广义货币范文
时间：2023-03-02 17:49:20
广义货币范文第1篇
分析货币供给问题,有三种观点:一是,货币内生性,即货币供给是经济内生的,其供给数量由经济运行情况决定的;二是,货币外生性,即货币供给不依据经济运行状况,而由一国货币发行当局决定发行数量;三是,货币混合论,即货币供给不完全由经济内生,也不完全由货币发行当局决定,而是两者的综合。对货币供给研究,国际上比较著名的学说是货币学派的“单一货币规则”,主要是由著名经济学家弗里德曼提出的,该理论核心是货币供给增长率等于经济增长率加上通货膨胀率。国内有一些学者对货币供给也给出了不同答案,但都缺乏实证验证;但也有一些实证研究,利用VEC模型和VAR模型进行分析研究,但都不太系统,如冯玉明、袁红春、俞自由在《中国货币供给内生性或外生性问题的实证》一文中指出我国货币具有较强的内生性,但其在分析方法上比较简单;李晓华、侯传波、陈学彬在《我国货币内生性问题的实证研究》一文中利用VAR模型对货币供给进行分析,但其在选择变量方面只是用财政预算支出,出口额和居民消费价格指数三变量来分析广义货币M2,并且在分析时也过于简单。因此,本文通过建立向量自回归模型(VAR模型)来实证分析我国货币供给问题,在选择模型变量方面和深入分析方面也有很大的突破。
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).
[6]王双正.基于VAR模型的通货膨胀与经济增长关系研究[J].经济理论与经济管理,2009,(1).
摘要:货币供给外生还是内生,一直是经济学界争论不休的问题,至今仍没有定论。通过建立向量自回归模型(VAR模型)来定量分析我国广义货币供给(M2)问题,经过单位根检验、格兰杰因果关系检验、协整检验、脉冲冲击分析和方差分解技术分析,得出我国货币供给不完全是内生的,但我国广义货币供给与我国经济增长率存在双向的格兰杰因果关系。
广义货币范文第2篇
[关键词]广义货币 中央政府 货币发行
作为经济交易的媒介，在经济高速发展的今天，货币供求的变化对国民经济的影响日益加大。政府通过货币政策和财政政策对经济进行宏观调控，而货币政策主要是通过调节货币的供给量来实现调控经济的目的。可见货币与金融统计是货币政策得以实施的基础，而要实现统计，对货币的定义以及发现者的确定是必不可少的。
一 基本定义
通过广义货币的四个主要特征：可分性、期限性、交易成本、盈利性可以判断一项金融资产是否属于广义货币。根据国际货币组织在货币与金融统计手册中的定义，广义货币总量的每个组成部分都有以下三个基本方面：金融资产的种类、货币持有者的种类和货币发行者的种类。现金、可转让存款、其他存款、非股票证券以及部分的贷款一般都包括在广义货币之类。
国际货币基金组织把货币供给层次按流动性划分为M0、M1、M2、M3、M4几个层次，M0为现金，M1为狭义货币，M2、M3、M4为广义货币。在我国，对货币层次的划分如下：1)M0=流通中现金。2)狭义货币M1=M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款。3)广义货币M2=M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+信托类存款+其他存款。4)M3=M2+金融债券+商业票据+大额可转让定期存单等。
二 广义货币的发行部门
根据货币与金融统计手册，大多数国家将存款性公司作为货币发行部门，而存款性公司可以是唯一的货币发行部门，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发行的存款凭证。可理解为，中央银行发行了货币，其他存款性公司创造存款货币。一般的，货币发行部门可能包括：存款性公司、中央政府、非金融性公司和非居民。
通过广义货币的定义可以发现，广义货币主要是由基础货币以及通过存款性公司创造出的货币组成的。金融性公司中的各金融机构在货币形成的过程中发挥的作用不同，中央银行创造基础货币，存款货币银行创造存款货币，而其他金融机构也起着不同程度的作用。由存款货币银行创造的这部分货币储存价值较高的存款可以通过货币乘数来进行度量。货币乘数的基本计算公式为货币供给／基础货币。货币供给等于通货和活期存款的总和，基础货币等于通货和准备金的总和。
(一)从中央银行发展的历史来看
中央银行是由商业银行转变成为公共机构的，二战后，随着各国对中央银行认识的不断深入，逐步加大了对中央银行的控制，逐步实现了中央银行由一般的发行银行向国家垄断发行即真正的发行银行转化。
中央银行作为公共机构，与中央政府有着紧密的联系。西方国家受凯恩斯理论的影响，普遍对经济实行国家干预，货币政策作为国家宏观经济政策的组成部分，必须服从于国家宏观经济政策的总目标和总要求。因此，中央银行制定和执行货币政策，应受政府的控制和监督。为此，一些国家(如英国、法国)对中央银行实行了国有化，不允许私人利益在中央银行中占任何特殊地位，这样便加强了对中央银行的控制。然而，中央银行作为政府的银行又带来新的问题，由于政府的有限理性以及政府利用中央银行填补财政赤字的情况的发生，许多人认为中央银行应该保持自身的独立性。
从历史的发展过程中可以发现，中央银行与中央政府的关系即中央银行是否应该独立于中央政府是出于不断发展之中的。
(二)中国中央银行与中央政府的关系
我国现行法律框架下，中国人民银行是国务院的一个职能部门，但与财政部平级，不受财政部的节制，中央隶属于中央政府。在实施货币政策和发行货币时，中央银行相对独立但仍缺乏独立自主性。在决定有关货币政策的重大事宜方面，相对于国务院而言，中国人民银行缺乏自主性，受制于中央政府，只是在非重大事宜的决策方面享有自。另中央银行在人事仍未独立于中央政府。
可见，中国的中央银行具有相对的独立性，中央银行在处理非重大事宜时具有独立性，但是处理重大事宜以及高层人事任免时不具有独立性，中央银行在国务院的领导下，隶属于中央政府，但是中央政府独立于财政部以及中央政府以下级别的地方政府。
综上所述，可以认为在中国，中央政府参加了广义货币的发行。
三 中央政府是否存在直接发行货币的情况的思考
中央政府除了通过对中央银行即存款性公司发行货币之外还有可能自己发行广义货币。一些国家如美国，中国由财政部发行铸币，有的国家财政部也发行纸币。在该种情况之下，财政部发行的铸币或者纸币已经构成了该国的广义货币，按照定义，财政部或者说中央政府成为货币的发行部门。除此之外，在某些国家，中央政府接受的可转让存款以及其他特定负债(如财政的短期国债之类的非股票证券)等金融资产也可以进入国家定义的广义货币，而政府的这些发行行为一般为其职能的需要和体现。中央政府成为广义货币的发行者。
四 结束语
广义货币范文第3篇
[关键词]中央政府 广义货币 货币持有 MFS
一、货币与金融统计的重要性
随着经济的飞速发展，宏观经济的研究变得日益重要，然而宏观经济的研究离不开对宏观经济进行统计分析，而宏观经济统计分析的重点就落在于货币与金融统计。
(一)货币与金融统计的核心
这样看来，货币与金融统计的研究就变得至关重要，虽然货币与金融统计分别是研究货币统计与金融统计，但两者的核心其实都是统计货币供应量，而这里的货币供应量主要就是指广义货币。也正因为如此，越来越多的学者开始研究广义货币，也从很多角度阐述了广义货币的划分、构成等。
(二)货币与金融统计的发展
与此同时，IMF对广义货币的定义和划分也发生了改动。在1996年制定的《货币与金融统计手册》中，是将货币分层次划分的，其中广义货币表示为M3，包括流通中的现金、可转让本币存款和国内可直接支付的外币存款、单位定期存款和储蓄存款、外汇存款、CDS、外汇定期存款、商业票据、互助金存款、旅行支票。
而在2000年的《货币与金融统计手册》中则取消了货币定义及货币层次的划分，转而从金融资产、货币持有部门、货币发行部门三个方面描述广义货币量。具体如下：
(1)金融资产充当广义货币必须具有流动性和价值储藏的功能。一项金融资产是否纳入广义货币，主要由交易成本、可划分性、期限等基本因素决定。
(2)货币持有部门。只有常住企业、居民和非银行金融机构持有的上述金融资产才包括在广义货币的范围，而中央政府、存款性公司和非常住单位持有的上述金融资产，不包括在广义货币之中。
(3)货币发行部门。通常中央银行和存款性机构发行的上述金融资产为广义货币，但国外发行的外币，政府、企业发行的短期债券也可纳入广义货币范围。
可以看出在上述的第二个方面中，特别提出中央政府不是广义货币的持有者，本文就将对这一点进行进一步的探讨。
MFS中之所以认为中央政府不是广义货币的持有者，是基于中央政府的存款并不像货币持有部门那样对宏观经济产生同样的影响，也就是说，中央政府的存款要受其发行债券、透支、税收等筹集资金以及这些资金的运用的影响，对经济增长、利率及汇率的影响并不明显，因而就认为这一部分存款不包括在广义货币中。
二、中央政府持有的货币对经济的影响
(一)财政政策对经济的影响
从财政政策方面讲，中央政府会有两方面的政策选择，一方面是紧缩性的财政政策，即主要方式通常是减少政府投资，增加税收收入，这个时候政府一般就会有财政盈余，这部分财政盈余作为政府的净收入，即是中央政府自身的存款，而这部分存款是存在中央银行里的，但这些存款在中央银行手里并为对经济起到实际的作用，因为它不会以借贷或其他方式转到货币持有这手中，也就不能在现实经济中进行流通，自然也就不会像其他货币持有部门持有的那样会对宏观经济产生同样的影响，所以说这部分存款对经济增长、利率、汇率等的影响也都是不明显的，中央政府就不是广义货币的持有者。
另一方面是扩张性的财政政策，主要措施即增加政府投资支出和降低政府税收收入。这项政策一来减少了中央政府的收入，二来又增加了支出，即从两方面缩减了财政收入，就很有可能就出现财政赤字。在这种情况下，政府一般就会采用两大方式弥补财政赤字，一是发行国债，
二是向中央银行借款。而政府发行国债，就会使货币持有部门的资金流向中央政府，自然流通中的货币就会减少，这样就可能会造成利率上升等结果，这个时候中央政府的货币行为就对宏观经济环境造成了影响，所以这个时候中央政府的负债就属于广义货币。此外，如果中央政府向中央银行借款，也会对宏观经济产生影响，因为政府借出的货币没有相应的货物抵押或对应，即类似于凭空使中央银行发行的通货增加了，在社会总产出不变的情况下，就会造成通货膨胀，使一般货币持有部门持有的货币贬值，这样就直接对广义货币产生了影响，所以，中央政府向中央银行借出的货币应属于广义货币的，即认为中央政府是广义货币的持有部门。
(二)中央政府的职能对经济的影响
从中央政府的职能方面来看，主要从经济方面的职能可以发现，中央政府为促进国家经济的发展拉动内需等常常需要履行的职能有：宏观经济调控职能；提供公共产品的服务；市场监管；社会管理。从第一点我们可以看出，中央政府肩负着调控宏观经济的职能，这就要求其必须采取相关的措施，保持经济平稳发展，比如，要求中央银行提高或降低利率、存款准备金或其他政策等以使货币持有部门的广义货币流向非广义货币，继而影响广义货币总量。其次，中央政府还有一项很重要的职能就是提供公共产品，在经济学中，政府大量投资公共产品或其他项目就会造成挤出效应，这样就会对货币持有部门原本可以用于该项投资的广义货币无处可投，也就是说在这种情况，政府投资的货币已对其他的货币持有部门造成了类似于竞争的影响，即中央政府的这部分货币在实际经济中发挥出了作用，所以从这个角度看，中央政府便可以说是广义货币的持有者。
三、结论
综合以上财政政策和经济职能两个方面的影响以及最初的理论基础，我们可以看出，中央政府不能严格的界定其是否为广义货币的持有者，因为这需要根据其所发挥的作用和产生的影响而定。当中央政府的货币盈余存在中央银行，没有对货币持有部门的广义货币造成影响时，就可以认为中央政府不是广义货币的持有者，但如果有部分货币的使用或占用对其他货币持有部门持有的广义货币造成了影响，或对经济的增长、利率或汇率产生明显影响时，则这部分货币对应过去的中央政府即可认为是广义货币的持有者。
参考文献
[1]杜金富．货币与金融统计，2003．
[2]宋世明．我国中央政府经济职能研究，新视野，2001．
广义货币范文第4篇
关键词:广义货币;商业银行;库存现金;现金资产;统计范畴
一、现实意义与学术价值
在商业银行中,库存现金、在中央银行的存款、同业存款和结算在送资金作为它的现金资产,是商业银行最富流动性的资产。其中,商业银行的库存现金尤其值得探讨。
在现实工作中,库存现金管理工作因其基础性强、涉及面广、工作量大、手续繁琐,更因其收益的时间性,往往成为基层银行管理的薄弱环节,库存现金管理不力,其结果是一方面库存现金备付率居高不下、有限资金被无效占用、延缓资金周转,另一方面则因管理疏忽极易成为事故的多发环节。
由于库存现金管理工作的困难,导致了种种问题,如,出现支付危机、导致客户流失、增加了调运成本、加大了调运风险以及与经济发展不相适应等。而这些问题的出现对于商业银行的正常运作影响很大,有时甚至是致命的。因此在世界各国为了加强商业银行库存现金的管理,不惜动用大量的人力、物力以加强改善。美国的富国银行便是如此。
现如今,商业银行库存现金的管理几乎成为商业银行发展的一个制约因素,它的管理无疑是至关重要的,而实际上,管理的困境在定义上就出现了问题。我们知道,商业银行的库存现金用途主要分为两部分,一是用于客户取现,二是用于自身的日常开支。这两部分在商业银行中的形式上是一体的,在存放和数据统计上没有差别。但是,用于客户取现的库存现金和用于其自身的日常开支,在商业银行内部、广义货币中、对经济的影响上,都有着实质上的不同。我们的广义货币定义中,却没有对其进行区分,而是都作为存款性公司持有的货币,因未起到对经济的实际作用而不计入在广义货币当中。即是说,商业银行库存现金用于客户取现和自身日常开支的不同部分,在理论上,也没有进行必要的界定。
因此,不论在现实商业银行的库存现金的管理上,还是学术理论中,我们都有必要对商业银行库存现金在广义货币中应该如何计量进行确切的探讨。
二、理论分析与国际标准
某种金融资产是否纳入广义货币的范畴之中,其最基本的决定因素在于该项金融资产是否满足四个方面的特征,即可分性、期限性、交易成本和盈利性。实际中,商业银行的库存现金作为现金,都能满足这四个特征。在可分性上,现金可以细分成各种面值,以应付各种哪怕是很小的交易;在期限性上,现金的期限性基本上是零,货币性极强;在交易成本上,现金本身就成其为现金,不需任何转换的成本;在盈利性上,现金虽然不生息,但持有现金可以弥补因持有其他资产可能产生的利息损失。尽管如此,在各国的货币定义中,并不将其纳入广义货币的现钞部分。其原因在于商业银行可以不受任何数量约束地持有现金,但这部分现金对现实经济却没有起到任何的实际作用。
但从商业银行库存现金两部分进行分析,我们发现:用于客户取现的现金,它有成为广义货币的一切特征条件,但是作为以应付客户取现用途的现金,只要它还没有流通到市场中去,就不会对现实经济起到任何的实际作用。前面提到的被排除在广义货币的范畴之外的商业银行所持有的库存现金,实际上指的就是这部分。而用于自身的日常开支,与其他非存款性公司所持有库存现金一样,应该作为广义货币的一部分进行计量。
另外,从广义货币的组成部分上进行考量,我们也可以得到同样的结果。广义货币主要是由存款和通货组成,前者是其他存款性公司对社会公众的负债,后者是中央银行对社会公众的负债。通货即是流通中的现金,而商业银行库存现金中用于客户取现的部分并没有成为流通的现金,而且它只停留在中央银行对商业银行的负债,尚没有造成中央银行对社会公众的负债,所以这部分库存现金不应该被包括在广义货币的范围中。而用于其自身日常开支的部分却是流通中的现金,并且商业银行在这样的情况下同经济环境中其他公司一样扮演社会公众的角色,故这部分现金成为了中央银行对社会公众的负债,所以应该作为广义货币进行考量。总的说来,就是说商业银行在现实经济中扮演两个角色,一是作为存款性公司,因为能无限持有货币而使其持有的货币不能成为广义货币的一部分;二是作为普通盈利性公司,为应付自身的日常开支而持有的货币就应该成为广义货币密不可分的一部分。
但是,在国际货币基金组织编制的《货币与金融统计手册》2000版本中,存款性公司并不是广义货币的持有者。在这里即商业银行不是广义货币的持有者,所以商业银行现金资产中的库存现金悉数不被计入广义货币的范畴之中。而库存现金用于商业银行自身的日常开支的部分,作为流通中的货币,满足广义货币的一切特性,即使这部分现金对现实经济也起到了与其他流通中的货币一样的实际作用,但是因为其主体是存款性公司,因此不被计入广义货币中。
据不完全统计,绝大多数国家都没有对商业银行库存现金用于客户取现的部分和用于自身日常开销的部分进行区分。
三、结束语
商业银行库存现金在广义货币的计量上,在各国的实践上并没有先进经验、也没有先例可循。但是,商业银行库存现金管理困境迭出的原因在于库存现金本身的双重用途,而理论分析与现实界定中并没有进行必要的区分,这造成了商业银行库存现金用于客户取现的部分和用于自身日常开支的部分的现金在同一对待下的混乱不堪。对于处于快速发展和完善阶段的我国金融体系,并非只能不断引进国际上的先进管理、统计理论和经验,也可以在金融行业进行开创性的探讨。因此,我们在广义货币的国家定义上,创造性却合乎国际广义货币标准的情况下,加入商业银行库存现金中用于商业银行自身的日常开支的部分。相应地,也对存款性公司概览等统计框架进行相应的调整。
参考文献:
[1]殷孟波,曹廷贵.货币金融学[M].成都:西南财经大学出版社,2007.
广义货币范文第5篇
关键词：广义货币；影响因素
一、引言
货币需求量是制定政策需要重要考虑的变量，能否准确估计货币需求函数关系到能否正确制定政策计划。随着中国金融市场的发展和中国对外开放程度的越来越高，影响中国货币需求的因素也越来越复杂，受到国内多种因素的影响也受国外因素的影响，当前预期美联储开始退出量化宽松，亚洲新兴国家多家央行的紧急储备锐减，资本撤离亚洲新兴市场的趋势下，中国外汇占款也大降，2013年6月中国银行间市场闹“钱荒”，6月20日上海银行间同业拆放利率最高达到13.44%，同时引发了中国股票市场大幅度震荡，实体经济中中小企业贷款难等问题日益突出，影响我国货币需求的因素进一步复杂。
我国制定货币政策主要是以货币数量和信贷规模为调控目标，近年随着我国利率市场的发展，开始研究利率对经济调控的作用，从数量型调控目标转为价格型调控，但是我国利率市场化是一个渐进的过程，在当前的经济背景下货币供应量还是我国调控经济的一个重要的中介目标，在利率完全市场化之前，还是要重视货币供应与需求，对于宏观经济分析和货币政策实施有着重要的意义，
国外学者对于货币需求进行了广泛的研究，货币需求理论主要有：
（一）传统货币需求理论
1、费雪的现金交易学说，可以用费雪方程式表示为 ：，通过此方程可以得到：
由于表示平均货币流通速度，可以看作常数，因此费雪方程式的含义是货币需求取决于名义国民收入，需求量与收入水平之间存在稳定的关系。
（二）凯恩斯的货币需求理论
凯恩斯传统货币需求理论的基础上提出了新的货币需求理论即流动性偏好理论。从货币需求的动机进行货币需求分析，把公众持有货币的动机分为三方面：交易性货币需求、预防性货币需求、投机性货币需求。但凯恩斯货币需求理论中只考虑了长期利率对货币需求的影响，鲍莫尔、托宾等人对这些不足进行了完善和发展。
（三）现代货币需求理论
弗里德曼把货币认为货币需求是稳定的，把货币视为一种资产或提供生产性劳务的资本，弗里德曼的货币需求函数可表示为：
国内外学者们对货币需求研究大都在货币需求理论的基础上进行扩展研究国内外学者的研究主要有：
谢富平等（2000）[1]通过实证研究证实货币需求存在利率弹性，对证券资产的需求影响货币需求。李健（2007）[2]通过研究得出中国货币结构的变化导致货币运行发生了重大变化，政策调控的重点要转为总量与结构并重。伍戈（2009）[3]研究指出股票价格对我国货币需求影响不显著，实物资产仍然是中国居民资产组合中的重要组成部分。万晓莉等（2010）[4]通过研究得出在开放条件下虽然我国资本账户未完全开放，但是货币替代和资本流动的效应明显，汇率变化影响货币需求。张雪峰等（2009）[5]研究显示货币需求有着高利率弹性和高收入弹性，贷款利率对货币有显著的影响。项后军等（2011）[6]研究得出研究货币需求需要在开放经济条件下考虑汇率和利率因素。Field（1984）[7]对分析了股票对货币需求的影响，得出美国1925年以后股票交易对货币需求产生了较大的影响，而美国货币的紧缩性货币政策导致实体经济的流动性的不足够，并导致了1929的股市崩盘。Arango 等（1981）构建了小国开放框架下的货币需求模型，通过实证分析发现货币需求与国外利率及预期汇率之间呈负相关关系，与汇率正相关。
二、本文模型
本文根据货币需求理论及现有的研究成果，考虑到我国对外开放程度越来越高，我国商品房销售额也逐年增加，金融市场快速发展的房地产市场对我国货币需求产生巨大的影响，考虑到当前我国外汇占款大幅度减少，构建包括工业总产值、外汇占款、国内利率、国外利率、我国股票市值、人民币汇率的货币需求模型，因为自2007年中央银行不以作为货币总量控制目标，因此以作为名义的货币需求总量。文中对广义货币，工业总产值、外汇占款、股票市值、房地产销售额进行对数化处理。
模型如下： （1）
其中，表示我国实际货币需求，表示工业总产值，表示股票市值，表示房地产销售额。cpi为我国季度通货膨胀率，表示外汇占款，，表示我国一年期存款利率，表示美国存款利率，表示人民币兑美元汇率，是间接法表示，上升则表示人民币贬值，反之表示人民币升值。
三、实证分析
1、数据来源
货币供应量来源于中国人民银行网站，股票市值、美国存款利率、人民币兑美元汇率、我国一年期存款利率来源于wind数据库，工业总产值、房地产销售额、外汇占款来源于和讯网宏观数据。
2、数据处理
（1）平稳性检验
在建立广义货币余额的需求函数方程之前进行数据平稳性检验，对于、、、、、、、各变量进行平稳性检验采用ADF方法检验，结果如表1所示：
由表1检验结果知：、、、、、、、各变量的ADF检验值都大于5%显著水平下的临界值，因此都是非平稳序列，各个变量的一阶差分是平稳过程，各变量都是一阶单整序列，它们之间可能存在协整关系，因此可以进行协整检验。
3、协整检验
下面采用Engle-Granger的两步检验法来检验、、、、、、M1、M2 这些变量之间是否有协整关系，首先用最小二乘法估计长期货币需求方程（1），再检验两个变量回归后的残差序列是否平稳，回归残差ADF的值为-3.2763，表明存在协整关系，因此几个变量之间存在长期均衡关系。
4、回归结果见表2：
结果解释：根据回归结果可知：
1、判决系数为说明、、、、、、几个变量能够很好的解释广义货币的变化，各个变量的系数都显著。
2、工业总产值的系数为0.698583，即工业总产值增加1%广义货币增加0.698583%，说明影响广义货币需求的主要因素是工业总产值，即国民收入对广义货币需求的影响最大。
3、外汇占款的系数为0.172420，即外汇占款增加广义货币增加0.172420，说明外汇占款是影响广义货币需求的重要因素，由于我国外汇非自由兑换，央行不得不购买外汇资产而被动的投放人民币，同时由于国际热钱流入及流出中国及中国外贸和进出口投资的变动，外汇占款也随之变动对我国货币供应量变动带来比较大的影响。
4、人民币汇率的系数为-0.250745，因为是以间接法表示汇率所以系数为负，表明人民币汇率升值一个单位则广义货币需求增加0.250745%，人民币升值会吸引外资投资和热钱流入，因此对我国货币需求有比较大的作用。
5、本国利率的系数为-0.090916，系数符号为负符合货币需求理论，利率上升则持有货币的成本增加，导致货币需求减少，系数比较小，说明我国利率对货币影响比较小，利率不能很好的反映我国货币供求关系。
6、股票市值的系数为-0.063268，说明我国居民的主要资产还是实物资产，股票对货币需求的影响不大，而且系数为负表明这说明我国股票市值通过财富效应、资产组合效应、交易效应以及替代效应对货币需求产生的影响中，减少货币需求的效应超过了增加货币的效应。
7、美国利率的系数很小，说明由于我国的资本管制，资本不能自由流动，因此国外利率对我国的货币影响比较小。
8、房地产交易额系数为正说明我国对地产的旺盛需求增大了对广义货币的需求。
四、结论
广义货币范文第6篇
关键词：短期国际资本流动;广义货币供应量;经济波动
中图分类号：F831.7 文献标识码：A 文章编号：1003-5192(2011)02-0007-05
Short-term International Capital, Broad Money Supply and Economic Growth
ZHOU Ting-zuo, ZHANG Yi-hao, LUN Xiao-bo
（School of Business, Nanjing University, Nanjing 210093, China）
Abstract:In this paper, a theoretical model concerning the influence of Short-term International Capital flow on the economic growth has been built. In addition, empirical research on the interrelationship of Short-term International Capital flow，broad money supply and economic growth has been conducted. The research shows the transmission mechanism through which Short-term International Capital flow has an effect on economic growth: within a short period, Short-term International Capital flow greatly affects the scale of broad money supply, which subsequently leads to a significant fluctuation in GDP. Furthermore, with the help of impulse response function and variance decomposition, the author analyzes the relationship between volatility of the scale of Short-term International Capital flow and the economic growth rate. The study reveals that the volatility in the scale of Short-term International Capital flow is the granger reason for economic growth rate; About 20% of drastic fluctuations in the economic growth rate were due to abnormal volatility of the scale of Short-term International Capital flow.
Key words:short-term international capital; broad money supply; economic growth
1 引言
自2002年以来，随着境外短期国际资本的大规模持续涌入，我国国内相继发生了房地产市场泡沫、股市上涨、人民币升值、流动性过剩和通货膨胀。2007年美国次贷危机爆发并引发国际金融危机之后，全球金融机构的“去金融杠杠化”趋势强化，外部冲击下的国内经济形势剧烈演变，潜入的短期国际资本又出现逆转势头，与之伴随着的是国内货币政策困境、人民币汇率波动、股指大跌，以及经济增长放缓。因此，从当前中国的现实国情出发，分析短期国际资本对我国实体经济的影响及其传导渠道，科学而前瞻地研究短期国际资本流动和经济增长率波动的关系，无疑是理论界和实务部门面临的重要课题，同时也可为妥善应对当前的金融危机提供重要思路。
2 文献回顾
值得注意的是，国内外比较缺乏短期国际资本流动和实体经济关系的专门性研究成果。国外最新研究成果主要集中在以下两方面：（1）国际资本流动的影响因素及其多元化资产配置效应。如Edwards［1］，Papaioannou［2］等。（2）资本流入对东道国宏观经济变量所产生的影响。研究表明，资本过度流入会导致宏观经济过热，具体表现为：一是引起货币扩张，增大通货膨胀压力［3］；二是导致实际汇率升值，恶化贸易条件［4］；三是影响总需求［5］。
梳理并综合目前国内关于短期国际资本的研究文献，大致分为三类。第一类主要是研究短期国际资本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的计量方法为：短期国际资本规模=国际收支净误差与遗漏+私人非银行部门短期资本流入+以其它名义通过正常渠道流入的短期投机资本［6］。唐旭、梁猛认为，短期国际资本从贸易渠道流入的成本较大，短期国际资本主要是通过外资企业的利润留存、外国直接投资折旧和外资投资企业的外债等三个渠道流入中国［7］。
第二类文献主要分析影响短期国际资本流入我国的影响因素。代表性文献有：王世华、何帆发现，人民币升值预期是中国短期国际资本流动的决定因素，良好的宏观经济运行状况也会吸引短期国际资本流入［8］。张谊浩、裴平、方先明的研究结论认为大量短期国际资本流入中国大陆除出于“套利”动机外，还出于“套汇”和“套价”动机［9］。
第三类文献主要分析短期国际资本流入对我国资产价格的影响。刘莉亚研究结果表明：短期国际资本的大量流入显著推动住宅价格尤其是豪华住宅价格指数的上升［10］。张谊浩、沈晓华发现，人民币升值和上证综合指数上涨是短期国际资本流入中国的原因，但短期国际资本流入并不是上证综合指数上涨的原因［11］。
国内外研究成果对本文的实证分析具有重要启示与借鉴意义。但考虑到目前的文献尚缺乏针对短期国际资本流动与国内实体经济，特别是与经济增长率波动关系的专门成果，这与中国当前经济稳健运行的现实要求极不相符。为此，本文将从短期国际资本流动对实体经济影响机制，以及短期国际资本流动波动率变化对经济增长率的影响等方面展开研究。
3 理论模型
根据货币供给的乘数理论，假设在短期内广义货币供应量(M2)为外生变量，货币供应量主要由基础货币供应量(H)与货币乘数(λ)共同决定。假设，短期国际资本对广义货币供应量影响的滞后期及广义货币供应量对产出影响的滞后期分别为a、b。在t期，广义货币供应量表达式如下
由（13）式可知：当短期国际资本流动SCFt-a-b>0，若t+1-a-b期短期国际资本流动波动率高于t-a-b期短期国际资本流动波动率，经济增长率会上升；反之，则经济增长率会下降。值得注意的是，本模型推导过程中隐含着短期国际资本对实体经济的影响机制，即短期国际资本主要通过直接影响广义货币供应量来影响产出变化。
4 样本选择及其描述
结合近年来国内经济的实际状况，并考虑到数据的可获性，本文选择2000年第一季度到2008年第四季度的短期国际资本流动、广义货币供应量和实际国民生产总值的季度数据进行实证研究。本文所涉及的数据均来源于WIND资讯系统。
4.1 实际国内生产总值（GDP）与广义货币供应量（M2）
本文运用价格指数对国内生产总值进行处理得到不变价格国内生产总值的季度数据。由于不变价格国内生产总值季度数据是一组具有较强季节特征的时间序列数据，这里对其进行季度调整，调整后的数据作为2000~2008年每季度的实际国内生产总值。同时，考虑到我国目前利率市场化程度低，参照第二部分理论模型的推导结论，本文选取广义货币供应量M2作为短期国际资本对GDP进行传导的中间变量。
4.2 短期国际资本流动（SCF）
本文参考并改进张谊浩、沈晓华［11］计量短期国际资本流入规模的方法估算短期国际资本流动规模。具体测算公式如下：
短期国际资本流动=外汇储备增量-FDI-正常的贸易顺差
在计算正常的贸易顺差时，本文改用加权移动平均法。在确定权重时，首先算出2000~2004年各季度贸易顺差的估计值，贸易顺差估计值的确定方法为：当期季度贸易顺差的估计值=当期季度前四个季度贸易顺差估计值的移动平均值，例如2000年第一季度贸易顺差估计值为1999年四个季度贸易顺差的均值，2000年第二季度贸易顺差的估计值为2000年第一季度贸易顺差估计值和1999年第二季度到第四季度贸易顺差的均值。然后将各季度实际的贸易顺差除以对应时期的贸易顺差的估计值，将这些比率的均值确定为权重。经计算，权重为1.16。基于2000~2004年我国贸易顺差的变化比较平滑，2004年以后我国的贸易顺差出现较大的波动，本文认为2000~2004年统计的贸易顺差额为正常贸易顺差，2004年以后，统计的贸易顺差中含有大量的短期国际资本。此外，考虑到在人民币升值时，以美元计量的贸易顺差会有所扩大，为消除人民币升值对所估算的正常贸易顺差额的影响，本文采用汇率修正，以人民币计价各季度贸易顺差金额。
4.3 经济增长率（GDP_R）和短期国际资本流动波动率（SCF_R）
本文中各季度经济增长率（GDP_R）的计算公式是：本期经济增长率=（季度调整后本期实际国民生产总值/季度调整后上期实际国民生产总值-1）×100。各季度短期国际资本流动波动率（SCF_R）的计算公式是：本期短期国际资本流动波动率=A×本期短期国际资本流动/上期短期国际资本流动（当本期和上一期短期国际资本流动都大于零，或者本期短期国际资本流动小于零且上一期短期国际资本流动大于零时，则A=1；当本期和上一期短期国际资本流动都小于零，或者本期短期国际资本流动大于零且上一期短期国际资本流动小于零时，A=-1）。经上述方法计算出的我国经济增长率和短期国际资本流动波动率走势参见图1。
5 实证检验
表1给出所有相关变量的单位根检验结果。由表1可知，对于变量GDP、SCF和M2的水平值序列，ADF检验不能拒绝存在单位根的原假设，这说明三个变量的时间序列都是非平稳的；同时，对于这三个变量的一阶差分序列，ADF检验都在1%的显著性水平下拒绝单位根存在的原假设。根据以上检验结果，可认为这三个变量都是单整变量。同时，对于变量GDP_R和SCF_R的水平值序列，ADF检验在1%的显著水平上拒绝存在单位根的假设，该结果说明这两个序列是平稳的。
5.1 短期国际资本流动影响实体经济的传导机制
由单位根检验可知，DGDP、DSCF和DM2三变量均为平稳序列（见表1），可以进行格兰杰因果关系检验。根据SC和AIC准则确定滞后期为2，检验结果见表2。
从表2可以看出，短期国际资本流动的变化量（DSCF）是广义货币供应量变化量（DM2）的Granger原因，但是广义货币供应量变化量（DM2）不是短期国际资本流动的变化量（DSCF）的Granger原因；广义货币供应量变化量（DM2）与实际国民生产总值变化量（DGDP）互为Granger因果关系；短期国际资本流动的变化量（DSCF）和实际国民生产总值变化量（DGDP）之间不存在显著的Granger因果关系。可以证明：短期国际资本流动不会对国民生产总值产生直接效应，但会通过影响广义货币供应量，进而对国民生产总值产生间接效应。该实证结论部分可以佐证前文理论模型中短期国际资本对实体经济的影响机制。
5.2 短期国际资本流动波动率与经济增长率
5.2.1 Granger因果关系检验
在确定短期国际资本净流动波动率（SCF_R）和经济增长率（GDP_R）这两个序列平稳的基础上（参见表1），本文运用2000年第二季度到2008年第四季度的数据，对两个变量的Granger因果关系进行检验，检验结果见表3。从表3的检验结果可知，短期国际资本流动波动率是经济增长率的Granger原因，但是经济增长率不是短期国际资本流动波动率的Granger原因。
5.2.2 脉冲响应和方差分解
为分析经济增长率对短期国际资本流动波动突发性变化的反应，本文利用VAR（2）模型给出经济增长率和短期国际资本流动波动率的脉冲响应图形和方差分解图形，分别见图2和图3。
经济增长率和短期国际资本流动波动率的交叉响应函数表明（见图2），短期国际资本流动波动率的非预期变化将迅速对经济增长率产生正向影响，随着时间的推移逐渐减弱，直至消失。但是，经济增长率发生变动对短期国际资本流动波动率影响不显著。
图3结果显示，造成经济增长率发生剧烈波动有20%左右是由短期国际资本流动波动率异动引起；同时，经济增长率发生剧烈波动对短期国际资本流动影响不大。
6 结论
本文构建起短期国际资本流动对实体经济影响的理论模型，并运用相关统计数据进行实证研究。研究结果表明，短期国际资本流动影响实体经济的渠道是：在短期内，短期国际资本流动显著引起广义货币供应量的变化，广义货币供应量的变化又会显著导致国内生产总值的波动。同时结合短期国际资本流动波动率与经济增长率的样本数据，实证检验发现短期国际资本流动的变动将引起经济增长率发生波动，脉冲响应函数的结果进一步证实了上述结论。通过方差分解，本文还发现造成经济增长率发生剧烈波动中有约20%是由于短期国际资本流动波动率发生异动所致。
参 考 文 献：
［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.热钱规模及影响［J］.财经科学,2005,(6):131-137.
［7］唐旭,梁猛.中国贸易顺差中是否有热钱, 有多少［J］.金融研究,2007,(9):1-19.
［8］王世华,何帆.中国的短期国际资本流动［J］.世界经济,2007,(7):12-19.
［9］张谊浩,裴平,方先明.中国的短期国际资本流入及其动机――基于利率、汇率和价格三重套利模型的实证研究［J］.国际金融研究,2007,(9):41-52.
［10］刘莉亚.境外热钱是否推动了股市、房市的上涨?――来自中国市场的证据［J］.金融研究,2008,(10):48-69.
广义货币范文第7篇
关键词：短期国际资本流动;广义货币供应量;经济波动
中图分类号：f831.7 文献标识码：a 文章编号：1003-5192(2011)02-0007-05
short-term international capital, broad money supply and economic growth
zhou ting-zuo, zhang yi-hao, lun xiao-bo
（school of business, nanjing university, nanjing 210093, china）
abstract:in this paper, a theoretical model concerning the influence of short-term international capital flow on the economic growth has been built. in addition, empirical research on the interrelationship of short-term international capital flow，broad money supply and economic growth has been conducted. the research shows the transmission mechanism through which short-term international capital flow has an effect on economic growth: within a short period, short-term international capital flow greatly affects the scale of broad money supply, which subsequently leads to a significant fluctuation in gdp. furthermore, with the help of impulse response function and variance decomposition, the author analyzes the relationship between volatility of the scale of short-term international capital flow and the economic growth rate. the study reveals that the volatility in the scale of short-term international capital flow is the granger reason for economic growth rate; about 20% of drastic fluctuations in the economic growth rate were due to abnormal volatility of the scale of short-term international capital flow.
key words:short-term international capital; broad money supply; economic growth
1 引言
自2002年以来，随着境外短期国际资本的大规模持续涌入，我国国内相继发生了房地产市场泡沫、股市上涨、人民币升值、流动性过剩和通货膨胀。2007年美国次贷危机爆发并引发国际金融危机之后，全球金融机构的“去金融杠杠化”趋势强化，外部冲击下的国内经济形势剧烈演变，潜入的短期国际资本又出现逆转势头，与之伴随着的是国内货币政策困境、人民币汇率波动、股指大跌，以及经济增长放缓。因此，从当前中国的现实国情出发，分析短期国际资本对我国实体经济的影响及其传导渠道，科学而前瞻地研究短期国际资本流动和经济增长率波动的关系，无疑是理论界和实务部门面临的重要课题，同时也可为妥善应对当前的金融危机提供重要思路。
2 文献回顾
值得注意的是，国内外比较缺乏短期国际资本流动和实体经济关系的专门性研究成果。国外最新研究成果主要集中在以下两方面：（1）国际资本流动的影响因素及其多元化资产配置效应。如edwards［1］，papaioannou［2］等。（2）资本流入对东道国宏观经济变量所产生的影响。研究表明，资本过度流入会导致宏观经济过热，具体表现为：一是引起货币扩张，增大通货膨胀压力［3］；二是导致实际汇率升值，恶化贸易条件［4］；三是影响总需求［5］。
梳理并综合目前国内关于短期国际资本的研究文献，大致分为三类。第一类主要是研究短期国际资本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的计量方法为：短期国际资本规模=国际收支净误差与遗漏+私人非银行部门短期资本流入+以其它名义通过正常渠道流入的短期投机资本［6］。唐旭、梁猛认为，短期国际资本从贸易渠道流入的成本较大，短期国际资本主要是通过外资企业的利润留存、外国直接投资折旧和外资投资企业的外债等三个渠道流入中国［7］。
第二类文献主要分析影响短期国际资本流入我国的影响因素。代表性文献有：王世华、何帆发现，人民币升值预期是中国短期国际资本流动的决定因素，良好的宏观经济运行状况也会吸引短期国际资本流入［8］。张谊浩、裴平、方先明的研究结论认为大量短期国际资本流入中国大陆除出于“套利”动机外，还出于“套汇”和“套价”动机［9］。
第三类文献主要分析短期国际资本流入对我国资产价格的影响。刘莉亚研究结果表明：短期国际资本的大量流入显著推动住宅价格尤其是豪华住宅价格指数的上升［10］。张谊浩、沈晓华发现，人民币升值和上证综合指数上涨是短期国际资本流入中国的原因，但短期国际资本流入并不是上证综合指数上涨的原因［11］。
国内外研究成果对本文的实证分析具有重要启示与借鉴意义。但考虑到目前的文献尚缺乏针对短期国际资本流动与国内实体经济，特别是与经济增长率波动关系的专门成果，这与中国当前经济稳健运行的现实要求极不相符。为此，本文将从短期国际资本流动对实体经济影响机制，以及短期国际资本流动波动率变化对经济增长率的影响等方面展开研究。转贴于中国论文联盟
3 理论模型
根据货币供给的乘数理论，假设在短期内广义货币供应量(m2)为外生变量，货币供应量主要由基础货币供应量(h)与货币乘数(λ)共同决定。假设，短期国际资本对广义货币供应量影响的滞后期及广义货币供应量对产出影响的滞后期分别为a、b。在t期，广义货币供应量表达式如下
由（13）式可知：当短期国际资本流动scf?t-a-b>0，若t+1-a-b期短期国际资本流动波动率高于t-a-b期短期国际资本流动波动率，经济增长率会上升；反之，则经济增长率会下降。值得注意的是，本模型推导过程中隐含着短期国际资本对实体经济的影响机制，即短期国际资本主要通过直接影响广义货币供应量来影响产出变化。中国论文联盟
4 样本选择及其描述
结合近年来国内经济的实际状况，并考虑到数据的可获性，本文选择2000年第一季度到2008年第四季度的短期国际资本流动、广义货币供应量和实际国民生产总值的季度数据进行实证研究。本文所涉及的数据均来源于wind资讯系统。
4.1 实际国内生产总值（gdp）与广义货币供应量（m2）
本文运用价格指数对国内生产总值进行处理得到不变价格国内生产总值的季度数据。由于不变价格国内生产总值季度数据是一组具有较强季节特征的时间序列数据，这里对其进行季度调整，调整后的数据作为2000~2008年每季度的实际国内生产总值。同时，考虑到我国目前利率市场化程度低，参照第二部分理论模型的推导结论，本文选取广义货币供应量m2作为短期国际资本对gdp进行传导的中间变量。
4.2 短期国际资本流动（scf）
本文参考并改进张谊浩、沈晓华［11］计量短期国际资本流入规模的方法估算短期国际资本流动规模。具体测算公式如下：
短期国际资本流动=外汇储备增量-fdi-正常的贸易顺差
在计算正常的贸易顺差时，本文改用加权移动平均法。在确定权重时，首先算出2000~2004年各季度贸易顺差的估计值，贸易顺差估计值的确定方法为：当期季度贸易顺差的估计值=当期季度前四个季度贸易顺差估计值的移动平均值，例如2000年第一季度贸易顺差估计值为1999年四个季度贸易顺差的均值，2000年第二季度贸易顺差的估计值为2000年第一季度贸易顺差估计值和1999年第二季度到第四季度贸易顺差的均值。然后将各季度实际的贸易顺差除以对应时期的贸易顺差的估计值，将这些比率的均值确定为权重。经计算，权重为1.16。基于2000~2004年我国贸易顺差的变化比较平滑，2004年以后我国的贸易顺差出现较大的波动，本文认为2000~2004年统计的贸易顺差额为正常贸易顺差，2004年以后，统计的贸易顺差中含有大量的短期国际资本。此外，考虑到在人民币升值时，以美元计量的贸易顺差会有所扩大，为消除人民币升值对所估算的正常贸易顺差额的影响，本文采用汇率修正，以人民币计价各季度贸易顺差金额。
4.3 经济增长率（gdp_r）和短期国际资本流动波动率（scf_r）
本文中各季度经济增长率（gdp_r）的计算公式是：本期经济增长率=（季度调整后本期实际国民生产总值/季度调整后上期实际国民生产总值-1）×100。各季度短期国际资本流动波动率（scf_r）的计算公式是：本期短期国际资本流动波动率=a×本期短期国际资本流动/上期短期国际资本流动（当本期和上一期短期国际资本流动都大于零，或者本期短期国际资本流动小于零且上一期短期国际资本流动大于零时，则a=1；当本期和上一期短期国际资本流动都小于零，或者本期短期国际资本流动大于零且上一期短期国际资本流动小于零时，a=-1）。经上述方法计算出的我国经济增长率和短期国际资本流动波动率走势参见图1。
5 实证检验
表1给出所有相关变量的单位根检验结果。由表1可知，对于变量gdp、scf和m2的水平值序列，adf检验不能拒绝存在单位根的原假设，这说明三个变量的时间序列都是非平稳的；同时，对于这三个变量的一阶差分序列，adf检验都在1%的显著性水平下拒绝单位根存在的原假设。根据以上检验结果，可认为这三个变量都是单整变量。同时，对于变量gdp_r和scf_r的水平值序列，adf检验在1%的显著水平上拒绝存在单位根的假设，该结果说明这两个序列是平稳的。
转贴于中国论文联盟
中国论文联盟5.1 短期国际资本流动影响实体经济的传导机制
由单位根检验可知，dgdp、dscf和dm2三变量均为平稳序列（见表1），可以进行格兰杰因果关系检验。根据sc和aic准则确定滞后期为2，检验结果见表2。
从表2可以看出，短期国际资本流动的变化量（dscf）是广义货币供应量变化量（dm2）的granger原因，但是广义货币供应量变化量（dm2）不是短期国际资本流动的变化量（dscf）的granger原因；广义货币供应量变化量（dm2）与实际国民生产总值变化量（dgdp）互为granger因果关系；短期国际资本流动的变化量（dscf）和实际国民生产总值变化量（dgdp）之间不存在显著的granger因果关系。可以证明：短期国际资本流动不会对国民生产总值产生直接效应，但会通过影响广义货币供应量，进而对国民生产总值产生间接效应。该实证结论部分可以佐证前文理论模型中短期国际资本对实体经济的影响机制。
5.2 短期国际资本流动波动率与经济增长率
5.2.1 granger因果关系检验
在确定短期国际资本净流动波动率（scf_r）和经济增长率（gdp_r）这两个序列平稳的基础上（参见表1），本文运用2000年第二季度到2008年第四季度的数据，对两个变量的granger因果关系进行检验，检验结果见表3。从表3的检验结果可知，短期国际资本流动波动率是经济增长率的granger原因，但是经济增长率不是短期国际资本流动波动率的granger原因。
5.2.2 脉冲响应和方差分解
为分析经济增长率对短期国际资本流动波动突发性变化的反应，本文利用var（2）模型给出经济增长率和短期国际资本流动波动率的脉冲响应图形和方差分解图形，分别见图2和图3。
经济增长率和短期国际资本流动波动率的交叉响应函数表明（见图2），短期国际资本流动波动率的非预期变化将迅速对经济增长率产生正向影响，随着时间的推移逐渐减弱，直至消失。但是，经济增长率发生变动对短期国际资本流动波动率影响不显著。
图3结果显示，造成经济增长率发生剧烈波动有20%左右是由短期国际资本流动波动率异动引起；同时，经济增长率发生剧烈波动对短期国际资本流动影响不大。
6 结论
本文构建起短期国际资本流动对实体经济影响的理论模型，并运用相关统计数据进行实证研究。研究结果表明，短期国际资本流动影响实体经济的渠道是：在短期内，短期国际资本流动显著引起广义货币供应量的变化，广义货币供应量的变化又会显著导致国内生产总值的波动。同时结合短期国际资本流动波动率与经济增长率的样本数据，实证检验发现短期国际资本流动的变动将引起经济增长率发生波动，脉冲响应函数的结果进一步证实了上述结论。通过方差分解，本文还发现造成经济增长率发生剧烈波动中有约20%是由于短期国际资本流动波动率发生异动所致。
参 考 文 献：
［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.热钱规模及影响［j］.财经科学,2005,(6):131-137.
［7］?唐旭,梁猛.中国贸易顺差中是否有热钱, 有多少［j］.金融研究,2007,(9):1-19.
［8］?王世华,何帆.中国的短期国际资本流动［j］.世界经济,2007,(7):12-19.
［9］?张谊浩,裴平,方先明.中国的短期国际资本流入及其动机——基于利率、汇率和价格三重套利模型的实证研究［j］.国际金融研究,2007,(9):41-52.
［10］?刘莉亚.境外热钱是否推动了股市、房市的上涨?——来自中国市场的证据［j］.金融研究,2008,(10):48-69.中国论文联盟
［11］?张谊浩,沈晓华.人民币升值、股价上涨和热钱流入的实证关系研究［j］.金融研究,2008,(11):87-98.
广义货币范文第8篇
关键词：CPI;M2;滞后
一、问题的提出
居民消费价格指数（CPI）是反映一定时期内居民购买生活消费品价格和服务价格的变化趋势和程度的相对数，是判断宏观经济形式和制定经济政策的重要参考变量。货币供应量反映某个时点上全社会用于流通手段和支付手段的货币存量，有不同的划分层次。
传统货币数量论认为货币供应量与物价水平呈同方向变动，国外许多经济学家也对货币供应量与物价指数间的关系进行了深入的计量研究。国内陆瑞通过对我国1994年至2005年的数据进行检验得出CPI与M0、M1间相关性较弱，而与M2相关性较强；牛莜颖通过对我国1994年至2004年的季度数据进行计量研究得出货币供应对物价的影响有一两年的时滞。
2007年我国经济增长过快，出现一定的过热现象，人民银行先后6次提高基准利率，紧缩银根。2008年上半年我国通胀压力很明显，CPI同比增长过快，受美国金融危机及前期紧缩影响，CPI开始逐渐回落。2009年我国人民银行实行适度宽松的货币政策，国内货币供应量增幅迅速，而CPI由于受国内外共同因素的影响，出现了9个月的同比负增长。2010年人民银行继续实行适度宽松的货币在政策，由于前期释放的货币供应量已经达到一定的规模，物价上涨压力明显，CPI 同比增幅逐渐回身，从这些现象中不难发现货币供应量对CPI的影响是有一定的时滞的，所以本文选择以CPI 为被解释变量，M2为解释变量。
二、数据处理及实证分析
（一）数据来源及处理
本文选择2007年1月至2011年1月的M2和CPI作为数据作为分析基础，所有数据来源于中经网统计数据库。为避免“伪回归”的产生，对M2和CPI数据序列进行ADF检验，结果如下表一，这说明两变量都是非平稳序列，一阶差分后都变为平稳序列。
（二）协整检验
采用EG两步法，先用CPI对M2进行回归，得到的残差再进行ADF检验，结果如下表二，ADF检验值为-5.327962，对应P值为0，可认为其为平稳序列，即CPI与M2之间存在稳定的长期关系。再检验残差序列的自相关，建立如下方程：
回归得出?茁4的t统计量为-2.838923，P值为0.0071，在5%的显著性水平下显著异于零，残差存在自相关，说明此长期均衡关系并非拟合优度最好的，以下进一步改进。
（三）分布滞后模型的建立
采用PDL模型分析M2对CPI的滞后影响，滞后阶数定为6阶，结果如下表三，再对其的残差进行ADF检验，ADF值为-5.321663，P值为0，说明此关系在长期是稳定的。对其自相关进行检验，建立6阶滞后模型，结果如下表四，此时到的t检验均不显著异于零，残差的自相关已经消除。从回归结果得出，M2对CPI的影响存在明显的滞后性，滞后期为6个月。模型的拟合图如下所示，该分布滞后模型对数据拟合的很好，只有很小的差异。
三、结束语
通过本文的实证研究发现，M2对CPI的滞后影响时期大概为6个月。由于信息不对称及货币政策传导的时滞，人民银行要想控制住CPI的基本稳定，其货币政策需具有前瞻性，要适合严格控制货币供应，防范流动性过剩，并同其他各相关部门合作，增加市场价格的透明度，严防游资炒作。
参考文献：
[1]王蓓，刘远征.货币供应传导对CPI影响滞后期缩减的原因分析[J].现代财经，2009,(9).
广义货币范文第9篇
关键词：短期国际资本流动;广义货币供应量;经济波动
1 引言
自2002年以来，随着境外短期国际资本的大规模持续涌入，我国国内相继发生了房地产市场泡沫、股市上涨、人民币升值、流动性过剩和通货膨胀。2007年美国次贷危机爆发并引发国际金融危机之后，全球金融机构的“去金融杠杠化”趋势强化，外部冲击下的国内经济形势剧烈演变，潜入的短期国际资本又出现逆转势头，与之伴随着的是国内货币政策困境、人民币汇率波动、股指大跌，以及经济增长放缓。因此，从当前中国的现实国情出发，分析短期国际资本对我国实体经济的影响及其传导渠道，科学而前瞻地研究短期国际资本流动和经济增长率波动的关系，无疑是理论界和实务部门面临的重要课题，同时也可为妥善应对当前的金融危机提供重要思路。
2 文献回顾
值得注意的是，国内外比较缺乏短期国际资本流动和实体经济关系的专门性研究成果。国外最新研究成果主要集中在以下两方面：（1）国际资本流动的影响因素及其多元化资产配置效应。如edwards［1］，papaioannou［2］等。（2）资本流入对东道国宏观经济变量所产生的影响。研究表明，资本过度流入会导致宏观经济过热，具体表现为：一是引起货币扩张，增大通货膨胀压力［3］；二是导致实际汇率升值，恶化贸易条件［4］；三是影响总需求［5］。
梳理并综合目前国内关于短期国际资本的研究文献，大致分为三类。第一类主要是研究短期国际资本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的计量方法为：短期国际资本规模=国际收支净误差与遗漏+私人非银行部门短期资本流入+以其它名义通过正常渠道流入的短期投机资本［6］。唐旭、梁猛认为，短期国际资本从贸易渠道流入的成本较大，短期国际资本主要是通过外资企业的利润留存、外国直接投资折旧和外资投资企业的外债等三个渠道流入中国［7］。
第二类文献主要分析影响短期国际资本流入我国的影响因素。代表性文献有：王世华、何帆发现，人民币升值预期是中国短期国际资本流动的决定因素，良好的宏观经济运行状况也会吸引短期国际资本流入［8］。张谊浩、裴平、方先明的研究结论认为大量短期国际资本流入中国大陆除出于“套利”动机外，还出于“套汇”和“套价”动机［9］。
第三类文献主要分析短期国际资本流入对我国资产价格的影响。刘莉亚研究结果表明：短期国际资本的大量流入显着推动住宅价格尤其是豪华住宅价格指数的上升［10］。张谊浩、沈晓华发现，人民币升值和上证综合指数上涨是短期国际资本流入中国的原因，但短期国际资本流入并不是上证综合指数上涨的原因［11］。
国内外研究成果对本文的实证分析具有重要启示与借鉴意义。但考虑到目前的文献尚缺乏针对短期国际资本流动与国内实体经济，特别是与经济增长率波动关系的专门成果，这与中国当前经济稳健运行的现实要求极不相符。为此，本文将从短期国际资本流动对实体经济影响机制，以及短期国际资本流动波动率变化对经济增长率的影响等方面展开研究。
3 理论模型
根据货币供给的乘数理论，假设在短期内广义货币供应量(m2)为外生变量，货币供应量主要由基础货币供应量(h)与货币乘数(λ)共同决定。假设，短期国际资本对广义货币供应量影响的滞后期及广义货币供应量对产出影响的滞后期分别为a、b。在t期，广义货币供应量表达式如下
由（13）式可知：当短期国际资本流动scf?t-a-b0，若t+1-a-b期短期国际资本流动波动率高于t-a-b期短期国际资本流动波动率，经济增长率会上升；反之，则经济增长率会下降。值得注意的是，本模型推导过程中隐含着短期国际资本对实体经济的影响机制，即短期国际资本主要通过直接影响广义货币供应量来影响产出变化。
4 样本选择及其描述
结合近年来国内经济的实际状况，并考虑到数据的可获性，本文选择2000年第一季度到2008年第四季度的短期国际资本流动、广义货币供应量和实际国民生产总值的季度数据进行实证研究。本文所涉及的数据均来源于wind资讯系统。
4.1 实际国内生产总值（gdp）与广义货币供应量（m2）
本文运用价格指数对国内生产总值进行处理得到不变价格国内生产总值的季度数据。由于不变价格国内生产总值季度数据是一组具有较强季节特征的时间序列数据，这里对其进行季度调整，调整后的数据作为2000~2008年每季度的实际国内生产总值。同时，考虑到我国目前利率市场化程度低，参照第二部分理论模型的推导结论，本文选取广义货币供应量m2作为短期国际资本对gdp进行传导的中间变量。
4.2 短期国际资本流动（scf）
本文参考并改进张谊浩、沈晓华［11］计量短期国际资本流入规模的方法估算短期国际资本流动规模。具体测算公式
短期国际资本流动=外汇储备增量-fdi-正常的贸易顺差
在计算正常的贸易顺差时，本文改用加权移动平均法。在确定权重时，首先算出2000~2004年各季度贸易顺差的估计值，贸易顺差估计值的确定方法为：当期季度贸易顺差的估计值=当期季度前四个季度贸易顺差估计值的移动平均值，例如2000年第一季度贸易顺差估计值为1999年四个季度贸易顺差的均值，2000年第二季度贸易顺差的估计值为2000年第一季度贸易顺差估计值和1999年第二季度到第四季度贸易顺差的均值。然后将各季度实际的贸易顺差除以对应时期的贸易顺差的估计值，将这些比率的均值确定为权重。经计算，权重为1.16。基于2000~2004年我国贸易顺差的变化比较平滑，2004年以后我国的贸易顺差出现较大的波动，本文认为2000~2004年统计的贸易顺差额为正常贸易顺差，2004年以后，统计的贸易顺差中含有大量的短期国际资本。此外，考虑到在人民币升值时，以美元计量的贸易顺差会有所扩大，为消除人民币升值对所估算的正常贸易顺差额的影响，本文采用汇率修正，以人民币计价各季度贸易顺差金额。
4.3 经济增长率（gdp_r）和短期国际资本流动波动率（scf_r）
本文中各季度经济增长率（gdp_r）的计算公式是：本期经济增长率=（季度调整后本期实际国民生产总值/季度调整后上期实际国民生产总值-1）×100。各季度短期国际资本流动波动率（scf_r）的计算公式是：本期短期国际资本流动波动率=a×本期短期国际资本流动/上期短期国际资本流动（当本期和上一期短期国际资本流动都大于零，或者本期短期国际资本流动小于零且上一期短期国际资本流动大于零时，则a=1；当本期和上一期短期国际资本流动都小于零，或者本期短期国际资本流动大于零且上一期短期国际资本流动小于零时，a=-1）。经上述方法计算出的我国经济增长率和短期国际资本流动波动率走势参见图1。
5 实证检验
表1给出所有相关变量的单位根检验结果。由表1可知，对于变量gdp、scf和m2的水平值序列，adf检验不能拒绝存在单位根的原假设，这说明三个变量的时间序列都是非平稳的；同时，对于这三个变量的一阶差分序列，adf检验都在1%的显着性水平下拒绝单位根存在的原假设。根据以上检验结果，可认为这三个变量都是单整变量。同时，对于变量gdp_r和scf_r的水平值序列，adf检验在1%的显着水平上拒绝存在单位根的假设，该结果说明这两个序列是平稳的。
5.1 短期国际资本流动影响实体经济的传导机制
由单位根检验可知，dgdp、dscf和dm2三变量均为平稳序列（见表1），可以进行格兰杰因果关系检验。根据sc和aic准则确定滞后期为2，检验结果见表2。
从表2可以看出，短期国际资本流动的变化量（dscf）是广义货币供应量变化量（dm2）的granger原因，但是广义货币供应量变化量（dm2）不是短期国际资本流动的变化量（dscf）的granger原因；广义货币供应量变化量（dm2）与实际国民生产总值变化量（dgdp）互为granger因果关系；短期国际资本流动的变化量（dscf）和实际国民生产总值变化量（dgdp）之间不存在显着的granger因果关系。可以证明：短期国际资本流动不会对国民生产总值产生直接效应，但会通过影响广义货币供应量，进而对国民生产总值产生间接效应。该实证结论部分可以佐证前文理论模型中短期国际资本对实体经济的影响机制。
5.2 短期国际资本流动波动率与经济增长率
5.2.1 granger因果关系检验
在确定短期国际资本净流动波动率（scf_r）和经济增长率（gdp_r）这两个序列平稳的基础上（参见表1），本文运用2000年第二季度到2008年第四季度的数据，对两个变量的granger因果关系进行检验，检验结果见表3。从表3的检验结果可知，短期国际资本流动波动率是经济增长率的granger原因，但是经济增长率不是短期国际资本流动波动率的granger原因。
5.2.2 脉冲响应和方差分解
为分析经济增长率对短期国际资本流动波动突发性变化的反应，本文利用var（2）模型给出经济增长率和短期国际资本流动波动率的脉冲响应图形和方差分解图形，分别见图2和图3。
经济增长率和短期国际资本流动波动率的交叉响应函数表明（见图2），短期国际资本流动波动率的非预期变化将迅速对经济增长率产生正向影响，随着时间的推移逐渐减弱，直至消失。但是，经济增长率发生变动对短期国际资本流动波动率影响不显着。
图3结果显示，造成经济增长率发生剧烈波动有20%左右是由短期国际资本流动波动率异动引起；同时，经济增长率发生剧烈波动对短期国际资本流动影响不大。
6 结论
本文构建起短期国际资本流动对实体经济影响的理论模型，并运用相关统计数据进行实证研究。研究结果表明，短期国际资本流动影响实体经济的渠道是：在短期内，短期国际资本流动显着引起广义货币供应量的变化，广义货币供应量的变化又会显着导致国内生产总值的波动。同时结合短期国际资本流动波动率与经济增长率的样本数据，实证检验发现短期国际资本流动的变动将引起经济增长率发生波动，脉冲响应函数的结果进一步证实了上述结论。通过方差分解，本文还发现造成经济增长率发生剧烈波动中有约20%是由于短期国际资本流动波动率发生异动所致。
参 考 文 献：
［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.热钱规模及影响［j］.财经科学,2005,(6):131-137.
［7］?唐旭,梁猛.中国贸易顺差中是否有热钱, 有多少［j］.金融研究,2007,(9):1-19.
［8］?王世华,何帆.中国的短期国际资本流动［j］.世界经济,2007,(7):12-19.
［9］?张谊浩,裴平,方先明.中国的短期国际资本流入及其动机——基于利率、汇率和价格三重套利模型的实证研究［j］.国际金融研究,2007,(9):41-52.
［10］?刘莉亚.境外热钱是否推动了股市、房市的上涨?——来自中国市场的证据［j］.金融研究,2008,(10):48-69.
广义货币范文第10篇
关键词：广义货币；广义货币增量；商品房价格；广东
中图分类号：F293.3 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）24-0113-03
引言
2015年央行5次降息，至2015年10月24日金融机构一年期贷款基准利率下调至4.35%；一年期存款基准利率下调至1.5%。2015年10月，中国共产党第十八届中央委员会第五次全体会议出台全面二孩政策。2015年底中央经济工作会议确立房地产去库存政策。这些政策的实施，对我国房地产市场有一定的刺激作用。
2015年底至2016年初，楼市库存本来就不太多的北上广深一线城市的房地产市场热闹起来。复旦大学谢百三教授在2016年3月的一篇博客写道：去年以来，上海房地产又涨个不停。不仅是新房涨，二手房也涨个不停。有的新房1 000万元一套，两个月即变成1 200万元，令人瞠目结舌。假离婚潮又出现了，夫妻原有两套房，“离婚”时全归女方，男人净身出户，马上又去买一套1 000万元的新房（实付300万元）。他们等到涨到1 300万～1 400万元，就会卖出去兑现的。
表1中，上海的数据和谢百三教授说的情况基本吻合。从表1看到，涨得最离谱的并不是上海，深圳更加离谱。2016年3―4月，深圳新建商品住宅销售价格比上年高60%多，上海比上年高30%，北京20%，广州接近20%。
一、广义货币
广义货币是一个经济学概念。M0、M1、M2、M3都是用来反映货币供应量的重要指标。M1反映着经济中的现实购买力；M2同时反映现实和潜在购买力。若M1增速较快，则消费和终端市场活跃；若M2增速较快，则投资和中间市场活跃。中央银行和各商业银行可以据此判定货币政策。M2过高而M1过低，表明投资过热、需求不旺，有危机风险；M1过高M2过低，表明需求强劲、投资不足，有涨价风险。
我国对货币层次的划分是：M0=流通中的现金；狭义货币（M1）=M0+企业活期存款；广义货币（M2）=M1+准货币（定期存款+居民储蓄存款+其他存款）。
另外，还有M3=M2+金融债券+商业票据+大额可转让定期存单等。其中，M2减M1是准货币，M3是根据金融工具的不断创新而设置的（见下页图1）。
二、1999―2014年广东实际房价和理论模型计算的房价比较
以1998年国务院23号文件为房改重要标志，拉开了我国房地产市场化的大幕，房地产市场逐步成为人们关注的焦点。本文选取1999年以后的广东房价来讨论，根据2000―2015年《广东统计年鉴》提供的1999―2014年广东商品房销售面积和销售额计算广东商品房的平均价格。
陈秋宇、罗茹月在“商品房价格影响因素分析――基于M2供应量的实证研究”一文中提出一个计量经济学模型[1]：
Y = 1 301.572 + 59.62522X。
其中，变量Y为商品房平均价格，变量X为广义货币供应量M2。上面的方程从经济意义上看，广义货币供应量M2每增加1万亿元，商品房平均价格就增加59.62522元。
利用陈秋宇、罗茹月一文的成果：“广义货币供应量M2 每增加1万亿元，商品房平均价格就增加59.62522元。”以1999年广东商品房价格3 161元为基数，套用模型可以计算出2000―2014年广东商品房理论价格（见下页表2第6列），表2第4列为《广东统计年鉴》提供的数据。比较广东实际房价和理论模型计算的房价，两者误差大部分在10%以内（见表2）。这个模型的出发点就是增量资金推高房价，对房价问题，仅仅考虑了资金层面，有一定的局限性。房价课题是相当庞大、复杂的课题，牵扯到社会、经济的方方面面，无论政府官员、专家学者、开发商还是老百姓对房价问题都头痛不已，但这个简单的模型一点都不简单，能把房价这样复杂的问题简单化，这一简单的模型能将房价问题解释得相对准确，又有一定的参考价值。理论模型计算的房价只是上涨，不会下跌。实际的情况是，广东在2002―2003年非典时期房价是下跌的。2007年即全球金融危机爆发的前一年广东房价暴涨时，理论模型计算的房价误差最大。房价有时与人们的预期有很大关系，理论模型这时候就不起作用了。
结语
影响商品房价格的因素有很多，如广义货币M2的投放量、居民收入、利率的变化、全面二孩政策、国家的房地产政策、购房者的心理预期等。扯得远一点，如美国大选、英国脱欧、日本的货币宽松政策等，对中国的货币政策会有影响，从而影响中国的商品房价格。谢百三教授在博客中更是夸张地列举了上海房价上涨的近30个因素。通过上文的广义货币M2与中国商品房价格的计量经济学模型对广东商品房价格的验证以及广义货币M2增长率的变化引起房价增长率的变化可以看到，广义货币M2的增量是影响商品房价格的一个非常重要的因素。
参考文献：