貨幣供給范文10篇

摘要：隨著互聯網的發展和電子商務的全面普及，電子貨幣已悄然融入我們的生活之中。電子貨幣的出現和發展對傳統的貨幣理論體系造成了沖擊，使中央銀行對貨幣供給調控變得更加復雜。央行不再是發行貨幣的唯一主體，而且電子貨幣部分替代了流通中的現金，讓央行對貨幣供給量的控制變得更為困難。本文在對電子貨幣的發展現狀進行分析的基礎上，分析了電子貨幣的發展對貨幣供給的影響，進而提出了電子貨幣下提高貨幣供給的有效性建議。

關鍵詞：電子貨幣；貨幣供給；中央銀行

一、電子貨幣的發展現狀

（一）電子貨幣內涵。電子貨幣就是電子貨幣用戶將傳統現金交給電子貨幣發行機構，而發行機構則把與傳統現金相等值的信息存儲在電子貨幣使用者持有的貨幣承載設備中。具體講，這里提到的電子裝置一般包括兩種形式：具有IC卡功能的智能卡及基于計算機的電子貨幣設備。這類貨幣的價值體現為電子數據記錄在設備上，由各種智能卡和使用計算機作為媒介進行支付為代表。電子貨幣不是紙幣，也不是電子資金轉賬。但是它能夠避開銀行，也就是說這種形態的貨幣能夠離開銀行所扮演的中間人角色，在使用中與商業銀行存款基本沒有關系。目前，主要有四種電子貨幣常用和受歡迎：儲值卡、銀行卡、電子支票和電子現金。（二）電子貨幣在我國的發展現狀。1.電子貨幣支付機構得到創新發展。在中國的零售支付體系中，商業銀行等金融支付機構始終起著舉足輕重的作用，尤其是近來電子商務的火爆及互聯網、電子信息、移動通信的發展，支付機構不僅能借助這些科技進步讓自己的功能更加完善，而且還會為貨幣使用者提供快捷的支付服務。截止到2017年年底，我國已經批準270家第三方支付機構在我國從事支付業務。銀行卡的相關業務和網絡支付等都取得了不俗的進步。2.電子貨幣的使用平穩增長。我國電子貨幣的使用平穩增長，據央行2017年最新的《中國支付體系發展報告》可以了解到，截止到2016年年末，我國銀行發卡量持續穩定提高，相比去年增長12.54%，已經達到61.25億張，就整個國家而言，每個個體所持有銀行卡數量已經達到4.47張。就信用卡信貸程度而言，我國的信用卡用戶越來越多，商業銀行的用戶授信率連年提高。我國人均持有信用卡0.31張，同比增長6.27%，北京信用卡人均持有量仍遠高于全國平均水平，達到1.35張。3.網絡支付業務增長迅速。互聯網和金融糅合在一起研發出許多與時俱進的金融產品，方便了我們的生活，如京東的京東錢包、百度的百度錢包等。據艾瑞咨詢的統計報告，移動支付在中國的飛速發展，規模已經達到發達國家的50倍。下面就支付寶的數據作出介紹。在最新的數據統計中，支付寶在線下已經擁有100萬左右的商家，而且淘寶天貓的每月活躍用戶已達到4.3億。網上購物、交水電費和電信寬帶已經變得很平常。群眾使用支付寶和微信支付逛街購物，政府和事業單位也與各類電子支付企業進行合作，極大地方便了交易支付雙方。目前中國的網絡支付業務欣欣向榮，發展得特別迅速。

二、電子貨幣對貨幣供給的影響

（一）電子貨幣對基礎貨幣數量的影響。1.電子貨幣對流通中現金的影響。電子貨幣對貨幣流通速度提高和資金使用效率增加都有了一定的提升作用，在這種情況下，會使社會所需要的基礎貨幣數量變小，這將大大降低央行資產負債表的大小，同時也使得貨幣政策中介指標愈加不易測控。電子貨幣的流通和支付基于計算機技術，可廣泛應用于產品生產銷售、分配和公眾消費環節，這樣的發展形勢會使社會中的現金數量減少。電子貨幣使用簡單且功能強大，集儲蓄、轉賬、兌現、消費等多重功能于一身。而且在電子貨幣逐漸普及的今天，互聯網可以把數據以光的速度傳遞到地球的所有地方，所以不必保留傳統貨幣時代那樣多的金錢就可以實現貨幣的交換媒介、支付等功能。電子貨幣逐漸普及的今天，流通中的現金數量必然降低。而且隨著金融新產品的開發和信息化發展，以后的金融活動全部能夠經由用戶賬戶中的電子貨幣進行結算，在這種情況下，大量傳統貨幣勢必會被電子貨幣所取代。2.電子貨幣對存款貨幣銀行法定存款準備金的影響。商業銀行可以根據自身情況主動進行資產結構調整，這樣一來，雖然說貨幣當局來制定法定存款準備金率，但是商業銀行可以通過自身的調整來適量改變所上繳的法定存款準備金，而在這樣的主動調整過程中，電子貨幣就能夠發揮自身優勢，來影響銀行的法定存款準備金。（二）電子貨幣對貨幣乘數的影響。1.電子貨幣對現金漏損率的影響。貨幣乘數的大小表示了存款貨幣銀行的貨幣創造能力，貨幣乘數主要受到以下四個要素影響：現金漏損率、定期存款率、法定存款準備金率、超額準備金率。普遍來說，傳統經濟中的現金漏損率比較高，這是因為傳統經濟中現金的大量使用。如今信息化發展和電子貨幣逐漸普及，大量的現金被電子貨幣代替，導致了商業銀行的存款增加和社會中流通的現金減少。這種結果直接導致了現金漏損率的減少，使得貨幣乘數增大。現金漏損率下降還有如下原因：①我國經濟持續發展，全國交易總額連年提升，電子貨幣使用上的便捷性、安全性和低成本性可以有效提高交易的效率和安全系數；②由凱恩斯的經濟理論可知，收入和財富的增長會使公眾儲蓄所占的比率越來越高，即邊際儲蓄傾向遞增，人們去儲蓄就使得自身所持現金減少，存款增加，因此也會使現金漏損率下降；③以淘寶、京東為代表的電商以及移動支付的完善大大降低了現金的使用率，提高了電子貨幣的使用，這樣也會使現金漏損率下降。2.電子貨幣對定期存款比率的影響。隨著信息技術電子支付的快速發展，電子貨幣的便捷性、安全性和多手性是傳統現金所無法比擬的，公眾保有一定現金的宗旨是想要滿足自身日常消費需求，電子貨幣具有傳統貨幣功能的同時，比傳統貨幣更便于實際應用，這就讓公眾對電子貨幣的需求提高而對傳統現金的需求下降。一方面，定期存款比率決定于民眾對定期存款形式貨幣的傾向，人們對電子貨幣需求提高，直接降低了對傳統貨幣的需求。這種情況下，會有更多的貨幣作為定期存款存入商業銀行，使定期存款比率持續增加；另一方面，定期存款與活期存款的比值在很大程度上受到利率的制約，電子貨幣的面世普及，如京東支付的多領域應用，使活期存款需要量被降低。需求降低的同時，公眾為了獲得定期存款所帶來的資本利得也會使得定期存款增加，使定期存款與活期存款的比率增加。3.電子貨幣對銀行存款準備金率和超額準備金率的影響。一般來說，中央銀行制訂法定存款準備金率的大小，但隨著電子貨幣的引入，將不可避免地影響到央行對法定存款準備金率的控制。就超額存款準備金率而言，它由商業銀行按照自身業務及其實際情況自行調整，人們去銀行提取現金的需求隨著電子貨幣的普及而降低，這樣一來，銀行拿來滿足客戶提取現金需求的備付金降低，使銀行有更多的貨幣來進行放貸業務，相當于增加了基礎貨幣數量，從而社會的貨幣供應得以增加。

1

分析貨幣供給問題,有三種觀點:一是,貨幣內生性,即貨幣供給是經濟內生的,其供給數量由經濟運行情況決定的;二是,貨幣外生性,即貨幣供給不依據經濟運行狀況,而由一國貨幣發行當局決定發行數量;三是,貨幣混合論,即貨幣供給不完全由經濟內生,也不完全由貨幣發行當局決定,而是兩者的綜合。對貨幣供給研究,國際上比較著名的學說是貨幣學派的“單一貨幣規則”,主要是由著名經濟學家弗里德曼提出的,該理論核心是貨幣供給增長率等于經濟增長率加上通貨膨脹率。國內有一些學者對貨幣供給也給出了不同答案,但都缺乏實證驗證;但也有一些實證研究,利用VEC模型和VAR模型進行分析研究,但都不太系統,如馮玉明、袁紅春、俞自由在《中國貨幣供給內生性或外生性問題的實證》一文中指出我國貨幣具有較強的內生性,但其在分析方法上比較簡單;李曉華、侯傳波、陳學彬在《我國貨幣內生性問題的實證研究》一文中利用VAR模型對貨幣供給進行分析,但其在選擇變量方面只是用財政預算支出,出口額和居民消費價格指數三變量來分析廣義貨幣M2,并且在分析時也過于簡單。因此,本文通過建立向量自回歸模型(VAR模型)來實證分析我國貨幣供給問題,在選擇模型變量方面和深入分析方面也有很大的突破。

2基于VAR模型的實證分析

經濟學中,影響一國貨幣供給有很多因素,如一國經濟增長率,居民消費價格指數,工業品出廠價格指數,一國貨幣匯率體制,貨幣供給預期,國際金融市場對本國貨幣供給的影響,嚴重自然災害或者是重大突發性事件如地震等等因素。如果把影響一國貨幣供給的因素作為解釋變量,把一國貨幣供給作為被解釋變量,就可以建立一個關于我國貨幣供給的函數。以廣義貨幣增長率M2表示我國貨幣供給,GDP,CPI,PPI,HUILV表示影響我國貨幣供給的經濟增長率,居民消費價格指數,工業品出廠價格指數和我國匯率變動率等各種因素,則我國貨幣供給函數可以表示為:M2=f(GDP,CPI,PPI,HUILV⋯),具體分析如下。

2.1數據平穩性檢驗

廣義貨幣M2供給增長率,GDP增長率,居民消費價格指數CPI,匯率變動率和工業品出廠價格指數PPI,在1990-1998年數據線性趨勢起伏不定,數據明顯不平穩,須進行單位根檢驗,檢驗結果表明廣義貨幣M2供給增長率,GDP增長率,居民消費價格指數CPI,匯率變動率和工業品出廠價格指數PPI在5%的顯著水平下都是不平穩的;對其進行一階差分,得到ΔM2,ΔGDP,ΔCPI,ΔHUILV,ΔPPI再對其進行單位根ADF檢驗,其ADF檢驗統計量均小于顯著性水平5%的臨界值,拒絕原假設,表明至少可以在95%的置信水平下拒絕原假設,差分序列ΔM2,ΔGDP,ΔCPI,ΔHUILV,ΔPPI均不存在單位根,為平穩時間序列。因此,廣義貨幣M2供給增長率,GDP增長率,居民消費價格指數CPI,匯率變動率和工業品出廠價格指數PPI這5個序列具有相同的單整階數,均為一階單整I(1)過程。

準備金是存款貨幣的基礎

在這兩個前提條件之下，假定整個商業銀行體系吸收的原始存款是R，在各個商業銀行經歷了上交法定存款準備金、發放貸款與吸收存款等系列行為后，A銀行吸收的原始存款R全部以法定存款準備金形式上繳到了中央銀行，而整個商業銀行體系現金持有量為0。換言之，中央銀行向社會投放了R基礎貨幣，然后又經過商業銀行繳存款準備金的形式進行了回收。此時，存款準備金R即是原始存款R，因為原始存款是存款貨幣的基礎，所以存款準備金R是存款貨幣的基礎。更進一步，如果商業銀行上繳的存款準備金為R，則商業銀行必定吸收了R原始存款，就會創造出R/r存款總額來。如果商業銀行在中央銀行不僅保持有法定準備金，而且保有超額準備金(假設超額準備金為e)，則商業銀行派生存款的過程為表2。從表2中可以發現商業銀行A吸收的原始存款R，在各個銀行經歷了上交法定與超額存款準備金、發放貸款與吸收存款等一系列行為后，原始存款R全部以準備金形式上繳到了中央銀行，整個商業銀行體系現金持有量為0。只不過，存款總額變為了R/(r+e)。存款準備金R仍然是原始存款R，所以存款準備金R是存款貨幣的基礎。

基礎貨幣與貨幣供給關系

教材中論述“基礎貨幣是由中央銀行控制，包括社會公眾手中持有的通貨和商業銀行的準備金”，但基礎貨幣和貨幣供給量是如何聯系在一起的，商業銀行的現金資產是否屬于基礎貨幣，它和貨幣供給量之間有什么聯系呢?將分兩個層次來分析解釋基礎貨幣的范圍及與貨幣供給量之間的關系，一是理論層次，商業銀行吸收原始存款上繳存款準備金后，剩余資金都可以用來放貸或投資，不保有一點現金資產;二是現實層次，商業銀行吸收原始存款后，除了上交法定存款準備金和超額存款準備金外，還會保留一部分現金資產應付客戶日常提現需要。假設央行發行C+R基礎貨幣，社會公眾把基礎貨幣C部分留在手中(即社會公眾手中的通貨，即貨幣供給量的一部分)，把基礎貨幣R部分存于商業銀行，則會形成R原始存款(即是準備金R)，再經過商業銀行體系與客戶的貸存款過程，則會形成D存款總額(D=R/r，r為存款準備金率)，構成貨幣供給量的另外一部分。此時，社會公眾手中的通貨C是現實的購買力，而D存款總額也可以用于轉賬支付結算。此時，基礎貨幣=現金+準備金，貨幣供給量為C+D，其與基礎貨幣的關系如圖1。假設商行保持的現金資產占存款的比重為c，此時派生存款的過程如表3:從上表中可得:準備金+現金資金=R*(r+e)/(r+e+c)+R*c/(r+e+c)=R，即存入A銀行的原始存款R分為了兩部分，一是準備金R*(r+e)/(r+e+c)，它是產生存款貨幣的基礎，數量上相當于扣減了現金資產后的原始存款;二是現金資產R*c/(r+e+c)，從資金來源看，是客戶用現金形式存到商業銀行的，是客戶暫時閑置的資金，一旦需要會立即從銀行取出而形成社會公眾持有的通貨，形成現實的購買力。因此，筆者認為，商業銀行保持的現金資產應該是基礎貨幣的組成部分，其作用和地位與公眾持有的通貨應該是一樣的，只不過現金資產是暫時閑置的通貨，公眾持有的通貨是可以立即使用的。此時基礎貨幣的范圍擴大了，不僅包括現金加準備金，還包括商業銀行持有的現金資產。此時，基礎貨幣和貨幣供給量之間的關系就可以變為圖2。

本文作者：蘇躍輝鄭小霞工作單位：河北金融學院金融系

內容提要:自1981年我國重新發行國債以來，由于客觀實際的需求，國債的發行規模幾乎年年擴大。對此，理論界一直就我國國債規模適度的界限問題展開討論。同時，基于貨幣供給對許多宏觀經濟運行所起的重大作用，探討的一個重點集中在國債的發行規模對貨幣供給的影響問題上。然而從現有的資料上看，這些論述大多采用定性的分析方法。為了配合這些討論，本文將擬合時間序列數學模型的基礎上，結合有關理論，對此問題進行實證分析。

一、方法與結果

貨幣作為“價值尺度和流通手段的統一”，其定義和范圍已引起人們持久而廣泛的爭論。一般講，各國對貨幣供應量的劃分不盡相同。在我國，貨幣供應量一般劃分為三個層次，一是流通中的現金，即Mo；二是Mo加企業單位活期存款、農村存款和機關團體部隊存款，統稱M[，1]；三是M[，1]加企業單位定期存款、自籌基本建設存款、個人儲蓄存款和其他存款，俗稱M[，2]；由此可見，M[，2]基本上包括了所有存款和現金。在目前，銀行存款和現金是我國資金的主要來源，兩者幾乎覆蓋了國民經濟的各個領域，因此，從宏觀經濟管理的角度看，國家主要應該控制M[，2].正是基于這種認識，下文中的貨幣供應量皆指M[，2].

在此前提下，本文將我國自1981年至1997年間的廣義貨幣量（M[，2]）與當年國債發行量（B）分別取對數（表1），然后使用MicroTSP（6.5）計量經濟分析軟件包，以同期國債發行量的對數（LnB）和前一期的廣義貨幣量的對數（LnM（-1））為解釋變量，作時間序列模型對同期廣義貨幣量的對數（LnM）進行回歸，考察廣義貨幣量（M[，2]）與當年國債發行量（B）之間的關系，結果見表2.對于這一結果做以下檢驗：

1.回歸系數的顯著性檢驗。根據上述兩個非常數項的零系數概率值可以判定，在顯著性水平α=0.05，自由度df=16-2-1=13時，該非常數項的回歸系數均通過t-檢驗。表明：所選擇的自變量是影響同期廣義貨幣量的主要因素。

2.回歸方程的顯著性檢驗。根據顯著性水平α=0.05，df[，1]=2，df[，2]=13，查F分布表得F[，0.05（2，13）]=3.81，小于回歸本模型所得的F=4952.42；因而，F檢驗通過，表明：回歸方程的回歸效果顯著。

貨幣供給是外生(exogenous)還是內生(endogenous)的爭論由來已久，貨幣供給的外生論者認為貨幣供給量是由經濟運行之外的因素決定，如執政者的意志、自然條件、政策等。貨幣供給的內生論者認為是物價、利率、產出等直接或間接地決定貨幣供應量，也就是說，貨幣供應量從屬或適應于貨幣需求。持貨幣供給外生還是內生的不同理念對貨幣政策應如何實施以及實施效果都有重大影響。

一、外生性貨幣供給理論

19世紀初，以大衛李嘉圖為首的“金塊論者”是早期外生論的代表。在其后的通貨論爭中，以奧維爾斯頓、英國首相皮爾為首的通貨學派獲得了勝利，他們主張“銀行券的發行決定于黃金數量”，也就是認為貨幣供給是外生的。1844年開始在英國實行的《皮爾條例》，使外生性的貨幣供給理論為多數人所接受。凱恩斯本人也認為貨幣供給是外生的，貨幣數量決定于中央銀行的行動。但堅持外生性貨幣供給最為有力的莫過于貨幣主義者。

根據MV≡Py的恒等式，貨幣主義者在貨幣流通速度V穩定、真實產出y長期內不受M變動影響的前提下，得出貨幣量(M)決定價格(P)或名義收入(Py)的因果關系。中央銀行應當實行“不變增長率”的貨幣控制規則。因此，他們必須首先從理論上證明貨幣供給是能夠被中央銀行所控制的外生變量。貨幣主義者利用一般所公認的存款與貨幣創造模型Ms=MBm，在統計數據的支持下得出了以下幾個結論：(1)基礎貨幣(MB)與貨幣乘數(m1、m2)相互獨立，互不影響；(2)影響貨幣乘數的各因素在短期內是穩定的，長期而言也常會起反向作用而相互抵消，因而貨幣乘數可看作是常數；(3)基礎貨幣比貨幣乘數對貨幣供給量的影響要大：(4)中央銀行通過公開市場操作等政策工具，不但可以主動增減基礎貨幣量，還可抵消貨幣乘數內某些系數變動的影響。由此，貨幣供給外生。

表面上看，貨幣主義者得出的這些結論可以很好地證明貨幣供給的外生性，但仔細分析可知，這些結論是站不住腳的。考慮中央銀行在公開市場上購入國債以增加基礎貨幣的行為，在基礎貨幣增加的同時，利率下降，貨幣乘數的許多相關系數，如超額準備金率、現金漏損率等都會發生變化，貨幣乘數與基礎貨幣無法完全隔離；再者，影響貨幣乘數的諸多因素中，如超額準備金率、現金漏損率、定期存款與活期存款的比例等都取決于商業銀行和公眾的資產選擇行為，在短期內是經常發生變化的，不可能由中央銀行完全控制；此外，20世紀80年代西方國家央行的貨幣量目標屢屢失準，也說明貨幣供給并非完全由央行決定。

二、早期的內生性貨幣供給理論

貨幣供給是外生(exogenous)還是內生(endogenous)的爭論由來已久，貨幣供給的外生論者認為貨幣供給量是由經濟運行之外的因素決定，如執政者的意志、自然條件、政策等。貨幣供給的內生論者認為是物價、利率、產出等直接或間接地決定貨幣供應量，也就是說，貨幣供應量從屬或適應于貨幣需求。持貨幣供給外生還是內生的不同理念對貨幣政策應如何實施以及實施效果都有重大影響。

一、外生性貨幣供給理論

19世紀初，以大衛李嘉圖為首的“金塊論者”是早期外生論的代表。在其后的通貨論爭中，以奧維爾斯頓、英國首相皮爾為首的通貨學派獲得了勝利，他們主張“銀行券的發行決定于黃金數量”，也就是認為貨幣供給是外生的。1844年開始在英國實行的《皮爾條例》，使外生性的貨幣供給理論為多數人所接受。凱恩斯本人也認為貨幣供給是外生的，貨幣數量決定于中央銀行的行動。但堅持外生性貨幣供給最為有力的莫過于貨幣主義者。

根據MV≡Py的恒等式，貨幣主義者在貨幣流通速度V穩定、真實產出y長期內不受M變動影響的前提下，得出貨幣量(M)決定價格(P)或名義收入(Py)的因果關系。中央銀行應當實行“不變增長率”的貨幣控制規則。因此，他們必須首先從理論上證明貨幣供給是能夠被中央銀行所控制的外生變量。貨幣主義者利用一般所公認的存款與貨幣創造模型Ms=MBm，在統計數據的支持下得出了以下幾個結論：(1)基礎貨幣(MB)與貨幣乘數(m1、m2)相互獨立，互不影響；(2)影響貨幣乘數的各因素在短期內是穩定的，長期而言也常會起反向作用而相互抵消，因而貨幣乘數可看作是常數；(3)基礎貨幣比貨幣乘數對貨幣供給量的影響要大：(4)中央銀行通過公開市場操作等政策工具，不但可以主動增減基礎貨幣量，還可抵消貨幣乘數內某些系數變動的影響。由此，貨幣供給外生。

表面上看，貨幣主義者得出的這些結論可以很好地證明貨幣供給的外生性，但仔細分析可知，這些結論是站不住腳的。考慮中央銀行在公開市場上購入國債以增加基礎貨幣的行為，在基礎貨幣增加的同時，利率下降，貨幣乘數的許多相關系數，如超額準備金率、現金漏損率等都會發生變化，貨幣乘數與基礎貨幣無法完全隔離；再者，影響貨幣乘數的諸多因素中，如超額準備金率、現金漏損率、定期存款與活期存款的比例等都取決于商業銀行和公眾的資產選擇行為，在短期內是經常發生變化的，不可能由中央銀行完全控制；此外，20世紀80年代西方國家央行的貨幣量目標屢屢失準，也說明貨幣供給并非完全由央行決定。

二、早期的內生性貨幣供給理論

一、前言

經濟波動易造成產量減少，就業減少等不良狀況，不利于發展，反之，經濟均衡指經濟體系中各種相互關聯和相互對立的因素在既定范圍內的變動中處于相對平衡和穩定的狀態。(一)理論分析。針對經濟波動問題，從古至今，經濟學家說法不一。古典學派認為經濟波動只由實物因素決定，貨幣只充當商品交換的媒介，經濟波動與否不會因貨幣因素而變動，實際經濟也不會因此受干擾。反之，一部分經濟學家則認為貨幣因素是影響經濟波動極為關鍵的因素。部分經濟學家用利率來解釋經濟波動。維克賽爾最先認可貨幣因素的作用，他發現在資本形成和轉移時貨幣具有不可替代性。生產過程中經濟以實物形態進行，卻以貨幣來進行資本借貸、利息支付，利率高低引起實物價格的變化，進而對生產過程產生影響。他因此提出貨幣利率和自然利率的新概念，兩者不一致時經濟均衡便被打破。經濟波動往往集中反映在流通領域，流通中離不開信用貨幣，信用貨幣的發展也加速商品流通。熊彼特從生產著手，提出企業競爭中取勝關鍵在于革新，組合生產要素，而購買新要素組合必須依靠銀行的非常信用。創新使企業具有不可替代性，因此更具有競爭力，其他人競相模仿，創新高漲，生產者收入猛增，消費熱情高漲，產品供不應求，價格升高，加快了經濟發展，此過程不斷循環，經濟達到頂峰，反之，信用收縮，則經濟蕭條，處于周期中的低谷，因此信用引起經濟波動。此外，貨幣量的增減也是影響經濟波動的關鍵因素。哈耶克貨幣中性論提出貨幣數量保持不變時，維克賽爾結論成立，對經濟均衡不產生破壞作用，不引起經濟波動。貨幣數量變動影響商品相對價格，進而影響經濟，打破經濟均衡狀態，呈現出時而上漲時而蕭條的情況。(二)現實意義。改革開放以來，經濟迅猛發展伴隨著劇烈且頻繁的經濟波動。經濟波動不利于經濟的發展，從我國具體情況看來，經濟增長起伏不斷，經濟波動頻繁呈現出周期性的特點，波動幅度較大。改革開放使我國經濟體制全面革新，隨著經濟發展的需要，金融體制也徹底變革，但與此同時的經濟波動現象并沒有被妥善處理，直至1984年，中國人民銀行獨立履行央行的職能，建立二級銀行體制，貨幣政策正式出臺，經濟的劇烈波動趨向于緩和。貨幣政策的作用機理是運用工具調節貨幣供給量進而通過不同傳導途徑影響經濟，我們發現我國經濟增長存在大幅波動的情況，與之對應的是我國貨幣供給量的相似變動路徑。那么，我們是否可以認為貨幣供給量和經濟波動存在一定的關系，人們不禁產生這樣的疑問，經濟波動是否是由于貨幣供給數量的變化產生的，經濟波動是否會對政府調整貨幣數量產生影響。本文將從以上問題著手，從GDP增長率和貨幣供給量增長率的波動來看改革開放以來我國經濟波動與貨幣的供給量的關系；再從實證方面，驗證對具體事實的推測，闡述經濟周期性波動和貨幣供給量之間的關系。

二、文獻綜述

近年來，一部分學者對于貨幣供給量和經濟波動的關系進行了相關理論或實證研究，提出不同觀點。部分學者認為兩者之間有必然聯系。費里德曼分析近百年數據，闡述了貨幣供給量波動和經濟周期性波動兩者間的協同效應。托賓通過索羅模型闡述了貨幣供給量和經濟波動的相互影響關系。盧卡斯從理性預期失效的情況出發，發現經濟波動趨勢和貨幣供給量趨勢大致相同。馮春平(2002)發現在不同經濟背景下貨幣政策不同，利用滾動VAR方法實證研究發現貨幣供給量相對于對經濟波動來說，存在明顯的變動性。郭明星、劉金全、劉志剛(2005)使用基于MS-VEC模型，研究發現產出水平與貨幣供給水平之間在經濟周期性波動的情況下，存在長期均衡關系,還發現了經濟周期波動和貨幣供給量在一定程度上是不完全對稱。任碧云、高鴻(2010)從長期來看，貨幣供應量增長必然會剌激經濟增長，經濟要歸于均衡，應按不同時期的目標綜合考慮貨幣政策的取向。王雄威(2012)研究事實發現經濟周期波動后往往伴隨不同的貨幣政策，實證檢驗貨幣供給和經濟波動確實存在關聯關系。而另一部分學者認為貨幣供應量的波動并不會對經濟波動產生影響。普羅索認為在真實經濟周期下，基于內生貨幣的作用，貨幣供給量不會引起經濟波動。盧萬青(2001)利用格蘭杰因果檢驗分析貨幣和經濟波動的因果關系，結果表明貨幣供給量的變動并非經濟波動的原因。潘文榮、宋迎迎(2010)從我國現實情況出發，發現貨幣呈中性。張麗麗、彭國富(2011)通過建立了ECM模型檢驗得出中國經濟增長會促進貨幣供給的增加，但反過來并不成立，即貨幣中性。潘李劍(2012)在廣義貨幣供給量的基礎上加入貨幣流通速度因素，實證研究發現短期內兩者變動對經濟波動產生影響，而長期則無影響。

三、我國經濟波動與貨幣供給的具體事實

本文主要是探討經濟波動與貨幣供給量之間的關系，本部分根據具體事實來看兩者關系。經濟水平由GDP來表示,經濟波動則用GDP增長率來衡量，本文從廣義貨幣M2來觀察貨幣供給量的變動。由于，自1984年以來，建立二級銀行體制，作為宏觀調控重要手段的貨幣政策才正式出臺。所以本文選取了1985年-2014年的數據(GDP、M2)，并對GDP數據做簡單處理，得到1986-2014年的GDP增長率。GDP增長率和M2增長率趨勢圖如上圖，1986年至2014年GDP增長率波動幅度較大存在周期性波動的趨勢，大致可以把其分為3個周期，第一周期為1986年至1991年，第二個周期為1991年至2000年，2000年-2014年為第三周期，周期尚未結束，仍存在經濟增長率下降的可能性。而從M2增長率趨勢來看，1986年至2014年的M2增長率也存在波動大且周期性波動的特點，也可以大致分為3個周期，第一個周期從1986年至1991年，第二個周期1991年至2001年，2001年至2014年為第三周期，同樣從未完成周期的趨勢圖來看，M2增長率存在下降可能。GDP增長率和M2增長率兩者呈現出同樣的周期性變動趨勢，但兩者的周期性趨勢并不完全吻合，后者相對于前者略存在滯后現象，且從波動幅度看，GDP增長率和M2增長率趨勢在第三周期的波動幅度明顯減小。經濟飛速上漲過程存在大幅度經濟波動，且存在周期性特點，而貨幣供給量的變動也存在周期性，且經濟周期性變動與貨幣供給量的周期性變動趨勢類似，貨幣供給量波動略微滯后，且隨貨幣供給量變動，經濟波動明顯趨于緩和。據此推測，經濟波動情況下，國家通過改變貨幣供應量來減緩經濟波動的破壞，經濟波動逐步趨于緩和，貨幣供給量的波動也趨于平緩，經濟波動對貨幣供給量也會產生影響。

一、

貨幣增長理論是研究貨幣同經濟增長內在關系的理論。它關注的是貨幣供給能否對經濟中的實際變量產生影響的問題。對這一問題的不同回答產生了兩種觀點：一種觀點認為，貨幣供給在長期內只影響各經濟變量的名義值，而不影響經濟變量的實際值，即“貨幣長期超中性”說；另一種觀點則認為，貨幣供給在長期內同時影響經濟變量的名義值與實際值，這是對“貨幣長期超中性”說的否定。關于貨幣與增長問題的現代文獻是從Tobin（1965）的《貨幣與經濟增長》一文開始的。Tobin認為，在貨幣與實物資本之間分配著固定的儲蓄流，通脹率的增長降低了貨幣的真實回報，導致人們把現金轉換為資本的動機，這就是所謂的Tobin效應。Sidrauski（1967）最先把貨幣放入效用函數，在貨幣增長模型中考慮到了消費者的理性行為，認為貨幣能為消費者帶來正效用，從而說明了貨幣為何要存在的問題。但是，Sidrauski得出了貨幣中性的結論，考慮到貨幣對經濟的影響，這個結論并沒有被大多數學者完全接受。本文試圖在一個修正后的Sidrauski模型基礎上，對我國貨幣供給與經濟增長的關系進行研究。

二、模型及其改進

（一）Sidrauski模型。Sidrauski（1967）最先在一個明確的Ramsey最優化框架中建立了貨幣增長模型。假設一個無限期界的家庭通過解決跨時最優化問題來最大化家庭成員的福利，實際財富以資本和實際貨幣余額兩種形式持有。將貨幣與商品一起引入家庭的效用函數，效用函數形式為ut（ct，mt）。一個家庭通過解決跨時最大化問題來最大化其效用函數，因每一時刻經濟主體的行為由存量約束與流量約束控制。（1）式為存量約束：要求人均財富總量at等于人均資本存量kt與人均實際貨幣余額mt；（2）式流量約束：

要求人均財富增量at.等于人均產出f（kt）與人均政府轉移支出vt之和減去人均實際貨幣余額耗損（πt-n）mt、人均資本耗損（δ＋n）kt和人均消費ct。其中δ代表資本的折舊率，n代表人口自然增長率，其中πt代表預期的通貨膨脹率。因此，其現值Hamilton函數為：H＝e-δ·t｛u（ct，mt）＋λt［f（kt）+vt-（πt+n）mt-（δ＋n）kt-ct-at.］+qt［at-kt-mt］｝（3）通過求解Hamilton函數，得到：f′（k*）=δ＋n（4）

Sidrauski認為，在長期中貨幣增長率的上升會完全導致價格變動，將減少實際余額存量但并不影響穩定的消費狀態，所以資本存量獨立于貨幣增長率，人均均衡資本存量使資本邊際產品等于既定資本的折舊率與人口自然增長率之和。

摘要:文章主要通過從貨幣供給量與證券市場的變化的角度，分析二者之間相互影響。此次淺談的要點是選擇證券市場下的三個子市場，即債券市場，股票市場和基金市場，著重強調了貨幣供給量的增加與減少對三個子市場的影響以及三個子市場相關產品及政策對貨幣供給量的影響。總體而言，兩者相輔相成，可以構成一個經濟循環體系，有著不可分割的關系。

關鍵詞:貨幣供給量；證券市場；債券市場；股票市場；基金市場；利率

一、引言

近年來，中國經濟快速發展，而證券市場作為歷史悠久的市場，為我國的社會經濟建設作出了很大的貢獻，早已成為我國經濟社會中不可或缺的一部分。而提到社會經濟發展，不得不提的是貨幣供給量。我國中央政府也一直在致力于貨幣供給量的調節，并取得了一定的成效。本文主要來淺談一下證券市場下的債券市場，股票市場，基金市場與貨幣供給量的關系。此文主要講述貨幣供給量與股票市場之間的關系，其他證券、債券、基金市場不再一一贅述。

二、股票市場

(一)貨幣政策與股票市場的定義

摘要：采用協整和誤差修正分析技術,考察1994年第一季度～2004年第四季度期間中國的貨幣供給量增長與通貨膨脹率之間的長期均衡關系和短期動態關系.結果表明不同層次貨幣供給量增長率與通貨膨脹率之間都存在協整關系,M2的增長率對通貨膨脹率的解釋能力最強,誤差修正模型顯示通貨膨脹率具有向均衡值回復的機制,無論哪個層次的貨幣供給量的增長都是通貨膨脹率的Granger原因.研究結果表明我國的通貨膨脹仍然是一貨幣現象,貨幣政策仍具有最終影響價格水平的能力.

關鍵詞：貨幣供給量,通貨膨脹率,單位根檢驗,協整分析,誤差修正模型

1引言

通貨膨脹是衡量一國宏觀經濟運行是否穩定和健康的重要指標。貨幣學派的代表人物弗里德曼認為通貨膨脹無論何時何地都是一種貨幣現象[1]，指出貨幣在長期是中性的，其擴張率將全部轉化為通貨膨脹率，也就是說貨幣供給增長是通貨膨脹波動的主要根源。

國外對有關經驗數據的研究結果表明，價格變動與貨幣供應密切相關。弗里德曼曾把每10年作為一個數據點來考察美國1867年～1960年間貨幣供給(以M2度量)與通貨膨脹(以GDP減縮因子度量)的關系，發現高的貨幣供給導致高的通貨膨脹，但用同樣的方法去觀察二者的短期關系時卻沒發現有規律性關系的存在[2]。McCandless和Weber考察了110個國家，得出這樣的結論：通貨膨脹率和貨幣供給量的變化具有非常強的相關性，相關系數在0.92～0.96之間，幾乎接近于1，并且長期來看，貨幣供給量的增加將最終導致相同程度的通貨膨脹率的上升[3]。他們的結論一致，即貨幣供給量的變化最終體現在物價的變化上。

各國的國情不同，其經濟運行也存在差異。王少平以1978年～1994年為樣本，運用Granger檢驗進行實證研究，驗證了中國通貨膨脹形成的基本原因是貨幣的過量發行[4]。李軍采用不同的理論模型對貨幣供給與通貨膨脹的長期和短期關系進行分析，其結論是二者的長期關系與短期關系不一致，短期內較高的貨幣供給不一定會造成短期內較高的通貨膨脹，但長期來看過多的貨幣遲早會通過未來的通貨膨脹來體現[2]。劉金全以1982年1月～2004年3月期間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[5]。張文剛以1981年1月～2002年6月期間通貨膨脹率與M1的月度同比增長率進行實證分析，發現二者之間不僅存在長期均衡關系，也存在短期誤差修正機制，不過兩者之間的影響關系依賴總供給與總需求之間的相互制約[6]。劉霖、靳云匯利用1978年～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[7]。