货币供给论文范文

货币供给论文范文第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。

货币供给论文范文第2篇

一、外生性货币供给理论

19世纪初，以大卫李嘉图为首的“金块论者”是早期外生论的代表。在其后的通货论争中，以奥维尔斯顿、英国首相皮尔为首的通货学派获得了胜利，他们主张“银行券的发行决定于黄金数量”，也就是认为货币供给是外生的。1844年开始在英国实行的《皮尔条例》，使外生性的货币供给理论为多数人所接受。凯恩斯本人也认为货币供给是外生的，货币数量决定于中央银行的行动。但坚持外生性货币供给最为有力的莫过于货币主义者。

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，得出货币量(M)决定价格(P)或名义收入(Py)的因果关系。中央银行应当实行“不变增长率”的货币控制规则。因此，他们必须首先从理论上证明货币供给是能够被中央银行所控制的外生变量。货币主义者利用一般所公认的存款与货币创造模型Ms=MBm，在统计数据的支持下得出了以下几个结论：(1)基础货币(MB)与货币乘数(m1、m2)相互独立，互不影响；(2)影响货币乘数的各因素在短期内是稳定的，长期而言也常会起反向作用而相互抵消，因而货币乘数可看作是常数；(3)基础货币比货币乘数对货币供给量的影响要大：(4)中央银行通过公开市场操作等政策工具，不但可以主动增减基础货币量，还可抵消货币乘数内某些系数变动的影响。由此，货币供给外生。

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。考虑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；再者，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年代西方国家央行的货币量目标屡屡失准，也说明货币供给并非完全由央行决定。

二、早期的内生性货币供给理论

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。马克思从劳动价值论出发，认为在金属货币时代是商品和黄金的内在价值决定了商品的价格，从而又同流通的商品量共同决定了社会的“必要货币量”，因此也持货币供给的内生性观点。

银行学派的代表人物图克和富拉顿认为，通货(银行学派的通货概念已包括了黄金、银行券、支票存款、汇票和账簿信用等其他信用形态)数量的增减不是物价变动的原因，而是其结果；通货的增减不是先行于物价，而是追随于物价。发行银行处于被动的地位，既不能任意增加银行券发行的数量，也不能任意减少。银行学派区分了货币流通的三种情形对此点加以论述。(1)纯粹金币流通情况下，多余的金币可以通过其贮藏手段的职能加以解决；(2)银行券和其他信用形态与金币混合流通时，以贴现放款方式发行的银行券必因偿付贷款而流回。又因各种通货之间存在代替性，由某种原因引起减少的银行券会被支票、汇票、账簿信用甚至相消结算法所代替，所以通货的数量不能由银行任意增减；(3)不兑现纸币流通的情形下，若是纸币由银行以票据贴现或短期放款的形式发行，则会象银行券一样，随着贷款的偿还而回流；即使是由政府发行，只要为之安排好确实可靠的还流渠道，其发行也不至于过多。

瑞典经济学家米尔达尔打破了传统货币数量说所坚持的货币流通速度稳定的结论，将银行学派的货币供给内生论进一步加以发展，从而把纸币本位制下M与P(或PY)的单向前因后果重塑为双向的相互作用。在1939年的《货币均衡》一书中指出，“支付手段数量同物价水平之间的颇为复杂的数量关系，决不是可称为前者决定后者的关系，而宁可说是反其道而行的关系”，“因为支付手段的流通速度，在动态过程中不能被看成是固定不变的”。

三、货币供给的“新观点”

“新观点”这一用语是托宾在1963年首次提出的，它形成于20世纪50年代中期到60年代中期，是相对于传统的货币基数-货币乘数分析法而言的。“新观点”强调商业银行与其他金融机构的同一性，以及货币与其他金融资产的同一性，主张货币供给的内生性。对这一理论作出贡献的主要是英国《拉德克利夫报告》的作者、美国的格雷和肖以及托宾等人。

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；货币当局所应控制的应该是包括货币供给在内的整个社会的流动性。在这一报告中虽然没有明确出现“内生货币供给”的字眼，但其内生观点与米尔达尔相一致。

1960年，美国经济学家格雷和肖在《金融理论中的货币》一书中，通过对原始和现代金融市场运行的比较研究，得出两个支持货币供给内生的结论：一是私人经济主体发行的“初级证券”可以向金融中介机构换取存款单、基金股份等“间接证券”，而这些间接证券在发达金融市场上已有不少种类与通货同样起着支付手段的作用；二是当货币当局承担了买进某种私人初级证券的义务(如再贴现)时，初级证券的发行可直接导致法定货币的增加。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。货币统计的口径越大，货币供给的内生性越大。

托宾是当代货币供给内生论的最著名代表。他认为，货币当局与一般银行不是可以任意创造货币与信用，也不是每新增一笔准备金就得增加一笔或一连串的贷款，一切都得依据成本与收益的比较来决定，其信用创造受其贷款边际收益与存款边际成本相等的制约。货币同其他金融资产一样，其供给和需求不仅取决于这种资产本身的价格和收益，且决定于其他所有资产的价格和收益。在托宾看来，若是各经济主体根据收入、利息率、风险等选择资产结构的结果是货币需求增加，则利率会提高，银行会千方百计解决准备金问题(如压缩超额准备、提高定期存款减少活期存款以释放部分准备金、借款等)，从而以更多的货币供给来满足这一需求；若货币需求缩减，银行就无法强迫公众接受货币供给，多余的货币供给会被公众以还债等方式退回来。因此，货币供给与其他金融资产的供给一样，决定于商品生产和商品流通过程本身，货币供给因受到货币需求的制约而内生。

四、后凯恩斯主义者的内生性货币供给理论

后凯恩斯货币经济学家的代表人物西德尼温特劳布和尼古拉斯卡尔多在20世纪70年代提出的内生货币理论是从另外一个角度进行论证的，即中央银行不得不迁就市场的需要而使货币有所增加。

温特劳布认为，商品价格是在劳动成本及劳动成本之上的某种加成决定的。假定劳动生产率随时间的推移而提高的速度是相对稳定的，如果名义工资率(w)的相对增长率超过平均劳动生产率(A)的提高，物价(P)就会上升，从而社会名义收入(Py)也就增加，货币需求随之增加。如果此时中央银行拒不增加货币供给，就会导致利率上升，投资、真实收入以及就业量就要缩减，以使货币需求与供给在低收入水平上被迫相等。这当然是中央银行，特别是政府当局所不愿看到的。因此，只要货币工资在谈判桌上外生地决定，货币当局就最多只能保证货币的充分供给，以消除充分就业和增长的金融障碍。

卡尔多认为，中央银行的基本职责是作为最后的贷款人，通过贴现窗口，保证金融部门的偿付能力。中央银行为了防止信贷紧缩导致灾难性的债务紧缩，货币当局除了满足“交易需求”之外，别无选择，否则整个金融系统都将面临流动性不足的困难。该观点表明，在中央银行制定和维持的任何既定利率水平上，货币供给曲线的弹性都无限大，即货币需求创造自己的货币供给，供给因此而能满足经济对货币的需求，货币供给曲线呈水平。

80年代末，莫尔又将上述理论进一步推向深化，对金融运行机制变化的影响进行了深入探讨。莫尔的理论主要包括以下几点：

(1)信用货币的供给内生。莫尔把货币分为三种，商品货币、政府货币和信用货币。商品货币是从各种实物演变而来，最后体现在黄金上的货币；政府货币是由政府发行债券而沉淀在流通中的货币，这两种货币都是外生的；信用货币是商业银行发行的各种流通和存款凭证，它们形成于商业银行的贷款发放，而这又取决于公众对贷款的需求和贷款的期限，因而信用货币的供给并不脱离于其需求，具有内生性。

(2)基础货币内生。中央银行买卖有价证券的对象是追求利润最大化的商业银行，它们通常已经将其资产用于有价证券或者商业贷款，一般不会有闲置的资金参与公开市场买卖。商业贷款在发放之前就有规定的偿还日期，企业的生产周期也限制它们提前还贷，因此商业银行很难提前收回贷款。商业银行是否出售手头持有的有价证券也取决于其自身的成本收益比较，只有政府证券的价格降低到一定程度从而使其收益率超过、或至少是相当于商业银行现有的有价证券，才会吸引商业银行购买，而这时利率之高又是政府所不能承担的。所以，中央银行不能顺利地通过公开市场操作决定基础货币量。在再贴现的运用上，中央银行完全处于被动的地位，提高再贴现率虽可遏制商业银行的贷款需求，但它却不能阻止商业银行向贴现窗口寻求基础货币的补充。中央银行从理论上讲，拥有拒绝提供贴现的权力，但这种拒绝不仅会形成沉重的政治压力，甚至可能危及银行系统的流动性。

(3)负债管理使基础货币自给。莫尔指出，60年代开始的金融创新，使商业银行可以直接在金融市场上筹集资金，而无需等待中央银行的基础货币注入。商业银行已由原来的资产管理转向负债管理，其主要资金来源已由原来的吸引存款为主转变为直接在金融市场上发行融资工具，欧洲美元市场的发展更加方便了商业银行从国际市场上筹集所需的资金。由于一家企业往往与多家银行建立业务关系，这样，处于激烈竞争环境下的商业银行，为保持与客户的稳定关系，只能随时发行可上市的存款凭证来满足企业的货币需求。由于所有可上市的金融工具几乎都不受中央银行直接控制，这就使商业银行比以往任何时候都不依赖中央银行。

(4)银行角色转换传导的内生性。莫尔把金融市场分成批发市场和零售市场，前者是商业银行筹集资金的市场，后者是商业银行发放贷款的市场。在批发市场上，商业银行是贷款条件的接受者和贷款数量的决定者，而在零售市场上，商业银行则是贷款条件的决定者和贷款数量的接受者。这就是说，公众在零售市场上对于资金的需求将通过商业银行直接传导至包括中央银行在内的批发市场予以满足，货币供给因而由货币需求决定。

此外，莫尔还否定货币乘数的意义，认为它不能解释创造货币过程中的因素及其创造的过程，以往的货币供给等于基础货币乘以乘数的等式仅仅是对现象的描述，而不是对现象的解释。政府无法控制信用货币的供给。

五、对内生性货币供给理论的评价

从以上对货币供给内生论的介绍可以看出，它在对非银行金融机构及其金融资产的作用、中央银行对政治压力的屈从、商业银行对负债管理的重要性方面的强调有过头之嫌，但它毕竟对传统的货币经济理论作出了很大贡献。

在货币控制上，不管是凯恩斯主义逆风向而动的相机抉择，还是货币主义不变增长率的固定规则，甚至理性预期学派的货币政策无效论，都以货币供给的外生性作为其理论前提。但是，从20世纪60年代兴起的金融创新浪潮，使得传统的货币定义日益模糊，除商业银行以外的其他金融机构在信用创造过程中发挥着越来越大的作用。这样，就使建立在传统外生性货币供给理论之上的货币控制的效果大打折扣。货币供给的内生论无疑使我们对此类问题的观察有了一个新的视角。它使得货币当局在制定和实施货币政策时，要注意对公众货币需求的预测，研究影响货币乘数变动的因素。为提高货币政策的效果和精准度，中央银行还应采取措施合理引导公众预期，使之朝着合乎政策当局意愿的方向发展。中央银行也不应仅仅是对商业银行和货币供应量的控制，而要注意对包括商业银行在内的整个金融体系所创造的信用规模的控制。

我国过去在信贷规模控制下存在的“倒逼机制”以及1994年由于外汇储备规模急剧膨胀而导致的货币供给量激增都是内生性的表现形式。笔者曾撰文对我国货币供给的内生性进行了实证检验，结果表明我国中央银行对货币供给的控制要受制于经济增长、外贸等因素的变动。随着我国经济货币化程度的不断提高，非银行金融机构的发展、金融资产种类的增多以及货币需求的变动都会加剧货币供给的内生性，在世界经济一体化加剧的经济条件下，外部经济环境的变动对货币供给的影响将更为明显。这是中央银行在实施货币政策时所必须认真对待的。

【参考文献】

1.陈观烈著,《货币金融世界经济》，复旦大学出版社，2000年版

2.胡海鸥著,《中国货币供给机制转轨机制研究》，复旦大学出版社，1998年版

3.盛松成著,《现代货币供给理论与实践》，中国金融出版社，1993年版

4.刘洁敖著,《国外货币金融学说》，中国展望出版社，1989年版

货币供给论文范文第3篇

货币增长理论是研究货币同经济增长内在关系的理论。它关注的是货币供给能否对经济中的实际变量产生影响的问题。对这一问题的不同回答产生了两种观点：一种观点认为，货币供给在长期内只影响各经济变量的名义值，而不影响经济变量的实际值，即“货币长期超中性”说；另一种观点则认为，货币供给在长期内同时影响经济变量的名义值与实际值，这是对“货币长期超中性”说的否定。关于货币与增长问题的现代文献是从Tobin（1965）的《货币与经济增长》一文开始的。Tobin认为，在货币与实物资本之间分配着固定的储蓄流，通胀率的增长降低了货币的真实回报，导致人们把现金转换为资本的动机，这就是所谓的Tobin效应。Sidrauski（1967）最先把货币放入效用函数，在货币增长模型中考虑到了消费者的理，认为货币能为消费者带来正效用，从而说明了货币为何要存在的问题。但是，Sidrauski得出了货币中性的结论，考虑到货币对经济的影响，这个结论并没有被大多数学者完全接受。本文试图在一个修正后的Sidrauski模型基础上，对我国货币供给与经济增长的关系进行研究。

二、模型及其改进

（一）Sidrauski模型。Sidrauski（1967）最先在一个明确的Ramsey最优化框架中建立了货币增长模型。假设一个无限期界的家庭通过解决跨时最优化问题来最大化家庭成员的福利，实际财富以资本和实际货币余额两种形式持有。将货币与商品一起引入家庭的效用函数，效用函数形式为ut（ct，mt）。一个家庭通过解决跨时最大化问题来最大化其效用函数，因每一时刻经济主体的行为由存量约束与流量约束控制。（1）式为存量约束：要求人均财富总量at等于人均资本存量kt与人均实际货币余额mt；（2）式流量约束：

要求人均财富增量at.等于人均产出f（kt）与人均政府转移支出vt之和减去人均实际货币余额耗损（πt-n）mt、人均资本耗损（δ＋n）kt和人均消费ct。其中δ代表资本的折旧率，n代表人口自然增长率，其中πt代表预期的通货膨胀率。因此，其现值Hamilton函数为：H＝e-δ·t｛u（ct，mt）＋λt［f（kt）+vt-（πt+n）mt-（δ＋n）kt-ct-at.］+qt［at-kt-mt］｝（3）通过求解Hamilton函数，得到：f′（k*）=δ＋n（4）

Sidrauski认为，在长期中货币增长率的上升会完全导致价格变动，将减少实际余额存量但并不影响稳定的消费状态，所以资本存量独立于货币增长率，人均均衡资本存量使资本边际产品等于既定资本的折旧率与人口自然增长率之和。

（二）改进。只要对Sidrauski模型稍加修改，即可改变货币中性的性质。其中最主要的方法是将货币作为一种生产要素引入生产函数。龚六堂（2000）假设生产函数形式为货币中性不再成立，人均实际货币余额增加会提高均衡状态时的人均资本存量，促进经济增长。

修正后的Sidrauski模型在货币效用函数的基础上，把货币因素也引入了生产函数，使货币对经济的影响能够充分地反映到消费和生产中，从而能更准确地分析货币因素对整个经济的影响。至于该模型能否较好的解释中国的货币供给与经济增长的关系，还有待于实证的检验。

三、数据描述和实证分析

（一）数据描述及处理。本文选取1978～2008年的年度数据进行分析，其中货币供给量以M2表示，经济增长以GDP表示。用商品零售物价指数平减M2与GDP，再除以人口总数（以当年年末数计），得到人均实际M2余额和人均实际GDP，分别用RM2和RGDP表示。对RM2，RGDP取自然对数，分别记为LRM2，LRGDP。

（二）实证分析

1、时间序列的平稳性分析。若两个时间序列都是非平稳的，那么即使它们之间不存在任何相关性，当样本容量增大时，以一个时间序列对另一个时间序列的__归”问题。因此，在对时序数据分析之前，首先应检验各时间序列是否是平稳的。本文运用Eviews软件对序列进行PP检验，可知LRM2，LRGDP~I（1）。由于LRM2与LRGDP为同阶单整，可进行协整分析。

2、协整检验与误差修正模型

（1）协整检验。对序列进行Johansen协整检验，来判断二者是否存在协整关系。（表1）由表1可知，LRM2，LRGDP在5%的显著性水平下存在一个协整关系，协整方程如下：

LRGDP=2.0588+0.7123LRM2+［AR（1）=0.8171］

t=（4.5948）（13.1192）（10.6048）

R2＝0.9977S.E.＝0.04，

DW＝1.7357F＝5803.455

从长期看，我国1978年以来的国内生产总值与货币供给具有稳定的关系，且国内生产总值对货币供给的弹性为0.7123，即人均实际M2余额每增加1个百分点，人均实际GDP将增加0.7123个百分点。

（2）误差修正模型。误差修正模型可以用来分析短期波动中货币供给对经济增长的影响，利用Eviews软件，可得到LRGDP受LRM2影响的短期波动误差修正模型为：

LRGDP=1.4067+0.2305LRM2-

0.4844ECM（-1）+［AR（1）=0.8424］

t=（2.8047）（2.

8768）（-2.6828）（5.0160）

R2＝0.5904S.E.＝0.0297

DW＝1.3725F＝12.0138

从短期看，货币供给的变动对国内生产总值的变动有正向的促进作用，即人均实际M2余额增长率每增加1%，人均实际GDP的增长率将增加0.2305%。误差修正项系数为负，表明国内生产总值与货币供给具有的长期均衡关系使得短期内国内生产总值的非均衡状态逐渐向长期均衡状态趋近。

3、向量自回归（VAR）模型。LRM2，LRGDP的一阶差分为LRM2，LRGDP，可以理解为人均实际M2余额增长率与人均实际GDP增长率，且LRM2与LRGDP均为I（0）过程。本文将选取LRM2与LRGDP建立VAR模型，同时将前面分析得出的误差修正项ECM引入模型。根据LR检验统计量，确定VAR的滞后阶数p=1，得到VAR（1）的估计结果，见表2。（表2）从模型的整体检验结果来看，该VAR（1）模型是有效的。

4、脉冲响应分析。用上面的VAR（1）模型进行脉冲响应分析，即计算一个单位的LRM2冲击对LRGDP和其自身的影响，脉冲响应曲线如图1。（图1）分析可知，货币供给增长率对其自身的一个冲击立刻有较强反应，增加了约4.9%，到第4年处于低谷（-0.4%），一直到第7年才回到原来的水平，然后保持平稳。这表明，货币供给增长率具有调节机制，它的变动会促使央行采取相应的货币政策，从而把货币供给拉回到经济均衡状态时的水平；另一方面经济增长率对货币供给增长率的冲击开始具有正影响，在第2年达到高峰（1.2%），然后逐渐下降，至第9年处于低谷（-0.09%），接着逐渐上升，到第13年后回到原来的水平。这表明，货币供给增长率的增加会在短期内加快经济增长的速度，但是从长期来看，货币供给增长率对经济增长率的影响是有限的，并且随着时间的推移，这种影响会逐渐减小。

四、结论

（一）我国货币供给与经济增长之间存在着长期均衡关系。在我国经济社会发展的现阶段，货币是非中性的：实际货币供给的增加会促进经济增长。

（二）从短期来看，实际货币供给的变动对国内生产总值的变动有正向的促进作用，而且误差修正机制表明货币供给与经济增长之间的长期均衡关系使得短期内国内生产总值的非均衡状态逐渐向长期均衡状态趋近。

（三）货币供给增长率与经济增长率之间存在如下作用机制：短期内货币供给增长率的增加会加快经济增长的速度。但是从长期来看过多过快地增加货币供给，对实际产出的影响并不大，甚至是微不足道的。这说明虽然在我国货币具有内生性，但经济增长的最终动力却来源于技术进步与制度变迁等非货币因素。这就要求我们在准确运用货币政策调控宏观经济的同时，把主要精力放在技术创新、制度改革等方面，更好地促进国民经济发展。

主要参考文献：

[1]龚六堂.高级宏观经济学[M].武汉大学出版社，2005.

[2]高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例[M].清华大学出版社，2006.

[3]刘霖，靳云汇.货币供应、通货膨胀与中国经济增长—基于协整的实证分析[J].统计研究，2005.3

提要:本文在修正后的Sidrauski模型基础上，运用协整与误差修正模型和向量自回归模型对我国1978～2008年的人均实际货币余额与人均实际产出数据作出实证分析。结果表明：货币供给的增加会提高均衡状态时的资本存量，促进经济增长，但从长期来看，货币供给增长率对经济增长率的影响是有限的，经济增长的最终动力来源于技术进步与制度变迁等非货币因素。

货币供给论文范文第4篇

关键词：货币供应 汇率

货币供应和汇率波动是宏观经济学、国际经济学和国际金融学研究的重点问题，有关货币供应和汇率的联系问题，早在亚当斯密时期便已开始研究。到目前为止，对这一问题的研究无外乎从规范分析和实证分析两个角度展开的。

一、规范分析

（一）金本位制下货币供应与汇率关系

关于货币和汇率的研究，最早始于金本位制。“价格―铸币”流动机制便是金本位制中货币、汇率的分析框架，这一分析框架最早由大卫休谟提出，后经李嘉图等人不断补充，逐渐形成体系。金本位制下，一国国际收支出现逆差时，本国黄金净输出，国内货币供给量减少；反之，一国国际收支出现顺差时，本国黄金的净流入，国内货币供给增加。

（二）信用货币下货币供应与汇率关系

1、购买力评价理论

这一理论最早由H. Thornton提出，最终由G・ Cassel在1802年加以完善。根据这一理论，一国货币与另一国货币相交换，实质上就是一国与另一国购买力的交换，因此本币对外币的汇率取决于本币的购买力，而购买力又取决于本国的货币供给量和经济发展水平。因此，一国货币供应量的增长速度超过经济增长速度，就会导致物价水平提高，从而本币汇率下降。

2、货币主义汇率理论

20世纪70年代初，Johnson， Mundell和Frankl以现代货币数量论为基础，建立了货币主义的汇率理论。这一理论，更加突出了货币因素在汇率决定过程中的作用，指出一国货币政策同与该国的汇率直接相连。该理论认为，一国的货币需求是相对稳定的，汇率是货币相对价格的一种表现形式，货币供给相对货币需求过分增加，则以汇率表示的货币相对价格就会下降；反之，货币供给的增加及不上货币需求的增加，则汇率上升。

3、蒙代尔―弗莱明模型

Robert A. Mundell和J.Marcus Flemins于20世纪60年表了一些列论文，对开放经济中货币、利率和汇率问题进行研究，这些论文共同组成了“蒙代尔―弗莱明模型”，在浮动汇率制下，货币政策有效，在固定汇率制下，货币政策无效。浮动汇率之下，一国货币供给量的增加，能够刺激本国实体经济的发展，但同时会导致本币汇率的下降；固定汇率之下，为了刺激产出而实施的扩张性货币政策，会导致本币供给增加，本币贬值，为了维持固定汇率，货币当局又不得不在外汇市场收购本币，因而固定汇率之下由于货币当局承担了维持汇率稳定的责任，货币政策无效。

4、“不可能三角”理论

Paul Krugman（1999）在“蒙代尔―弗莱明模型”的基础上，结合亚洲金融危机的实证分析，提出了“不可能三角”理论。这一理论认为，一国货币当局只能在资本自由流动、汇率稳定和货币政策独立性这三个货币政策目标中选其二，三者也不可能兼得。这也就意味着，若一国实行资本管制，便能够独立的利用货币政策对本币汇率和国内经济发展进行调控；若一国放弃汇率浮动，由于汇率固定，货币供应的增减便无法对汇率的变动施加实质性影响，货币供应和汇率之间的联动关系被阻隔了。

综上可以发现，不管是在金本位制下还是在信用货币下，不管是货币学派还是非货币学派，不管是从国际收支角度还是从金融资产等其他角度，都证明了货币供给和汇率变动是密切联系的，而且两者的变动方向是反向的。

二、实证分析

各国学者对于货币供给与汇率变被动关系的实证检验为数繁多，应用的数据也是出自各个国家、各个时期，虽然研究的数据、方法不尽相同，但基本上都验证了规范分析中得到的结论。当然，也有一些研究指出，在特殊条件下，货币供给和汇率之间的关系可能会被扭曲。

Lars E.O. Svensson（1991）利用新西兰的宏观数据，在分析开放经济下通胀的政策目标时，发现了紧缩性货币政策能导致本币汇率的上升，进而降低国内物价水平。由此证明了货币供应和汇率变动的反向关系，货币供应的减少会导致本币汇率的上升。

Charles Freedman（2000）研究了加拿大的货币政策机制时，发现货币供给量受制于汇率，具体而言，汇率上行时货币当局应该增加货币供应，反之则下降。

David Dodge（2005）从资产投资的角度，论证了当本币的汇率上升时，外国投资者对以本币标价的金融资产的需求增加，从而会引致出一部分货币供给。

黄瑞玲和李子联（2008）研究了我国近几年的货币政策实践，发现人民币持续升值的环境下，人民币升值对货币供给的增加具有阻碍作用，人民币升值没有相应的导致货币供给的增加，反而缓解了当前的货币流动性过剩的压力。

黄志伟和谢合亮（2011）指出，在中国目前所采取固定汇率制度下，为了维持人民币的汇率稳定，货币政策得围绕着汇率变动来制定。具体来说，人民币贬值时，为了保持市场汇率的稳定，央行需要在外汇市场大量购进外汇，这样的话，流通中本币供给量就必然增加。

赵政党（2011）通过Granger检验，发现货币供应量的变化，在供应量增加后的两个月内对汇率的影响比较强烈（货币量增加会导致人民币实际有效汇率上升），但随后的时间里，这种影响便趋于平淡。

总之，绝大部分的实证检验结果都佐证了，货币供应量的增长会引起本币汇率的下降；相应的，为了维持汇率的基本稳定，当汇率升高时，应该实施紧缩性的货币政策。当然，仍有一些实证检验的结果与之相悖。至于孰对孰错，有待进一步研究。

参考文献：

[1]黄达.金融学（第二版）[M].北京： 中国人民大学出版社，2009

货币供给论文范文第5篇

我对货币供给理论的兴趣始于30年前。1985年我和邓乐平、周慕冰刚刚考入中国人民大学财金系黄达老师门下攻读博士学位时，黄达老师就是因为承接了国家社科基金“七.五”重点课题“货币供求量问题研究”，招收学生同时也解决了课题的完成人手问题。当是之时，曾康霖老师所带的两名硕士生邓乐平和周慕冰的论文选题恰好是货币需求和货币供给问题，所以招收邓周顺理成章，邓乐平入学后博士论文仍以货币需求为题，周慕冰则继续做自己的货币供给问题研究，为了增强这个“七.五”重点课题的现实感、时代感，黄达老师在“货币供求问题研究”课题组还特别吸纳了央行的两名同志：吴晓灵和王庆彬，吴晓灵当年从五道口硕士毕业到央行工作，已暂露头角，而王庆彬外号叫“王现金”，从事了一辈子货币流通和现金管理工作，有丰富的操作经验。当年的社科重点课题只有5万元经费，但在黄老师的领导下，这5万元每年开一次全国性讨论会（分别于黄山、北戴河和大连），还出了5本书，在今天看来，这简直是不可思议的事儿。现在的各种论坛和研讨会多是罗马大会性质甚至比罗马大会还糟，主要请一些大领导，大领导来念稿子，念完稿子拿高额出场费后走人，举办会议方注重的是媒体报道情况和论坛收益状况，至于讨论的问题，并不是真正的关注点；但当年的理论研讨会，都是真讨论真研究，从经济学界的巴山轮会议、莫干山会议及至1989年的京丰会议都是认真讨论问题的，而黄达老师每年组织一次的货币供求理论研讨会更是研讨会中的典范，每次会议都就中国的货币供求及货币政策问题进行认真研讨，每次研讨中都有争论和碰撞，我与邓乐平、周慕冰还有王传伦老师名下的学生贝多广，每次都受益多多。

中国人民银行1984年开始行使央行职能，而此前人行也像商业银行一样办理工商企业贷款业务。所以，我们这三位首届金融学博士生正赶上中国金融改革在体制和政策上的风云变幻年代。此前的货币供给理论以黄达先生的银行资产业务创造信用创造货币为代表性理论，而到中国人民银行成为行使央行职能的调控型机构后，货币供给理论也开始尝试用西方的央行控制基础货币、货币乘数影响货币存量、央行政策工具调控货币乘数这一套东西来说明和解释中国的货币供给实践，周慕冰的博士论文《经济运行中的货币供给机制》就是用现代货币理论观点解释货币供给机制问题的开山之作。

盛松成的新著《供给》是在他于1993年出版的《现代货币供给理论与实践》的基础上，总结了二十多年来国内外央行货币政策操作实践的新问题新经验之后，推出的又一部力作。盛本人认为该书对中国的货币供给理论研究和货币政策实践具有以下意义：（1）研究货币供给过程对货币政策操作具有重要意义；（2）研究数量型调控方式在我国未来较长时期中仍具有重要意义；（3）一般意义上的价格型调控仍会涉及货币供给；（4）研究货币供给过程是中央银行调控的需要。从以上四点自我评价看，盛松成本人更重视的是《供给》一书的实践参考价值。但我认为该书的理论意义，即在货币供给理论总结方面的里程碑贡献也不容忽视。

两篇序言，吴晓灵序四平八稳高屋建瓴，余永定序则深入细致坦率陈词，在中国为人作序的名人中，能认真地读一读求序作品并直言不讳地指出作品的欠缺或不足，余永定可能是绝无仅有之人。这不能不让人心生敬意。由此可见，余永定的真学问和真性情。余永定在序言中用很长的篇幅讨论货币创造过程和M1与M2之间的关系，这让人想起40多年前，货币学派与后凯恩斯学派在大辩论中一直明确提出的一个辩论主题，即货币供给的内生性和外生性问题，对这个问题的不同回答直接影响人们对货币政策是否重要、货币政策能否独立有效地发挥作用这两个根本问题的判断（1968年11月14日，在纽约大学工商管理研究生院第七届亚瑟・K・所罗门讲座上，沃特・海勒和米尔顿・弗里德曼分别代表凯恩斯主义和货币主义进行了一场经济学史上里程碑式的辩论，辩论内容被记录在次年由W.W. 诺顿出版社出版的《货币政策与财政政策的对话》一书中）。余永定在序言中认为M1是由货币政策决定的，M2中的定期存款则是公众行为决定的。这个结论让我颇感疑惑，因为M1中的现金取决于家庭持币行为，活期存款多寡，企业和家庭愿意保持什么样的定期存款比例或活期存款比例，这本身又是由经济体系中的微观主体行为决定的，而不取决于央行的货币政策。

我又想起大约五年前的一件事：吴晓灵在接见一名上海媒体记者时曾提出“央行货币超发论”引起轩然大波，财经界一些半懂不懂的人跟着搅和说“过去30多年的经济奇迹都是靠货币超发造成的”、“央行货币超发了多少多少亿”等等，当时带有误导性的社会舆论曾促使三个重要人物公开表态，首先是时任央行副行长马德伦的表态、其次是曾担任八年央行行长的戴相龙的表态，第三位是时任央行研究局局长的张健华的理论表态。在目前信息便利条件下大家网上搜索就可以查出当年央行货币超发舆论的形成、学者观点及上述三人的表态情况。我当年也卷入了这场讨论，印象很深的是张健华所说的央行货币超发可能存在倒逼机制。张健华当年陷入的矛盾状况是：一方面否认央行有货币超发行为，另一方面又说倒逼机制的存在是货币超发的客观原因，这又等于是承认了央行的确存在货币超发问题。盛松成的《供给》一书显然还没直接触及货币供给的内生性、外生性、央行货币是否超发、为什么中国M2总量很大却常常会出现流动性危机（如2013年）、商业银行普遍的“逃表”“出表”行为对货币供给货币创造的影响等等这些具有重大理论意义和现实意义的问题。还有一个问题要在这里说一下，即盛松成在《前言》中说“1998年人民银行取消对商业银行信贷规模的直接控制，以货币供应量为中间目标，并于当年5月恢复公开市场操作”云云。这段话着实让人费解，我现在是《银行家》杂志的主编，每年要与大量的中小银行打交道，现在中小银行反应最强烈的就是央行每年的信贷指标控制问题。人民银行只不过是把1998年之前的信贷规模直接控制改成了一个好听的名称曰“合意贷款规模管理”而已，实际和1998年之前换汤不换药，这一做法对央行总行没什么，但央行各地分支机构却视“合意贷款规模管理”和实施这一管理的神秘法宝《差额准备动态调整公式》为维持央行分支机构监管权威的灵丹妙药，而这个“合意贷款规模管理”在我看来也是极具中国国情特色的货币政策执行方式。希望盛松成兄、吴晓灵兄和余永定兄以后也能对这个问题给以关注。我在这里要说的是，如果合意贷款规模管理作为货币政策的执行方式的的确确能在中国的货币创造和货币供给行为中发生作用，那张健华所说的货币供给存在倒逼机制就似乎不无道理。我们可以联想一下2009年由于天量放贷造成的中国货币供给飞跃式增长，当然我们还可以回想一下30多年前刘鸿儒老师在五道口讲课时说过的“中国的现金供给多年来一直是一种被动的事后的结果”这些准确反映中国国情的话。由此我们可以得出结论，中国的货币供给理论如果完全按照美国那样用央行控制基础货币、控制货币乘数来调节货币供给存量和货币流通状况那一套似乎也不太合适，因为从强制结售汇制度下央行基础货币的被动投放到存款准备金制度的强力运用、央票对冲行为的频繁发生、再到合意贷款规模这一信贷扩张人为限制手段的运用，这种种情况都表明，在货币供给和货币政策方面，我们也确确实实在走中国特色的社会主义道路，这个极具中国特色的东西不但是深受西学影响的人不了解，就是长期呆在国内如果不深入实际进行调研的人也可能会不甚了了。研究中国的特殊国情及特殊国情下的特殊实践也许就是我们这些以中国经济金融为研究对象的人的生活乐趣所在。

货币供给论文范文第6篇

凯恩斯主义在第二次世界大战后盛行二十多年后，西方主要国家出现了严重的滞胀问题，高失业率和高通胀率并存，同时财政赤字高企。凯恩斯主义理论和政策主要侧重于管理总需求，强调要国家干预的有效性，主张在经济衰退时，实施积极财政政策增加就业和产出，出现短期财政赤字不是问题，而在经济过热时，则紧缩财政政策和货币政策。但“滞胀”让凯恩斯主义陷入困境：高失业率意味着应实行扩张性政策，高通胀率则指向紧缩性政策。

为此，当时经济学出现了向自由主义经济思潮的回归，其中包括货币学派、理性预期学派、真实经济周期理论学派。这些学派都认为政府过度干预经济是滞胀等经济问题的根源，大都认为要更多研究经济增长、经济结构、市场机制建设、产业结构、劳动力市场等供给面因素，更大程度上发挥市场机制的作用。

因此，应该明确，并不是只有供给学派主张小政府、减税、增加有效供给、注重改进经济增长的机制等。这其实是以斯密为代表的古典经济学就有的传统，也是前述经济思潮被称为新古典经济学的原因。所以，不应把改善供给的政策都认为是供给学派的主张，从而笼统地赞同供给学派的主张。在经济学说史上，供给学派是有专门所指的。

供给学派的核心理论是什么呢？最著名的无疑是拉弗曲线。拉弗在餐厅里接受采访时随手画在餐巾纸上，所以又被称为餐巾曲线。意思是，为减少美国的财政赤字，应该实行减税政策，特别是降低所得税税率，原因是当时税率过高，减少了生产积极性，减少了产出和税收。税收过高是会抑制生产积极性，问题是，减税能增加财政收入却从未得到任何证明。在里根实行减税后，经济增长未出现起色，政府债务却上升了3倍。美国经济上世纪90年代后虽然出现繁荣，但更多应归功于计算机等科技带来的“新经济”的拉动。

与减税类似，供给学派另一主张是降低福利制度，因为福利制度同样降低了劳动者的进取心，是凯恩斯主义的政策，是高失业率的重要根源。实际上，供给学派主张降低各种形式的政府支出和转移支付。

货币政策方面，供给学派同意货币学派的部分观点，但拉弗等人认为必须恢复金本位制。虽然当时政府真的考虑过，但最后当然是放弃了。

在理论渊源上，供给学派充分肯定萨伊定律，即供给可以创造自己的需求。认为只要改善供给，就不会出现有效需求等问题。此外，在当时供给学派将蒙代尔视为精神领袖，70年代初，蒙代尔多次批评福特政府征收附加所得税控制物价的计划，主张降低税率、鼓励生产，同时恢复金本位、稳定美元价值来抑制通货膨胀等与凯恩斯主义不同的主张。其他成员后来的减税等政策主张均源于此。蒙代尔对于供给学派的这个标签未置可否。

实际上，供给学派的活跃成员没有发表过像样的经济学论文和著作，拉弗虽然拥有经济学博士学位，但从未发表过有关供给学派理论的学术论文。其最活跃成员包括一些知名记者和专栏作者，拉弗、万尼斯基、罗伯茨等人利用《华尔街日报》大肆宣扬自己的政策主张，甚至该报的评论主编就是供给学派的活跃分子。

供给学派本身缺乏理论体系，更多的是一些政策观点的堆砌。其一个著名标签是，老布什将其称为“巫术经济学”。世界权威的《新帕尔格雷夫经济学大辞典》没有收入拉弗、供给学派之类词条。主流经济学家萨缪尔森在其影响广泛的教科书中写道：“按常规的科学标准，1981年的实验可以表明，供给学派的理论应该加以抛弃。”

货币供给论文范文第7篇

[论文摘要]本文介绍了汇率与汇率制度的相关情况。主要内容分为汇率决定理论，汇率制度的分类、特点，汇率制度选择理论，固定汇率制度的退出，国际货币基金组织对成员国汇率的监管原则。

一、汇率及汇率决定理论

汇率是本国货币与外国货币相互折算的比价，有直接标价法和间接标价法两种表示方法。汇率可分为名义汇率与实际汇率，名义汇率是一个人可以用一国通货交换另一国通货的比率，实际汇率是一个人可以用一国的物品和劳务与另一国的物品与劳务交易的比率。实际汇率＝名义汇率＊国内价格／国外价格。

经济学家采用了很多理论和模型来解释汇率是如何决定的，这里只介绍纸币本位制度下的汇率决定理论购买力平价理论。用购买力平价理论可以预期名义汇率的近似值，为评价和选择汇率制度提供依据。该理论根据的是单一价格规律，这种理论认为，任何一种通货的一单位应该能在所有国家买到等量的物品。一种物品如果不以同样的价格在各地出售，就存在着未被利用的利润机会，由于套利的存在，总有商业行为会从价格低的A国购买该物品到价格高的B国出售，从而使B国该物品价格下降，直至两国价格相同。由此，一种通货必然在所有国家都具有相同的购买力或实际价值。很多经济学家认为，购买力平价描述了长期中决定汇率的因素。购买力平价理论告诉我们，两国通货之间的名义汇率取决于这两个国家的物价水平。

如前所述，名义汇率等于外国物价水平与国内物价水平的比率，根据购买力平价理论，两国通货之间的名义汇率反映这两个国家的物价水平差别。当物价水平变动时，名义汇率也变动，而任何一个国家的物价水平的调整会使货币供给量和货币需求量平衡，因此，名义汇率取决于物价水平也就取决于每个国家的货币供给与需求。当一个国家的央行增加货币供给并引起物价水平上升时，就会引起该国通货相对于其他通货贬值。理论上，要想测算人民币兑美元的名义汇率的变化趋势，就要对两国的物价水平进行评估。如果中国人民银行的货币供给增长较快，造成国内物价水平上扬，美国内物价水平保持稳定，则很有可能导致人民币兑美元的名义汇率贬值而不是升值。而实质上，我国的外汇市场是由银行间外汇市场和柜台结售汇市场组成，由于我国实行强制结售制度，商业银行和企业结售汇周转头寸以外的外汇收入必须进行平盘，由中央银行进行买入或卖出的交易。新晨

二、汇率制度及其分类

汇率制度是指，各国确定货币的汇率、汇率波动的界限和维持汇率措施的制度。总体上，汇率制度分为两大类，一类是固定汇率制度，一类是浮动汇率制度。固定汇率制度是一种将本国货币与外国货币之间的兑换率或汇率稳定在一定水平上，并保持其变动幅度相对固定的汇率制度。浮动汇率制度是指，政府对汇率的确定和变动不加干预，任其在外汇市场上根据其供求状况自行涨落的汇率。1999年1月起，国际货币基金组织（IMF）根据各国现实汇率水平来判定其施行的汇率体制，将汇率体制分为三大类。

货币供给论文范文第8篇

【关键词】理性预期学派 货币中性 预期货币

一、理性预期学派简介

理性预期学派是在20世纪60～70年代西方国家经济普遍陷入滞胀、凯恩斯主义陷入困境时从货币主义学派中分化出来的一个自由主义学派，其主要代表人物是1995年诺贝尔经济学奖获奖者卢卡斯（Lucas，1937～）。1972年经济学家卢卡斯发表了《预期与货币中性》一文，首次将理性预期假说引入到宏观经济问题分析。之后，理性预期概念被广泛运用到各种经济问题分析中，一些崇尚自由主义的经济学家卢卡斯、萨金特、华莱士、巴罗等人发表了一系列论文，他们以理性预期和市场出清为假设，从微观个体最优化行为出发、试图建立与微观经济学相一致的宏观经济学。卢卡斯及其追随者也因此被称为理性预期学派。

二、理性预期学派对货币中性与非中性理论的贡献

理性预期学派是打着反凯恩斯主义经济干预政策的旗帜登上历史舞台的，因此在货币中性与非中性理论方面，他们反对凯恩斯主义的货币短期非中性理论，并基于理性预期和市场出清假设，发展了货币主义的货币长期中性理论。总的来说，理性预期学派对货币中性与非中性理论的贡献主要有以下四点：

（一）卢卡斯首次将货币区分为预期货币与未预期货币两部分。并认为预期货币供给不会对产出产生影响，而未预期的货币供给变化会因为给公众造成信息障碍而带来产出的暂时改变，但他同时也认为理性的公众会很快修正错误的预期，这种短期效应也会随之消失，所以在长期，无论是预期货币还是未预期货币都是中性的。卢卡斯还把未预期货币供给导致的产出波动看成是经济周期产生的根源，据此他提出了有名的货币周期理论。

（二）萨金特和华莱士在卢卡斯的影响下，分别于1975年和1976年连续发表了《理性预期，最优货币工具和最优货币供给规则》、《理性预期与经济政策理论》两篇论文，提出了著名的随机货币中性定理。该定理认为，中央银行根据共同信息集合制定的任何有反馈规则的货币政策都是无效的，这种货币政策会通过公众提前做出反应而被价格完全中和，只有意料之外或者愚弄大众的货币政策才会影响产出，但这只能加剧经济波动。因此，萨金特和华莱士认为货币当局利用货币政策来消除经济周期的努力是徒劳的。

（三）巴罗、基德兰德、普雷斯科特等人将政府决策作为政策制订者与公众之间的一个博弈，利用博弈论的方法证明了货币政策无效性。他们认为公众和政策制定者都应该是理性预期的最优化者，双方都存在一个最大化目标函数，货币政策的实施过程是两者相互博弈的结果。通过运用博弈论方法研究，他们最终证明了货币政策的无效性。

（四）理性预期学派的经济学家以一般均衡方法为基础，通过理性预期、市场出清、行为人最优化选择等假设条件为货币中性与非中性理论构建了微观基础。与古典学派和货币主义的货币长期中性理论相比，通过这种改进，理性预期学派的货币长期中性理论更加牢固地扎根于瓦尔拉斯传统。

三、理性预期学派的货币政策

理性预期学派的货币理论在一定程度上是从货币主义的理论基础上发展而来的，因此它也被称为“第二号货币主义”。在货币政策方面，理性预期学派的观点与货币主义大致相同，他们都认为货币因素是经济周期发生的根源，因此强烈反对凯恩斯主义相机抉择的货币政策。同时他们又都认为货币是经济增长的剂，随着总产出增长，货币必须增长，且两者的增长速度要保持一致；另外，他们都重视预期因素对经济的影响，强调政府制定货币政策应该取信于民，可信度高，以便能让公众形成正确的预期。为了能让中央银行严格执行该规定，理性预期学派甚至提出了从制度上对中央银行行为做出有效制约的建议。在具体的货币政策建议上，理性预期学派也赞成货币主义提出的单一货币供给规则，只是不同意弗里德曼提出的货币每年以4%的速度增长的具体建议，卢卡斯认为存在很多种固定货币供给规则，具体选哪一种，应该综合考虑经济的各个方面，但卢卡斯本人也没能提出一个具体的建议，就像他所承认的那样，在当时，理性预期学派也没能提出一种更加理想的货币政策。受货币主义和理性预期学派的货币中性与非中性理论影响，70年代中期以后，公众反对政府干预的意向逐渐加强，一些限制联邦政府预算和更加透明的货币政策也开始纳入美国政府的政策议案中，以卢卡斯为首的理性预期学派深受鼓舞，大力宣传弗里德曼提出的固定货币供给政策规则建议，认为这种政策要强于对短期问题解决得时好时坏，而对中长期问题则毫无办法的凯恩斯主义政策。

四、理性预期学派的货币政策评价

以卢卡斯为代表的理性预期学派把理性预期引入到对货币中性与非中性问题分析中，并在完全信息、市场出清前提下，为货币中性与非中性理论构造了坚实的微观基础。卢卡斯通过把货币区分为预期货币与非预期货币，得出了预期货币呈中性，非预期货币会引起产出波动的结论，并由此提出了货币周期理论。从这些角度来说，理性预期革命可以与它半个世纪前的凯恩斯革命相比，但鉴于理性预期学派反对各种刚性存在、反对政府干预、反对适应性预期、坚持理性预期，使得它不可避免地遭到一些外来攻击。

首先，人们对它的一些理论假设提出了各种疑问。阿罗就曾带讽刺性地说：“理性预期假说把经济人当作高明的统计学家，能够分析经济制度未来的一般均衡状态。”希勒也认为：“要想达到理性预期的条件，每个个人交易者都必须具备难以置信的能力和意愿去计算，交易本身显然没有如此复杂。”，并且由于经济中各行为主体获取信息、处理信息的方式不同，承担获取信息成本的能力不同，以及对所获信息有效利用的程度不同，每个主体的预期也不会完全相同，从而很难得出货币政策中性的结论。另外，理性预期学派的市场出清假设也引致了一些类似对古典学派市场出清假设的批判。

另外，理性预期学派把经济周期产生的原因归结于市场分割造成的信息障碍也难以让人信服。经济学家普遍认为，官方货币供给数据的大范围公布只存在短期时滞，因此，对于理性预期意义上的未预期到的货币供给，其重要性是微不足道的，以至于很难将实践中观察到的经济周期的剧烈波动归咎于它。一些计量经济学家在考察由名义利率、货币供给、价格水平、产出量、四变量组成的自回归模型中，发现并不存在由货币供给到产出的格兰杰原因，此外，萨金持、巴罗等人也用实际数据检验了货币周期模型，他们并没有得出像卢卡斯那样乐观的结论，他们的检验结果表明：“货币周期理论在解释极端情况方面是很不错的，但对于价格水平和产出水平一直比较稳定国家的解释则并不理想。”还有一些政策与模型预测的结果则是相反的，比如在里根政府执政时期，为了降低通货膨胀率.里根明确表示将实行减缓货币增长率的政策，按照卢卡斯的观点，这种系统化的货币政策属于被预期到的事件，不会对产出产生影响，但随之而来的经济衰退似乎否认了卢卡斯的理论，这一事实对货币周期理论形成很大打击。

真正给予理性预期学派货币中性与非中性理论致命一击的是真实周期学派，该学派通过对现实经济周期的模拟实验表明：来自技术进步、偏好改变等真实因素冲击能够解释经济周期期间70%的产出波动，而货币变动对产出造成的影响则十分有限，因此他们认为货币并不是造成经济周期的主要原因，他们还提出货币不仅在长期，而且在短期也是中性的。此外，实际经济周期理论还认为货币是内生于经济的，货币供给受制于实际产出的变动，在经济扩张时期，交易的扩大或对未来交易扩大的预期会导致对货币需求的扩张并引致货币供给的调整，同理，在经济衰退时期交易的减少和悲观的预期也会导致对货币需求减少引致货币供给的调整，中央银行并不能随意控制货币量的变动。总之，在一系列真实周期模型中，货币都被当成一种与产出无关的名义变量被排除在模型之外，货币在短期也是中性的。

尽管理性预期学派的货币中性与非中性理论在实践中受到了上述各种各样的质疑，就连卢卡斯本人也承认，理性预期学派的理论很少关心实践问题和预测能力。但我们并不能因此否定理性预期学派对货币中性与非中性理论所做出的巨大贡献。就像物理学经常以光滑的平面为假设研究物体的运动特征一样，理性预期学派以理性预期、持续市场出清、完全信息、个体最优化行为为前提，为研究货币中性与非中性问题提供一种最原始最基础的微观基础模型，为研究其它更复杂的现实货币经济情形奠定了理论基础，逐渐放弃那些基础假设，我们就可以得出与现实相关的结论。

基金项目：本文为海南师范大学博士启动基金项目《货币中性与非中性理论演变》的阶段性成果。

货币供给论文范文第9篇

关键词：货币供应量；货币流通速度；股票市场

1、前言

伴随着全球资本市场规模的不断扩大，资本市场对国内经济、国际经济的影响力迅速上升，特别是2008年美国次贷危机引发的全球经融危机爆发之后，资本市场受到不小的冲击，各国纷纷采取货币政策以减少此次危机带来的损害。在这个背景下，货币政策与资本市场的关系成为当前货币理论研究中的热点。

美国应用经济学家Goodhart将资产价格用作制定货币政策的思想，研究发现货币供应量与股票价格之间没有影响。Prinkel和Keran应用回归分析方法研究结果表明货币供应量的变化与股票价格变化之间存在正向关系。Berkman和Lynge研究发现货币供应量变化与股票价格变化之间存在逆向变化的关系。Pearce和Roley在研究货币供应量与股票价格关系时，发现没预期到的货币供应量变化与股票价格变化之间成反比。Hardouvelis研究发现货币供应变化与资产价格之间存在明显的逆向变化关系。Lastrapes研究发现在货币中性的条件下，货币供给量的突然变化与股票价格短期变化之间存在正向关系。

我国学者对中国货币数量与股票价格之间的关系也已作了大量的研究。钱小安发现沪指、深指与M0同向变化、与M1无关、M2反向变化。孙华妤和马跃的研究结果表明所有的货币供应量对股市都没有影响。易纲和王召指出，在短期、中短期和中长期，没有预料到的货币供给增加，使股票价格上升；而在长期，没有预料到的货币供给增加，不影响股票价格，货币中性。周英章和孙崎岖认为股票价格对M1影响最大，对M0影响次之，对M2影响最小。王召和易纲在《货币政策与金融资产价格》一文中指出：若投资于高科技或规模经济所带来的劳动生产率提高，那么扩张货币政策的结果是股市价格的上升和商品物价水平的下降。这些研究主要侧重于对货币供应量与股票价格之间的关系进行实证研究。

我们发现上述研究存在一定的局限性，主要有：(1)或许是受期限较短的约束，这些研究大多忽视了1998年中国货币政策体制性变革因素可能对研究结论的影响。(2)有些研究仅从金融变量与宏观经济的相关性入手来进行实证检验，由相关性高低来确认货币供应量与股票价格之间关系，这是不够的。(3)有些研究不大关注计量检验的前提条件，选取数据较为粗略。

本文应用1993年到2009年的经济金融月度数据，主要应用动态式的计量检验方法对M1和M2及其变化与股票价格的关系进行实证检验和理论分析，以确定二者之间的关系。

2、样本和变量的选择及模型设定

2.1样本数据选择

本文选取1993年-2009年的上证指数的月度数据、流通中的现金(M0)月末余额、狭义货币(M1)月末余额和广义货币余额(M2)月末余额进行实证分析。数据主要来源于国家统计局、中国人民银行统计月报、中经网统计数据库、部分年份统计年鉴和相关处理数据。

2.2变量的选择

本文在选取宏观经济变量时，考虑了2个条件：(1)数据的可得性；(2)数据的代表性。本研究选取了上证指数月度值、流通中的现金(M0)月末余额、狭义货币(M1)月末余额、广义货币余额(M2)月末余额和货币数量余额的增减变化率共5个指标为模型分析变量。

2.3模型设定

(1)本论文在研究M0、M1、M2与股票价格之间协整关系的分析时，主要运用的是股票指数回归残差序列的ADF检验，来判断协整关系。

(2)本论文在研究M0、M1、M2与股票价格之间Granger因果检验，本文按照上述数据资料，对股票价格与M0、M1、M2分别进行Granger检验。目的是关注M0、M1、M2的变化与股票价格变化之间是否存在影响关系。

(3)本论文在研究新增货币量增减方向与股票价格关系和货币增速与股票价格关系时，主要运用统计分析中的相关系数和计量模型回归进行研究的。本文的主要结论也是出于此部分的分析。

2.4研究思路和方法

本论文就是基于这种想法，大体思路如下：

(1)分析M0、M1、M2与股票价格之间协整关系，目的是探索它们之间在长期是否存在一定的均衡关系，从而证实本文研究的必要性；

(2)在上述分析的基础上，研究分析M0、M1、M2与股票价格之间因果关系，目的是检验他们之间的短期动态关系，为下文的研究提供依据；

(3)研究分析新增货币量增减方向与股票价格关系，目的是为中央银行的货币政策制订及实施和投资者的投资决策的完善提供一个前瞻性的预测分析参考。

本论文将采取数学模型分析与理论分析相结合的方法，分析股票价格与中国货币供应量之间的关系。

3、实证分析

3.1， M0、M1、M2与股票价格之间协整关系的分析

我们应用Eviews软件对股票价格与M0、M1、M2之间协整关系进行检验结果，结果发现SP与M0、M1、M2之间存在协整关系(见表1)，

而且按照下文的Granger因果分析，我们认为是SP的变化对货币供应量存在长期的影响。

3.2 M0、M1、M2与股票价格之间Granger因果检验

在确认了货币供给量和股票价格的平稳性和协整关系后，我们对M0、M1、M2与股票价格之间的关系进行Granger因果检验，结果发现，M0、M1、M2不是SP的Granger原因，而SP却是M0、M1、M2的Granger原因(见表2)。这意味着M0、M1和M2并不能引起股票价格的变化，但是股票价格对M0、M1、M2有一定影响。这说明在中国应用货币供应量的信息是不能提高对股市的预测能力的。

3.3新增货币量增减方向和股票价格关系

按照前文的分析结果，M0、M1和M2并不能引起股票价格的变化。那股票价格和货币供给量还有没有深层次的关系呢？本文研究结果见图1、图2、图3。从图1、图2、图3可以看出，在中国新增M1的增减方向与股指的涨跌方向基本同步而M0和M2却没有这种结果。若某年新增M1是增加的，那么该年上证指数是上涨的；

若某年新增M1是下降的，那么该年上证指数是下跌的，这也与它们之间的相关系数为正而且达到0.4相互印证。这为我们预测股市的走向提供了一个很有意义的方法，提高了投资者对股市大势走向的判断能力，但是这只是我们的统计分析描述。

3.4 M2-M1增速和股票价格关系

从图4可以看出，在中国货币供应量M2- M1的增速时间趋势图与上证指数走势大体一致。结果分析表明：由涨转跌时，M2-M1的增速领先，指数变化可能滞后；由跌转涨时，指数领先，M2-M1的增速滞后，与前文类似，这同样有助于提高投资者对股市大势走向的判断。

本文应用计量模型，对上述统计分析结果进行实证分析，以检验它们之间的相关程度，增加可信性。模型回归结果如下：

SP1=-6 041.738 951+0.693 124 946 4*M11

(3.785 821)R2=0.627 026

由于上述统计分析表明SP的变化量与新增货币供应量M1走势一致，所以本文只做它们之间的回归。回归结果显示，模型拟合较好,这正好能印证前文的分析。

4、新增M1增减和M2-M1增速影响股指走势的机制

综合上述对中国货币供应量与股票价格关系的检验发现：新增货币供应量M1增减的时间趋势图与股票价格变化的走势非常一致；货币供应量M2- M1的增速时间趋势图与上证指数走势也大体一致。所以，中国货币政策对股票市场的影响是通过新增M1和M2- M1增速变化来实现的。这种传导模式与一般的经验和理论都不相符。而且从我们的实证分析来看，在中国货币供应量的增加却没有带来股票价格的变化，也就是说目前中国的货币政策不能有效地通过资本市场传递。我们认为在这个传递过程中可能存在以下主要障碍。

(1)中国股票市场规模较小。中国股市起步较晚，规模过于狭小。至2008年，沪深股市总值扣除不流通的部分仅占GDP比重的仅为7.2%，这一比率远低于美国的139%、英国的163%、中国香港的200%。

(2) 中国居民家庭参与股票市场的程度较低。货币供应量的增加会引起价格的变化，只有当居民持有股票占其全部金融资产的较大比重时才有明显的作用。据统计全国参与股票市场的家庭还不到0.46%，而且都集中在城镇和大中城市。所以货币供应量增加时，股市财富效应和流动性效应影响作用大大降低，股票价格上涨的可能性很低。

(3) 中国股票市场上市公司数量少，直接融资少，股票融资在全社会固定资产投资中的比重较低。同时上市公司结构不合理、股权结构不合理和市场投资结构不合理也是货币政策不能有效地通过资本市场传递的重要原因。

从理论上讲，货币供应量变动可直接影响居民货币余额，从而通过利率变动影响进而影响流入股市资金。但我们的研究表明货币供应量变动对股市的直接影响不大，这可能是中国特殊的体制和文化背景所致，而股市却对货币供应量变动有着较大的影响，中国货币政策主要是通过影响进入股市的银行可贷资金的变动进而影响股市的。在国家建立了银行信贷资金合规进入股市的途径后，货币政策变动(比如新增M1变动)通过货币市场利率渠道影响股指。实践证明，在中国利率尚未完全市场化，货币供应量难以对股票市场产生有效影响，同时货币供应量的可控性相对也较差，央行难以通过货币供应量来有效影响股票市场。这与本文分析结果一致。

在有些研究文献中，不同的货币政策指标对股市影响是不同的，存款利率和M1对股市的影响要比M2对股市的影响更为迅速，而且从长期来看，M1对股市回报方程的解释力要大于存款利率的解释力1。在中国M1层次反映的是现金与企业活期存款，流动性强，而M2主体部分为定期存款和居民储蓄，所以M2增减变动对股市的影响应该不如M1的增减变动，这与我们的结论相符，即新增货币供应量M1的时间趋势图与股票价格变化的走势非常一致。股市对M1增减反应一致不难解释，在中国M1对存款利率变动比较敏感，存款利率与货币市场利率息息相关。M1的增减变动会影响银行可贷资金的调节，进而对利率产生影响，从所以影响证券经营机构的融资成本和融入量，最终影响到股市回报2。按照货币市场利率和股票市场价格之间的负相关关系可知，当M1相对上年是增加的，则会引起利率的下降，导致股市可贷资金的增多，大量流动资金从货币市场流入股票市场，股票价格上升；当M1相对上年是减少的，则会引起利率的上升，导致货币投机需求减弱，进入股市资金成本上升，股市资金趋紧引起股票价格回落。本文认为在股指达到最低开始反弹时，指数有上升趋势，但实体经济会滞后一段时间，所以会出现由跌转涨时，指数领先，M2-M1的增速滞后；实体经济从繁荣转向不活跃时，M2可能进入其他市场，M2-M1变化要先于股指变化。

以上认识对于中国的货币政策实践是有意义的，为中央银行的货币政策制订及实施和投资者的投资决策的完善提供一个前瞻性的预测分析框架。但是，这种结论只适合目前中国股市，是暂时的、相对的，并且随着金融市场的发展，和金融体制改革的深化，货币供应量与股市之间的关系将越来越密切。

5、结语

本文通过对货币供应量M0、M1、M2与股票价格关系的理论分析和实证检验，得出如下结论：

(1)应用VAR模型、ADF检验、Granger因果关系检验和脉冲-响应函数分析，得出在中国M0、M1和M2并不能引起股票价格的变化。

(2) 通过实证检验表明：SP与M0、M1、M2的水平序列不平稳但一阶差分平稳；SP与M0、M1之间不存在协整关系，SP与M2之间存在协整关系。

(3)对新增货币量增减方向与股票价格变化关系分析表明在中国M1的时间趋势图与股票价格变化的走势非常一致，若某年新增M1与上年相比是增加的，那么该年上证指数上涨的可能性很大。

本文发现当中国中央银行意图影响股票市场时，只能选择其他货币政策工具，而不能是货币数量。同时，本文认为投资者在预测股市走向时要尽可能关注新增货币数量M1变化，它们与股票走向很一致。但以上结论仅基于月度数据分析所得，而且时间跨度相对大，其可信度尚需时间和实践的进一步检验，而它们之间是否有更深层次的传递机制还有待继续研究。

参考文献：

[1]中国经济增长与宏观稳定课题组.中国可持续增长的机制：证据、理论和政策[M].经济研究，2008(10)：13～25，51.

[2]盛松成，吴培新.中国货币政策的二元传导机制-“两中介目标，两调控对象”模式研究[M].经济研究，2008(10)：37～51.

[3]李春琦，王文龙.货币供应量作为货币政策中介目标适应性研究[M].财经研究，2007(2)：47～57.

货币供给论文范文第10篇

论文摘要: IS曲线是指产品市场上总供给和总需求相等的点连成的曲线,反映产品市场上的均衡;LM曲线是指货币市场上总供给与总需求相等时的曲线,反映供给市场上的均衡.IS-LM模型是描述产品市场和货币之间相互联系的理论结构。它代表产品市场和货币市场同时均衡的利率和收入。本文通过对中国1978—2007年宏观经济各个构成的分解来了解中国的消费函数、投资函数和货币供求函数以及产品市场和货币市场均衡,从而得出财政政策和货币政策对宏观经济的调整和影响。

一、理论模型及分析

定义式Y＝C＋I＋G +NX ・・・・① 其中

Y: GDP（含G）;

C:　最后消费;

I：　资本形成;

G：　政府购买,即为财政支出

NX:产品和服务净出口额

消费函数:C=a+bY,

投资函数:I=e-dr

净出口函数:NX=f-mY-nr

数据采用1978年到2007年数据，采用eviews5.0软件进行分析.

年份

Y（GDP）亿元

r（一年期银行存款利率）

I（投资）亿元

G

（政府支出）亿元

NX(净出口) 亿元

C（消费）

亿元

M/P

(亿元)

1978

3624.1

3.24

1377.9

480

-11.4

2239.1

1346.5

1979

4038.2

3.96

1478.9

622.2

-20

2633.7

1606.8

1980

4517.8

5.76

1599.7

676.7

-14.7

3007.9

2007.4

1981

4860.3

5.76

1630.2

733.6

17.1

3361.5

2423.7

1982

5301.8

6.84

1784.2

811.9

91

3714.8

2809

1983

5957.4

6.84

2039

895.3

50.8

4126.4

3318.4

1984

7206.7

6.84

2515.1

1104.3

1.3

4846.3

4113.7

1985

8989.1

7.2

3457.5

1298.9

-367.1

5986.3

5252.7

1986

10201.4

7.2

3941.9

1519.7

-255.2

6821.8

6721

1987

11954.5

7.2

4462

1678.5

10.8

7804.6

8349.6

1988

14922.3

8.64

5700.2

1971.4

-151.1

9839.5

10099.6

1989

16917.8

11.34

6332.7

2351.6

-185.6

11164.2

11949.6

1990

18598.4

8.64

6747

2639.6

510.3

12090.5

15293.4

1991

21662.5

7.56

7868

3361.3

617.5

14091.9

19349.9

1992

26651.9

7.56

10086.3

4203.2

275.6

17203.3

25402.2

1993

34560.5

10.98

15717.7

5487.8

-679.5

21899.9

34879.8

1994

46670

10.98

20341.1

7398

634.1

29242.2

46923.5

1995

5749.4

10.98

25470.1

8378.5

998.6

36748.2

60750.5

1996

66850.5

7.47

28784.9

9963.6

1459.2

43919.5

76094.9

1997

73142.7

5.67

29968

11219.1

3549.9

48140.6

90995.3

1998

76967.2

3.78

31314.2

12358.9

3629.2

51588.2

104498.5

1999

80579.4

2.25

32951.5

13716.5

2536.6

55636.9

119897.9

2000

88254

2.25

34842.8

15661.4

2390.2

61516

134610.3

2001

95727.9

2.25

39769.4

17665.1

2324.7

66878.3

158301.9

2002

103935.3

1.98

45565

19119.9

3094.1

71691.2

185007

2003

135822.8

1.98

55963

20615.1

2986.3

77449.5

221222.8

2004

159878.3

2.25

69168.4

23199.4

4079.1

87032.9

254107

2005

183217.4

2.25

80646.3

26605.2

10223.1

97822.7

298755.7

2006

211923.5

2.52

94402

30118.4

16654

110595.3

345603.6

2007

249529.9

4.14

111417.4

35127.4

23380.5

128444.6

403442.2

（一）中国的消费函数

基本模型C=a+bY,通过对历年消费和GDP进行回归分析得出消费

C= 3170.97+ 0.51*Y（XF为消费）

（3.173）（49.00）

决定系数 =0.9884，说明信赖度较高， =0.9880，T检验能够很好的通过.该方程较理想。

（二）中国的投资函数

基本模型为I＝e-dr・・・・②

利用EVIEWS估计得出

I = 57790.78- 5424.43r*r

（5.61） （-3.47）

利息率r的系数为负数，t检验值也能够通过，但是可决定系数R2=0.28太低，所以该式为理论式。

考虑到当前投资还受前期投资的影响，所以加入滞后期I（-1）估计得到

I = -2846.64 + 354.23*r + 1.20*I(-1) ・・・・⑴

（-2.44）（2.51） （71.7）

=0.996虽然可决定系数，R2的值提高了，但是t检验值降低了，并且利率的系数变成了正，与理论不符合。

考虑到政府主导我国经济，加入政府购买G，得到下式

I = -3519.26 + 414.60*r + 1.097*I(-1) + 0.27*G ・・・・⑵

（-2.56） 2.67） （10.10） （0.93）

=0.997

虽然可决定系数R2的值提高了， t检验值都不能完全通过，而且利率的系数变成了正，与理论不符合。在这种情况下，优先考虑理论式，所以我们采纳(2)。

（三）中国的净出口函数

基本模型为NX = f ? mY ? nr

估计出方程为

NX= -3234.63 + 203.32*r + 0.071*Y ・・・・③

（-2.16） （1.11） （0.007）

=0.779

虽然决定系数比较高，但是t值相当低，利率和净出口成正比了和实际不和。通不过检验，考虑政府支出G，得

X = 812.94 - 250.72*r + 0.43*Y - 2.61*G ・・・・(3)

（0.76） （-1.96） （8.40）（-7.02）

=0.93得出的结果基本上能够通过．但这个式子和上述③同样Y的系数与理论不同成正值．对于进口G也给予着很大地影响．可是，决定性缺陷是Y中包含着G，在统计上有系列相关的矛盾的方法。关于净出口函数，采纳③ 。

（四）中国的货币供求均衡式

基本模型为M/P＝kY－hr

M = 2941.96 - 2447.44*r + 1.54*Y

（0.43） （-2.96） （41.51）

=0.99

上式是比较理想的货币供求均衡式。

因此根据定义Y＝C＋I＋g +NX 得到IS曲线:5675.15r=46695.25-0.06Y,即Y=(-5675.15/0.06)*r+46695.25/0.06

LM曲线:2447.44r=1.54Y-18229.88 ,即Y=(2447.44/1.54)*r+18229.88/1.54

其图形如下

中国IS_LM曲线