]。孙华妤、马跃（2003）认为中央银行对待股市只能是“关注”而不是“盯住”，但是如果中央银行想干预股市，还是可以有所作为的。

二、研究框架

1．货币均衡模型的建立与估计

尽管学界对货币供给的内生性与外生性存在争议，但大量文献证明了中国的货币供应表现出了极强的内生性。基于货币供给内生理论，本文建立以下货币市场均衡模型：

干扰项①。

利用联立方程回归模型对上述货币市场均衡模型进行估计，由回归模型解释的货币供给称为预期货币供给（货币供给估计值），货币供给实际值和估计值的差额（残差项）则称预期外的货币供给。模型中，Mt和Rt是内生变量，Pt和Yt是外生变量，解（1）-（3）得Mt、Rt两个内生变量，并可写成外生变量（Pt，Yt）和干扰项（?滋t，?淄t）的函数，进一步简化为（4）和（5）式所示的缩减式（reduced form）形式：

若直接以OLS估计（2）式，将产生联立方程式偏误。因为从（4）式看出解释变量（Rt）和干扰项（?淄t）并非相互独立。（4）式中，wt影响Rt，而?淄t影响wt，所以?淄t影响Rt，即违反线性回归模型中解释变量和干扰项无关的假设。为解决这个问题，本文采取两阶段最小平方法估计（2）式。第一阶段以OLS估计Rt的缩减式（4），再以Rt（Rt的估计值）取代（2）式中的Rt，这时Rt和?淄t相互独立；第二阶段则以OLS估计（2）式。（注：既然Rt是外生变量的函数，所以Rt和?淄t无关，若以Rt取代Rt。则（2）式可用OLS估计之。）

2．时间序列方法

本文以AIC作为最优滞后期的选取准则，利用ADF方法对时间序列进行单位根检验，以考察序列的平稳性。在此基础上构建变量的含k个滞后项的VAR模型，并参照AIC准则选取最优滞后项。预测误差变异数分解是VAR的主要应用之一，通过逐期模拟分析各变量预测误差变异数被本身冲击及其他变量冲击所解释的百分比，以判断各变量的相对外生性与各变量对某一变量的相对重要性。然后在VAR模型构架下利用Granger 因果关系检验探讨变量间的因果关系。

3．数据选择及处理

在货币需求与货币供给的联立模型中，本文以银行间同业拆借市场90天利率为市场利率变量，以定基消费者物价指数（CPI）作为物价指数变量。由于我国还没有实行GDP月度统计，本文以工业增加值月度数据代替作为收入变量，以M0、M1、M2作为货币供给变量。时间序列方法中本文选取上证综合指数收盘数据作为股价变量。从1996年1月至2010年6月共184组数据。所有变量均以自然对数表示，以消除模型中存在的异方差问题。

三、数据处理及实证结果

1．货币供给函数的两段最小二乘法估计

利用2SLS对三重定义（M0、M1、M2）的货币供给函数（方程（2））进行估计，第一阶段Rt的缩减式和第二阶段Mt的结构式的估计结果如表所示。本文进一步利用Mt结构式求取货币供给估计值Mt作为预期货币供给，并以Mt和Mt的差额（残差项）作为非预期货币供给，如此便将实际货币供给分为预期和非预期两部分。

2．ADF检验

以AIC作为最优滞后期的选取准则，利用ADF方法对时间序列进行单位根检验，检验发现所有的时间序列（包括货币供给量M0、M1、M2预期的货币供给EM0、EM1、EM2，非预期的货币供给UM0、UM1、UM2，上证综指SZZZ）经过一阶差分后均为平稳序列。

3．VAR模型估计

变量经由一阶差分后均为平稳序列，以设立含两变量的VAR模型来检验货币供给和股票报酬率之间的短期互动关系（表2）。在VAR模型结构下进行预测变量方差分解，以观察个变量在各期的预测误差变量被本身冲击及其他变量冲击所解释的程度，因而可以判断各变量相对外生性大小与各变量对某一变量的相对重要性。由于排序会影响预测误差变量分解值，本文观察不同排序时的预变量方差的分解值，最后发现相对于股票报酬率M0、未预期到的M0、M1呈现较强的外生性；相对于M0、M1未预期到M0股票报酬率呈现较强的外生性。

4．Granger因果性检验

在VAR模型架构下，对货币供给与股票报酬率进行了Granger因果关系检验（表3）。

检验表明，在5%的置信水平上，股票收益率变动是货币供给M0及M1变动的原因。在5%的置信水平上，只有预期外的M0的冲击是导致股票收益率变动的原因，其他的货币供给变动并不能对股票收益率产生影响。

四、结论

本文的实证结果表明：第一，在联立方程模型下建立货币均衡模型并有较高的拟合度。第二，股票市场波动是货币供给M0、M1的Granger原因。第三，只有预期外的货币供给M0的变动是我国股票市场波动的Granger原因。总体而言，股票市场对货币供应量有一定的影响，这说明我国的货币供给具有内生性，基于内生理论建立的均衡模型是合理的。而股票市场对货币供给反应不灵敏。这与很多学者得出的货币供应量对股票市场产生影响的结论相左。可能有以下几个原因导致此问题：第一，随着利率市场化改革，利率对股票市场的调控作用开始凸现，利率逐渐发挥着投资指示器的作用。第二，宏观政策的实施效果不好和其他信息的存在（如股权分置改革）减弱了货币供给变动的告示作用。第三，资产调整过程缓慢或受阻，导致股票市场对货币供给变化反应不明显。第四，货币市场和资本市场存在分割性，两市场间信息不能有效传递。基于这些原因，我国必须继续深化利率市场化改革，把货币政策的中介目标或操作目标由货币供给量转换为利率；加强中央银行货币政策的前瞻性，正确有效地引导市场预期；进一步推进资本市场建设，同时加快货币市场和资本市场一体化建设。

参考文献：

[1]Tobin,James．A General Equilibrium Approach to Monetary Theory[J].Journal of Money Credit and Banking, 1969, 1(1): 15-29.

[2]Patelis. Stock Return Predictability and the Role of Monetary Policy[J].Journal of Finance, 1997,5(12):1951-1972.

[3]Dupor,B.The Natural Rate of Q[J].American Economic Review,2002，2(5):96-101.

[4]Rigobon and Sack.The Impact of Monetary Policy on

Asset Prices[R].NBER Working Paper, 2002.

[5]Lobo,B.J.Asymmetric Effects of Interest Rate Changes

on Stock Prices[J].The Financial Review, 2000,3(8):125-143.

[6]Bomfim, Antulio N. Pre-Announcement Effects, News Effects and Volatility: Monetary Policy and the Stock Market[J].Journal of Banking and Finance, 2001,1(1):133-151.

[7]Kuttner, Kenneth N． Monetary Policy Surprise and Interest Rates: Evidence From the Fed Funds Futures Markets[J].Journal of Monetary Economics, 2001,3(6):523-544.

[8]Rapach D.Macro shocks and real shocks prices[J].Journal of economics and business, 2001,53(1):5-26.

[9]钱小安.资产价格变化对货币政策的影响[J].经济研究,1998(1):71-76.

[10]孙华妤,马跃.中国货币政策与股票市场的关系[J]．经济研究，2003（7）：44-53.

[11]金德环,李胜利.我国证券市场价格与货币供给量互动关系的研究[J].财经研究,2004(4)：5-15.

[12]李全.内生货币体系下的中国资本市场波动研究[J]．南开经济研究，2004（2）：75-77.

[13]石建民.股票市场、货币需求与总量经济：一般均衡分析[J].经济研究,2001（5）：45-51.

货币供给论文例8

中文图书分类号：F252 文献标识码：A

1. 引言

一般物价水平的每一变动总会对经济个体的消费、储蓄和投资行为产生影响，因此一般物价水平变动的度量即CPI指数受到普遍关注。在我国经济发展存在不确定性和物价上涨隐忧背景下，专家在抑制通货膨胀和保持经济平稳较快发展的优先目标确定问题上展开过争论。针对通货膨胀，国家发改委曾撰文指出央行超发货币是主要原因。关于物价水平与货币供给和实际产出之间的关系，传统货币数量论的现金交易说给出了经典解释，但由于其苛刻的前提假设和恒等式的特点所带来建模和数据处理上可能存在的问题，在现金交易说的框架内对方程过程中各变量之间的数量关系和传导路径尚未有权威的实证研究。

关于产出、货币供应量对物价水平影响研究的文献不是很多，以前的学者对于这一问题的研究主要集中在单方面的研究，如：产出对物价水平的影响或者货币供应量对物价水平的影响。刘斌(2002)以中国的数据为基础，实证结论表明，中国的货币供给在长期是均衡的，在长期和短期货币供应量的变化和物价存在双向的影响关系。赵留彦，王一鸣(2005)对1952-2001年期间中国货币供应量与价格水平之间的长期和动态关系进行研究，通过协整和误差修正模型分析发现流通中的货币（M0）与价格存在着稳健的协整关系，引起物价变动的一个关键因素就是通货存量。Mishkin（2001）通过对加拿大1971-1999年的数据进行实证分析，认为货币供应量与物价水平存在一定关系，货币供应量能有效解释物价水平的短期波动。关于产出、货币供应量对物价水平影响研究,和立道、范修礼(2010)应用现金交易方程分析我国货币供给状况，得出我国在过去30年一直存在超额货币供给的结论，并从货币角度考虑，我国一直存在通货膨胀的陷阱。孙韦、郑中华(2010)发现当期的价格水平和前一期GDP的增长率是正相关，货币供应量的增加会引起下一年度物价水平的上升。赵影、周岳(2010)则认为实体经济景气状况和货币供应量是决定CPI中期波动的重要因素。

2. 理论依据

作为经典货币数量论，现金交易说在经济中货币需求决定机制解释的同时，也为在同样的框架下探求现实中价格变动影响机制提供了理论上的支持，而货币数量论长期均衡理论的属性又为研究一般物价水平与均衡货币供给和实际产出之间的关系提供了可能。需要注意的是，现金交易说以实际产出不变为前提的假设不符合我国现实。

但本文认为，作为一种理论化阐述，费雪设定充分就业的前提，主要是为强调物价与货币量同步变动的结论，这可从其对货币流通速度短期内稳定且长期变动也极小的另一假定得到证实。结果证实了物价变动和货币数量、实际产出之间存在可信关系。费雪对方程式中各因素的说明是抽象的，因此本文需要寻找其变量。由于实践中变量的代表性和测量技术问题，难以找到一般物价水平P的精准度量；同时费雪对于的货币层次M也未能指定具体划分；商品和劳务交易量T如果视为常数将不合乎实际。

关于货币流通速度V的经验研究，一般依赖于传统的货币需求方程。传统的（lower(1967)）现金先期约束（CIA）模型一般认为流通速度独立于货币增长率；Stockman(1981)尽管考虑了资本积累，不过仍然假定仅有消费品的购买需要货币预付，此时货币增长速度并不影响流通速度，即使资本品的购买也需要货币预付，货币流通速度仍为常数；赵留彦（2009），由中国经验数据，认为货币化进程并未导致流通速度的显著下降。依据前人的结论，本文针对货币流通速度为常数来建立模型进行分析。

3. 实证研究

3.1 数据的选取与处理

本文选取狭义货币量（M1）度量货币供给量，以2001年1月到2011年12月月度数据表示的居民消费价格指数（CPI）的序列（2000年为基期）作对数差分处理来表示月度物价水平lnP的变量，并在此基础上对各月度的GDP（将GDP季度数据平均至各月）进行指数平减，得到实际GDP作为商品和劳务交易总量T的变量，即总产出。数据来源于《中国统计年鉴》、《中国季度生产总值核算历史》及中国人民银行网站上公布的相关数据。

由于总产出GDP和货币供给量M1序列值含有季节因素，会掩盖经济发展的客观变化，因此在本文中参照美国商务部人口普查局的X-12季节调整方法对上述两个变量序列值中所含的季节因子进行剔除。假定货币的流通速度为常数，在原来费雪模型 的基础上进行变形，得到 ,取对数并对方程设置参数，可得：

其中，lnP、lnM1_SA、lnGDP_SA分别是物价水平和经X-12法调整的实际货币供给、实际产出的对数长期趋势值，即均衡值。

3.2 变量的平稳性检验

在对时间序列进行估计之前，首先要对变量序列进行平稳性检验，这里运用ADF检验法对各变量序列进行单位根检验，选择AIC准则确定最优滞后阶数，检验结果如表1所示，本3.3 Johansen协整检验

本文中三个变量都是一阶单整的，他们之间可能存在某种平稳的线性关系，即变量之间的协整关系。下面利用Johansen方法检验它们之间的这种长期均衡关系。根据AIC准则确定最优滞后期为5，选择有截距项无趋势项的协整检验形式，得到检验结果如表2所示。

3.4 脉冲响应分析

脉冲响应函数可描述系统中某一内生变量发生的冲击对其他变量的动态效应轨迹，通过脉冲响应分析，我们可以得出实际货币供给和产出对物价水平变动的相对影响。

分别给出了我国一般物价水平对于实际货币供给和实际产出的一个单位冲击的动态响应图，横轴代表滞后阶数，纵轴代表物价水平对冲击的响应程度，实现部分为计算值，上下两条虚线为响应函数值加或者减两倍标准差的置信带。从图2可以看出，给予实际货币供应一个单位冲击，将导致一般物价水平的正响应，并在12期达到最高点，然后逐渐趋于收敛，这与模型中实际货币供应量对物价水平的影响方向是一致的；给予实际产出一个单位冲击，将导致物价水平的负响应，并在第10期达到最低点，然后逐渐收敛。比较来看，实际货币供给冲击对物价水平的影响比产出冲击的影响明显，这在模型估计参数结果中也能得到反映。

3.5方差分解分析

方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，来评价不同结构冲击的重要性，因此给出的是对VAR模型变量产生影响的每一个随机扰动项的相对重要性的信息。

由表3可知，虽然物价水平的变动来源于自身，但是实际货币供给和实际产出对物价水平变量的预测误差仍然有较大的贡献率。尤其是随这滞后阶数的延长，货币供给对物价水平的预测误差的贡献率不断提高，在40期达到11.7%，而实际产出对物价水平预测误差的贡献率相对较小，并在13期后维持在4%的水平。由此可以认为，在改进现金交易方程框架内货币供应量的波动是导致物价水平波动的主要原因。

3.6误差修正模型

前述模型描述的是变量之间的一种长期均衡关系，而实际经济数据却是由非均衡过程生成的。因此，在建模时需要用数据的动态非均衡过程来逼近经济理论的长期均衡过程，误差修正模型（ECM）就是对这种思想的体现。

误差修正结果:

输出结果基本描述了实际货币供给和实际产出作用于一般物价水平的路径及短期动态关系。估计系数表明实际货币供给和实际产出的短期波动分别以0.355、-0.0344的比例影响一般物价水平的变动，其作用方向与长期均衡表达式一致；短期偏离长期均衡的部分将以0.108倍于偏差的速度对下一期物价水平的变动进行反修正，形成回归长期均衡的拉力。值得注意的是，即便在短期内，实际货币供给和实际产出对物价水平的影响也与长期均衡下的方向一致，这为当局通过货币供给调控和产出供应保障以实现通货膨胀预期的良好治理时可免于短期干扰提供了依据。

4. 结论

本文通过费雪方程，在现金交易说的框架内，运用脉冲响应技术和ECM模型对一般物价水平与实际货币供给和实际产出均衡值之间的数量关系及动态传导路径进行了实证研究。结果表明在当前阶段，货币供给在影响我国一般物价水平变化的诸多因素中起主导作用，而实际产出对一般物价水平的影响较小，而且不显著。究其原因，可能是因为，在我国经济社会加速发展时期，长期存在着超额货币供给，使其在满足实际产出增长所需要的资本投入的前提下仍然能够影响物价水平变动，相应地弱化了实际产出变动对物价水平的影响。

从方差分解的结果来看，货币供给相对产出对物价水平预测误差的贡献更大，且这种贡献随着滞后期的延长处于上升的趋势。这说明了货币供给的通货膨胀滞后效应比较明显，当前的物价上涨很大部分可能来自于前期超发货币的贡献。脉冲响应图显示，尽管产出对物价影响系数较小，但产出的增加在某种程度上对抑制物价上涨能够做出贡献，误差修正模型也表明短期内产出的增量能对物价产生0.0334倍的负向影响。因此，作为权宜之计，通过扩大供应以抑制物价在短期内是可取的。针对当前的通货膨胀问题，当前应当在维持物价稳定的目标下控制甚至回笼货币作为主要手段，同时减少市场进入壁垒，加大市场供应，辅以其他经济法律手段，必要时采取临时性的行政价格管制。

参考文献

[1] 李嘉明，周旋.论一般物价水平、均衡货币供给和实际产出的关系[J].商业研究,201(19).

[2] 赵影，周岳.CPI与实体经济状况、货币供应量的关系及对CPI未来走势的预测[J].金融经济,2010(7).

[3] 刘斌.我国货币供应量与产出、物价间相互关系的实证研究[J].金融研究,2002(7).

货币供给论文例9

杨旭（1974-），男，北京人，讲师，博士，主要从事宏观经济学和计量经济学理论研究。E-mail：

摘要：

货币供给是内生的还是外生的？对此问题的回答直接影响到一国货币政策的制定思路与实施效果，因此需要我们给出清晰的回答。目前，对于我国货币供给内生与否的问题虽然已多有论述，但都存在明显的不足。“外生说”缺少实证检验，“内生说”虽有大量的实证检验，但所采用的格兰杰因果检验法存在严重的缺陷，这包括：（1）它偏离了经济学关于判断货币供给内生或外生的标准；（2）它在确定解释变量时具有太大的随意性。为此，本文首先明确了判断标准；其次使用TSLS方法对我国货币的供求函数同时进行了估计。按照明确后的标准，估计的结果显示我国货币供给在现阶段依然是外生的。最后澄清了关于货币外生供给的一些误解。

关键词：货币供给；内生性与外生性；两阶段最小二乘法（TSLS）；单位根检验

中图分类号：F830.6文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2012）12-0052-08

我国的货币供给究竟是一个内生变量还是一个外生变量？对这个问题的回答直接影响到我国货币政策的制定思路与实施效果。如果货币供给是外生的，就意味着央行可以主动地、相机抉择地控制一国的货币数量，进而影响一国的整体经济。如果货币供给是内生的，则意味着央行无法单方面地控制货币数量，因此单纯的货币政策无法产生可预计的结果，对经济的干预需要央行与政府共同综合运用货币、财政和收入政策。显然，如果央行主观认为货币是外生的，但客观上却是内生的，那么货币政策的效果必将大打折扣，甚至对经济体产生有害的影响。所以，需要对我国货币供给内生与否的问题给出明确的答案。本文通过实证方法对此问题进行了探讨。

一、文献综述

在主流经济学的视野里，任何一种商品，其均衡价格与数量都是由其供给与需求共同决定的。货币也不例外，它的价格（即利率）与数量（货币余额）也是由它的需求与供给决定的。但比较特殊的是，主流的经济学教科书大多认为，货币的供给是外生的，即货币的供给曲线是垂直的[1]-[2]。

然而，在经济学的发展历程中，关于货币供给是内生还是外生的问题一直争论不休。认为货币供给是外生决定的信条是来自于现代宏观经济学的鼻祖凯恩斯与货币主义的宗师弗里德曼，由此二人在经济学的地位不难理解为什么“货币外生论”能够成为主流观点；与此同时，认为货币供给是内生的学者也是为数众多，这包括：银行主义学派中的图尔、威尔逊、富拉顿等；马克思的理论实际上也认为货币供给是内生的；熊彼特以及撰写《货币论》时的凯恩斯本人也持有此类观点；后期有卡尔多和“拉德克利夫报告”、格利、肖、托宾以及后凯恩斯主义者戴维森、温特劳布、明基斯、摩尔、罗西斯等[3]。当然，在认为货币供给是内生的各种理论之间也有区别，例如，后凯恩斯主义者中有些学者认为供给曲线是水平的，这种观点被称为“适应性内生供给说”（accommodative endogeneity）[4]。而同学派中的其他学者则认为货币的供给曲线是具有正斜率的曲线，这种观点则被称为“结构性内生供给说”（structural endogeneity）[5]。

我国学者对这一问题也有广泛的探讨，同样也有两种观点。

1.认为我国的货币供给是外生的

这部分学者可以分为两类：一类是直接表明自己的立场；另一类则是以隐含的方式表明着自己的立场。前者如，史永东[6]使用Granger检验的方法检验出我国的M1或者M2对于GNP是外生的；魏巍贤[7]使用由Engle等[8] 提出的关于“弱外生性、强外生性，以及超外生性”的检验方法（简称EHR方法），检验出我国的货币变量是经济活动的弱外生变量。

以隐含的方式表明着自己立场的学者则包括了目前所有试图估计我国货币需求函数的学者（虽然他们有些人并没有意识到这一点）。原因是，这些学者对货币需求函数的估计都采用的是单方程的估计，而如果货币供给是内生的，那么用单方程进行估计就是错误的。

因为如果货币供给是内生的，即货币供给曲线是倾斜的，那么用单方程估计就会产生系统性的偏差。所以，目前所有估计我国货币需求函数的学者们，无论是有意的还是无意的，都属于货币供给外生论者[9] -[16]。

2.认为我国的货币供给是内生的

这部分学者，按照研究方法的不同也可以分为两类：（1）以定性分析方法为主。包括：巴曙松分析了我国经济转轨期间货币乘数的内生机制[17]；孙伯银认为，我国“1997年前货币供给是政治内生性为主，1997年后货币供给转向市场内生性”[18]。崔建军的分析则说明货币供给内生与否取决于货币的发展形态、相应的供给机制，以及整个社会的基本经济制度，而目前我国的货币供给是内生的[19]。王国松论证了我国基础货币的供给存在制度内生性，信贷供给存在需求内生性，从而认为我国货币供给具有较强的内生性[20]。（2）以定量分析为主，或定量定性相结合。如一些学者等使用Granger检验方法检验出我国的货币供给是内生的[21]-[23]。

二、现有研究的不足

在笔者看来，无论是“外生论者”的研究，还是“内生论者”的研究都有较为严重的缺陷。首先，对此问题的研究不能只限于定性分析，因为有些通过定性分析确认的作用机制（如内生性的机制）即使存在，也还有一个作用力是否显著的问题。其次，无论是“外生论者”还是“内生论者”，目前的定量分析大多使用“格兰杰因果检验”的方法，但该方法在检验货币供给内外生问题上存在着很大的缺陷。具体原因是，使用该方法进行检验是遵循如下一个基本的逻辑：一个变量X如果是某个系统A的内生变量，则在系统A中，一定存在某些变量是引起X变化的原因。因此如果用“格兰杰因果检验”的方法在“系统A”中，找出了一些变量确实能够“格兰杰引起”变量X的变化，那么就说明变量X是系统A中的内生变量。这一逻辑虽然不错，但在研究货币供给量内生与否的问题时，如何确定一个合理的“系统边界”是一项关键而困难的工作。因为一个变量是否为内生变量，主要取决于该变量所处的系统边界在何处。如果把整个地球作为研究系统，那么所有的经济变量都将是内生的。而在研究货币供给的内生性问题时，应该将其放置于一个多大的系统中才恰当？并没有人给出令人满意的答案。正是由于存在着这样一个障碍，所以导致了在这一类研究中，在确定哪些变量是“格兰杰引起”货币供给量的问题上，存在一定的任意性，例如，李晓华等检验出“物价和投资”是货币供应量的格兰杰原因[21] ；宁咏用“经济增长率”作为外生解释变量来检验是否“格兰杰引起”了货币供给增长率的变化[22]；黄武俊和陈漓高用“汇改后净国外资产增量变化”来检验是否“格兰杰引起”基础货币增量变化[23]。此外，魏巍贤使用的EHR方法[7]其实也存在同样的问题。这种对系统边界确定的随意性导致上述检验结果差异很大。例如，史永东[6]、魏巍贤[7]检验的结果是货币供给是“弱外生”的。而其他人，如，宁咏[22]、李晓华等[21]的检验结论却是相反的。

笔者认为对货币供给内生与否的研究，首先应该有一个明确的判断标准。有许多文献将中央银行能否完全控制货币供给量作为判断的标准。这样的定义其实是不恰当的，因为关于什么是“完全控制”？并没有准确的定义。实际上，即使是“内生变量”也是可以控制的，比如，某商品的市场价格（这是一个标准的内生变量），也可以通过税收、最高限价与最低限价等方法来控制。所以，正是由于存在这样一种不恰当的定义与判断标准，才使得关于这方面的讨论观点林立、纠缠不清。关于货币供给是否是内生的，笔者认为，应该从经济学最基本的观点出发给出判断条件。这个条件的内容就是：在“利率—货币数量”的系统（坐标图）中，供给曲线是否垂直。或者说，货币供给是否与利率有关，如图1所示。

本文即是按此逻辑，利用我国的季度数据，以联立方程回归为工具，同时估计出我国的“货币供给函数”与“货币需求函数”，之后通过检验“货币供给函数”中的“利率”与“货币数量”之间是否存在显著相关关系的方法，验证我国货币供给到底是内生还是外生的。

三、货币供求函数形式的确定

要进行联立方程的回归，首先需要确定货币需求函数与供给函数的具体形式。

1.确定货币需求函数的具体形式

在笔者所阅读的文献中，所有试图对我国货币需求函数进行估计的工作中，无论是采取凯恩斯主义还是货币学派的理论，引入的变量都可分三类：规模变量、机会成本变量，以及制度变量。用公式表示：

其中，MP表示实际货币余额；S表示规模变量；OC表示机会成本变量；IN表示制度变量。

只是在选择具体的指标时，不同的学者有不同的看法，如，易纲引入的是“实际GDP、利息率、对通货膨胀的预期，货币化指数（城市人口比例）以及国际收支余额”[9]；易行健引入的是“实际GDP、一年期存款利率、通货膨胀率，以及麦金农的金融深化指标”[13]；蒋瑛琨等使用了“实际GDP、存款利率、中国经济货币化程度”三个指标[15]；王晓芳与王学伟使用的是“实际GDP、一年期定期存款实际利率、股市市值、预期通货膨胀率”[16]。

目前尚没有一个标准去评判到底谁的选择是正确的。李少斌与刘朝阳考察了五种形式的货币需求函数，认为效果都不错，但变量越多，“协整关系”的可能形式也就越多，因此不建议使用变量过多的函数形式[24]。本文的主要目的只是探讨货币供给的外生与否的问题，因此本文采取的策略是：先确定一个基本的函数形式，然后尝试几种变形，以期待得到一个相对稳定的结论。具体的工作如下。

本文在选择货币需求函数所需引入变量的问题上，持以下观点：

（1）所选变量均采用“名义量”。这包括：被解释变量选择的是名义货币供给量“M1”，规模变量选取的是“名义GDP”，以及名义利率等等。这样做，一方面可以不用单独考虑价格因素，从而可以减少解释变量的数目，增加自由度；另一方面，由于是做联立方程的回归，有些变量是同时被引入到两个方程，因此在考虑两个方程的变量选择时，名义量更合适。

（2）对于规模变量的选择，本文认同货币主义的观点，认为应该引入“持久性收入”更合适。具体的处理，见后面的计量过程。

（3）对于制度变量，本文认为没有必要引入。因为所有的制度变量对货币需求的影响都已经体现在货币收入的大小里了。例如，原来我国的货币化程度低，家庭不用自己买房子、看病统筹医疗等等，这些因素对货币需求显然是有影响，但其作用机制并不是独立的，而是首先使得家庭的货币收入低下，然后影响货币需求的行为，所以没有必要单独加入制度变量。持有类似观点的学者还有何运信[25]。由于本文的计量研究使用的是季度数据，因此在较大时间范围才起作用的制度因素也不应被引入。实践中，许多人加入此类变量，其目的之一是为了使得回归的拟合程度更高。但从本文后面的计量研究的结果看，没有这个变量，回归的拟合依然很高，甚至是更高，因此有理由认为不需要引入制度变量。

（4）对于体现机会成本的变量，本文尝试三种选择：一是只引入利率；二是同时引入利率和上证指数；三是引入利率和上证指数的滞后值。具体的利率指标，本文选用“一年期银行贷款利率”，而不是其他学者经常使用的“一年期国债收益率”或“一年期存款利率”。原因如下：

①不使用“国债收益率”的原因。

主流经济学教科书在解释利率与货币需求之间的关系时，犯了“合成谬误”的错误。具体而言，布兰查德[1]与多恩布什[2]的教科书是这样解释的：当债券收益率提高时，人们会放弃所持有货币，转而购买债券，从而货币需求下降。因此，利率与货币需求是负相关的。这个结论对于个体而言是正确的，但对于整体就不一定了。因为如果一个家庭所购买的债券是从其他家庭或非银行机构的手中购买的，那么总体的货币需求量没有改变。只有当家庭或企业是从央行或银行手中购买债券时，总体的货币需求才会下降。所以，只有当一国货币当局所进行的公开市场业务的规模达到一定水平时，用债券收益率来做货币需求的解释变量才是合理的。而我国央行目前对债券买卖的规模相对而言并不是很大。所以本文没有使用“债券收益率”

②不使用“存款利率”的原因。

首先，考虑到“利率变量”是要同时被引入到供给函数和需求函数这两个方程之中的。而在货币的供给过程中，显然商业银行的贷款行为直接的是与贷款利率相关，所以在供给函数中没有理由引入存款利率。其次，在货币的需求方面，引入贷款利率同样可以解释得通。例如，当贷款利率上升时，企业与家庭的贷款就会下降，从而造成对货币需求的下降。反之亦然。所以，本文认为利率变量使用“贷款利率”更合适。

③引入“股票指数”的原因。

近年来，股票已经成为我国家庭与企业重要的金融资产保存形式，2007年沪深股市的总市值更是超过了我国当年的GDP，因此，买卖股票的行为与人们对货币的需求之间应该存在着很大的关系。但是，二者之间究竟是什么样的关系，笔者并未做深入研究，因此无法具体说明二者应该是正相关还是负相关。虽然已有学者对此问题进行了研究，如张笑冰[26]、王晓芳与王学伟[16] 等，但结果并不一致。正是这种不确定性导致本文尝试两种情况：引入当期股指、引入滞后一期的股指。

根据上述讨论，本文确定以下三种货币需求函数形式：

其中，M是名义货币需求量；Y是名义收入；r是银行贷款名义利率；SI是股票指数；SI（-1）是滞后一期的股指。“+、-”分别表示理论上已明确的Y和r分别与M之间的关系方向；因“股指SI”与M的关系不明，所以标为问号“？”。

2.关于货币的供给函数

根据上述论证，本文认为“货币的供给函数”可构造为如下的一般形式：

3.货币供求函数的计量模型

综合以上分析，本文所构造的货币的供求函数方程组的一般形式可表示如下三个模型。

模型一：

模型二：

模型三：

对于实际的计量分析，需要给出具体的函数形式，本文将具体的形式设定为：

模型一：

模型二：

模型三：

四、计量分析

本文将以联立方程组（6）—（6）″式为基础，使用2004—2009年的季度数据进行回归分析。

1.数据处理

第一，对于“名义收入（Y）”，由于是季度数据，所以该序列呈现明显的季节波动，该波动将严重影响回归的质量，因此在进行回归分析之前，需要进行季节性调整。本人使用X11对原序列进行调整，之后再进行对数处理。

第二，对于“利率r”，本文使用“一年期贷款名义利率”。由于该变量没有现成的季度数据，所以本文先构造该变量的月度数据，然后再构造成季度数据。在构造月度数据的过程中，采用加权平均的方法，比如，2006年8月份，前19天利率为5.85，从第20天开始变为6.12，那么该月的平均利率=5.85×19/31+6.12×（1-19/31）≈5.95。从月度数据向季度数据转换时，使用Eviews的自动转换功能（加权平均）。

第三，法定准备率（ ）也需要进行手工处理，方法及过程“利率”的处理方法相同。

第四，股票指数。本文选用上证指数在每个季度的最大值。

第五，货币数量使用M1。

数据总结如表1所示。

2.各变量的平稳性检验

3.应用两阶段最小二乘法（TSLS）估计供求函数的各项参数

需求函数和供给函数的估计结果如表2、表3所示。

4.模型残差的平稳性检验

经检验，三个模型的需求函数及供给函数的残差都是平稳的，因此可以说三个模型都不太可能出现“伪回归”的问题。当然三个模型拒绝“伪回归”的可能性是不一样的，相对而言，模型三以更大概率拒绝。同时考虑其他的显著性指标后，笔者认为模型三最可靠。因此，如果要估计我国货币的需求函数，可以考虑使用模型三中需求函数的形式（这里只给出结果，如需检验过程，请与作者联系）。

5.计量结果

首先，三个模型的拟合度都很高，主要变量都通过了显著性检验（常数项除外），各项系数的正负号也与理论预计的相一致，而且残差经检验都是平稳的，所以可以认为这些模型的建立是成功的。

其次，计量结果显示，在考察期内，三种模型都显示出：货币供给函数中利率系数的估计量都没有通过显著性检验。因此，无法拒绝“利率前的系数是零”的结论。换言之，在（r，LnM1）的坐标系中，货币供给曲线最有可能的形态是垂直的。因此，本文得出结论：在现阶段我国的货币供给依然可视为外生变量。

6.对可能的批评提供的补充说明

（1）三个模型中的货币供给曲线的常数项都没有通过显著性检验，因此如果去除掉结果会怎样？笔者对三种情况都进行了尝试。结果是利率同样不显著。

（2）如果表示机会成本的变量中引入“通货膨胀”变量，结果会怎样？本人对三种情况都进行了尝试。结果是：通货膨胀变量本身都不显著，而且利率依然不显著。原因是，上述研究使用都是名义量，价格变化的因素已经包含其中了。

（3）如果使用其他利率变量，结果会怎样？笔者使用一年期存款利率，结果是一样的，而且显著程度均有所下降。

（4）货币的供给曲线会不会是非线性的？有可能，但笔者没有进行研究。

由于篇幅所限，上述计量的过程省略。

五、总结

根据本文计量分析的结果，目前我国的货币供给依然是一个外生变量。其中的原因很复杂，但直接原因显然只能是：商业银行的货币供给行为对利率不敏感。因为如果货币供给是内生的，即供给曲线是一条向右上方倾斜的曲线，那么就意味着，当利率上升时，商业银行会多提供贷款。而现实中，一方面贷款利率的提高不一定意味着“利差”的扩大；另一方面，贷款利率的上升在提高了收益的同时也加大了贷款的风险。因此，两方面原因导致商业银行的货币供给行为对利率并不敏感。此外，在我国，存贷款利率还不能完全反应出市场的供求，这也是我国货币供给外生性的另一个重要原因。

货币供给的外生性意味着，在短期内我国的央行依然可以通过相机抉择的货币政策干预社会的经济生活。但与此同时，一些关于“货币外生供给”似是而非的论断也需要做出澄清：

1.货币供给具有外生性并不意味着货币政策的中间变量应该选择货币数量

一个变量是否适于作为央行的中间目标与该变量是否为内生变量没有关系。在许多国家中，作为中间目标的“利率”本身就是一个内生变量。虽然有越来越多的国家把利率（而不是货币数量）作为中间变量，但主要原因是货币数量的信息不容易获得，决策者在得到该信息时会有较长的时滞与信息失真，因此控制起来难度很大；相反，对利率信息的获悉则非常便捷，因此调控起来相对容易得多。所以，本文在论证了我国货币供给依然是外生变量之后，并不认为应该将货币数量作为中间目标。

2.货币供给具有外生性并不意味着一国的央行在货币供给上可以“为所欲为”

央行在决定货币供给量时一定有自己的目标，如通货膨胀率目标、经济增长目标、汇率目标等等。因此，绝不可能在货币供给上“为所欲为”。但这样一来是否出现矛盾？因为通常许多人认为“货币供给外生论”等同于认为央行可以任意移动垂直的供给曲线。这里需要澄清的是：判断一个变量的外生与否，取决于我们考察的系统范围。经济学将判断货币供给外生与否的定义确定为货币供给量是否与“利率”相关，即明确了考察的系统边界是“利率—货币供给量”。而如果我们扩大了这个边界，比如考虑整个经济系统，那么货币供给量当然就是内生的，因为央行的决策一定会受到其他变量的影响。这就是为什么许多学者利用格兰杰因果检验的方法验证了我国的货币供给是内生的，因为他们检验出的实际上是在更大的系统中，类似经济增长、通货膨胀等经济变量内生引起了货币供给量。

参考文献：

[1]奥利维尔·布兰查德.宏观经济学[M].刘新智等译，北京：清华大学出版社，2010.

[2]鲁迪格·多恩布什，斯坦利·费希尔，理查德·斯塔兹.宏观经济学[M].王志伟译，北京：中国人民大学出版社，2010.

[3]胡宗伟.外生与内生货币供给理论评述[J].上海金融学院学报，2006，（1）.

[4]Basil， J.M. The Endogenous Money Supply[J].Journal of Post Keynesian Economics， 1988，10（3）：372-385.

[5]Thomas，I.P. The Endogenous Money Supply： Consensus and Disagreement[J].Journal of Post Keynesian Economics，1991，13（3）：397-403.

[6]史永东.我国货币供给内生性和外生性的实证研究[J].统计研究，1998，（1）.

[7]魏巍贤.中国货币供给的超外生性检验[J].系统工程理论与实践，2000，10）.

[8]Engle，R.F.，Hendry，D.F.，Richard，J.F. Exogeneity[J].Econometrica，1983，51（2）：277-304.

[9]易纲.中国的货币供求与通货膨胀[J].经济研究，1995，（5）.

[10]刘斌，黄先开，潘虹宇.货币政策与宏观经济定量研究[M].北京：科学出版社，2001.

[11]吴卫华.中国货币需求函数的协整分析[J].上海财经大学学报，2002，（1）.

[12]汪红驹.用误差修正模型估计中国货币需求函数[J].世界经济，2002，（5）.

[13]易行健.中国的长期均衡与短期动态货币需求模型估计（1978—2002）[C].2003年经济学年会论文.

[14]王莉.中国货币需求函数的误差修正模型估计：1995-2004[J].上海金融，2005，（10）.

[15]蒋瑛琨，赵振全，刘艳武.中国货币需求函数的实证分析——基于两阶段（1978-1993、1994-2004）的动态检验[J].中国软科学，2005，（2）.

[16]王晓芳，王学伟.中国股票市场对货币需求的影响[J].财经科学，2008，（3）.

[17]巴曙松.转轨经济中的货币乘数波动与货币控制[J].国际金融研究，1998，（1）.

[18]孙伯银.货币供给内生的逻辑[M].北京：中国金融出版社，2003.7.

[19]崔建军.货币供给的性质：内生抑或外生[J].经济学家，2005，（3）.

[20]王国松.货币供给的制度内生与需求内生实证研究[J].财经研究，2008，（6）.

[21]李晓华，侯传波，陈学彬.我国货币内生性问题的实证研究[J].上海财经大学学报，2003，（10）.

[22]宁咏.内生货币供给：理论假说与经验事实[M].北京：经济科学出版社，2002.

[23]黄武俊，陈漓高.外汇资产、基础货币供应与货币内生性——基于央行资产负债表的分析[J].财经研究，2010，（1）.

[24]李少斌，刘朝阳.我国货币需求函数结构比较研究[J].上海金融，2007，（9）.

货币供给论文例10

中图分类号：F830.9 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）01-0-02

经济学界一直存在着货币供给的内生性与外生性之争。货币供给内生性理论认为，货币供给并不是中央银行可以自行决定的，而是由经济中诸多因素，如物价水平、利率以及实际产出水平决定的，中央银行只能被动地根据经济发展所需的货币量投放货币。而货币供给外生性理论则认为，中央银行可以通过变动货币供给来调节物价水平、利率以及实际产出等因素，而不是相反[1]。我国学者通过实证检验，大多发现我国的货币供给具有较强的内生性[2]。股票这一金融资产的价格与股息额成正比，与折现率成反比，折现率提高，股票价格就会下跌；折现率下降，股票价格就会上涨。从而可以看出，货币供给增加，使得利率下降，折现率下降；而随着折现率下降，又会造成股票价格上涨[3]。反之亦然。为此，本文提出假设：货币供给变化是股票价格变化的主要原因之一。

实证分析：

选取1995年12月到2011年7月之间的上证综指、M0、M1、M2值，共187组数据，作为分析样本进行实证分析。

由上面的分析结果可见，股指走势与货币供给显著相关，且与M0关联性最强。

1995.12-2011.7上证综指走势图

1995.12-2011.7 M0（流通中现金总量）走势图

1995.12-2011.7 M1（货币总量）走势图

1995.12-2011.7 M2（货币与准货币总量）走势图

由走势图初步可见，市场中的现金总量M0，短期内随股指波动明显。在股指上升较快阶段，市场中的现金总量往往出现前期预兆性的激增。而货币总量M1增长相对稳定，对股指的长期增长趋势呈正相关关系。货币与准货币总量M2相对于M1，对股指的变化反应更加迟钝，对股指变化的总体趋势表达更加平稳。

回归模型：

回归模型预测指数：

残差分析：

由于残差期望较小，可见回归质量很高。残差的方差较大，故可以预测股票指数不但与货币供给有关，一定还与别的因素密切相关。后续问题值得关注。

参考文献：