对我国货币供应量的分析与预测

一、引言

币值的稳定对一国的经济稳定与发展乃至社会的稳定都有着重要的影响。1997年的亚洲金融风暴使泰国、韩国、马来西亚、印尼等国的货币大幅贬值，这些国家的经济因此也遭受了灾难性的影响。我国上世纪九十年代上半期的通货膨胀仍然让我们记忆犹新。2008年爆发的这场世界金融危机，是自上世纪三十年代以来世界最严重的一场金融危机，来势凶猛，波及面广，影响度深，各个国家都面临着货币贬值，物价上涨所带来的通胀危机，这给全球经济带来了重大损失。可见，保持币值稳定对一国经济的稳定与发展极其重要，同时也是各国货币当局的最终目标之一。但币值稳定作为货币政策的最终目标是不容易调节与控制的，往往需要一些中介目标来间接调控。货币供应量与利率是被各国广泛使用的中介目标，由于在我国实行的是有管制的利率体制，利率的调节存在着刚性，其效果往往是滞后的，与实际的经济形势相背离。所以，在我国应该更多地考虑以货币供应量作为货币政策的中介目标。对货币供应量的估计对于货币政策的制定与实施就变得意义重大。本文将通过对我国货币供应量的有关历史数据进行回归分析并预测2008年我国的货币供应量。

二、币供应量预测的模型建立与数据整理

（一）货币统计的口径综述

按照不同的统计口径，货币层次一般可以分为三类：M0、M1、M2 。国际货币基金组织对这三种货币的统计口径作了如下的规定：

M0=流通于银行体系以外的现金

M1= M0+商业银行的活期存款

M2=M1+准货币（包括定期存款、储蓄存款、外币存款以及各种短期信用工具）

我国关于货币层次的研究较晚，按照国际货币基金组织的统计口径，现阶段我国的货币化分为以下三个层次：

M0=流通中的现金

M1= M0+企业活期存款+农村存款+机关团体部分存款

M2=M1+企业定期存款+自筹基本建设存款+个人储蓄存款+其他存款

在M0、M1 、M2这三个指标中，M1包括了流通中的现金和银行的活期存款，是主要的购买手段和支付手段，体现着现实的社会购买力。M1占M2比重的高低体现了货币流动性的强弱。而对货币流动性的强弱的分析，既能够为中央银行宏观金融调控提供决策依据，也有助于中央银行货币政策的实施效果评价。本文以M1为统计量建立模型进行分析。

这里选择M1作为统计量进行分析，是因为在我国当前货币市场中，货币调控重点应更多关注Ｍ１。2007年８月份广义货币Ｍ２同比增长１８.１％，增幅比２００４年经济偏热时期最高水平要低１个百分点。Ｍ２的增长速度尚未创出新高，但不能由此就得出金融运行状况没有问题的结论。Ｍ２是很重要的金融指标，但不能作为判断金融状况的唯一依据，Ｍ１与即期经济活动的关系更密切，是更重要的指标。

在造成Ｍ１过快增长的三个原因中，居民储蓄存款下降会使Ｍ２增速下降，企业存款活期化不会对Ｍ２产生影响，这就导致了Ｍ２和Ｍ１走势有较大差异。在Ｍ１和Ｍ２的走势有差异时，单纯依据Ｍ２来制定调控政策是不可取的，必须更多地依据Ｍ１的情况。

（二）货币供应量预测模型的建立以及数据的整理

1.货币供应量预测模型的建立

货币供应量的预测方法主要有两种：一是以货币需求函数为基础，运用回归技术进行测算；另一种是依据货币流通速度的变化趋势来测算（即运用货币乘数来估算）本文将采用第一种方法进行测算。下面对货币回归预测模型进行建立并说明。

费雪现金交易方程式和剑桥学派的现金余额方程式是对货币需求理论的早期研究。在20世纪30年代，凯恩斯基于交易性货币需求、预防性货币需求和投机性货币需求建立了货币需求函数：L=L1+L2=L1（y）+L2（r）=ky-hr；该函数表明，货币需求与收入成正比，与利率成反比。

在影响人们持有实际货币存量的因素中，收入与其是正相关的关系，同时人们持有的实际货币量与人们持有货币的机会成本是负相关的关系。我们首先设定几个变量：MD：名义货币量；Y：名义国内生产总值；P：相应的价格指数；I：持有货币的机会成本。则有：

MD=f(Y,P,WC,I,MDt-1)

其中,MD：名义货币总量.根据2007中国统计年鉴所得。

MDt-1：滞后变量――由于人们对货币持有量有预期值，因此我们在模型当中添加名义货币总量的滞后一期。

Y ：名义国内生产总值（GDP）――反映国内经济总量水平。从理论上讲，GDP越大，对货币的需求越大，进而货币供给量越大，而且它对各层次的货币供给量影响是同方向的。来源于国家统计局的经济普查后中国GDP数据解读之一。

P ：相应的价格指数（CPI）――零售物价指数与通货膨胀预期密切相关，且成正向关系。零售物价指数根据2007中国统计年鉴所得。

WC：外汇储备（FER）――一般来讲，外汇储备增加越多，货币需求越多，货币供给量越多。外汇储备根据2007中国统计年鉴所得。

I ：利率（R）―― 一般来说，利率越高，反映居民和企业持有货币的机会成本越大，投机性货币需求越少，货币供给量越少。既可采用短期利率，也可采用长期利率，目前我国利率结构较为合理，采用何种利率差别不大，我们采用活期存款利率。利率根据中国人民银行的官方网站所得。

2.数据的整理

对于上述变量MD、MDt-1、Y、P、I、WC我们搜集了从1988-2007年20年的数据。

三、中国货币供应量模型的回归分析

假定1988―2007年货币需求与货币供给是相对均衡的，对所有变量取对数，再利用线性回归方程来进行估计，并假设货币供给量模型如下:

Ln（MD）=-0.355ln（I）+0.416ln（P）-0.101ln（WC）

（-3.500） （1.584） （-1.574）

+1.564ln（Y）-0.292ln（MDt-1）-5.138

（3.660） （-0.900） （-2.792）

R2=0.9983 2 R2=0.9977

F=1553.591 D.W.=1.2977

由于结果显示R2、F值较大，而P、WC、MD的滞后变量的t值均较小，WC、MDt-1前的符号也未能通过经济意义检验,由此我们推断解释变量之间可能存在多重共线性。

多重共线性检验:

1.检验简单相关系数

通过计算， WC、Y之间和MDt-1同WC、Y、I之间存在相关性，其相关系数均高于0.8

2.找出最简单的回归形式

分别做MD与I、P、WC、Y间的回归

Ln（MD）=-1.551ln（I）+10.988

（1）

（-7.197）（73.389）

R2=0.7421R2=0.7278 F=51.7914 D.W.=0.2990

Ln（MD）=-8.4041ln（P）+49.546（2）

（-2.660）(3.364）

R2=0.2882 R2=0.2423 F=7.0775 D.W.=0.2832

Ln（MD）=0.595ln（WC）+6.264（3）

（26.181）（38.787）

R2=0.9744 R2=0.9730 F=685.4517 D.W.=0.9666

Ln（MD）=1.195ln（Y）-2.911（4）

（51.870） （-11.337）

R2=0.9934 R2=0.9930 F=2690.469 D.W.=0.5610

可见，货币供给量与名义国内生产总值的影响最大，与经验相符，因此选（4）为初始的回归模型

3.逐步回归

（1）加入变量I，通过计算,，可以看到拟合优度有所提高,各解释变量的t值也通过

（2）分别加入WC、P、MDt-1拟合优度虽有提高，但是新加入的变量的t值无法通过，因此以MD=f（Y,I）为最优，拟合结果如下：

Ln（MD）=1.075ln（Y）-0.218ln（I） -1.490

异方差性检验:

因为利率是由中央银行控制的，属于人为变量，因此，如果存在异方差，可能是由I引起的

通过做ê2i与ln（I）的散点图，我们可以初步判断出存在单调递增型异方差性

再进行G-Q检验

将原始数据按I排成升序，去掉中间4个数据，得到两个样本容量为8的子样本。对两个子样本分别作OLS回归，求各自的残差平方和RSS1和RSS2

子样本1：

Ln（MD1）=0.971ln（Y1）-0.372ln（I1） -0.279

RSS1=∑e2i=0.001534

子样本2:

Ln（MD1）=1.071ln（Y1）-0.221ln（I1） -1.444

RSS2=∑e2i=0.037522

计算F统计值:

F=RSS2/RSS1=24.46

在5%的显著性水平下,自由度为（5,5）的F分布的临界值为F0.05（5,5）=5.05,据此拒绝两组子样方差相同的假设,表明该总体随机干扰项存在单调递增型异方差.

再用White检验

ê2=-1.600+0.334ln（I）-0.014（ln（I）^2）-0.029 ln（I）

（-2.578）（2.419）（-1.558） （-2.438）

* ln（Y）+0.276 ln（Y）-0.012 （ln（Y）^2）

（2.581）（-2.581）

nR2=8.3065P=0.1401

White检验没有拒绝同方差的假设

去掉交叉项后的辅助回归结果为

ê2=-0.150 -0.002ln（I）-0.004（ln（I）^2） +

（-0.732）（-0.358） （0.765）

0.029 ln（Y）-0.001 （ln（Y）^2）

（0.736）（-0.735）

nR2=3.3412P=0.5023

White检验没有拒绝同方差的假设

四、结论

虽然White检验没有拒绝同方差的假设,但是由于我们使用的样本容量不是很大,而且由图形和G-Q检验可得到确实存在递增型异方差的结果,综合以上因素,我们认为该模型仍然存在着异方差。

序列相关性检验：

从残差项êt与时间t的关系图看，随机干扰项呈现正序列相关性。

DW检验结果表明，在5%的显著性水平下，查表得dt=1.1 du=1.54

0＜D.W.＜dt=1.1

所以存在一阶自相关。下面再进行拉格朗日乘数检验。含2阶滞后残差项的回归分析为

于是在显著性水平为5%下，x20.05(2)=5.99＞LM=7.657,可以判断原模型存在序列相关性，但由于êt-2的参数不显著，说明不存在二阶序列相关性。

模型修正：

我们对模型同时进行异方差性和序列相关性的修正：

在5%的显著性水平下，dl＜D.W.=1.3738＜du, 不能判断模型已不存在序列相关性。在进行模型分析时，选择几阶随机干扰的自回归为解释变量，主要判断依据是D.W.统计量。所以我们根据显示的D.W.统计量，逐次引入AR（1）,AR（2），并且加上权数1/abs（resid）。下面我们在原有引入AR（1）的基础上引入AR（2）对模型进行进一步修正。

在5%的显著性水平下， du＜D.W.=2.115727＜4-du, 模型无序列相关性。

通过以上分析得出模型的回归方程为：

Ln（MD）=-0.215021ln（I）+ 1.062128ln（Y） - 1.341276

（-3.895962）（25.11970）（-2.704891）

R2=0.998718R2=0.998323

F=2531.415 D.W.=2.115727

对回归模型的预测：

根据社科院蓝皮书预测，2008年中国GDP年增长率为9%，由此我们预测08年中国的GDP为271987.59，利率为0.72。由上述回归方程可得08年名义货币总量预测的点估计量为：Ln（MD）=-0.215021*ln（0.72）+1.062128*ln（271987.59）- 1.341276=12.0203

所以MD=166094.212

中国国家发改委设定2008年的M2货币供应量为169592.87，相对误差为-2.063%

在95%的置信度下，由EVIEWS得出MD0的标准差为8896.729

1） MD0个值的预测区间为：

^MD0- t0.025（17）* 61+X0(x′X)-1X′0＜MD0＜^MD0+t0.025（17）*61+X0(x′X)-1X′0

即：166094.212 - 2.11 * 8896.729＜MD0＜166094.212 + 2.11 * 8896.729

147322.1138＜MD0＜184866.3102

2） E（MD0 ）的预测区间为：

6X0(x′X)-1X′0≌8896.729

^MD0- t0.025（17）*6X0(x′X)-1X′0＜E（MD0 ）＜^MD0+t0.025（17）*6X0(x′X)-1X′0

即：166094.212 - 2.11 * 8896.729＜E（MD0）＜166094.212 + 2.11 * 8896.729

147322.1138＜E（MD0）＜84866.3102

通过模型的预测，可以得到2008年货币供应量的值处于（147322.1138，184866.3102）之间，与社科院蓝皮书的预测值对比可以看出此回归模型误差很小。所以，应用此模型可以较为准确地估计当前市场的货币供应量，进而为解决当前经济问题提供了依据。

五、回归分析的结论及对货币政策调控的建议

1.回归分析的结论

（1）我国GDP与货币供应量存在正向关系。近几年我国M1增长比GDP增长快，即M1与GDP的比值越来越大，达到世界之最，从1988年的36.95%上升到2007年的59.31%，占据主导地位，且仍在不断上升。长期以来中国货币的增长速度大大高于国内生产总值的增长速度。

M1与GDP的比值不断提高，按照货币数量理论，货币供给量的增长速度高于国内生产总值的增长速度，其差额将转化为通货膨胀。中国货币供应增长速度长期大大高于国内生产总值的增长速度，却没有出现货币数量理论所预期的严重通货膨胀，其原因在于自愿的或不自愿的。中国公众对货币的需求也在不断的增加，在过去相当长一段时间，多余经济增长所需的货币供应被居民作为储蓄存款而沉淀下来：中国的老一辈经济学家曾把被动增加的储蓄存款叫做“笼中老虎”。在货币供应增长速度超过的经济增长速度的情况下，由于缺乏选择而被动积累起来的居民储蓄存款实际上是一种潜在压力。这种压力一旦转化为实际的通货膨胀，将会对中国的宏观经济产生重大的影响。因此，中国人民银行在控制货币供给量时要充分考虑到GDP这个重要的影响因素。

（2）我国利率与M1的货币需求存在反向关系，但利率弹性值都较低，与M1的货币需求不显著。结果表明，虽然1992年以来，我国货币政策调控注重利用利率杠杆调节宏观经济，但是效果并不显著，利率作为中央银行调节M1货币需求的金融杠杆作用微乎其微。所以，中国人民银行应加大对利率的调整力度。总理说：利率市场化改革迈出实质性步伐。实施人民币汇率形成机制的改革，汇率弹性逐步增强。外汇管理体制改革全面推进。由此，我们看到国家已经开始重视对利率的调节从而进一步控制货币供给量。

（3）近几年我国的外汇储备迅速增长，从理论上讲，应该对货币需求有所增加。外汇储备增加主要是源于经常项目顺差和资本项目顺差两部分，而经常项目已计算在GDP之内，所以我们在进行回归分析时，WC影响到其它的变量，存在多重共线，应该删除。

（4）随着零售物价指数（通货膨胀预期）上升，对货币需求减少。说明物价上涨时，人们对各个层次的货币需求平均倾向减少，等待物价平稳或下跌时才去购买商品的效应大于物价上涨购买商品的效应。因此从本质上看，物价水平对货币供给量还是有一定影响的，但是从我们建立的模型上看，物价指数对货币供给量的影响不显著，说明在我国的货币供给量的宏观调控中还存在一定缺陷，需要加以改进。

2.货币调控政策的建议

（1）疏通货币政策的利率传导渠道、信贷传导渠道、金融资产价格传导渠道和汇率传导渠道，提高货币政策工具的市场化程度，降低相关政府部门对金融市场的直接干预程度，提高利率传导机制的成熟程度和传递速度，提高存贷期限的灵活性及利率水平的指数化程度，适度提高国际资本的流动性。

（2）利率是货币政策调控的重要手段。从2004年10月29日至今，我国3次将1年期基准利率提高0.27个点，但并没有达到抑制经济过热的效果，而提高基准利率水平应该主要依据近期CPI的变化趋势。我国要进一步推进利率市场化改革，提高利率杠杆的作用，增大利率变动对投资需求的弹性，充分发挥利率工具的政策效应。

（3）我国应当维持物价指数的相对稳定。目前中国经济存在对外依存度较高和内需不足的结构性问题，如果采取扩大内需来刺激经济增长时，必须维持物价基本稳定，央行应当采取稳健（或偏紧）的货币政策。

（4）综合国内和国际多种因素，保持经济平稳较快发展，防止片面追求和盲目攀比经济增长速度。通过对模型的分析，为保证我国货币市场稳健的运行，要把08年的国内生产总值目标控制在8%左右。

（5）为了避免“笼中老虎”对我国的经济影响，为了应对公众对货币需求减少而造成的流动性过剩，中央银行必须进一步加强货币紧缩的力度。因此可以提高准备金率、销售央行票据和提高利息率。

考虑当前固定资产投资反弹的压力较大，货币信贷投放仍然偏多，流动性过剩矛盾尚未缓解，价格上涨的压力明显，需要加强金融调控，控制货币供应量和信贷过快的增长。综合运用公开市场操作、存款准备金率等方式，加大动冲流动性力度；合理发挥利率杠杆调节作用；完善人民币汇率形成机制，增强汇率弹性。综合国内生产总值、利率和物价指数等因素对货币供给量的影响，通过横向的比较和纵向的分析，可以为中央银行制定货币政策和评价政策实施效果提供实证依据。央行应加强对货币供给量的宏观调控，保证社会主义市场经济持续、健康、稳定的发展。

（作者单位：同济大学）