广义货币范文

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。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。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。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。2短期国际资本流动波动率与经济增长率2.1Granger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。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］EdwardsS.Capitalcontrols，capitalflowcontractions，andmacroeconomicvulnerability［R］.NBERWorkingPaper，2007.

［2］PapaioannouE.Whatdrivesinternationalfinancialflows?Politics，institutionsandotherdeterminants［J］.JournalofDevelopmentEconomics，2009，88(2):269-281.

［3］FilerLH.Largecapitalinflowstokorea:thetraditionaldevelopingeconomystory［J］.JournalofAsianEconomics，2004，(15):99-110.

［4］AthukoralaPC，RajapatiranaS.Capitalflowsandtherealexchangerate:acomparativestudyofasiaandlatinamerica［R］.TheWorldEconomy，2003，26(4):613-637.

［5］CelasunO，DenizerC，HeD.Capitalflows，macroeconomicmanagementandthefinancialsystem:theturkishcase，1889-1897［R］.WorldBankWorkingPaper，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.

广义货币范文篇2

关键词：存款准备金率；广义货币乘数；Johansen协整检验

一、引言

法定存款准备金是中央银行货币政策工具的“三大法宝”之一，因其微小的调整就会给经济带来极大的震动，在西方国家央行已淡化这一政策工具，但从2003年5月份开始，我国经济走出通货紧缩的阴影，经济局部过热初露端倪，广义货币M2增长在20%以上，为避免低水平重复建设，控制货币信贷增长过快，央行在9月25日将存款准备金率从6%提高到7%，但在以后的几年里，固定资产投资规模仍继续扩大，货币供应量仍过快增长，通货膨胀压力不断增加，央行不得不频繁上调法定存款准备金率，仅2007年就上调了10次，到2008年4月，已经提高到16.5%。根据货币理论，央行通过调整法定存款准备金率来影响广义货币乘数，进而影响货币供应量，实现货币政策目标，但由于现实中存在超额准备金、现金漏损等，使广义货币乘数的倍数效应缩小，那么我国近期对存款准备金率的频繁调整在多大程度影响了广义货币乘数?其作为我国现阶段常规政策工具是否有利于货币政策目标的实现?

关于货币乘数的研究，陈学彬(1998)指出存款准备金率和超额准备金率对货币乘数的影响力量上是相同的，但超额准备金率对m1和m2的变动量大于存款准备金率的变动量，存款准备金率因变动较少基本未对货币乘数的短期波动产生影响。张桥云(2006)运用小波分析及建立货币乘数m2的动态模型，得出未来3年内我国广义货币乘数将在4.50-4.85之间缓慢爬升；法定准备金率的调整对货币乘数的作用时滞约为1-2个季度。张坤(2008)认为法定存款准备金率的调整对货币乘数，无论是m1还是m2影响都很小，不能直接对货币乘数产生影响。

二、广义货币乘数的实证分析

(一)广义货币乘数m2的计算公式

广义货币乘数是货币供应量和基础货币之比，即MS/B。我国货币供应量分为3个层次：M0=流通中的现金(C)；M1(狭义货币)=M0+活期存款(D)；M2(广义货币)=M1+定期存款+储蓄存款+其他存款(我国定期存款、储蓄存款、其它存款实行统一的法定存款准备金率，故本文将其合并简称为定期存款T)。基础货币(B)=流通中的现金(C)+银行准备金(R)，其中R包括法定存款准备金(Rd)和超额准备金(Re)，通货比率k=C/D，定期存款比率t=T/D，据此则有广义货币乘数m2的计算公式：

m2=M2/B=C+D+T/C+R=1+k+t/k+(rd+re)(1+t)

(二)实证分析

根据上述公式，本文选取2003年第一季度――2008年第一季度逐季数据资料对广义货币乘数的影响因素进行分析，原始资料M0、M1、M2、T、R、D、re、rd从中国人民银行网上资料《货币当局资产负债表》和《中国货币政策执行报告》获得，k、t通过计算获得。

1.长期效应分析：Johansen协整检验

本文先对广义货币乘数m2、法定存款准备金率、超额准备金率、现金比率、定期存款比率进行季节性处理，消除季节趋势，然后对季节处理后的数据分别取自然对数，防止异方差，经单位根检验，均为一阶单根(结果略)。

由于时间序列LNM2、LNRE、LNRD、LNK、LNT的单整阶数相同，可能存在协整关系，即变量之间长期稳定的比例关系。本文使用Johansen(1995)多变量协整检验方法对时间序列广义货币乘数m2、法定存款准备金率re、超额准备金率rd、现金比率k、定期存款比率t进行协整检验。Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，在进行协整检验以前，必须首先确定VAR模型的结构。

用赤池(Akaike)信息准则(AIC)或用施瓦茨(Schwartz)准则(SC)选择最大滞后期k值，选择k值的原则是在增加k值的过程中使AIC的值或SC的值达到最小。通过模型选择的联合检验和实际经济意义确定滞后期为3，则VAR模型为VAR(3)，最后确定合适的协整检验模型为滞后期3期有常数项。

LNM2、LNRE、LNRD之间Johansen协整检验结果(见表1)显示变量之间存在两个协整关系；LNM2、LNK、LNT之间Johansen协整检验结果(见表2)显示变量之间存在一个协整关系。

Loglikelihood(最大似然比)：196.7806从表1、2可以看出法定存款准备金率rd对广义货币乘数m2的贡献率大于超额准备金率re，但效应较小，法定存款准备金率每调高1%，广义货币乘数仅变动1.12%；而定期存款比率t的变动对广义货币乘数的贡献率大于现金比率k。

2.短期效应分析：脉冲响应函数和格兰杰因果关系检验

通过Johansen协整检验，可以看出法定存款准金率的变动对广义货币乘数有影响，但我国从2006年开始频繁调整法定存款准备金率，仅2007年就调高10次，可为何目前我国的通货膨胀依然高居不下，金融市场流动性依然愈来愈多?为进一步研究re、rd、k、t和m2之间的因果关系，再用脉冲响应函数和格兰杰因果关系检验进行短期效应分析。

(1)脉冲响应函数

ResponseofLNM2toOneS.D.Innovations

从图中可以看出，广义货币乘数m2对其自身微小变动引起的波动滞后3期达到最大，之后开始递减，至6期为0；法定存款准备金率rd的微小波动对m2的冲击在当前几乎没有反应，4期后才逐渐增大，到8期后才达到最大，随后又开始下降；超额准备金率re的微小波动对m2的冲击开始不显现，到6期达到正影响最大；现金比率k在2期后达到最大，6期后转为负影响；定期存款比率t在4期后达到最大，7期后转为负影响。

法定存款准备金率rd在影响广义货币乘数m2时，时滞期最长，这是因为当中央银行调高法定存款准备金率时，商业银行为了赢利可降低超额准备金率，加之中央银行货币政策的内部时滞和外部时滞，使得法定存款准备金政策在短期内无法迅速收效。

(2)格兰杰因果关系检验

表明在至少95%的置信水平下，rd不是m2的格兰杰因果关系，即存款准备金率的变动不会引起广义货币乘数的变动，但K、re、t是m2的格兰杰因果关系，且rd不是re的格兰杰因果关系，但Re是rd的格兰杰因果关系。

三、结论

通过上述实证分析，本文得到的结论如下：

第一，从长期看，法定存款准备金率与广义货币乘数有长期稳定关系，即法定存款准备金率的变动会引起广义货币乘数的变动，但是效应较小。

第二，从短期看，法定存款准备金率的频繁调整并没有对广义货币乘数产生影响。

既然法定存款准备金率的频繁调整对广义货币乘数在短期内没有影响，在长期内的影响也较小，那么中央银行为什么还要频繁调整法定存款准备金率呢?

首先，中央银行通过频繁调整法定存款准备金率来影响商业银行的超额准备金率，可降低中央银行进行宏观调控的成本。由于国际收支的双顺差导致外汇占款过多，在强制售汇制度下，中央银行只能被动接受以外汇占款形式增加的基础货币，使金融市场的流动性愈加过剩，靠发行央行票据的公开市场操作使央行的财务成本不断增加，以2006年末和2007年末为例，央行发行债券余额分别为29741亿元和34469亿元，若以一年期2.79%来计算，央行需支付利息829.77亿元和961.69亿元，且每发行1元的票据，仅能收回0.3元的市场流动性。而法定存款准备金利率和超额存款准备金利率1年期分别为1.89%和0.99%，不仅节约了成本，而且法定存款准备金率每变动1%就可冻结1500亿元资金，可迅速减少基础货币投放。

其次，中央银行通过频繁调整法定存款准备金率来发挥法定存款准备金政策的告示效应，目的在于反映中央银行的政策意图，改变金融机构和社会公众的预期，从而有利于货币政策目标的实现。

参考文献：

[1]陈学彬.我国近期货币乘数变动态势及影响因素的实证分析.金融研究，1998.1.

[2]张坤，孟祥赫.我国货币乘数影响因素分析.财经界，2008.1.

广义货币范文

【关键词】经济发展政府调控大国货币货币政策独立性

一、引言

近年来，以广义货币供应量（M2）测度的流动性飞速增长是我国经济发展的典型事实。2008年以来，我国GDP的平均增速为9.24%，而广义货币余额平均增速为18.53%，至2013年10月底我国广义货币（M2）余额达108万亿元。M2与GDP的比率已接近200%，创下全球新高，远高于美国的67%、欧元区的95%、英国的133%。

不可否认，经济的高速增长需要有一定规模的货币（M2）支持，但货币的过快增长对经济健康发展并无益处，过快增长的货币余额可能导致通货膨胀、物价上涨，逐渐稀释民众的财富，严重时甚至可能引发金融危机。尽管央行货币政策已由2008年金融危机期间的适度宽松转向稳健，但金融系统仍存在信贷结构扭曲、期限错配等问题，导致金融支持实体经济（尤其是小微型企业和“三农”）的宏观调控政策落实不到位，严重影响了我国经济结构的转型优化和健康持续发展。在这种背景下，本文通过实证研究分析影响我国货币供给的因素，试图找到导致我国货币过快增长的根源，为相关政策制定提供经验证据。

二、模型和数据

1、模型

基于现有经济理论和相关文献，本文着重分析经济发展（ED）、政府调控（GC）、大国货币（LC）和银行行为（BA）四类因素对我国货币供给（M2）的影响，建立如下模型：

lnM2t=？茁+？准EDt+？准GCt+？鬃LCt+？灼BAt+？着t

其中，每类因素又包含若干变量。具体如下：

（1）经济发展。按照货币数量理论的观点，一国货币需求由经济中商品和劳务的交易数量（一般用国民生产总值，即GDP）决定，货币供给的增加必将引起物价的上涨。此外，货币供应量和投资者持有的其他资产的价格变动之间存在某种关系（Tobin，1982），比如股市收益率上升将减少银行的存款，进而减少可创造的信用货币数量（袁奥博、徐艳，2013）。因此，后文实证研究中经济发展因素主要考虑经济增长和股市繁荣程度两个指标。

（2）政府调控。尽管在货币政策效力问题上存在分歧，凯恩斯学派和弗里德曼货币主义学派都认为中央银行可以自主调控货币供给，前者根据经济运行情况主动地变动利率，调节货币供应量，后者建议实行固定规则调节货币供给。在实践中，调节货币供给的对象包括基础货币（M1）、利率和存款准备金率三种。但是，由于我国货币乘数的不稳定性（张延群，2010；王静和魏先华，2012），加之商业银行近年来大力发展表外业务也削弱了利率和准备金率的调控效果，因此，基础货币和准备金率是否能影响广义货币仍需实证检验确定。另外，我国仍未实行完全市场化的汇率形成机制，因此，汇率和财政政策也可能影响到货币供给。最后，我国财政支出的变动也会影响到货币供给（靳卫萍，2002）；胡永刚和张运峰，2005；邵腾伟和冉光和，2011）。因此，政府调控因素包括了基础货币、存款准备金率、汇率、财政支出等指标。

（3）大国货币。根据克鲁格曼的“三元悖论”，即本国货币政策的独立性、汇率的稳定性和资本的完全流动性最多只能同时满足两个目标，而长期以来我国都致力保持汇率的稳定和国际资本的相对自由流动，因此不可避免地会丧失一定的货币独立性。陈磊和侯鹏（2011）和李南妮（2013）的实证分析也表明，美国和日本的量化宽松政策确实导致了我国货币供应量的增加，加大了我国的通胀压力。由于我国对外贸易中使用美元和人民币结算金额达70%以上，按照国际清算银行的统计口径，在人民币有效汇率的一篮子货币中，美元和日元合计也占35%。因此，大国货币因素中本文考虑了美国和日本货币供应对我国的溢出效应。

（4）银行行为。金融机构尤其是商业银行的存贷款构成了我国广义货币的重要部分。金融债券是银行等金融机构作为筹资主体发行的债券，作为金融机构主动负债、增加资金来源的手段能够扩大金融机构的信贷规模，进而增加货币供给的数量。同时，存贷款利差是银行利润的重要来源，当利差扩大时，银行出于逐利动机会扩大存贷款规模，从而扩大广义货币的数量。因此，银行行为因素包括银行债券和存贷款利差两个指标。

2、数据

经济发展方面，本文选用名义季度国内生产总值表示经济增长，数据来源于国家统计局网站；股市繁荣程度使用的是每季度上证指数的算术平均值，数据来源于国泰安数据库。

政府调控方面，基础货币（M1）数据来源于中国人民银行网站；存款准备金率2008年9月份以前的数据为央行公布的存款准备金率，2008年9月准备金改革后，使用大型金融机构的准备金率，在其季度值中每遇到准备金率调整则按日期加权平均，准备金数据来自中商情报网；由于我国外汇以美元计价，且大部分资产为美元资产，所以汇率数据使用美元兑人民币中间价，季度数据由每季度的交易日的中间价作算数平均得到，之后取倒数得到人民币相对美元的币值，数据来源于国家外汇管理局网站；财政支出变量以每季度的国家财政预算支出作为替代变量，数据来自中经网统计数据库。

大国货币方面，美国和日本的广义货币供给M2的数据来源于中经数据库中经网统计数据库。

银行行为方面，金融债券采用央行统计的金融债券的发行金额，由月度数据求和得出；经营利差定义为：（利息收入+手续费及佣金净收入）/（利息支出+手续费及佣金收入），其中计算经营利差的数据为每季度的增量数据，考虑了我国包括工商银行、建设银行、中国银行、交通银行、民生银行、浦发银行和招商银行在内的几家主要银行，农业银行的可用数据较少故不计算入内，将上述几家银行的季度利差求算数平均得到我国银行的平均经营利差，用以衡量我国银行总体的利差水平，各银行的数据来源于和讯财经网。

为了便于计算货币供应量对各变量的弹性，同时弱化数据异方差影响，本文对所有数据取自然对数。取对数后各变量表示如下：lnRMBM2（广义货币M2）、lnGDP（经济增长）、lnSHI（上证指数）、lnRMBM1（基础货币M1）、lnRFR（准备金率）、lnCV（人民币兑美元汇率）、lnFE（财政支出）、lnJPYM2（日元M2）、lnUSDM2（美元M2）、lnFB（金融债券）、lhMIM（银行经营利差）。所有数据的时间区间为2003年第1季度至2013年第3季度。

三、实证结果

本文采用普通最小二乘法对各参数进行估计。首先将经济发展、政府调控、大国货币和银行行为四类因素逐类对广义货币进行回归，然后再将四类因素所有变量共同对广义货币回归得到全变量模型，最后通过逐步回归法多次试验得到最优显著模型。具体回归结果见表1。

在经济发展因素模型（模型1）中，GDP和上证指数两个变量均通过了统计显著性检验，其系数表明经济增长和股市繁荣程度每增加1个百分点将导致我国货币供应增加0.392和0.435个百分点。政府调控因素模型（模型2）中，基础货币M1和人民币值两个变量参数显著为正且超过1，表明基础货币M1和人民币值每增加1个百分点将导致我国货币供应增加1.036和1.747个百分点；准备金率显著为负，表明准备金率每增加1个百分点将导致我国货币供应减少约0.327个百分点，对货币供应的负向影响较小；财政支出的参数不显著。大国货币模型（模型3）中的美元和日元数量参数均显著为正，意味着美元和日元各自每增加1个百分点，人民币广义货币将增加2.155和1.968个百分点，我国广义货币受外部因素影响明显。银行行为模型（模型4）里金融债券显著为正，金融债券每增加1个百分点将导致我国货币供应增加0.469个百分点，银行经营利差系数不显著。为了综合考察各因素对广义货币供给的影响，对全变量模型（模型5）回归后发现，基础货币M1、准备金率、日元M2、美元M2、金融债券和银行经营利差六个变量均显著，其系数表明基础货币M1、日元M2、美元M2和金融债券每增加1个百分点，广义货币将相应增加0.773、0.92、0.844和0.023个百分点，准备金率和银行经营利差每增加1个百分点，广义货币将相应减少0.113和0.102个百分点。

值得注意的是，经济增长的回归系数小且不显著，可以认为我国经济增长引发的对货币的需求并没有促进货币供给量的增加。可见，当前我国的情形是，经济发展与货币供应量两者之间已经没有太多直接有效的联系，两者各自受到其他因素影响而独立增长。因此，试图用货币供给调节经济增长可能导致政策失效。同样，准备金率对广义货币的影响也非常微弱，许多研究认为这是由于准备金率未按存款流动性分类进行差别划分、央行对准备金付息、商业银行持有巨额超额准备金、基础货币被动投放的影响等因素的存在，导致了法定准备金率工具对货币供应量的调节作用弱化。而美元、日元量化宽松对我国货币供给的强劲溢出效应无需多言。金融债券对广义货币的影响则最为微弱，这可能是因为金融债券发行审批严格，数量有限，使银行通过扩大负债来扩大贷款规模的能力有限。以经营利差测度的银行经营行为能对货币供给量起到一定的效果，但影响也十分微弱。一般而言，较大的银行经营利差会激励银行吸收更多存款释放更多贷款，从而使货币供给量增加。关于经营利差缩小反而推进货币供给增加的一个可能解释是：近年来，由于银行吸收存款的成本基本固定，存贷款的收入会因为市场利差缩小而减少，这时银行可能会进一步扩大存贷款业务规模，以维持甚至增加既有的利润规模，从而使得广义货币的数量扩大。

通过全变量模型使得参数高估的现象得到纠正，但由于变量较多可能存在多重共线性，使得部分变量的参数不显著，故应用逐步回归的方式多次利用普通最小二乘法进行试验，依次将模型1至模型4中的变量添加为模型的解释变量，当变量在10%显著性水平下显著则保留，否则剔除，当所有变量试验完后得到所有变量参数显著的模型，再次将不显著变量逐个加入该所有变量参数均显著的模型中，若参数不显著则剔除。最终得到各个参数均显著的最优显著模型，即模型6。在最优模型中基础货币M1、日元M2、美元M2和金融债券的系数显著为正，基础货币M1、日元M2、美元M2和金融债券每增加1个百分点，广义货币将相应增加0.763、1.072、0.793和0.024个百分点；经济发展、准备金率和银行经营利差的系数显著为负，表明这三个变量每增加1个百分点，广义货币将相应减少0.022、0.111和0.108个百分点。

经济发展变量在模型5中符号为负，系数非常小，这与理论预期不相符。对此可能的解释是，货币供应量的快速增长将逐渐阻碍我国经济的发展，同时导致经济发展与货币供应量直接相关性程度低。背离主流货币理论的原因可能是金融资源扭曲错配使大量金融资源投向房地产、地方政府融资平台以及“两高一剩”等受限行业或领域，导致投资驱动经济增长的模式难以改善。这也是房地产调控大打折扣和平台债务不断累积的主要原因，客观上导致金融体系对战略性新兴产业、中小企业、“三农”等实体经济领域的支持力度不足。这样看来，调整资金配置，加强对实体经济的支持，防止金融资产因过度膨胀而诱发金融危机显得十分重要。

四、结论与政策建议

本文实证研究了经济发展、政府调控、大国货币和银行行为四类因素对我国广义货币供给的影响，实证结果表明：尽管单因素模型中经济发展、基础货币、准备金率、美元数量和银行经营利差对我国广义货币数量有显著的影响，但在综合各类因素后，经济发展、准备金率和银行经营利差对广义货币供给的影响力度变得较为微弱，只有基础货币、日元数量和美元数量的影响强而显著，联系到我国货币投放的方式，本文认为我国货币供给具有较强外生性，央行货币政策独立性受到影响。

基于上述实证结论，本文认为要控制我国货币供应和物价增长，应从以下方面入手。第一，停止以增加货币供应量、释放流动性的方式来刺激经济增长，矫正金融资源配置，控制房地产、地方政府融资平台以及“两高一剩”等行业或领域的金融资源流入量，改善以投资驱动经济增长的模式，增强金融体系对战略性新兴产业、中小企业、“三农”等实体经济领域的支持力度。调整资金配置，增加对实体经济的支持，防止金融资产因过度膨胀而诱发金融危机。

第二，注意平衡国际收支，鼓励资本输出和贸易进口，提高外汇冲销的有效性，减缓外汇占款的增加速度；改革当前被动投放的货币模式，采取公开市场操作在二级市场上买卖债券投放人民币的主动方式。

第三，鉴于准备金率难以对货币供应量产生实质有效的影响，加上货币供应量与经济发展关系弱化，试图通过释放流动性来刺激经济增长已不再是有效方法，央行的调控应转到调整金融系统资源配置的结构和方向上来，而非继续释放流动，否则可能带来资产价格泡沫和陷入流动性陷阱的风险。

第四，在我国资本管制逐渐放松、汇率制度还没有完全浮动的背景下，要防止国际短期资本的流动对我国国内金融市场的冲击，维持人民币的汇率稳定，调整我国国际收支格局和汇率浮动制度，控制大国货币对我国货币供给的溢出效应，增强我国央行货币政策的独立性。

第五，引导金融机构调整盈利业务结构，增加中间业务和表外业务等服务项目的盈利，抑制金融机构扩大存贷款规模、维持利润的冲动，减少由于银行逐利行为导致的货币供应量过快增长。

（注：基金项目：海南省自然科学基金资助项目（712142）；海南大学青年基金项目（qnjj1139）。）

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