货币供应范文

货币供应篇1

何谓电子货币,1998年,巴塞尔银行监管委员会(BCBS)将电子货币定义为:在零售支付机制中,通过销售终端、各类电子设备,以及在公开网络上执行支付的“储值”产品和预付支付机制。所谓“储值”产品,是指保存在物理介质(硬件或卡介质)中可用来支付的价值,这种物理介质可以是Mondex智能卡、多功能信用卡、“电子钱包”等,所储价值使用后,可以通过电子设备追加。而“预付支付机制”则是指存在于特定软件或网络中的一组可以传输并可用于支付的电子数据,通常被称为“数字现金”,也有人将其称为“代币”,由一组二进制数据或数字签名组成,可以直接在网络上使用。

货币供应量统计包括对不同层次的货币的统计,其中对于广义货币的统计是工作的重点。广义货币主要由通货和存款构成,通货和存款的创造也就是广义货币的创造。在货币金融统计中,常通过统计基础货币的量,然后根据特定的货币创造机制,计算出实际流通中的广义货币量,一般来说,广义货币代代创造可概括为:广义货币量=基础货币×货币乘数。为了阐述电子货币对货币供应量统计的影响,文章将从其对基础货币和货币乘数的影响两方面进行。

二、对基础货币的影响

(一)货币发行权的多样化

电子货币的出现冲破了中央银行的货币垄断发行权,使传统法币在流通中被电子货币所部分替代。到目前为止,绝大部分的电子货币产品并不是由中央银行,而是有商业银行、其他金融机构、甚至非金融性的经济实体所发行,如蒙德克斯卡是由英国国立西敏寺银行、米德兰银行和英国电信公司联合开发,并由英国、美国、澳大利亚新西兰等国家的若干家商业银行共同组成蒙德克斯国际公司发行,同时该公司授权世界各地商业银行使用其品牌,并提供一定的技术支持。各国在对待电子货币发行权问题上的处理方法也不尽相同,在欧盟,各中央银行已一致同意,对电子货币中的一种多用途预付卡的发行应该仅限于信用机构。在荷兰,中央银行已决定自己发行电子货币。澳大利亚和丹麦的中央银行只是间接地参与发行新形式的电子结算媒介。

(二)货币划分层次的模糊

货币银行理论依据不同金融资产的流动性强弱将货币划分M0、M1、M2、M3等多个层次。货币层次的划分是货币计量、金融市场运行分析的前提和基础。在电子货币下。将瞬间实现通货与储蓄存款、活期存款与定期存款之间以及其他各种短期流动金融资产如商业票据、人寿保单等之间的相互转换。金融资产之间的替代性大大增强。货币层次结构更加复杂多变。传统各层次货币的定义和计量变得更加困难。同时由于电子货币由不同的机构发行。不同的电子货币的风险性、通用性及与其他金融资产的可转换性也是不一样的。如果仅将其简单的加总。势必影响货币量指标的准确性。因此在电子货币对法币大规模替代的情况下。要准确测量某一层次的货币总量几乎不再可能。即使可能。其所需的成本也将是惊人的。由于电子货币的广泛使用导致的货币划分层次的模糊,将导致货币政策中介目标中的总量性目标的合理性和科学性下降。而以利率为代表的价格信号性中介目标成为未来货币政策的选择主流。

(三)货币计量的混乱

大部分国家的广义货币都包括“由存款性公司”项下的本币现钞、可转让存款和其他存款。非股票证券和存款性公司发行的“其他负债”(或具体分类)属于少数国家的广义货币范畴。“其他部门发行”项下的现钞、存款和“其他”类只有更少的国家将其纳入广义货币。

由于电子货币由不同的机构发行,不同的电子货币的风险性、通用性及与其他金融资产的可转换性也是不一样的,如果仅将其简单的加总,势必影响货币量指标的准确性。同时因此在电子货币对法币大规模替代的情况下,要准确测量某一层次的货币总量几乎不再可能,即使可能,其所需的成本也将是惊人的。另外,网络交易的地域模糊性,使得政府在统计本国经济中的货币量时,必须考虑居民手中持有的、未存放于本国银行中的货币的影响

三、对货币乘数的影响

金融网络化还使得在统计货币供应量时,基础货币发生的乘数效应更难确定。货币供应量是社会生活中实际流通的货币总量 ,由货币乘数和基础货币的乘积决定。货币乘数K=(1+h)/(h+r+t3s+e)。其中:h=C/D,h为提现率,C为公众手中持有的现金,D为活期存款;r=Rr/D,Rr为活期存款准备金;s为定期存款准备金率;t为定期存款占活期存款D的比率;e为超额准备金率。金融网络化所催生的电子货币对现金有强烈的替代性,因此现金持有率将下降,更多的转化为以电子货币形式存在的活期存款。同时,金融市场深度的网络化使得商业银行能轻易的通过网络从其他行拆入资金,也能很容易的把自己的资金拆借给其他金融企业。这使得持有超额准备金的成本在上升,而准备金不足的风险成本在下降,因此它们没有必要保持大量的超额准备金,这使得e变小。由此可见,金融业的网络化使得货币乘数中的两个参数发生了变化。使货币乘数上升,并使预测货币乘数的变化量更加困难。因此货币当局在统计货币供应量时就不能用基础货币乘以传统的货币乘数,而必须对此做出调整,才能得到准确的数字。

总之,金融网络化的为我们带来电子货币的广泛应用,其在给我们带来方便的同时也对经济各方面产生了影响,文章从电子货币对货币供应量统计的影响入手,分析了电子货币对基础货币和货币乘数影响,得出电子货币的广泛使用带来的影响包括:将会使货币发行权多样化、货币划分层次模糊、货币计量混乱、货币乘数上升,并使预测货币乘数的变化量更加困难。为央行监管和货币政策的制定提供一定的参考,在处理电子货币这一问题上有一个更全面的视角和认识。

除此之外,电子货币的产生与广泛使用,对货币方面的影响还包括:一是电子货币的快速流动使在市场经济条件下的利率成为影响货币流通速度的非唯一因素;二是影响了货币政策工具如法定准备金、公开市场操作和贴现率的作用;三是影响货币政策的传导机制。在货币政策的传导过程中,网络银行更容易捕捉到新的信息和变化,其先进的技术手段也可以使其作出迅速的反应;四是使货币政策的独立性受到质疑。另外,电子货币的安全性成为电子货币普及速度的关键问题。这些都是电子货币问题后续研究可探讨的方向,可进行深入挖掘和思考。

货币供应篇2

Dwyer 与Fisher利用多个国家的年度历史数据研究发现，货币供给增长与通胀间存在正相关性。陈希娟对lnDPG、lnM2 是lnCPI 进行协整检验，得出结论：滞后一期的货币供应量在63.45%的程度上影响CPI，而滞后两期的货币供应量对CPI 的影响相对较小，只有15%。由此可见，货币增长对通货膨胀的影响力度很大。

本文试图从长期数据上比较广义货币供应量（M2）与CPI的长期走势，从而达到验证费雪方程式的目的。

一、理论背景

（一）通货膨胀概述

通货膨胀(Inflation)指一段时间内物价持续而普遍地上涨现象。通货膨胀直接使纸币贬值，如果居民的收入没有变化，生活水平就会下降，造成社会经济生活秩序混乱，不利于经济的发展。

（二）我国当前通货膨胀成因

当前形势下我国通货膨胀的原因可概括有以下两点：

1、货币投放量庞大。全球金融危机使我国面临出口下滑、实体经济回落的危险。为避免经济的急速下行，我国中央迅速启动一系列刺激经济方案。2008年全国银行新增贷款达到创记录的7.4万亿元；2009年全年货币投放量规模将近10万亿。2010年我国总体采取收缩货币供应的政策，但整体增速仍保持20%以上的高位，货币供绝对量仍较大。

2、汇改后人民币持续升值，热钱大量流入国内。汇改启动增强了人们对人民币长期内升值的预期，成为热钱加速进入我国的一大诱因。随着国内经济的触底反弹和人民币升值预期的重新抬头，大量游资重新转向国内。

（三）基本理论

货币学派认为，通货膨胀最初指因纸币发行量超过商品流通中的实际需要量而引起的货币贬值现象。经济学家Friedman 指出：“通货膨胀无论是何时何地都是一种货币现象，它最初是由货币数量的过快增长所引起的。”根据费雪方程式: MV = PQ，在产量、货币流通速度既定的条件下, 货币供给与物价水平呈正相关。从2001-2010年我国的货币流通速度的平均值为0.63，近五年的平均值为0.62。可以认为，我国的货币流通速度基本稳定。如果货币流通速度不变，则显然可以得出，通货膨胀的产生主要是由于货币供给的增加。

下面将近几年货币供应量和CPI数据进行分析，讨论广义货币量（M2）和CPI 指数之间存在何种密切的关系。

二、数据选取

（一）1999-2010年货币供应量统计

数据来源：中国证券报

图一广义货币总量变化

M0 流通中的现金。

M2(广义货币)=M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+外币存款+信托类存款。

（二）CPI指数变化

居民消费价格指数（简称CPI）是反映通货膨胀的重要指标。本文中选取的是国家统计局本年一月至十二月以上年同期价格为基期的指数-累计比数据。为简化起见，本文只选取全国居民消费价格指数-总指数，并且计算出每年12个月CPI累计比，得到各年CPI累计比数据（表一）。在图二中，将连续十二年的CPI累计比数据用坐标描绘出来，然后将12个点用曲线连接。

三、结论

比较图一和图二：很明显，在图一中，从1999至2010年，货币供应量是连年增加的，总体上是上升趋势；在图二中，从1999至2010年，每年CPI累计指数，上下来回波动，除了09年有较大下降趋势外，其他各年变化幅度都在5.0之内，而从总体趋势来看，CPI指数有不太明显的上升趋势。也就是说，随着各年货币供应量的增加，CPI指数随之有上升的趋势，但是此趋势并不明显。这一点与我们的假设前提及理论背景在数据上大体是吻合的。

依此，我们勉强可以通过货币供应量和CPI之间关系，推知货币供应量与通货膨胀之间的关系，也进一步验证了针对费雪方程式：MV = PQ可知在产量、货币流通速度既定的条件下, 货币供给与物价水平呈正相关的关系。

货币供应篇3

关键词：外汇占款；货币发行；货币供应；通货膨胀；VAR模型

一、 引言

近十几年来，我国外汇占款一直处于上升的通道中。自从我国加入WTO以来，我国经济发展非常迅猛，已经很好地融入到全球经济格局中，对外贸易成为支撑我国经济发展的一个重要支柱。由于我国多年以来主要呈现贸易顺差局面，并且由于我国实施强制结售汇制，所以央行必须不断发行货币，用新发行的货币购进外汇，造成我国外汇占款逐年增长，由此也对我国通货膨胀的上升带来了不小的压力。

由图1可以看出，截至2014年12月末，中国金融机构外汇占款总计人民币27.07万亿元，而2001年末这一数据仅为1.88万亿元，增长了大约14倍，同时外汇占款与基础货币的比值也由2001年末的0.473提升到了2013年末的0.92。从图1还可以发现，我国外汇占款一直保持着一种迅猛的增长态势，2006年末外汇占款超过了基础货币，这种情况一直持续到2011年，此后由于人民币升值的压力导致外汇占款增长速度放缓，央行通过逆回购央票的方式来发行货币，我国的外汇占款才降到了基础货币之下，而到了2013年后，外汇占款又重新回到上升渠道，继续支撑起我国基础货币发行的职能。

二、 数据选取与模型构建

本文将建立向量自回归模型（VAR），以此来分析外汇占款对我国通货膨胀的影响及其传导路径。

1. 数据选取。本文选取了2001年1月～2014年12月期间的月度相关数据进行分析，其中，外汇占款、货币发行量、货币供应量和物价指数均使用同比增长率数据，在分析中FX 表示外汇占款，CI代表货币发行量，M2代表广义货币供应量，CPI表示物价指数，此次分析的数据均来源于人民银行的年度统计数据库。论文采用工具软件 EVIEWS8.0 进行数据分析。

2. 序列平稳性检验。通过对模型的平稳性检验显示四个变量中存在单位根序列，并非都是平稳序列，然而经过检验发现这四个变量的一阶差分序列都是平稳的。因此使用这些变量的一阶差分序列来构建VAR模型。表1所示即为外汇占款、货币发行量、货币供应量和物价指数这些变量一阶差分序列的平稳性检验结果。

从表1的单位根检验结果可以看出，采用ADF检验得到t统计量都小于显著水平5%的临界值，说明外汇占款、货币发行量、货币供应量、和物价指数这四个变量的一阶差分序列均不存在单位根，说明这四个变量的一阶差分序列是平稳的，因此可以用外汇占款、货币发行量、货币供应量、和物价指数这四个变量的一阶差分序列建立VAR模型。

3. 模型滞后期选择。VAR模型滞后阶数选择范围设为滞后0-8期，表2为VAR模型滞后阶数选择的辅助判定表，其中“*”表示不同的准则下应该选取的最优滞后阶数，可以看出，模型在滞后阶数为2的情况下出现“*”号的次数达到2次，多于其它滞后期下出现“*”号的次数，因此设置模型的最优滞后阶数为2。

4. 单位根检验。根据表2的分析结果得知构建VAR模型的最优滞后阶数为2阶，因此可以构建2阶滞后的VAR模型。在对VAR模型进一步分析前，还需对VAR模型进行单位根检验，检验结果见图2所示。从图2中可以看出，VAR模型共有8个特征根，这些特征根都落在了单位圆内，因此能够判定构建的VAR模型是比较稳定的。

三、 VAR模型分析

1. VAR模型估计结果。表3为所建立VAR模型的估计结果，从中可以看出，上月货币供应量每变化一个单位会引起本月外汇占款按相反方向变化0.344单位，上月通货膨胀每变化一单位则会引起本月外汇占款相反方向变动0.652单位，由此可以断定外汇占款受前期的货币供应量和物价指数的影响较大。上月外汇占款每变化一单位会引起本月货币发行量按相反方向变动0.179单位，前两个月外汇占款每变动一单位导致本月货币发行量同方向变化0.519单位，同时货币发行量也受到了货币供应量和通货膨胀的前一、二期影响。上月货币发行量每变化一单位导致本期货币供应量反方向变动0.046单位，并且上月外汇占款每变动一单位导致本月货币供应量按相同方向变动0.012单位，相对来说货币发行量比外汇占款对货币供应量的影响较大。通货膨胀受到了前两期外汇占款、货币发行量和货币供应量的影响，其中受货币供应量影响的程度相对比较明显。

2. 脉冲响应分析。本研究选取脉冲响应函数滞后期为24期，即两年时间，对随机扰动项上施加一个标准差的结构冲击，分析结构冲击对内生变量的当期和未来各期取值所带来的影响。图3表示通货膨胀对外汇占款、货币发行量、货币供应量和本身的脉冲响应图。

从图3中可以发现，如果在本月给外汇占款施加一个正向冲击，通货膨胀因此所受的影响也始终是正向的，影响程度在第3个月达到最大，随后各期的影响逐渐减弱。由此可以说明外汇占款增长会促使通货膨胀的上升，其影响程度在第三个月达到最大。如果在本月对货币发行量施加一个正向冲击，通货膨胀所受的影响也始终是正向的，其影响程度在第一个月达到最大，随后各期影响逐渐减弱。可以说明货币发行量的上涨会促使通货膨胀的加剧，这种影响在初期表现最为明显，随后逐渐减弱。如果在本期给货币供应量施加一个正的冲击后，通货膨胀在第一期受到影响是反向的，第二期变为正向响应，但此后各期的响应均为负的。由此可以说明我国政府对通货膨胀的控制比较严谨，当货币供应增长较快时，政府通常会采取一系列措施来预防通货膨胀的加剧。

3. 方差分解。对VAR模型进行方差分解，分析外汇占款、货币发行量和货币供应量这些变量对通货膨胀的影响程度和贡献率，图4为方差分解的结果。

图4（左上）表示外汇占款对通货膨胀的方差贡献率，可以看出外汇占款最初2个月对物价指数的方差贡献率非常小，仅有0.5%，从第3个月就迅速上升到2.97%，随后几个月呈现出一种上升的态势，从第7个月以后外汇占款对物价指数的方差贡献率方差就稳定在4.7%到5%这个水平之间。

图4（右上）表示货币发行量对通货膨胀的方差贡献率，可以看出货币发行量对通货膨胀的方差贡献率相对较大，从第一个月开始，方差贡献率就达到了10.7%，在第二个月达到最大值15.4%，随后货币发行量对通货膨胀的方差贡献率便开始回落，从第7个月开始就基本稳定在14.5%左右这个水平。

图4（左下）表示货币供应量对通货膨胀的方差贡献率，可以发现货币供应量对通货膨胀的方差贡献率相对较小，最初六个月方差贡献率一直处于上升通道中，然后就稳定在2.2%～2.5%之间。

图4（右下）表示通货膨胀对自身的方差贡献率，一开始就达到了88%左右，从此之后物价指数对自身的影响就不断减少，在7个月后达到了78%左右，此后就一直稳定在这个水平上下。

通过以上分析得知，通货膨胀的波动受自身影响的最大，要想抑制通货膨胀首先要从通货膨胀本身出发，全方位分析通货膨胀被诱发的各类因素，并从各个维度对这些因素进行综合治理。其次，货币发行量对通货膨胀波动的影响也很大，最高达到15.4%，外汇占款对通货膨胀波动的影响稍弱，最高可达到5%，而货币供应量对通货膨胀波动的影响相对最弱，最高只有2.5%，由此可知货币发行量是引发通货膨胀波动的一个重要因素，要想有效抑制通货膨胀还应从源头上合理控制货币发行量的规模。

四、 研究结论

本文根据以上研究结论得出以下结论：

1. 从VAR模型中得知，外汇占款受到前期的货币供应量和通货膨胀的影响较大；货币发行量比外汇占款对货币供应量的影响要大；通货膨胀受到了前两期外汇占款、货币发行量和货币供应量的影响，其中受货币供应量影响的程度相对比较明显。

2. 从脉冲响应函数可知，外汇占款增长会促使通货膨胀的上升，其影响程度在第三个月达到最大；货币发行量的上涨会促使通货膨胀的加剧，这种影响在初期表现最为明显，随后逐渐减弱；我国在管制通货膨胀时非常谨慎，一旦货币供应量出现明显增长，央行通常会采取一系列措施来预防通货膨胀的加剧。

3. 从方差分解可以得知，通货膨胀的波动受自身影响的最大，要想抑制通货膨胀还是要从自身出发，全方位分析通货膨胀被诱发的各类因素，并从各个维度对这些因素进行综合治理；货币发行量是引发通货膨胀波动的一个重要因素，要想有效抑制通货膨胀还应从源头上合理控制货币发行量的规模。

参考文献：

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[6] 冷瑞华.外汇占款与通货膨胀率关系研究[J].财经问题研究，2012，（4）.

基金项目：安徽财经大学重点项目（项目号：ACKY1404ZD）。

作者简介：胡海鸥（1952-），男，汉族，上海市人，上海交通大学安泰经济与管理学院经济学教授、博士生导师，研究方向为货币政策；周翔（1980-），男，汉族，安徽省天长市人，上海交通大学安泰经济与管理学院经济学博士生，安徽财经大学金融学院讲师，研究方向为货币政策。

货币供应篇4

关键词:通货膨胀;货币供应量;经济增长

中图分类号:F8文献标识码:A文章编号:16723198(2010)01015302

1 引言

随着国际金融危机的蔓延,从2008年下半年我国经济出现大幅滑坡,虽然我国政府采取了有力措施,但经济目前还未进入强劲反弹的道路。从物价来看,2007年4月以来我国居民消费价格总水平不断攀升,2007年全年CPI指数上涨4.8%,2008年2月CPI指数高达8.7%,创历史新高。随后几个月CPI和PPI大幅回落,已连续数月为负值,截至2009年7月份CPI同比下降1.8% PPI降8.2%。同时货币供应量高位趋稳,2009年7月末,广义货币供应量(M2)余额为57.3万亿元,同比增长28.42%,增幅比上年末高10.6个百分点,比上月末低0.03个百分点;狭义货币供应量(M1)余额为19.59万亿元,同比增长26.37%,比上月末高1.6个百分点;市场货币流通量(M0)余额为3.42万亿元,同比增长11.59%。同时我国对外依存度扩大,内外失衡,虚拟经济也在不断膨胀,央行被动投放基础货币。货币增长率上升虽然不是通货膨胀的唯一原因,但有着密切联系,货币供应量的增加迫使总需求的“主动增加”,尤其是促进了资产价格的上涨,然后传导到食品价格并引起通货膨胀,剧烈的通货膨胀就会对宏观经济形成极大的冲击,进而影响到经济的增长。

2 西方关于货币供应量与经济增长、通货膨胀的分析

西方经济学一般认为:货币对经济不发生任何实质性的影响,不影响实际的经济变量,货币就是中性的,不然货币就是非中性的。但是西方经济学家对货币中性的理解在程度上也不完全一致。代表性观点有:(1)古典学派的货币中性论主张货币经济只不过是实物相互交换的实物经济,货币仅在商品交换过程中启到媒介作用,对实际经济不发生实质性的影响。(2)威克塞尔货币非中性论,对古典货币数量论的批判中引入了“自然利率”的概念,认为货币是影响经济的重要因素,主要是由于货币在资本形成和资本转移中发挥着重要作用。(3)凯恩斯主义的货币非中性论认为,货币供应量的变动在短期内影响就业、产出和收入等实质经济因素,而在长期内则影响价格。把利率作为货币与产出的枢纽,通过货币政策调节经济中的货币供应量。主张货币通过两个方面影响实际经济:货币市场决定利率,再通过利率影响投资,从而影响总需求,导致总产量和总就业量的变化;货币作为一种资产,它与其他金融资产存在替代效应。(4)新古典主义的货币中性论认为,宏观经济总量的解释只是建立在单个人的最优化选择的基础上的。卢卡斯、萨金特、华莱士等通过新古典主义的基本原理,如市场出清、理性预期和只有实际变量才至关重要等应用于标准的宏观经济模型,得出了货币中性的结论。声称货币主义的短期和长期不是特别有用的,真正的区别是预期与未预期到的差别,正是由于理性的经济当事人能预期到系统的货币政策,货币对经济中的实物变量不产生影响,从而回到了货币数量论的货币中性的观点。

3 货币与经济关系计量分析

基于以上的理论分析,控制货币存量的增长率,使其按照一个或几个关键的经济变量的变化而同步连续地变化,货币当局就能提供一个可为经济稳定发展的货币背景。对此,本文从国内生产总值增长率(名义国民收入增长率)和通货膨胀率(物价上涨率)与货币存量增长率之间关系进行计量分析。下面,我们选择1978-2008年间的M0供应量增长率和通货膨胀率、GDP 增长率(年度数据)作为我们实证的数据区间,根据货币数量论的相关理论,对我国的货币供应政策的稳定性进行计量考察。

(1) GDP 增长率、通货膨胀率与供应量增长率相关性分析。根据我们所获得的数据,应用统计计量分析软件Eviews,得到了M0供应量增长率与GDP 增长率、通货膨胀率之间的相关系数。可以得出,m0和cpi的相关系数为0328686642237996,m0和gdp的相关系数为035392280266161正如现代货币数量论和许多实证所验证的那样,我国的货币供应量与GDP 增长率、通货膨胀率具有较强的相关性。货币的长期周期性变动与相应的货币收入(或国民收入)和价格水平变动之间的关系是比较密切的和稳定的。另外,根据它们之间的点线图,我们可以得出,M0增长率与GDP 增长率、M0增长率与通货膨胀率之间的变化具有大致相似的同增同减的长期趋势,即它们具有长期的一致性。当然,它们之间的因果关系、它们相互之间的变动是否是即期还不明显,我们将在下文给出分析。但是,有一点可以肯定的是,当经济波动较大时一定伴随着货币供应量的较大的波动。

(2) M0供应量增长率、GDP 增长率、通货膨胀率三者之间的因果关系分析。运用Granger 因果关系检验,我们可得如下检验结果。对于通货膨胀不是货币供应量Granger 原因的原假设,拒绝它而犯第一类错误的概率是 0.80471,表明通货膨胀不是M0 增长率Granger 原因的概率较大,不能拒绝原假设。而第二个检验的相伴概率只有 0.01037,表明我们至少可以在95%的置信水平下,认为M0增长率是通货膨胀的Granger 成因。对于GDP 增长率与M0 增长率之间的Granger 因果关系,我们得不出类似的结论。

(3) M2 供应量增长率、GDP 增长率、通货膨胀率回归分析。由上面的相关分析和因果关系分析,我们可以很有理由地运用货币供应量的两因素模型对三者进行回归分析。由此,我们得到如下回归方程:

CPI =94.87505(8.602099)+

37.59689 M0(-1)(8.692193) +

16.14602 M0(-2)(8.603579)+

7.041960 M0(-3)

R=0.533619 F=9.153363

从中我们可以看出回归系数都通过了检验,并且整个方程的F 检验也是显著的。这也从另一方面说明了货币供应量的增长对于物价水平的波动具有显著地影响。另外,我们也可以得到如下方程:

GDP =0.097290+0.068918 M0(-1)(0.045173)+

-0.030353 M0(-2)(0.045646) +

-0.053743 M0(-3) (0.045180)

R=0.147209 F=1.380957

它的回归系数的t值不显著,方程也不显著。这说明,GDP增长率和通货膨胀率之间没有显著的关系。

4 基本结论和政策建议

综合现代货币数量理论和我们上面的计量分析,我们可以得出以下结论:改革开放以来,我国货币供应量的增长对经济的影响是显著的。同时,货币总量的变动是一个相对独立的过程,而经济变动受到货币变动影响的关系相对来说是很稳定的。因此,当货币存量的增长率存在明显波动时,必然伴随着经济增长的波动。1978年以来,我国的货币政策在实际运作过程中基本上遵循着现代货币数量论的政策主张。然而,由于经济的大幅度增长,投资的狂热和相对无序,货币当局无法摸清经济运行的规律而又对经济形势过于乐观,导致了货币供应不连续、不平稳、无规律地变动。这种货币供应的变动在一定程度上造成我国经济在八十年代中后期和九十年代中期物价持续上涨和经济波动。如在1990-1996年间,我国的货币供应总量增长率平均都在25%以上,由此直接导致了在九十年代中期我国的泡沫经济和平均10%以上的通货膨胀率,给经济发展造成了很大的不确定性和危害。同样的原因也造成了1988年和1989年高通货膨胀(分别为18.5%和17.8%)和民众对经济前景的恐慌。同时,由于对经济发展的长期趋势缺乏考虑,货币政策造成经济波动的突发性反过来使得货币当局在制定和执行货币政策时的被动性,从而进一步造成了经济的不稳定。如1997年以来,我们虽然制止了高通货膨胀,却又陷入了持续的通货紧缩(1998、1999、2000年的物价上涨率分别为-2.6%、-3%、-15%),在某种程度上这不能说不是在治理通货膨胀时由货币政策的突发性造成的,目前的情况也与此类似。对以上分析结论,以及我国当前的实际经济背景,我们提出以下政策主张:

(1)根据经济的长期预期增长率来指导货币供应政策。由于长期的真实经济增长率是由实际的劳动力增长率、生产技术的发展速度等非货币因素决定的。因此,为了使货币政策的制定和执行不至于对长期经济发展冲击,引起经济的不稳定,我们就必须使货币总量的增长率紧跟真实经济的长期预期增长率,进行连续、平稳的供应货币。稳定的货币供应还会使一般公众建立起对货币政策的信任,使货币当局的政策在执行时更为有效和及时。

(2)货币政策应以稳定物价水平为目标。由于通货膨胀的心理预期,当货币增长引起物价水平上涨后,公众预期价格将会持续上涨,投资者愿意投资,借款者愿意借款,这样就使利率不断上涨,经济趋于狂热,结果泡沫经济和危机就随之而来;反之,物价下跌后,公众相反的行为使利率不断下跌,最后也会使经济趋于崩溃,并且这种影响过程是逐渐的、长期的。因此,为了消除物价的恶性影响,盯住稳定的物价目标是可取的,而这可以通过货币供应量与推动物价涨跌间稳定的关系来达到这个目的,正如我们上文所分析的实证结果那样。

(3)加强货币政策在国家宏观调控政策中的主导地位。货币需求对利率的富有弹性,财政政策对利率的缺乏弹性,使得财政政策相对货币政策来说是无效的。

因为财政政策只是对现存的货币总量进行再分配和使用,它排挤了“私人”投资而转为“政府”投资,这种投资的“乘数”效应会大大降低。而根据长期的真实经济增长率所确定的货币政策,当它与财政政策共同实施时,可产生繁荣的经济增长,这已有许多发达国家历史经验所证实。

参考文献

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货币供应篇5

关键词：货币供应量；基础货币；货币乘数；途径

1999年以来，中央政府实施了积极的财政政策，对保持宏观经济稳定增长起到了重要作用，但总需求相对不足的状况仍未得到有效解决，这表明在财政政策积极的同时，有必要让货币政策扮演更加重要的角色，充分发挥货币政策对经济增长的作用。就货币政策而言，一个重要指标就是货币供应量，因此，最近一段时间，有关专家学者呼吁2000年要扩大货币供应量，使货币供应量增长保持较高水平，从而为经济增长提供保障。那么，扩大货币供应量的途径在哪里？应采取哪些措施呢？

一、货币供应量的决定因素及分析

在现代货币银行制度下，货币供应量取决于基础货币和货币乘数之积，因此，只有对基础货币和货币乘数进行详细的研究，才能准确把握货币供应量的趋势。

1． 基础货币的决定因素及实证分析

货币银行理论表明，基础货币由流通中的现金与商业银行的准备金之和构成，它是创造货币供应量的基础。由于我国的特殊国情，央行的基础货币还包括非金融部门的存款，因此本文对基础货币的定义是：基础货币＝发行货币＋对金融机构负债＋非金融机构存款（以下所用数据除非特别说明，均来自于中国人民银行统计季报）。

根据历史数据，我国的基础货币总体上呈上升趋势。1990年之前基础货币增长比较缓慢，基本上是平稳的爬升阶段；1993年之后，基础货币增长较快，特别是在1993－1994年间，基础货币的增幅明显较高，1995－1996年虽有所波动，但仍保持较高水平；1997年，基础货币增速放缓（当然这与统计口径发生变化有一定关系，但增速下降趋势则是明显的），1998－1999年，在法定准备金率下调以及法定准备金帐户和备付金帐户合并之后，基础货币增速下降的趋势更加明显。从基础货币的构成看，基础货币增速下降主要是受对金融机构负债增速下降所致，1999年，非金融机构存款出现负增长，也对基础货币的增长产生了一定的影响。

从中央银行的资产负债表来看，基础货币是中央银行的主要负债，因此为了达到调控基础货币的目的，中央银行可以通过调整资产方的各个项目来实现。历史数据表明，1993年以前，我国银行总资产中中央银行国外资产所占比重较低，因而这期间基础货币的变化主要由中央银行国内资产的运用所决定。1993－1994年是我国经济周期发生转折的阶段，酝酿和出台了一系列的改革措施，1994年初又进行了一系列税制和外汇管理体制的改革，尤其是人民币汇率的并轨和实行结售汇体制的改革，大大促进了出口的增长，形成了国际收支中经常性项目的大量顺差， 从而使中央银行国外资产所占比重增大。1995－1997年，为维护人民币汇率的相对稳定，使得中央银行国外资产所占比重进一步增大，1997年末达到42．1％。1998年，由于受亚洲金融危机的影响，我国出口形势严峻，外贸顺差有所减少，因而国外资产所占比重上升趋势减缓，年末为43．7％。可以说，近几年来，中央银行的资产结构中国内外资产几乎均等，因而国外资产的多少、增长快慢就对基础货币有非常重要的影响。从增长速度看，1993年以来，中央银行国外净资产的增速呈明显下滑态势，1994－1998年其增速分别为：187．3％、49．8％、43．4％、38．3％和2．5％。1999年1－9月份，国外净资产增长10．4％，这也是1999年3季度以来货币供应量增幅回升的一个重要因素。

从国内资产看，1994年以前国内资产一直占中央银行总资产的80％以上，可以说那时从资产角度看影响基础货币的主要因素就是国内资产的变化情况。1994年后，由于国外净资产的增加，中央银行国内资产所占比重呈下降态势，到1998年末，国内资产占中央银行总资产的56．6％。在国内资产中，主要是对存款货币银行的债权，如在1993年，对存款货币银行债权占中央银行总资产的70．3％，之后逐步下降，到1998年末为41．8％；其它还有对政府的债权，这一数值在1994年以前占总资产的比重较高，1994年占总资产的9．1％，之后由于银行法规定政府不得向银行透支，因而对政府债权一直稳定在1582亿元，所占比重不断下降。对非货币金融机构的债权，1997年以前占总资产的比重较小，1997年之后，由于政策性银行等的发展，因而对非货币金融机构的债权增加较多，所占比重大幅上升，1998年末达到9．5％。从增长速度看，国内资产自1996年后增速迅猛下降主要是受对存款货币银行债权增速下降所致，1997年下降1．11％，1998年下降9．1 ％，而1999年1－9月却增长10．25％，相应地带动国内资产增长10．24％。同样，对非金融部门债权自1995年后一直为负增长，对国内资产的增长也产生了一定影响。与之相反，对非货币金融机构债权增长在1997年达到高点，当年增长1660．7％，之后尽管增速下降，但仍是国内资产各项中增速最快的，1998年增长42．97％，1999年1－9月增长16．9％，对国内资产进而对基础货币的增长产生了一定的正影响。

2． 货币乘数的影响因素及分析

根据前述基础货币的定义，1993－1997年我国M2的货币乘数变化不太规则，有升有降，M1的货币乘数则基本呈微降态势。但自从1998年春季央行大幅下调准备金率后，我国的货币乘数则基本上呈上升趋势，即M1的货币乘数由1998年6月份的1．104上升到1999年9月的1．426，M2的货币乘数由1998年6月份的3．094上升到1999年9月的3．915。

根据我国的情况，狭义货币乘数可表述为：（现金漏损率＋活期存款比率）／（法定准备金率＋备付金率＋现金漏损率＋非金融部门存款比率）；广义货币乘数的分母与狭义货币乘数一致，分子则为1＋现金漏损率。根据这两个公式，我们对1993年以来我国的货币乘数进行了测算，结果表明，其（即与货币供应量和基础货币实际值计算的结果）误差很小（平均误差为3％，且很稳定），趋势也是一致的。因此，分析货币乘数，有必要对以上几个行为参数作出判断。

（1）法定准备金率

从理论上讲，法定存款准备金率的调整，即使是微小的变化，都会对货币流通产生强烈影响，在众所周知的中央银行货币政策“三大法宝”中，它的效果是最为猛烈的。因此，各国一般都不常用这个货币政策工具，即使要调整，也是微调，因为金融机构资金规模巨大 ，更为重要的是货币乘数的作用，它几倍于存款创造贷款。尽管目前我国的法定准备金率已由原来的13％降至6％，但是一方面与国外相比仍较高，另一方面由于网络化、全球化进程的加快，各国更为重视的是资本充足率这一指标，而对准备金率的要求有所放低，因此，作为刺激内需的货币政策操作工具——法定准备金率，仍有下调的空间。

（2）备付金率

近年来，随着我国超额准备金率的不断下降，货币乘数逐步放大，即超额准备金率与货币乘数呈反比例关系。备付金率的高低直接影响货币乘数的大小，但备付金率并不能完全由中央银行所控制，它取决于商业银行的行为，中央银行只能间接地影响它。商业银行持有备付金是有机会成本的，而备付金率的高低取决于市场利率与商业银行从中央银行借款的利率之差，二者差额越大，备付金率越低。1998年以" 来，随着二者差距的增大和利率水平的逐步降低，备付金率已出现下降趋势，存款货币银行的备付金率（以法定准备金率为8％考虑）由1998年3月的7．53％下降到1999年9月的5．83％这里所指的备付金率为在人行存款加上库存现金与对非金融部门负债之比。2000年，随着经济形势的好转，各经济主体的投资、消费意愿会有所增强，因而备付金率有进一步降低的可能。

（3）现金漏损率

现金漏损率于80年代和90年代初期在我国一直比较高，不过随着货币市场的不断健全，金融交易工具的逐渐增多，我国的现金漏损率近年来有所降低，1998年3月－1999年9月，大约在 11．5％左右。现金漏损率的高低与现金需求量的大小有关，而影响现金需求量的因素很复杂。我国的现金漏损率是由政府、企业和居民的行为共同决定的。由于金融资产收益率的变动会影响持有现金的机会成本，以及银行存款利率的变化会影响个人储蓄的变化，这就使现金漏损率的变化比较复杂。2000年，由于目前名义利率水平比较低，居民储蓄存款特别是定期存款增势减缓，加上征收利息税的影响，因而居民持现动机相对有所增强，估计现金漏损率下降空间有限。在其它情况不变的情况下，现金漏损率与货币乘数负相关，因此若现金漏损率下降不大，则将影响金融机构派生存款的能力，对货币乘数产生一定影响。

（4）非金融部门存款比率

1993年以来，我国非金融部门存款一直比较稳定，并呈缓慢下降趋势，这一点在1999年表现得更为明显，到1999年9月末，我国的非金融部门存款比率为3．58％，较之上年下降了一个百分点。随着政策性金融业务的进一步规范，这一比率将呈平稳态势，变化不会太大。

（5）活期存款比率

活期存款比率反映了货币供应量层次的结构变化，这个比率在决定狭义货币乘数时有用。由于受持有活期存款的机会成本的影响，因此这一比率与利率的关系比较密切，同时由于这里所指的活期存款主要是指企业活期存款，因而经济活跃程度如何以及企业对未来经济的预期怎样，对活期存款也有着比较大的影响。1996－1998年，我国的活期存款比率基本维持在30％左右，进入1999年后，一、二、三季度这一比率分别为27．5％，27．8％和28．8％，呈缓慢上升趋势。随着利率水平的下降和储蓄存款实名制的实施，在金融交易工具增加不多、信用情况改善不大的情况下，估计这一比例将逐步上升。

二、扩大货币供应量的对策

从货币供应量的定义中可以看出，扩大货币供给量的途径不外乎两条：一是增加基础货币，二是提高货币乘数。

从增加基础货币方面看，主要有三项：

（1）从货币当局资产方着手，加大国内资产的运用，即加大再贷款、再贴现规模，特别是对那些急需资金的中小金融机构，这样可以从资产方影响基础货币的增加。

（2）扩大货币发行。在基础货币中，货币发行占到了近50％，因此加大货币发行是扩张基础货币，进而增加货币供应量（M1、M2）的有效途径。目前我国的经济过剩，绝非是经济高度发达条件下的过剩，远未达到东西多得用不了的程度。实际上，我们的建设资金缺口极大，潜在消费与投资需求空间还很大，完全可以用发钞票的办法配合扩张性财政政策来解决经济发展中的问题。同时，为扩大货币发行，还可以核销部分国有商业银行的坏帐，帮助金融机构化解金融风险；尽快成立中小企业贷款担保基金，消除金融机构对中小企业放款的后顾之忧，从而扩大贷款规模，使资金配置更加优化、有效。

（3）加大公开市场操作力度。央行购入债券，吐出基础货币，这其中一个条件就是债券市场规模不断扩大，从而使公开市场操作有一个好的着力点。

从提高货币乘数方面看，主要有四项：

（1）通过降低甚至取消存款准备金率的办法，迫使金融机构更积极放款，加速降低备付金率水平，从而提高货币乘数。

（2）改变认购资金冻结数日的做法，消除新股认购对基础货币和银行准备金管理的不利影响。理论上讲，新股认购资金的验资既不需要资金的异地划拨，也不需要冻结数日，只要验资的某一时点上新股认购帐户中有真实资金就可以了。因此，应改进集中验资的方式，让所有证券结算银行或分行都在当地人民银行营业部开户，利用人民银行营业部联网系统实行证券认购资金的当地验资，资金信息集中到交易所进行认购。同时，为了不影响金融系统的基础货币量和准备金状况，冻结认购资金的时间应尽可能短，甚至可以缩短到几乎一个时点上。全国统一验资结束以后，认购资金重复认购的可能性已经不存在，因此，资金可在验资结束后立即解冻。中了新股以后的资金交割可另行制定交割日。这样，银行准备金管理的压力将大大减轻，超额准备金率下降，货币乘数扩大，基础货币也不会受到影响。

（3）改进金融系统的服务，增加有益于流通和交易的金融工具，从而充分发挥金融系统的中介功能，这样可以加快货币流通速度，减少货币沉淀；也有助于降低现金漏损率，从而提高货币乘数，增加货币供给量。

（4）在必要的时候，可以续下猛药，调低法定准备金率，从而有效提高货币乘数。

不可否认，无论是降低存款准备金率，还是运用再贷款、再贴现、公开市场操作等，在市场化国家都被视为“猛药”，其结果都会导致商业银行授信能力的增强，然而这只是为扩大货币供应量提供了必要条件。现在的问题是金融机构并不缺资金，金融机构存贷差逐步扩大就是一个佐证。因此如果金融机构仍然借贷、慎贷，那么扩大货币供应量的初衷就不可能成为现实。为此，在采取货币政策手段外，尚需在体制改革上迈出更大步伐，具讲说：

（1）完善金融机构自主经营的环境。目前，我国的金融机构，特别是国有商业银行，经营环境决定其还没有完全实现自主经营，还存在各级政府对商业银行的干预。因而使商业银行不能充分发挥其中介功能，同时也使商业银行产生了一定的依赖心理，缺乏创新和追求效益的动力。

（2）约束机制与激励机制要并行。近几年来，由于银行风险意识和内控制度的加强，以及建立了较强的约束机制，使贷款人必须为其行为的结果负责，放款多，责任大；而相应的激励机制并未形成，不放款没责任，也不影响收入，“经济人”的理智使银行人“宁肯闲置资金，也不敢、不愿放款”，因此在目前情况下，一方面在商业银行内部，对银行人的考核不仅要着眼于贷款的安全性，同时也要看重其创造效益的能力，二者应相辅相成；另一方面在现行体制下，对商业银行不仅要有风险防范的要求，同时也要有效益指标的要求。

货币供应篇6

一、基本情况

此次调查主要采取问卷调查和现场询问相结合的形式，调查小组制作了《小面额货币供应调查问卷》，设计了内容包含获取小面额货币的渠道、银行是否提供兑换服务、对各券别小面额货币需求量排序、各券别小面额货币供应是否充分及整洁度情况等10个问题。

调查共发放问卷27份，调查各类商户27个，其中大型生活超市2个，小型超市及商铺11个，高桥市场批零商铺12个，肯德基快餐店1个，大型网吧1个。据对商户的调查统计，在银行开立经营性账户的商户共15家，占调查商户总数的55.6%。

调查统计，认为当前小面额货币供应在总体上充分或一般的商户共16个，占被调查数量的59.3%；认为在总体上临时性紧缺的商户5个，占被调查数量的18.5%；认为在总体上经常性紧缺的商户6个，占被调查数量的22.2%。

对于各券别小面额货币的整洁度调查，被调查对象多数反映整洁度好，或是较好，仅有反映10元券较差的2个，5元券较差的2个，1元券较差的4个、差的1个，5角券较差的2个、差的1个，1角券较差和差的各1个。说明公众印象中的小面额货币市场整洁度较高。

此次调查，还对中国银行、工商银行、农业银行、建设银行、交通银行、长沙银行、招商银行、光大银行、中信银行、农村合作银行、邮政储蓄银行等11家商业银行的14个网点进行了试兑换零钞调查和询问。被调查的商业银行网点都可以提供兑零服务，但可提供兑换的小票额货币券别较少，提供1元券兑换服务的仅3家，数量有限，兑完为止；时间有限，每周一天，还要预约。

二、存在的主要问题

(一)市场1元券供应使用较为紧缺的情况相对突出。

调查显示，被调查对象评价目前市场上小面额货币供应在总体上较为充分，10元、5元、5角、1角券市场较少反映紧缺。虽然存在被调查对象未予评价的情况，但都口头表示该两种券别没有供应问题。而对于1元券的供应情况，被调查对象认为供应充分或一般的11个，占全部被调查商户的40.74%，评价为临时性紧缺的7个，占25.93%，评价经常性紧缺的9个，占33.33%。总体评价为紧缺的共16个，占比59.26%。由此可见，在各券别小面额货币供应和使用中，1元券供应相对紧缺，不少商户希望银行能帮助更多地兑换1元零钞。

(二)银行提供小面额货币兑换服务的情况不容乐观。

对于1元券的供应，一是商业银行存在差别服务。被调查27个商户中，反映长期可从银行兑换的商户12个，其中开立了银行经营性账户的商户10个，未开立经营性账户的商户仅2个，且据反映是因为有熟人在银行工作；从银行兑换的小面额货币占自身需求量70%-100%的商户仅5个，主要是大型超市。同时，商业银行对本行储户和随机客户的服务也存在较大差别。被调查商户中反映非开户商业银行未提供小面额货币兑换的共11个，反映提供了该项服务的4个，二是从银行兑换的数量少。被调查商户从银行兑换数量占自身找零需求量的比例多在35%以下，共7个，兑换数量占需求量的10%-35%不等，较多的商户反映银行不提供小面额货币兑换服务。

从对银行网点的调查情况看，所有银行网点可提供10元、5元券兑换服务；5角、1角券由于需求量小，有少量库存可兑换；提供1券纸币兑换服务的仅3家，提供1元硬币兑换的2家。多数银行网点表明，在每周的相对固定的时间(如周三)可提供1元纸币兑换，客户可预约，但数量有限。以上对银行网点的调查情况也基本印证被调查商户的反映。

(三)存在从非正规渠道获取小面额货币的情况。

调查显示，27个商户中有12个可从出售小额商品中正常获取小面额货币，获取数量占自身需求量的10-70%不等；可从他人处无偿兑换小面额货币的商户8个，多为熟人关系，获取数量占自身需求量的10%至100%不等，其中可直接从公交公司兑换小面额货币的商户2个。

除以上正常渠道获取小面额货币外，调查还发现存在从他人处有偿兑换小面额货币情况的商户共11个，占被调查商户总数量的40.7%，其有偿兑换数量占自身需求量在90%以上的5个，兑换数量占自身需求量20-30%的3个，兑换数量占自身需求量10%以下的3个。被调查商户反映，市场有人专门从事1元券的非法议价售卖活动，并提供送货上门服务，兑换比价一般为100:99，提供的1元券有回笼券也有原封新券。

三、原因分析

造成1元券相对紧缺，既有金融机构自身的主观因素，也有来自社会经济方面的客观影响。

(一)金融机构方面。

1、小面额货币投放较为困难。一是商业银行中心库不愿取。与等值大额人民币相比，小面额货币体积大、重量大，保管、搬运、清点难，费时、费力，占用库房空间大。由于各商业银行实行严格的库存管理和成本控制，为减少运输次数及费用开支，一般情况下都是提取大面额货币，对小面额货币则尽量少提取，这在投放旺季更为明显。二是一线网点不愿用。商业银行实行综合柜员制后，一线人员减少，工作量加大，为减少现金收付环节所耗费的时间，业务人员在提取现金款项时，尽量选择大面额货币，而不按日常业务需要备足小面额现钞。而其上级职能部门有关调拨人员对基层网点零钞的实际需求并不完全了解，只按各基层网点业务人员的请求进行调拨。同时，金融机构基层网点因怕增加麻烦，大多时候不乐意接收客户储存小面额货币，这在无形中阻碍了小面额货币正常流转。以上情况，对1元券的供给造成了较大影响，人为产生和加剧了供求矛盾。

2、商业银行社会服务意识不强。除对大型生活超市等单位外，商业银行普遍忽略小面额货币的供应服务，尤其是面对社会公众的小面额货币兑换无偿服务，商业银行营业网点的积极性不高，拒绝兑换的现象比较突出。

3、人民银行缺乏对投放渠道的监控手段。从小面额货币供应总量看，近年都是大幅递增，能满足经济生活中现金交易的基本需求。但是，对于投放商业银行的小面额货币去向，没有有效的监控手段，约束、制约措施较为欠缺。

(二)社会经济方面。

1、市场小面额货币需求量大。目前社会公众依然有较强的现金消费偏好，转账、刷卡等非现金支付方式还没有得到广泛普及，使流通现金需求比较旺盛。据调查，城镇居民缴纳水电费、购买生活用品持100元券大面额钞票的比例高达86％，而消费金额不足100元的占75％以上，几乎每次现金交易都需要商户提供“持大换小”服务。

2、社会公众用现和持币存在不良习惯。一是金融机构柜台小面额货币支付难。居民普遍存在喜欢大面额货币，厌恶小面额货币的思想观点，在支取现金时“求大拒小”的特点十分明显。据对14家金融机构柜台现金支付情况统计，城市居民在金融机构提取现金有98％的客户指定要100元券，仅有2％的客户提取50元或10元券。金融机构与居民的供需双方一致性偏好导致小面额货币的投放渠道不畅。二是大部分公众“喜大嫌小”，没有随身携带零钱的习惯，但在消费时又因找零困难而抱怨提供商品和服务的商户，继而商户又将矛盾转嫁金融部门。

3、一元硬币推广使用难。推广使用硬币是解决小面额货币紧缺的一个重要措施，但由于基层目前仍然缺乏使用硬币的市政设施，如投币电话等，且商业、服务业售货、售票自动化水平低，银行出纳部门收付、清分硬币自动化基本上是空白，还不具备完全使用硬币的配套条件，加之对硬币发行宣传力度不够，人们没有感受到使用硬币的诸多好处，因此硬币反而因其不便携带和保管，已成为不受欢迎的“储藏品”。

4、人为囤积和非法买卖。在小面额货币特别是1角券供应总量充足的情况下，对小面额货币的跟风收藏热和非法议价售卖活动囤积了较多的1角券在流通循环体系之外，破坏了投回平衡。

四、工作措施

1、科学预测，确保小面额货币供应。充分利用人民币流通状况监测点反馈的信息，及时掌握流通市场上各阶段的小面额货币需求，进行有针对性的调拨申请和投放，增强小面额货币供应工作的主动性，从总量上尽可能地多投放和提供小面额货币。

2、硬性搭配，优化流通中人民币券别结构。根据各金融机构每日调缴款金额，按一定比例硬性搭配小面额货币。同时督促商业银行建立“一对一”服务模式，即通过金融机构直接向各大超市和小商品市场投放小面额货币。

3、有效监督，促进小面额货币投放。一是要求商业银行建立小面额货币兑换的相关制度，设立兑换窗口，并规定合理的小面额货币特别是1元券的兑换额度，尽可能避免对重点客户和随机客户的差异性对待，或对“熟人”的大量兑换。二是将小面额货币供应工作作为对商业银行人民币收付业务检查的一项重要内容，对投放给商业银行的小面额货币去向进行细致的跟踪调查，对于查实因私人关系大量兑换或差异性对待的商业银行进行通报，并抄送其省分行、总行。三是各金融机构要适当调增业务库存限额，加大小面额货币调拨力度，把应尽的社会责任落实到位。

五、几点建议

1、加大硬币投放力度。针对5角、1角券印制成本高，难于伪造的特点，加大5角、1角券硬币的投放力度，继而增强1元硬币防伪功能，解决硬币清分、检伪和使用的难题，逐步实现1元（含）以下小面额货币硬币化。

2、研制开发具有大小额人民币兑换业务功能的自动提款机。针对目前ATM机只能提取100元和50元两种大面额人民币的缺陷，积极研制开发可根据客户需要提取、兑换各种券别人民币的自动提款机，在商场、各种缴费场所等合理安放，方便居民使用，实现大小额人民币由公众按需自行兑换。

货币供应篇7

关键词：货币供给 股票价格 实例研究

一、货币供给的层次划分

西方的货币通常划分为四个层次，而我国一般划分为三个层次MO、M1和M2。MO：流通中现金；M1：MO+单位活期存款；M2：M1+居民储蓄存款+单位定期存款+单位其他存款+证券公司客户保证金+外资合资金融机构存款+住房公积金中心存款+非存款类金融机构存款。

事实上，货币层次划分也不是固定不变的，随着国家市场情况和货币化程度的变化而调整。

二、股票市场价格的度量

股票不像债券有面值，股票的价格完全是由市场的供给与需求决定的。股票的价格，简单来说就是在证券交易所上I方愿意购买的价格，卖方愿意出售的价格。一般公司会找证券公司代销，他们之间会进行一定的协商。打新股也是很多炒股人士热哀的一件事。

三、货币供应量与股票价格关系的分析

（一）流通中的货币对股市的影响

2015年的上半年股市一片大好，几乎大家都投入到股市之中。大盘最高涨到5000多点。但是到了暑假的时候，一路狂跌，最终跌破3000点大关。为此国家不断往股市里投入资金，数额巨大，最终才使大盘稳定在3000左右。至今为止，大盘都没有冲破4000点。货币如果大量流入股市，造成货币交易量增加，通货膨胀。人们手中有了更多的钱，他们就倾向于投资，买股票，导致股票价格上升。同时，从另一方面来说，通货膨胀导致把钱存在银行的成本上升，存款利率的增长远远不及通货膨胀的速度。所以，理智人都会把钱用于投资。买股票是大家普遍会想到的一种方式，大量购买导致股票价格上升。不过，最近这两年大量资金投入到房地产使得房价大增，流入到股市的资金不多，所以股票涨幅普遍较缓。人们预期也是导致股票上升的一个因素。人们普遍预期股票价格会上升，大量资金购买，最终导致股票价格真的上升。反之，人们预期股票价格下跌，大量资金撤出，股票价格可能会下跌。

（二）狭义货币量对股市的影响

狭义货币量是最活跃的购买力，对货币流通影响最为强烈，与宏观经济市场供求具有高度的相关性。人们会根据货币收益率，资产收益率，大盘前景来不断的调整自己手头的股票数量。货币作为资产的一种形式，人们会根据自己存贷款利率不断变化自己手中货币的数量。以前，大家都爱把钱存在银行里面。而现在，人们更喜欢进行投资，无论是企业还是个人。公司如果经营的比较好，就会不断有人进行投资，从而股价大涨。反之，如果公司连连亏损，就不会有人投资，随之而来的则是股价的大跌。

（三）广义货币供应量对股市的影响

广义货币供应量既包括流通中的货币也包括狭义货币量，其对股价的影响既有长期影响也有短期影响。从短期来看，主要是流通中的货币带来的影响。它影响的原因主要在第（1）条就谈论过了。从长期来看，如果人们把更多的钱投入到定期存款，住房公积金等方式的存款形式，这无形之中就会减少流通中的货币和活期存款，流入到股市的资金就会减少，从而造成股价下跌。如果公司把钱过多的用于购买固定资产、原材料，修建厂房等不容易转换成货币资金的这些方面。那么，公司就有可能错过好的项目，股价也会受到一定的影响。所以，总的来说，如果人们投资的欲望大于持有货币的欲望，那么人们就会购买股票，导致股票涨价。

（四）其他方面的影响

从国家层面来说，如果国家推行扩张性的财政政策，就会推动货币供应量的上升，同时推动股价上升，企业的净资产就会增加，产出增加，银行就会给企业更多的贷款额度，导致股价进一步上升。反之，紧缩性的货币政策则会导致股价下跌。从人们来说，人们财富增加，相应的投资需求也会增加。即使人们的工资涨了，物价也涨了，但是人们会有一种货币幻觉，同样会增加消费。同时，如果人们急需用钱，人们也更偏好与出售像股票这种流动性比较强的资产，而不是去出售房屋。企业也是如此。

四、结论与建议

总的来说，货币供应量对股价有正方向的影响，它们变化的方向一致。货币供应量增加，股价上升。货币供应量减少，股价下跌。但是影响股价的因素有很多，货币供应量只是其中的一种。对于货币的供应量与股价，我有以下几点建议：

（1）货币的政策制定者要经常关注股票价格的走势。股票的价格影响着许多公司和千千万万的股民他们的经济利益。从股票价格的走势，我们可以看出很多经济信息。比如说，国家大力支持环保事业，那么环保股就有很大的可能性会涨。同时，我们也可以通过股价的变化速率，走势，看出市场中流通的货币量是否过多或过少。这也为政策制定者提供很好的参考依据。

（2）提高货币政策的透明度也是非常有必要的。因为，提高货币政策的透明度，可以让公司根据政策做出正确的判断，制定出最佳的投资方案。同时，公开透明的货币政策也有助于受到社会的监督，使每个人都有参与谈论，监督的权利，从而更好的使货币政策推行下去。

货币供应篇8

提要：实证研究表明：在长期，国内生产总值与货币供应量之间存在均衡的协整关系，且二者之间存在因果关系；在短期，货币供应量对国内生产总值的影响性质与长期基本相同，但M2对国内生产总值的影响是反向的，即M2增长，国内生产总值反而会下降。因此，国家在制定货币供应政策时要以推动GDP的增长为目的，在制定利率政策时要考虑均衡的利率，同时还要综合运用财政政策，增强货币政策的灵活性和可持续性。

在现代市场经济中，货币供应量与经济的增长有着密切联系。分析货币供应量的变动与经济增长之间的关系，对于制定正确的宏观经济调控政策具有重要的意义。

一、数据来源和统计方法

（一）数据说明。本文主要是检验我国实行的货币政策对经济增长的影响。因此，在货币政策方面，选用了不同层次的货币供给量M0、M1、M2作为研究对象；在反映国家经济增长方面，国内生产总值可根据核算价格标准的不同，分为名义GDP和实际GDP。因为货币供应量的变动会引起价格水平的变动，进而影响名义GDP的变动。因此，本文选用了名义国内生产总值作为研究对象。其中，各层次货币供应量的统计口径如下：

M0：流通中现钞；

M1：M0+活期存款；

M2：M1+定期存款+储蓄存款+其他存款。

本文数据均来自2009年统计年鉴，样本区间为1990～2008年，数据处理使用Eviews5.1软件。

由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，所以对名义GDP和3种货币供应量进行自然对数变换，分别用lnGDP、lnM表示自然对数的名义国内生产总值、货币供应额。

（二）统计方法。本文运用协整检验和Granger因果检验的方法对我国国内生产总值与不同层次货币供应量的关系进行分析。具体分为以下四个步骤：

1、单位根检验。经济的时间序列大多是非平稳的，采用非平稳的时间序列来研究变量之间的相互关系，很可能会出现谬误回归，得出错误的结论。为了避免谬误回归的出现，在对时间序列进行分析时，首先要进行序列的平稳性检验。单位根检验是平稳性检验常用的方法，包括DF检验和ADF检验。为消除误差项自相关的影响，一般采用ADF检验。

2、协整检验。一些时间序列，虽然自身是非平稳的，但是它们的某种线形组合却是平稳的，这个线形组合反映了变量之间长期稳定的关系，称为协整关系。具有协整关系的时间序列是不会产生谬误回归的。通常对双变量进行协整检验时，一般采用Engel和Granger的二阶段分析法。

3、误差修正模型。根据Granger定理，有协整关系的变量之间一定存在误差修正模型，它反映了变量之间的短期动态影响关系。我们通过差分把非平稳序列变换为平稳序列时，不仅经济变量关系的长期信息会丧失，还会导致回归模型序列具有相关性，使回归分析失效。而误差修正模型则可以克服这些问题，不仅能够保留变量关系的长期动态信息，而且还能够保证回归分析的有效性。

4、Granger因果检验。Granger曾指出，若变量之间存在协整关系，则这些变量之间至少存在一个方向上的Granger因果关系，Granger因果关系是描述两变量相互作用影响的一种统计关系，它是基于双变量VAR来实现的。

二、检验结果与分析

（一）ADF检验结果。表1是对我国国内的生产总值与不同层次的货币供应量进行ADF检验的结果。（表1）从中可以看出，原序列lnGDP的ADF检验统计量是-0.622529，大于显著性水平为10%的临界值-2.660551，表明原序列是非平稳的，但经过一阶差分后的ADF统计量是-2.7129，小于临界值-2.673459，是平稳的，即非平稳序列lnGDP经过一阶差分平稳，是一阶单整序列。同理，lnM0、lnM1、lnM2的水平序列均没有通过数据平稳的假设，是不平稳的，而一阶差分序列通过了假设，是平稳的，因此这些经济变量的时间序列都是一阶单整的，可以进行变量间的协整检验。

（二）协整检验结果。本文采用Engle-Granger两步检验法检验lnGDP与lnM是否协整。首先用最小二乘法对lnGDP与lnM进行协整回归，然后再对协整回归得到的残差进行单位根检验，若残差序列平稳，则说明存在协整关系，否则不存在。检验结果见表2。（表2）可知，由于序列e0、e1、e2的检验统计量值均小于临界值，可以认为估计残差序列e为平稳序列，这表明lnGDP与lnM0、lnM1、lnM2存在长期稳定的均衡关系，即协整关系。

lnGDP＝1.298366＋1.072621lnM0（1）

（5.2646）（40.85478）

lnGDP＝2.42845＋0.837883lnM1（2）

（11.66）（42.9697）

lnGDP＝2.37＋0.7757lnM2（3）

（14.6576）（55.7063）

方程（1）～（3）为两变量间的协整方程，即变量间长期均衡关系。协整检验结果表明，货币供给量与国内生产总值之间存在协整关系，货币供给量与国内生产总值正相关，扩张的货币政策能够推动国内生产总值的增加，促进经济的增长。紧缩的货币政策能减缓经济的增长，货币供给量对国内生产总值有重要影响。

（三）误差修正模型。根据定理，若干单整变量只要存在协整关系，就可以建立误差修正模型，采用Eviews5.1软件可以得到：

lnGDP＝0.075＋0.557lnM0＋0.6277et-1

lnGDP＝0.055＋0.5514lnM1-0.2754et-1

lnGDP＝-0.0298＋0.96lnM2-0.1575et-1

协整方程描述了变量间的长期关系，误差修正模型描述了变量间的短期关系。误差修正模型可以确定变量间的相互调整速度和短期互动影响力。

从模型中可以看出，如果M0变化1%，会引起国内生产总值变化57.7%，误差修正系数为0.6277。如果M1变化1%，会引起国内生产总值变化55.14%，误差修正系数为-0.2754，符合反向调整机制，当期短期波动与长期均衡的偏离有27.54%会在下期得以调整。如果M2变化1%，会引起国内生产总值变化96%，误差修正系数为-0.1575，符合反向调整机制，当期短期波动与长期均衡的偏离有15.75%会在下期得以调整。因此，我国货币供给量的变化对经济的增长有明显的促进作用。

（四）Granger检验。对经济变量两两进行Granger检验，结果如表3、表4、表5所示。(表3、表4、表5)

通过因果检验可以看出，lnM0、lnM1、lnM2均为引致lnGDP变化的Granger原因，而lnGDP是引致lnM2变化的Granger原因。因此，在Granger意义上，货币供应量与经济增长之间存在因果关系，相互影响，形成一个复杂的循环。即一方面货币供应量的变化会引起经济增长的变化；另一方面经济增长的变化也会引起货币供应量的变化，这表明货币政策和经济增长之间存在一定的互动关系。

三、政策建议

从以上的实证分析可以得出以下结论：从长期看，货币供给量是推动经济增长的主要因素。由于货币政策能够通过货币供给量来影响国内生产总值，因此可以通过实施适宜的货币政策对经济增长进行宏观调控。由于在长期中货币供给量对经济的增长具有正向影响，紧缩性的货币政策可以抑制经济的过快增长，而稳定的货币供应量可以避免消费和投资的过快增长，可以有效稳定市场经济，防止通货膨胀的发生。

主要参考文献：

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[3]武剑.货币政策与经济增长-中国货币政策发展取向研究[M].上海：上海人民出版社，2000.

[4]胡永刚.当代西方经济周期理论[M].上海：上海财经大学出版社，2002.

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