广义货币篇1

关键词：短期国际资本流动;广义货币供应量;经济波动

Short-termInternationalCapital，BroadMoneySupplyandEconomicGrowth

ZHOUTing-zuo，ZHANGYi-hao，LUNXiao-bo

（SchoolofBusiness，NanjingUniversity，Nanjing210093，China）

Abstract:Inthispaper，atheoreticalmodelconcerningtheinfluenceofShort-termInternationalCapitalflowontheeconomicgrowthhasbeenbuilt.Inaddition，empiricalresearchontheinterrelationshipofShort-termInternationalCapitalflow，broadmoneysupplyandeconomicgrowthhasbeenconducted.TheresearchshowsthetransmissionmechanismthroughwhichShort-termInternationalCapitalflowhasaneffectoneconomicgrowth:withinashortperiod，Short-termInternationalCapitalflowgreatlyaffectsthescaleofbroadmoneysupply，whichsubsequentlyleadstoasignificantfluctuationinGDP.Furthermore，withthehelpofimpulseresponsefunctionandvariancedecomposition，theauthoranalyzestherelationshipbetweenvolatilityofthescaleofShort-termInternationalCapitalflowandtheeconomicgrowthrate.ThestudyrevealsthatthevolatilityinthescaleofShort-termInternationalCapitalflowisthe中国整理grangerreasonforeconomicgrowthrate;About20%ofdrasticfluctuationsintheeconomicgrowthratewereduetoabnormalvolatilityofthescaleofShort-termInternationalCapitalflow.

Keywords:short-terminternationalcapital;broadmoneysupply;economicgrowth

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。。

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

5.2.1Granger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。

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］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.

广义货币篇2

关键词：乔顿模型电子货币货币供给货币政策影响

一、电子货币对传统货币的挑战与困惑

电子货币是以电子数据的形式代替传统现金，是现代经济社会现金和活期存款的替代物，代替现金或者活期存款充当着交易媒介，但其本质特征并没有完全脱离现金和活期存款。电子货币方便、快捷，加速了资金的流通，提高了货币流通速度,减少了货币流通费用。电子货币为其发行者带来了巨大收益，为交易双方提供了方便和快捷,也对中央银行的职能和作用、传统货币政策工具以及电子货币支付的安全性等带来了深刻的影响。电子货币对传统意义上的货币产生了比较明显的替代效应，并且出现了取代传统货币的趋势。电子货币对传统货币的替代并不只是形式上的替代。它不仅使货币供给结构发生了改变，还使货币层次之间的转化变得容易，各货币层次之间的界限变得模糊，难以界定。这对根据金融资产的流动性来划分货币层次的标准带来极大的挑战。

另外，电子货币的产生使狭义货币量和广义货币量难以统计，难以清晰划分货币层次，这势必给中央银行实施货币政策带来诸多困难。例如：各种信用卡、借记卡以及活期存款的通存通兑，从形式上是居民个人的储蓄存款，从货币供应层次上应该归属于广义货币范畴,但其流动性可以同流通中的现金相比拟。电子货币的变现成本非常低，当人们需要交易性货币时，可以利用电子货币迅速变现的特点，在各种金融工具之间迅速实现转换。于是，原有的货币供应量的统计指标失去了意义，无法使用原有标准来衡量货币供应量的实际变化，也就无法准确分析货币供应量对实体经济的影响，使得中央银行的货币政策无所适从。这对金融市场的分析和货币政策的制定非常不利。

二、电子货币对货币供给的影响

根据现代货币供给理论，货币供给等于基础货币与货币乘数之积,基础货币是中央银行直接控制，由流通于银行体系之外的现金通货和商业银行的存款准备金构成。银行体系的各种存款正是通过银行准备金的多倍扩张创造出来的。若设:M表示货币供给；B表示基础货币；m表示货币乘数；C表示通货；D表示活期存款；R表示商业银行的存款准备金。那么：M=C+D；B=C+R。

货币乘数：m=M/B=(C+D)/(C+R)=(C/D+1)/(C/D+R/D)

传统货币供给模型为：M=B·m

20世纪60年代末,美国经济学家乔顿对这个模型做了进一步的发展,推导出比较复杂的货币乘数模型。在乔顿的分析中,货币只包括两项：公众手中持有的通货和私人活期存款，即狭义的货币定义M1。乔顿货币乘数为：

m=(1+K)/[K+rd+rt·t+e]

其中：k=C/D，k表示通货比例，C表示公众期望持有的通货；rd代表活期存款的法定准备金比率；t=T/D，T表示商业银行所吸收的定期存款，t表示定期存款比率即定期存款同活期存款之比；rt代表定期存款的法定准备金比率；e=E/D，其中E表示商业银行持有的超额准备金，e表示超额准备金比率。可以得出乔顿货币供给模型为：

M=B·m=B·(1+K)/[K+rd+rt·t+e]

根据乔顿的货币乘数模型,货币乘数m是行为参数k、rd、rt、t和e的递减函数，即m与R、e、t、k均呈负相关的关系。现在分析基于乔顿货币供给模型考虑电子货币因素后对货币供给的影响。

（一）电子货币对基础货币的影响

广义货币篇3

关键词：货币供给；多元线性模型；金融市场

中图分类号：F822.0文献标志码：A文章编号：1673-291X（2013）08-0103-02

一、对M2影响因素的理论分析

1997年版的《统计手册》规定，各国在编制货币供应量时，主要考虑的应当是本国经济、金融特点。货币供应量统计口径共有三个层次：第一，流通中的现金M0，即现金；第二，狭义货币供应量M1，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，其所反映的是现实的购买力；第三，广义货币供应量M2，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，另外，M2不仅反映了现实购买力，也反映了潜在购买力。

自改革开放以来，随着经济的增长，我国货币供应量持续增长，M2/GDP在改革期间不断增加。统计数据显示，1978年这一比值仅0.245，到2011年增长为1.800。33年来，M2/GDP增加了7.34倍。相比于国外，印度的M2/GDP在1988年为0.402，日本为1.046，美国为0.651；到1999年印度为0.480，日本为1.237，美国为0.601。相比之下，我国的M2/GDP过高且增长速度惊人。

理论方面，大多数学者认为影响货币供应量的因素有所不同。笔者从较为细化的方面分析主要影响因素。

第一，货币的流通速度。从国民收入货币化的角度来讲，分为货币化国民收入与非货币化国民收入。货币化国民收入的经济体吸收货币的能力较强，因此一定的货币供给量下，货币流通速度较慢。相反，在货币化程度较差的经济体下，同等货币供给量下吸收货币的能力较弱，也就是货币流通速度较快。我国之所以货币供给长期高于GDP与物价增幅之和而没有造成潜在通货膨胀压力的主要原因就是货币化程度较高[1]。

第二，中央银行的货币回笼政策。当市场上流通的货币量大于所需要的货币量时，政府会通过货币回笼将剩余的货币流回到中央银行，从而使货币供给与需求相适应，避免通货膨胀的发生。通过货币回笼的变化，可以探知当期的货币供给量是否符合市场所需要的货币量。

第三，资本市场的发展程度。自20世纪90年代以来，由于股票市场的发展，货币不再只流向商品市场，也向股票市场流动。而从经济学的一般原理来讲，货币供应量会通过一定机制传导到股票市场，如中央银行通过调节准备金控制货币供给量，从而影响到整个金融机构。当货币供给量增加时，人们持有的货币就会增加，相对于股票来说，持有股票的收益会更大，从而将货币市场的货币挤入股票市场，促使股价上升。另外，货币供给量增加后导致利率下降，投资增加，居民收入增加，通过乘数效应，股票价格又会上升。股价上升产生的保值意识会使流通中的货币量相应减少[2]。

第四，银行储蓄。银行储蓄总额可有效地解释广义货币中的准货币供给量。近年来，我国广义货币相对于GDP的持续超高速度增长主要是由准货币的高速增长造成的，上述计算得出准货币与GDP比率的增长速度为M1/GDP增速的2.4倍。准货币的高速增长又可基本由城乡储蓄的高速增长来解释。由此看来，在居民储蓄行为不变的前提下，丰富吸引居民储蓄的金融商品结构，将减小准货币过度增长的压力。

第五，国债的发行。我国自改革开放之后，政府长时间实施了积极的财政政策，尽管经济实力增加明显，财政收入也有所增加，但难免出现财政赤字，所以发行国债来弥补赤字就很有必要了。而国债的发行对货币供给有巨大的影响，虽然商业银行使用超额准备金购买国债会降低基础货币数量，但M1和M2并不会因此减少，反而国债的收入会扩张M1和M2的数量。

第六，经济增长和财政收支。经济增长率类似上述货币化程度对货币供给量的影响，由于经济各部门的快速发展，对货币的需求量会更大，必定会使货币供给量增加。而当前，财政收支均以货币形式进行，因此财政规模的扩大或缩小也会对货币的需求与攻击产生影响。

第七，外汇储备。我国自改革开放以后，由于人民币汇率很低，加上开放的劳务市场和商品市场，使出口成为国民收入的重要部门，由此在国际贸易中长期保持顺差，获得了大量的外汇储备。这不仅对我国的国民经济产生了重大影响，而且也对货币供给有一定的影响。这是因为央行买进外汇，将外汇账目记录在商业银行的账户中，这使商业银行拥有更多超额准备金，这相当于对市场增加了更多基础货币[3]。

二、实证分析

本文就上述提到的货币流通速度、货币回笼、证券市场发展程度、储蓄率、国债发展程度、经济增速、财政收支、外汇储备以及金融机构贷款余额、外汇占款余额等可能对货币供给量M2产生影响的因素进行实证分析。

直接参加回归模型计算的数据是以上各个宏观变量取对数值之后的数据。这样做的目的有两点：首先，诸变量取对数的回归结果，表明了在其他变量保持不变的情况下，解释变量每变化1个百分点所引起的被解释变量变化的百分比。这种解释形式和本文的研究目的是一致的。其次，由于进入模型中的各个宏观变量其数据很可能存在异方差本文对变量取对数，可以压缩测量变量的尺度。

其中x1代表货币流通速度，x2代表货币回笼，x3代表银行各机构贷款数额，x4代表A股成交额，x5代表储蓄率，x6代表国债余额/GDP，x7代表经济增长率，x8代表财政存款余额，x9代表外汇占款余额，x10代表外汇储备余额。进行首次回归，结果如表1。

由表1可以看出，R2很高，F统计量也很显著，但几乎所有的变量的t检验都不显著，说明多重共线性可能很严重，DW值接近3，可能有自相关性。经过逐步回归法，排除了变量x3、x6、x7、x9，最终得到模型2：ln*M2=β0+β1Y1+β2Y2+β3Y4+β4Y5+β5Y8+β6Y10+ε2。

再次进行回归，如表2。

由表2可以看出R2很高，F统计值也较显著，剩下的六个变量的t统计值也都很显著，说明基本消除了多重共线性，DW值接近2，消除了自相关性，再利用white检验，发现数据中不存在明显的异方差性，如图1。

得出模型：lnM2=5.68-0.35lnx1+0.35lnx2+0.02lnx4+0.58lnx5+

0.35lnx8+0.15lnx10+μ

最终回归结果显示：R2=0.99，F-statistics=4097.99，DW=1.96。

由回归结果可知，当货币回笼量上升1个百分点时，货币供给量将上升0.35个百分点，而财政存款余额与货币流通速度对货币供给量的影响程度几乎相同，货币流通速度影响程度与货币回笼量和财政存款余额相同，但方向相反。储蓄率对货币供给量的影响非常大，储蓄率上升1个百分点，将使货币供给量上升0.58个百分点，而A股交易额和外汇储备余额与其他因素在数值上相比，对货币供给量的影响略小。

三、政策和结论

由上述实证分析的结果可以看出，影响货币供给量M2的因素主要有货币流通速度、货币回笼数量、A股成交额、总储蓄率、财政存款余额和外汇储备余额这六个方面。

由实证分析的结果可知，货币流通速度对货币供给的影响很大。由于中国城镇化和市场化的力度逐渐下降，货币化的进程也逐渐放缓，货币的流通速度也随之上升，货币需求减小，因此在制定货币政策时不能一如既往地以经济增速的同比例速度增加货币供给，从而避免引发通货膨胀。储蓄总额可有效地解释广义货币中的准货币供给量，如模型中所提供的数据显示，储蓄总额的变化对货币供给量有着明显的正向关系。在居民储蓄行为不变的前提下，在货币供给大于或与需求从而可能引发通货膨胀的情况下，丰富吸引居民储蓄的金融商品结构是抑制准货币增长速度的比较有效的途径。财政存款余额对货币供给量也有着明显的正向作用。除了公开市场业务能够将财政政策和货币政策结合起来外，财政存款的不同分布也能够在一定程度将二者结合起来，所以，综合运用诸如此类的内在联系，对于有效地使用财政政策、货币政策是非常必要的。而控制货币供给这一艰巨的任务，不仅仅是中央银行的职责，财政部也有管理货币供给的工具。另外，调控货币政策不能仅依靠中央银行，财政部也须利用管理货币供给的工具配合央行[4]。尽管模型的数据显示相比较于其他因素，外汇储备总额对货币供给量的影响较弱，但并不排除在计量过程中数据的误差导致对其实际作用的削弱。所以说，发行国债这一财政政策并非与货币政策没有关系，而是有正向相关性的。这就要求财政政策与货币政策协调实施。而国债对货币供给量有巨大影响，所以央行制定货币政策时必须把它纳入考虑的范畴。因此，在制定货币政策时，不能孤立地从原先的货币政策的角度看问题，而要从整个国民经济出发，拥有国际视角，估计各方面影响，运用各种措施，使货币政策达到目标，更好地调节经济。

参考文献：

[1]阮健弘，王立元，彭友宝.货币流通速度的变动及其对货币供给的影响[J].中国金融，2005，（8）.

[2]肖新成，谷新辉.货币供给影响股票市场的协整分析[J].贵州商业高等专科学校学报，2008，（4）

[3]张嵩，巫清登.外汇储备和国债对货币供给影响的实证分析[J].东方企业文化・商业文化，2010，（2）.

广义货币篇4

作者简介：秦化清（1976-），男，河南郑州人，博士研究生，主要从事数量经济学研究。Email：qinhuaqing@sohucom

摘要：本文利用理论模型，对以社会融资总量为中介目标的货币政策所应遵循的操作规范进行了分析。在此基础上，利用2002—2013年统计数据，对中国人民银行利用社会融资总量、货币供应量和银行同业拆借利率作为工具变量实行货币政策规则的可能性进行了实证检验。研究结果表明：当以社会融资总量作为中介目标时，按规则行事能获得更高的产出水平、更低的通货膨胀率和更小的社会福利损失；与其他中介目标相比较，社会融资总量更适宜作为货币政策规则的工具变量。此外，在规则约束下，为克服社会融资总量变动对宏观经济造成的负面影响，可进一步发挥利率对GDP增长率偏差的调节作用，以便在货币政策操作中最大限度地实现经济增长与物价稳定目标。

关键词：社会融资总量；货币政策规则；相机抉择

中图分类号：F83231文献标识码：A文章编号：1000176X（2013）12004605

一、问题的提出

近年来，随着我国金融开放和金融创新程度的不断提高，作为中介目标的货币供应量的有效性已经受到学界的普遍质疑，特别是在2008年美国金融危机爆发以后，货币供应量目标的局限性日益突出，直接造成中国人民银行遏制通货膨胀压力的政策操作效果微弱，货币供应量的可测性、可控性以及与最终目标的相关性表现出加速弱化的倾向。鉴于此，中国人民银行从2011年4月开始正式将社会融资总量作为新的中介目标，并将社会融资总量定义为一定时期金融体系向实体经济提供的包括证券在内的全部新增融资总额[1]，以用于弥补货币供应量目标存在的显著缺陷，希望通过这一全新的数量型中介目标的引入，来改善货币政策的执行效果。同时，人民银行也对外开始公布，将广义货币供应量增速控制在略高于GDP增长率和通货膨胀率之和的水平上，希望借助于货币政策规则来促进物价稳定目标的实现。由此，在我国货币政策中介目标和操作规范的选择两个方面同时引发了新的争论。对于社会融资总量是否适宜于充当中介目标这一问题，尹继志、盛松成从理论层面，李沂从实证层面证明，相对于货币供应量而言，社会融资总量更适合作为我国货币政策的中介目标[2-3-4]。然而，对于我国货币政策应遵循何种操作规范这一问题，不同学者从不同角度给出了不同的解答。从总体来看，认为我国货币政策操作已基本实现按规则行事，或者认为我国货币政策操作应该遵循按规则行事的观点已经占据主流地位。但是，由于中国人民银行自身的独立性长期受到制约，我国货币政策在操作层面上尚不具备推行通货膨胀目标制的前提条件。因此，现阶段国内对于货币政策规则的探讨，主要集中于如何设立一种稳定的工具规则，以便于较为清晰地确定政策工具和政策目标之间的界限[5]。其中，方成和丁剑平主张可基于原始的麦卡勒姆规则，设计并采用基础货币规则或者货币供应量规则来对产出和通货膨胀进行反映[6]，这样的货币政策工具规则更适合于被人民银行所采纳和接受[7]；而肖奎喜与郭福春和潘锡泉则认为，我国应采用以利率作为工具变量的泰勒规则，指出泰勒规则能够在更好地拟合产出绩效的同时，还可以稳定公众的通货膨胀预期，从而为货币政策的操作提供一个名义锚，这就要求中国人民银行应当推行以利率为核心的货币政策规则[8-9]。事实上从1996年至今，我国始终选择以数量型变量为代表的中介目标，并未将利率等价格型变量作为真正意义上的中介目标。因此，结合数量型货币政策工具规则的选取，研究社会融资总量能否适宜于充当我国货币政策规则的工具变量，是否优于其他工具变量就具有非常重要的理论及现实意义。遗憾的是截至目前，国内的相关文献研究还未曾看到。

在此背景下，本文通过构建理论模型，阐明在社会融资总量作为中介目标的前提下，与相机抉择的货币操作方式相比较，按规则行事的政策操作在促进经济增长，抑制通货膨胀，减少社会福利损失方面所具备的优势。同时，利用实证检验，对以社会融资总量和货币供应量为代表的数量型工具规则和以利率为代表的价格型工具规则进行对比，对社会融资总量是否更适宜于充当我国货币政策规则的工具变量做出明确回答，以期填补这一领域的研究空白。

二、社会融资总量为中介的货币政策操作规范选择

由于《中华人民共和国中国人民银行法》将我国货币政策的最终目标定位于保持人民币币值稳定，并以此促进经济增长，从法律上阐明我国货币政策偏重于追求双重最终目标。为了说明在社会融资总量作为中介目标时，相机抉择与按规则行事的货币政策操作对经济增长与物价稳定目标的影响，可将本国的经济增长率和通货膨胀率分别用y和π表示，经济的目标增长率用yn+k来表示，通货膨胀的目标控制率用π*来代表。其中，yn为经济的自然增长率，k为正数，表示由于存在税收扭曲，经济的自然增长率要比潜在值低，π*为取值大于或等于零的常数。假设中国人民银行的社会福利损失可以用二次函数来表示，则其形式为：

等式（18）中，α为大于或等于零的常数，代表因经济增长质量的提高或者商品及服务质量的整体提升所引起的本国潜在经济增长率的提高或者一般价格水平的上升；c与d分别为GDP增长率偏差与通货膨胀率偏差的反馈系数，b为货币流通速度的反馈系数，并且各反馈系数均为大于零的常数，代表当t期的货币流通速度降低时，或者当t-1期GDP增速及通货膨胀率低于目标值时，t期应相应提高基础货币增速以实现对经济的逆风向调节。根据等式（18），分别利用社会融资总量增长率替换基础货币增长率，并利用社会融资总量计算得出的货币流通速度变动率来替换等式（18）中的基础货币流通速度变动率，就得到以社会融资总量作为中介目标的货币政策规则的表达方程：

从表1的检验结果来看，各个解释变量在5%显著性水平上统计显著，表明自2002年1季度以来，中国人民银行在货币政策操作中基本遵循了数量型货币政策规则。但是，当以社会融资总量、基础货币和广义与狭义货币供应量分别作为工具变量时，各反应函数均对GDP增长率偏差做出反向调整，这与传统的麦卡勒姆规则所表述的结果完全相反。说明当我国的经济增长速度超过目标值时，数量型中介目标会随着GDP增速的提高而不断增长，从而加剧了宏观经济的过热格局；反之，当经济增长速度低于目标值时，数量型中介目标会随着GDP增速的放缓而降低，客观上会引致宏观经济在过热与过冷之间进行更替，这与我国经济的整体表现情况大致相同。

此外，以社会融资总量、基础货币和广义与狭义货币供应量作为货币政策规则的工具变量时，其反应函数存在较为显著的差异性，具体表现在：（1）社会融资总量及基础货币流通速度变动率的反馈系数与麦卡勒姆规则更为接近。当以社会融资总量和基础货币增长率作为工具变量时，货币流通速度变动率的反馈系数值接近于1。其中，社会融资总量规则下货币流通速度变动率的反馈系数为0960，基础货币规则下货币流通速度变动率的反馈系数为1039，两者均与标准的麦卡勒姆规则更为接近。与此相对应，以狭义货币供应量作为规则的工具变量时，货币流通速度变动率的反馈系数值相对较低，以广义货币供应量作为规则的工具变量时，货币流通速度变动率的反馈系数最小。（2）社会融资总量作为规则的工具变量时，对通货膨胀率偏差的反映程度相对更高。在社会融资总量规则下，货币政策的反应函数能够对通货膨胀率偏差赋予更大的权重，说明货币政策操作更偏重于对通货膨胀率偏差进行调控；而以基础货币、广义和狭义货币供应量增速作为工具变量时，货币政策规则的反应函数会对GDP增长率偏差赋予更大的权重，说明货币政策操作更偏重于对GDP增长率偏差进行调控。（3）社会融资总量作为工具变量时，按规则行事可以对潜在经济增长率及商品服务质量的提升有更为显著的推动作用。从各反应函数的常数项来看，以社会融资总量增长率作为工具变量时，常数项的数值为20420，明显高于GDP与通货膨胀率的目标值之和，表明在规则约束下，货币政策操作可对经济增长质量以及商品服务质量的整体提升产生较为显著的推动作用，在一定程度上可以提高经济的潜在增长率水平，这一现象与社会融资总量的基本职能完全相符。相对而言，基础货币、广义和狭义货币供应量增长率对潜在经济增长率的推动作用并不显著。（4）社会融资总量的拟合效果最好，更适合作为货币政策规则的工具变量。从各个被解释变量拟合效果看，社会融资总量增长率的拟合优度为0954，狭义货币供应量增长率的拟合优度为0896，基础货币供应量增长率的拟合优度为0883，广义货币供应量增长率的拟合优度为0846，对比结果表明社会融资总量的拟合优度相对最高，广义货币供应量的拟合优度最低。从DW统计量来看，社会融资总量规则的反应函数随机误差项不存在一阶序列相关，而基础货币规则、广义与狭义货币供应量规则的反应函数随机误差项均存在一阶序列相关，说明社会融资总量规则表现优于其他数量型规则。在规则约束下，社会融资总量增长率、基础货币以及广义和狭义货币供应量增长率的拟合值与实际值之间的对应关系如图1所示。

考虑到我国已将利率作为重要的观测指标，为厘清我国利率调整是否也遵循按规则行事，同时也为能将利率规则与社会融资总量规则进行比较，明确社会融资总量规则是否是现阶段我国货币政策操作的最佳选择。为此，可利用国内银行间同业拆借利率的期末加权平均值作为被解释变量，分别将实际GDP增长率与目标GDP增长率之差以及实际通货膨胀率与目标通货膨胀率之差作为

从表2的检验结果来看，泰勒规则反应函数的拟合优度为0461，DW统计量接近2，并且各系数值在10%显著性水平上统计显著，说明我国银行同业拆借利率的调整与变动基本遵循修正形式的泰勒规则。从等式（24）的系数值来看，银行间同业拆借利率与GDP增长率偏差和通货膨胀率偏差同方向变动，与泰勒规则所表述的内容完全一致，代表当实际GDP增长率超过目标值或者实际通货膨胀率超过目标值时，名义利率将进行上浮以抑制经济过热或通货膨胀的加剧，反之则相反。从变量的系数值来看，利率对通货膨胀率偏差的反馈系数要显著高于对GDP增长率偏差的反馈系数，代表国内银行间同业拆借利率对通货膨胀率变动的敏感性相对更高，等式（24）中的常数项1660可以视为名义利率的长期均衡值。

依据显著性检验，对比等式（20）及（24）就可以得出，以社会融资总量作为货币政策规则的工具变量，总体的表现效果要优于利率。

四、主要结论及启示

本文通过构建理论模型，对以社会融资总量为中介的货币政策操作规范的选择进行了分析。在此基础上，利用2002年1季度至2013年1季度相关统计数据，对以社会融资总量、基础货币、广义及狭义货币供应量和银行间同业拆借利率作为货币政策规则工具变量的可行性进行了实证检验，并得出以下主要结论：

第一，在货币政策操作规范的选择上，当中国人民银行以社会融资总量作为中介目标时，货币政策操作遵循按规则行事要比相机抉择能获得更高的产出水平，更低的通货膨胀率，以及更小的社会福利损失。

第二，实证检验表明，我国社会融资总量、基础货币、广义及狭义货币供应量增长率的变动基本遵循按规则行事。若以这些变量作为货币政策规则的工具变量时，各个反应函数对GDP增长率偏差均做出了反向调整，表明数量型中介目标在操作中能加剧宏观经济的整体波动性，这一结论虽然与传统的麦卡勒姆规则所表述的内容相反，但与我国宏观经济的整体运行大致相同。

第三，与基础货币、广义和狭义货币供应量相比较，社会融资总量规则对通货膨胀率偏差的反应程度相对更高，对潜在经济增长率及商品服务质量的提升有良好的推动作用。此外，相对于以利率作为工具变量的泰勒规则而言，社会融资总量规则的反应函数拟合优度更好，表现效果更优，因而更适合作为当前我国货币政策的操作规范。

综上所述，现阶段中国人民银行可以将社会融资总量作为主要中介目标，并据此实施以数量型为主导的货币政策规则。但是也应看到，由于在规则约束下，社会融资总量的变动会加剧宏观经济的波动性，为克服这一缺陷就需要中国人民银行在货币政策操作中进一步发挥利率对GDP增长率偏差的纠正与调节作用，以便在货币政策操作中，最大限度地实现经济增长与物价稳定目标[10]。参考文献：

[1]

余永定社会融资总量与货币政策的中间目标[J]国际金融研究，2011，（9）：4-8

[2]尹继志社会融资总量与金融宏观调控新目标[J]上海金融，2011，（9）：36-41

[3]盛松成社会融资总量的内涵及实践意义[N]金融时报，2011-02-18

[4]李沂社会融资总量与最优货币政策操作[J]财经问题研究，2013，（3）：44-49

[5]巴曙松，杨现领货币锚的选择与退出：对最优货币规则的再考察[J]国际经济评论，2011，（1）：141-154

[6]方成，丁剑平中国近二十年货币政策的轨迹：价格规则还是数量规则[J]财经研究，2012，（10）：4-14

[7]李沂我国双目标基础货币规则的设定[J]财经科学，2010，（9）：1-9

[8]肖奎喜，徐世长广义泰勒规则与中央银行货币政策估计[J]数量经济技术经济研究，2011，（5）：125-138

[9]郭福春，潘锡泉开放框架下扩展泰勒规则的再检验——基于汇改前后及整体层面的比较分析[J]财贸经济，2012，（11）：63-69

广义货币篇5

[关键词]汇率波动;货币政策;传导渠道;有效性

目前西方经济学界认为货币政策的传导途径是多样的,从金融机构的资产负债角度看,一般认为货币政策传导主要有货币渠道和信贷渠道两个途径,但在理论研究和实证分析上对于不同渠道的货币政策传导效果还存在较大分歧。

Bernanke和Blinder(1992)[1](901-921)利用VAR模型实证检验发现,除了通过“货币”(即银行储蓄)这一渠道外,货币政策至少部分地是通过“信贷”(即银行贷款)起作用的。Kashyap和Stein(2000)[2](407-428)发现对于具有较少流动性(即债券对资产的比例较低)的商业银行,货币政策对信贷的影响较强,货币传导机制是通过信贷渠道这一途径。Hubbard(1994)[3]认为从理论和实证分析货币传导是通过货币渠道还是信贷渠道是不好界定的。王振山等(2000)[4](60-63)实证研究发现,上世纪无论是80年代还是90年代,信用渠道都是我国货币政策的主要传导途径,而货币渠道的传导途径则不明显。李斌(2001)[5](10-17)运用交互影响的多元反馈时间序列模型研究发现,货币供应量和信贷总量都是比较切合我国现实需要的中间目标,二者与货币政策的最终目标都具有很高的相关性,但信贷总量的相关性更大一些。但是,陈飞等(2002)[6](25-30)认为,货币政策是通过货币渠道而不是信贷渠道对实体经济产生影响的。

上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴意义,但这些研究只着眼于国内金融,汇率问题在这些研究中则基本未被关注。因此,本文尝试把人民币汇率波动纳入货币政策中介目标监控体系,采用向量自回归(VAR)模型对我国货币政策传导机制进行系统的研究。

一、研究思路

为了削弱国际资本涌入我国的动力,目前学术界提出了扩大人民币汇率波动区间的建议,以增加国际游资的风险溢价。但是,关于扩大人民币汇率波动区间是否真的能阻止国际投机资本流入我国,只是一种理论假设,目前鲜有文献进行实证,没有事实的支持,本文尝试填补该项空白。

扩大人民币汇率波动区间,是为了削弱国际投机资本流入我国的动力。如果扩大人民币汇率波动区间确实能在一定程度上阻碍国际投机资本流入我国,那么,在我国现行的结售汇制和汇率机制下应当可以减少货币供应量。因此有:

推论之一:扩大人民币汇率波动区间能在一定程度上减少货币供应量检验扩大人民币汇率波动区间能否阻止国际投机资本流入我国,可以通过检验人民币汇率波动区间的扩大是否能在一定程度上减少货币供应量,如果能,无疑将在一定程度上提高我国货币政策的独立性,同时,在我国对国际资本跨境流动事实上已经越来越难以控制的情况下,则意味着克鲁格曼的“不可能三角”在我国是成立的。

进一步地假设我国货币政策的传导途径是通过货币渠道,由上文知,如果人民币汇率波动确实能影响货币供应量,那么,人民币汇率波动将通过影响货币供应量进而影响货币政策最终目标。因此有:

推论之二:人民币汇率波动将通过影响货币供应量进而影响货币政策最终目标,也即是对货币政策的有效性会产生影响

如果推论二成立,则应当把人民币汇率波动和货币供应量一起作为货币政策中介目标监控体系,如果这个中介目标监控体系与货币政策最终目标存在稳定关系,那么人民币汇率波动与货币政策有效性就存在密切关系,货币当局将人民币汇率波动纳入货币政策中介目标监控体系,将有助于提高货币政策的有效性。本文的研究思路如图1。

图1汇率波动、货币传导渠道与货币政策有效性研究思路图

二、实证分析

(一)变量的选取与数据处理

基于以上分析,本文采用实际统计数据,对货币政策传导渠道和货币政策有效性进行实证分析。以狭义货币供应量(M1)和广义货币供应量(M2)作为我国货币政策传导的货币渠道代表变量;以国内信贷余额(CR)作为我国货币政策传导的信贷渠道代表变量;以国内生产总值(GDP)作为检验我国货币政策有效性的代表变量,并经消费者价格指数(CPI)调整以求得实际值。因此,选择的变量包括:经济增长(GDP)、狭义货币供应量(M1)、广义货币供应量(M2)、国内信贷余额(CR)、人民币实际有效汇率指数(REER)和人民币汇率波动(VARI)。除经济增长数据来源于中国经济信息网外,其余的数据均来自EIUcountrydata。样本区间为1996年1季度至2008年2季度,以季度为单一样本,共50个。因为样本数据的自然对数变换有利于消除时间序列中存在的异方差现象,因此,本文除了人民币实际有效汇率指数和由人民币实际有效汇率指数求得的方差(作为人民币汇率波动的代表变量)不取对数外,①其余变量均取对数,分别记为经济增长(LnGDP)、狭义货币供应量(LnM1)、广义货币供应量(LnM2)和国内信贷余额(LnCR)。本文采用的计量软件是EViews60。

(二)人民币实际有效汇率波动指标的求取

1991年Nelson[7](347-370)提出了指数广义自回归条件异方差(EGARCH)模型(ExponentialGARCH)。其条件方差方程为:

ln(σ2t)=ω+βln(σ2t-1)+αust-1σt-1-2π+γut-1σt-1(1)

本文采用EGARCH(1,1)模型分别对条件方差的滞后值(σ2t-1)和扰动项平方的滞后值(u2t-1)进行估测,并以由此求得的方差作为人民币汇率波动的量度。对REER进行ADF单位根检验发现,原序列REER具有单位根,非平稳,但一阶差分是平稳的,因此用ΔREER建立ΔEGARCH模型。如方程(2)、(3)。

均值方程:ΔREERt=0288ΔREERt-1+ui(常数项α不显著,剔除)(2)

(341)

方差方程:ln(σ2t)=1336+0641ln(σ2t-1)-1079ut-1σt-1(3)

(191)(233)(-194)

(003)

R2=008AIC=423SC=448

方程(2)、(3)下的括号内数字是对应系数z的统计量。ut-1σt-1项的系数没有显著性,说明模型没有明显的杠杆效应。通过上述模型计算出来的方差作为人民币汇率的季度波动量度,记为VARI。

(三)变量的平稳性检验、协整检验与脉冲响应函数

本文采用ADF单位根检验方法来检验变量的平稳性。结果表明,变量序列在10%显著性水平下都存在单位根,都不是平稳序列,而它们的一阶差分均在1%的显著性水平下拒绝单位根假设。这说明各变量的一阶差分具有平稳性,均为I(1)序列。在单整性基础上再对变量之间作Johansen协整检验,检验变量之间是否具有协整关系,即变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。

1货币供应量与人民币汇率波动的协整检验和Granger因果关系检验

(1)首先检验狭义货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)各自与人民币汇率浮动(VARI)的协整关系。检验结果分别如表(1)、(2)。

表1变量(LnM1VARI)的协整检验结果假设的协整关系数特征值迹统计量临界值(5%的显著性水平)概率没有

0338956

1878233

1549471

00154至多1个

0003444

0155252

3841466

06936注:(1)以上检验含常数项,含趋势项(以下相关协整检验相同,不再说明);(2)*为5%显著性水平上拒绝零假设(以下相关协整检验相同,不再说明)。

由表1可知,LnM1和VARI在5%的显著性水平上存在一个协整向量。对协整向量正规化得到:1=(1,048),对应的协整关系为:

lnM1=-048VARI+1068(4)

(270)

由表2②可知,LnM2和VARI在5%的显著性水平上存在一个协整向量。正规化得到:66VARI+1233(5)

(291)

方程(4)、(5)中括号内的数字为t统计量,显然,人民币汇率波动系数的t统计量是显著的,人民币汇率浮动(VARI)每增加1个百分点,狭义货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)分别减少062(e048-1=062)个百分点和093(e066-1=093)个百分点。这说明扩大人民币汇率波动区间确实能够减少货币供应量,从而证实了推论一是成立的。在我国现行的结售汇制和汇率机制所导致的我国货币供给内生性逐渐增强的情况下,人民币汇率波动扩大所产生的货币供应量减少的效应则意味着我国货币政策的独立性得到一定程度的提高。同时,在我国对国际资本跨境流动事实上已经越来越难以控制的情况下,则意味着克鲁格曼的“不可能三角”在我国是成立的。

(2)变量间的Granger因果关系。为了更好地研究货币供应量(狭义和广义)与人民币汇率波动的关系,这里采用Granger因果检验方法进行判断。结果显示,从Granger因果关系的意义上看,在10%的显著性水平上,人民币汇率波动均是狭义货币供应量和广义货币供应量的Granger原因,而反之则不成立。结合上文协整方程可知,扩大汇率波动确实能够减少货币供应量。Granger因果关系检验再次证明了推论一是成立的。

2经济增长、货币供应量与国内贷款余额的协整检验

接下来作经济增长、狭义货币供应量和国内信贷余额一组和经济增长、广义货币供应量和国内信贷余额另一组,共两组协整检验,以确定我国货币政策的传导渠道。检验结果表明,(LnGDPLnM1LnCR)和(LnGDPLnM2LnCR)在5%的显著性水平上各存在一个协整向量,对协整向量正规化后分别为:3=(1,-066,-009)和=066lnM1+009lnCR+203(6)

(-316)(-045)

lnGDP=127lnM2+056lnCR+182(7)

(-2701)(1150)

仔细观察方程(6)、(7)可知,对于国内信贷余额(LnCR)的系数在方程(6)中t统计量不具有显著性(t=-045);在方程(7)中尽管t统计量具有显著性(t=1150),但是其系数为-056,这意味着国内信贷余额每增加1个百分点,经济增长将下降056个百分点,不符合经济学常理。而对于狭义货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)而言,一是二者的系数所对应的t统计量都具有显著性(LnM1的t=-316、LnM2的t=-2701);二是对应的系数都符合经济学常理(LnM1的系数为066、LnM2的系数为127),即狭义货币供应量每增长1个百分点,经济将增长066个百分点,广义货币供应量每增长1个百分点,经济将增长127个百分点。因此,可以断定我国货币政策是通过货币渠道这一途径来影响实际经济总量的。

3经济增长、货币供应量和人民币汇率波动三变量协整检验

上文已经实证检验出我国货币政策是通过货币渠道这一途径来影响实际经济总量的,以及人民币汇率波动会对货币供应量产生影响。因此,接下来考察货币供应量对经济增长的影响,然后再加入人民币汇率波动这一变量,观察供币供应量对经济增长影响是否改变,以考察货币政策有效性是否提高。协整检验结果表明,(LnGDPLnM1)和(LnGDPLnM2)在5%的显著性水平上各存在一个协整向量,对协整向量正规化后分别得到:5=(1,-0751)和=0751lnM1+216(8)

(-4525)

lnGDP=0728lnM2+166(9)

(-8949)

由方程(8)、(9)可知,狭义货币供应量和广义货币供应量各自系数所对应的t统计量均具有显著性。狭义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长0751个百分点;广义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长0728个百分点。

接下来,把人民币汇率波动加入,构造(LnGDPLnM1VARI)和(LnGDPLnM2VARI)两组三变量VAR模型。因此,对于方程(8)、(9)也可理解为人民币汇率波动为零(VARI=0)。协整检验结果表明,(LnGDPLnM1VARI)和(LnGDPLnM2VARI)在5%的显著性水平上各存在一个协整向量,对协整向量正规化后分别得到:=0760lnM1+0010VAR+205(10)

(-4845)(-244)

lnGDP=0731lnM2+0005VAR+161(11)

(-9461)(-249)

由方程(10)、(11)可知,狭义货币供应量、广义货币供应量以及人民币汇率波动各自系数所对应的t统计量均具有显著性。狭义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长0760个百分点;广义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长0731个百分点;人民币汇率波动每增加1个百分点,经济将分别增长0010个百分点和0005个百分点。

对比方程(8)和(10)可知,加入人民币汇率波动后,狭义货币供应量的系数由0728增加到0731,而且对应的t统计量均具有显著性;对比方程(9)和(11)可知,加入人民币汇率波动后,广义货币供应量的系数由0751增加到0760,而且对应的t统计量均具有显著性。

因此,加入人民币汇率波动起到了两方面作用:一是增加货币供应量对经济增长的正向作用;二是人民币汇率波动自身对经济增长也有正向作用。证实了推论二是成立的:人民币汇率波动能影响货币政策的有效性,且是正的有效性,即把人民币汇率波动纳入货币政策中介目标监控体系能提高货币政策的有效性。

4对经济增长、货币供应量和人民币汇率波动的脉冲响应分析

协整分析只是提供变量间长期关系的信息,但是没有为一个变量作用于另一变量的动态特征提供更多的信息,引入脉冲响应函数有助于解决这个问题。我们采用正交化方法和乔利斯基分解技术,对经济增长、货币供应量和人民币汇率波动构成的VAR进行脉冲响应分析。图2、图4和图6是由(LnGDPLnM1VARI)构成的VAR的脉冲响应图;图3、图5和图7是由(LnGDPLnM2VARI)构成的VAR的脉冲响应图(篇幅所限,图略)。

由图2、图3可知,在初期受到人民币汇率波动一个标准差的正向冲击后,狭义货币供应量和广义货币供应量没明显反应,然后呈逐渐加强的负向效应并最终趋于稳定。人民币汇率波动对货币供应量的冲击具有一定持久的负向效应,这里再次证实了推论一的成立。

由图4可知,在受到狭义货币供应量一个标准差的正向冲击后,经济增长在前2个季度内出现逐渐增强的收缩趋势,然后经济增长收缩趋势逐渐减弱并转为正向效应,在第7季度后,狭义货币冲击的作用逐渐消失,这意味着货币供给冲击对实际产出波动的影响没有持续作用,具有“货币政策长期中性”的特征。

由图5可知,在受到广义货币供应量一个标准差的正向冲击后,经济增长整体呈现出较弱的扩张反应,随后广义货币的冲击作用逐渐消失,这也意味着货币供给冲击对实际产出波动的影响没有持续作用,具有“货币政策长期中性”的特征。

图6和图7两个图较相似,在受到人民币汇率指数波动一个标准差的正向冲击后,经济增长在经过几个振荡之后逐渐消失。由于人民币汇率波动会对货币供应量产生影响,而图4和图5的脉冲响应图说明了“货币政策长期中性”的特征,因此,一个可能的假说是,人民币汇率波动对经济增长的影响也具有“长期中性”的特征。

5模型的方差分解

方差分解表示的是当系统的某个变量进行了一个单位的创新冲击以后,以一个变量的预测误差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用。结果见表10(a)和(b)。其中(a)表是由(LnGDPLnM1VARI)构成的VAR的经济增长方差分解;(b)表是由(LnGDPLnM2VARI)构成的VAR的经济增长方差分解(篇幅所限,表略)。

根据表10的(a)表可知,由于在第1期经济增长的所有变动均来自于自身的新生标准误差,贡献度比例为100%,然后自身的贡献度逐渐下降,在第2期,狭义货币供应量对经济增长预测误差的贡献度分别约为042%,人民币汇率波动对经济增长预测误差的贡献度约为263%;在第10期,狭义货币供应量对经济增长预测误差的贡献度分别约为182%,人民币汇率波动对经济增长预测误差的贡献度约为454%。(b)表与(a)表类似。(a)表和(b)表的共同特征是经济增长从它自身以及模型以外的变量得到了绝大部分的解释力,以第10期为例,经济增长从它自身以及模型以外的变量得到了9364%(a)表和9520%(b)表的解释力。同时,对比a、b两表可知,狭义货币供应量与经济增长的关联性比广义货币供应量与经济增长的关联性更强,因此,选择狭义货币供应量作为货币政策的中介目标能够更为有效地实现对实际产出目标的传导和调控。

三、结论与政策建议

本文利用VAR模型,通过协整分析、Granger因果检验、脉冲响应和方差分解分析后发现:(1)我国货币政策是通过货币渠道这一途径来影响实际经济总量的;(2)在狭义货币供应量和广义货币供应量中,选择狭义货币供应量作为货币政策的中介目标能够更为有效地实现对实际产出目标的传导和调控;(3)人民币汇率波动对狭义货币供应量和广义货币供应量有负面作用,即人民币汇率波动的增加将会减少狭义货币供应量和广义货币供应量;(4)“不可能三角”在我国是成立的;(5)将人民币汇率波动纳入货币政策中介目标监控体系能提高货币政策的有效性。

基于上述经验检验,本文提出以下几点建议:

1货币当局应把人民币汇率波动这一变量纳入货币政策中介目标监控体系,以提高货币政策的有效性。③

2继续完善人民币汇率形成机制,适当扩大人民币汇率的浮动区间,增大人民币汇率弹性,增加国际游资的风险溢价,缓解境内外对人民币升值一边倒的预期,削弱国际游资流入的动力,以此来提高货币政策的独立性和有效性。

3目前我国的利率还未完全市场化,货币当局仍然规定着存贷款利率。在以货币供应量为中介目标的情况下,为提高货币政策的有效性,应加快我国利率市场化步伐,进一步完善利率与货币供给量之间的关联机制,增强变量之间的传导效率。

遗留的一个问题。早期的研究认为扩大汇率波动会阻碍经济增长。然而,新近的研究发现,汇率波动扩大会导致产出增加。国内最新研究有,王自锋等(2009)[8](41-53)认为,从外商直接投资的角度看,扩大人民币汇率波动区间对外商直接投资的影响是十分积极的。金融发展为进行国际贸易的厂商提供了一系列规避汇率风险的金融衍生工具,处于不完全竞争出口市场的厂商不仅可以使用这些工具转移、降低或者冲销汇率风险,而且通过分散风险组合,获得额外潜在利润。本文初步实证了人民币汇率波动的扩大会促进经济增长,但里面个中机理如何,还不是很清楚,而这正是笔者接下来要研究的另一个新课题。显然,接下来的这一新课题对于我国保持人民币渐近升值、扩大汇率波动区间这一汇率政策取向更具理论和实际意义!

注释:

①如果对人民币实际有效汇率指数取对数,由于取了对数之后,会消除异方差,这将会影响到我们的目的――通过人民币实际有效汇率指数来求得它的方差,并以此作为人民币汇率波动的代表变量。

②因篇幅所限,本协整检验以及上文单位根检验、Granger因果关系检验、下文的相关协整检验、脉冲响应和方差分解的相关图表均未列出,有需要读者,可直接向作者联系索要。

③事实上,汇率政策从广义上讲就是货币政策的一部分,因此,结合本文的实证结论,货币当局应当把货币政策、汇率政策二者综合考虑,把二者一体化,而不应隔离开。

主要参考文献:

[1]Bernanke,BenSandBlinder,AlanS,1992,“TheFederalFundsRateandtheChannelsofMonetaryTransmission”,TheAmericanEconomicReview82

[2]Kashyap,AnilKandStein,JeremyC,2000,“WhatdoaMillionObservationsonBanksSayabouttheTransmissionofMonetaryPolicy”,TheAmericanEconomicReview90

[3]Hubbard,RGlenn,1994,“IsTherea'CreditChannel'forMonetaryPolicy”,NBERWorkingPaper4977

[4]王振山,王志强.我国货币政策传导途径的实证研究[J].财经问题研究,2000(12).

[5]李斌.中国货币政策有效性的实证研究[J].金融研究,2001(7).

[6]陈飞,赵昕东,高铁梅.我国货币政策工具变量效应的实证分析[J].金融研究,2002(10).

[7]Nelson,DanielB,1991,“ConditionalHeteroscedasticityinAssetReturns:ANewApproach”,Econometrica59

[8]王自锋,邱立成.汇率水平与波动程度对我国外商直接投资的影响研究[J].经济科学,2009(5).