货币供应

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货币供应范文第1篇

在1897年的上海，类似他这样的山寨银行家遍地皆是。根据当时媒体的披露，不少小钱庄都纷纷开出了远超其资本金的承兑票据。这种完全失控了的票据发行，最终引爆了一场空前的金融危机及大规模，史称“贴票风潮”。 贴票风潮

所谓“贴票”，就是“贴钱兑换票据”，其操作流程与如今银行里的“贴现”正好相反――储户在钱庄用较小额存款，换取较大额存单，比如存90两，但钱庄开100两的存单，到期可兑换100两。这其实就是高息揽储，并且在存款户头开立的时候就先支付利息。

出现这一“金融衍生产品”，最初的原因在于货币的缺少。

当时大清国的货币发行体系依然维持着十分原始的状态：实行银钱平行本位，主币是白银，辅币是制钱（铜钱）。所谓银，还有银两与银元之分。相对而言，传统的银两更为混乱，无论是形状、成色及关键的平码都千差万别，如同迷宫；而银元因为批量铸造，虽然相对规范性要好些，但其花色也相当繁多。至于铜钱，则因为铜价不断攀升，铸造成本过高，导致市面上的“制钱”流通量日渐减少。

这样的货币体系，无法适应不断放大了的经济需求。票据，即所谓的“银钱帖”就顺势产生。其中，以制钱为本位的叫“钱帖”，以银为本位的叫“银帖”。“银钱帖”的发行，远在宋代就开始了，首要目的当然是便于流通，解决银两、制钱等金属货币携带不便的问题，并在金属货币供给不足时，发挥“准货币”的功能。

问题在于，大清国又缺乏对于票据发行进行规范的法律法规。外资银行及山西的票号，因为资本雄厚，其票据发行还有相当的资本金准备，而南方星罗棋布的小钱庄，就很快将票据发行变成了无本生意。这是一种“击鼓传花”的博傻游戏，其成功关键在于能“传”下去，钱庄才能将高成本吸纳的存款，以更高的利率放贷出去，并能安全收回；而能“传”下去的关键，就是承接这种票据的下家，需要有足够利润空间的暴利产品，来支撑实际上已经越演越烈的高利贷市场。

最初的下家形成相当不错的市场链。大量鸦片商人通过“贴票”获得短期贷款，而经营鸦片的暴利，使他们足以承受高额的贷款利息。还有一种优质客户，就是上海一种新兴的赌博――“合会”（或钱会、摇会、标会）。这本是大清民间，尤其是江南一带盛行的民间金融互助组织，由亲戚朋友乡邻组成，召集人称为“会首”，参与者称为“会脚”。组织会订立会规、会期、会额以及会款，要求定期交纳会款，作为投资放贷的款项，会内通过一定的方式（如坐次轮收、拈阄摇彩等），将这笔款项放给“会脚”们使用，按照会规收取利息。

这种“合会”，传到上海后变成了赌徒们“金融互助”的赌博工具。

“贴票”这种金融创新产品，在1889年由上海的“协和钱庄”率先推出后，立即被业内广泛模仿，不到十年功夫，上海基本每家小钱庄都做贴票生意，甚至专营贴票生意。而钱庄之间为了争夺储户，不断抬高贴票利率，最高的达到月贴20%――存入80两，一个月内可取回100两。在高额回报的诱惑下，不少人将毕生积蓄都投入钱庄换取贴票。

至此，一个巨大的“买空卖空”市场泡沫形成了，并终于在1897年11月破灭。许多钱庄因到期无法兑付现金，开始大量退票，引发市场恐慌，一个月内居然造成了几十家钱庄倒闭，媒体报道说，涉案的“贴票”金额“约有洋圆百数十万之多，甚言有二百余万者”（《申报》1897 年12月9 日） 。

伴随这场贴票风潮，不少钱庄老板要么“跑路”，要么自杀，引发无数的经济纠纷和暴力冲突，整个上海被贴票搅得天翻地覆，只有法院和律师们生意爆棚。《申报》报道：“今年沪上各业无一起色，唯钱债之讼事甚多，致公廨差役生涯颇旺，市面亦可见一斑矣。” 天津告急

大清国的最大特点，就是永远都不会吸取教训。上海“贴票风潮”，居然在五年后复制到了天子脚下的改革重镇天津。

这次的直接导火线是之乱。战后，仅八国联军所劫走的现银就高达1000余万两。火上浇油的是，为在动乱中自保，实力比较雄厚的外资银行和山西票号，收回了2000万两左右的放贷，不再放出。

动乱之外，外贸“出超”也是重要原因。

从1861年天津开埠以来，直隶地区的外贸在经过了20多年的缓慢发展，于19世纪90年代终于开始提速，1899年比1865年增加了5倍。1900年至1901年，虽然爆发了惨烈动乱，贸易额有所下降，但战后迅速得以恢复。与此同时，1901年俄罗斯的西伯利亚大铁路建成通车，欧亚铁路网联为一体。天津一方面迅速摆脱作为上海港的附庸身份，成为东北亚的重要港口；但在中国，尤其华北地区的产业结构并没有改变，贸易规模的持续扩大反而加剧了外贸“出超”。此后，天津港年均外流白银多在400万两到800万两之间，有的年份甚至高达上千万两。

刚刚接任直隶总督的，在给中央的报告中说：“天津为通商口岸，南北冲衢，向赖外埠商货辐辏，灌输出入流转，虽若贸易繁盛，而实非银钱积聚之区。其无形之中，早晚隐伏空虚之患。”

在他执掌直隶的第一年（1902年），“中国官禁止宝银出口，然俱未能照办者，实迫于势不得已，盖进口货共值关平银80181683两，而出口货只值17839063两，所有进口货银如许之多，不能不如数照付之故耳”（《津海关年报档案汇编》）。

银根如此之紧缩，政局阴晴不定，市场那只“看不见的手”终于起作用。只不过，在这个畸形的局面下，市场那只手也是畸形的。京津地区的主币是“银钱帖”，与当年上海的情况一样；而辅币则大量使用竹片、洋铁皮和纸条，以供找补，这比当年上海的局势还要严峻。市场一片混乱，用的说法，是“商旅闻之而裹足，百物闻之而腾涌。究其流极，外埠货物停发，票号汇兑不通”。

钱庄失控的票据发行，造成票据的大贬值。贬值后的票据，在兑换现银时要打折扣，这就造成了“贴水”。所谓“贴水”，是指远期收益（价位、汇率、利率等）低于即期收益，反之则是“升水”。发生在天津的这场金融危机，史称“贴水风潮”。

“贴水风潮”对天津的危害极大，说：“（奸商们）资本不充，徒用拨条，以相诓骗，凭条借银，则赚以需利；持条取款，则骤与减成，贴水之名，缘是而起。其后，现银日少一日，贴水日涨一日，竟有每银千两，贴水涨至三百余两者。若辈不费巨资，坐获厚利，遂成一买空卖空之市面。而商旅闻之而裹足，百物闻之而腾涌，几岌岌不可终日。究其流极外埠，货物停发，票号汇兑不通。困竭情形，将至不可收拾。”

市场几乎崩溃，各界都十分清楚，以投机获利的“贴水”，是这场危机的罪魁。在写给中央的报告中说：“自臣接收天津之后，中外远近各商，咸纷纷以禁止‘贴水’为请。” 铸币跃进

的救市动作，首先是增加流动性，设立了“平市官钱局”，筹集现银100万两，以月息5厘（0.5%）借给重要的钱商，以资周转。与之前动辄高达30%的“贴水”相比，这是相当低廉的利率。随后，在1903年1月下令严禁“贴水”。作为金融票据的“银钱帖”，必须与现钱、现银等值使用。这种休克疗法，将那些以“贴水”作为主要收益、甚至唯一收益的钱商，彻底逼上绝路，相继倒闭。

随后，开始发行新式的机器铸造铜元，试图从根本上解决货币供应不足的问题。

他严禁制钱铜元离开天津境内及私炉销毁，要求各级地方官严查。这一年，通过恢复重建铸币厂，向市场投放了10元面值的铜元1000多万枚，用公权力强行建立准备金。

铜元的流行与暂时坚挺，拉低了物价，“衣食各物，均皆价廉”，对主要使用小额货币的普通百姓大有裨益，因此，仅天津一地，“合津街市无不遵章周流铜元”。而使用大额货币白银的商家，也没吃亏，商贸的顺畅及物价的稳定，令他们获得了更大的“维稳红利”。到6月中旬，各项救市措施“粗有端倪，市面渐就安稳”。

所遭遇的这场货币供应危机，在大清国各地都有出现，只是没有如此严峻。而各地的解决思路，与都有相同之处――铸币。这种共识，迅速形成一股全国范围的运动，各地方政府纷纷上马铸币项目，最终达到了惊人的16亿枚年产能。据梁启超统计，1904年至1908年，全国实际铸造了逾124亿枚铜元。

如此大规模的铸币，早已经不是为了解决经济发展所需的货币供应，而是另有所图：新式铸币机大批量生产出来的铜元，有着高达63%以上的“铸币利润”，这成为各地财政新的增长点，刺激地方政府一拥而上――而早已丧失了权威资源的中央政府，对此种乱象却无能为力。

货币供应充足的红利，还没享受多久，铸币的后果就接踵而至：过量供应的铜元大幅贬值，最高跌幅居然高达80%，与此前的货币供应紧缺一样，再度引发物价飞涨，而受害最深的依然是草根阶层――因为他们是使用铜元这种低面值货币的主力。

货币供应范文第2篇

不过，基于近年来的分析经验，过度强调货币供应量指标M1、M2已经给央行宏观调控带来了一些压力，对经济和CPI的指示意义在下降。另外，金融市场对于M2的敏感度也在下降。盯住一个固定的货币供应总量目标，也不足以反映金融改革和实体经济变化带来的融资结构变化。

两会在即，政府工作报告按惯例将要公布的M2目标依然备受关注，但现在是时候给货币供应量指标减负了。

容易脱钩的M2目标

市场一直以来高度关注货币供应量，自然也对央行任何改变货币供应的举动非常敏感，这是因为过去货币供应以外汇占款为主，央行的操作简单，也能被市场主体准确解读。而现在外汇占款减少，流动性投放与回笼渠道更为多样化，增加了SLO、SLF、MLF、PSL，再贷款也在回归。

在货币供应结构调整的大背景下，央行的单个操作很容易被放大甚至被误解。货币政策的松紧程度取决于所有政策工具的综合运用结果，央行很难通过单个操作传达调控意图。

M2作为货币政策的中间目标，调控难度实际上也相当大。自1999年开始为M2设立预期目标以来，年末的实际增长基本都是偏离目标值的，偏离程度还很惊人，从-2.4个百分点到10.7个百分点不等。M2作为一个中间目标，与经济增长、通胀、就业等最终目标实际上并没有建立很明确的关系。随着2014年以来经济周期的缩短，边观察边执行的货币政策越来越难以提前一年盯住一个目标。

更为重要的是，货币供应量指标已经不能准确说明整体环境宽松与否，过去两年已经出现了似松实紧的情况。货币供应量的信息含量也在不断减少，之前的历史经验似乎不再适用。

不再是货币政策松紧的信号

过去两年的货币政策究竟是稳健的、宽松的，还是紧缩的？央行认为是稳健的，但有不少观点则将2014年底启动的降息降准周期定性为宽松。

从广义货币供应量M2出发，在实际GDP增速只有7%左右、CPI不到2%的增长的情况下，M2余额超过12.2%（2014）和13.3%（2015）的年增长似乎是一个不低的数值。

但是，社会融资规模却是连续两年负增长。2014年同比下降4.97%，2015年降幅进一步扩大至6.37%。央行解释之所以启用社会融资规模这一指标，正是因为“理论研究与政策操作都需要能全面、准确反映金融与经济关系的更大口径统计指标”。我们虽然关注了早前M2放缓、社融扩张的情况，却似乎在M2增速还算不错的时候，忽视了社融减速的问题。

央行资产负债表的扩张速度也在2014年开始下降，到2015年9月甚至出现负增长，基础货币余额到2015年二季度出现环比负增长，三季度时同比负增长。这都为数据以来首次出现。

基础货币减速甚至负增长的时候，货币乘数却在上升。2015年四季度时乘数已升至5.04的高位，与2006年年中时相当，乘数的历史低位是在2011年三季度、2008年四季度时的3.7。这种反差与当前经济持续下行的格局似乎与理论概念及历史经验相违背。一般而言，经济增速上升时，货币乘数上升，经济减速时，货币乘数下降。

考虑到货币乘数是由M2与基础货币倒算得来，它的这种异常应当并不是理论或历史经验出了问题。一方面，M2未能反映整体货币供应的状况。这两年金融体制改革持续进行，表外影子业务转向表内，进而带来流动性程度不等的货币在不同层次间转移，由M2以上进入M2。另一方面，以降准对冲外汇占款的下降，及存贷比的上升，提升了银行创造货币的能力，2006年以来，货币乘数与存款准备金率表现出明显的负相关性。这与2008年金融危机以来发达国家没有存准率工具的调控明显不同。

若是从利率看，在M2加速的同时，货币市场利率不降反升，2015年下半年隔夜拆借利率比2015年的底部高出70-100个基点。

与增长和通胀的相关度降低

资本市场和直接融资的发展，使得M2对增长的指示意义正在削弱。

对比新增M2累计值同比增速与现价GDP累计同比增速，可以发现，2012年以前，二者具有明显的正相关性，当M2增速上升后的半年到一年，GDP也会随之加速增长，反之亦然。但是，2012年那一轮的“稳增长”则不然，M2的明显加速，并没有带来GDP增速的逆转。这一轮M2自2015年三季度加速，到2016年2月份，经济仍没有显示出企稳迹象，PMI还在继续向下。

对比新增M2累计值同比增速与CPI累计同比增速，也有相似的现象。M2作为CPI的先导指标，在2012年之前的调整中，正相关性表现明显，2012年那一轮的调整，M2的上升只产生了微弱的影响。德国商业银行中国经济学家周浩指出，以前基本可以用M2判断通胀走势，目前也不行了。

换个角度，从M1和M2增速之差入手，也能看出货币指标与经济增长关系的弱化。此前多有研究表明，M1与M2差值的扩大表明存款活期化，意味着居民和企业交易活跃，经济景气度上升;反之，则表明资金更倾向于定期存款，多余资金从实体中沉淀，经济回落。“现在则很难从剪刀差中得出结论。”周浩表示。

M1增速与M2增速的剪刀差与GDP现价累计同比增速在2010年以前，不仅具有明确的正相关关系，甚至几乎同步，但2010年之后二者之间相关度减弱。在货币增速回升的基础上，2012年的稳增长和2015年年初开始的M1与M2剪刀差扩大，都未伴随着GDP的回升。

社科院货币政策研究室主任彭兴韵指出，如果从长期的历史经验来看，当M1相对M2上升较快时，物价也会随后上升;M1增速相对M2下降时，CPI也会随之下降，一般时滞在半年左右。从目前的M1与M2增速之差的变化看，2016年的CPI走势似乎应是上升。

不过近年来M1与M2的增速之差对通胀的指示作用却比较有限。2012年，货币政策稳增长降息降准，M1与M2增速出现明显回升，但CPI仅仅是企稳，没有形成持续上涨。

这种关系弱化有可能受到劳动力要素供给变化的影响。中国劳动年龄人口绝对数量在2012年首次净减少，到2015年已累计减少1500万人。当拉动经济的劳动力要素数量下降、质量也不足以弥补时，就会需要更多的资本支出才能实现同等规模的产出。

另一影响因素则是影子银行的迅速发展，削弱了货币供应量指标对经济的影响力。“新的融资方式并不一定会反映在M1、M2上。” 交通银行金融市场部分析师徐跃红分析认为。

结构性货币政策的困境

在M2仍然受到很大关注的情况下，这两年货币政策尽量避免使用总量工具，更多地用定向工具投放流动性。如此操作自然可以减轻被舆论冠以“大水漫灌”的压力，但同时也更难对冲因外汇占款减少导致的流动性缺口。

货币供应量指标的传统分析方法不再奏效、对宏观经济的指示作用弱化，也反映出了腾挪空间有限的结构性货币政策通过数量扩张，尽管带来了商业银行的资产负债表扩张，却还没有带来总需求的扩张和经济增长回升。这或与融资结构变化有关。

第一，商业银行在2015年救股市放给非银行金融机构7000亿元贷款，置换地方债又增加非存款性金融机构的政府债权3万多亿元，但都很难带动新增投资。

第二，商品房销售与M1的增速回升高度一致。商业银行新增个人住房贷款增速从2014年的1%暴涨至2015年的55%，但在去库存的背景下，这部分销售和信贷扩张尚未带来房地产投资的显著回升，更没能传导至中上游行业。

除了救市、地方债、房贷以外，2015年金融机构通过高货币乘数扩张的货币还去了哪里？

货币供应范文第3篇

关键词：时间序列 长期均衡模型 虚拟变量 模型修正

凯恩斯主义的货币非中性论[1]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。现代货币主义者认为,从长期来看货币供应量与物价是稳定的，在短期两者关系可能是不稳定的，而这种不稳定是由于时滞效应的存在。David Meiselman(1969) [2]认为滞后期为3～6个月甚至3～5年不等；刘伟等（2002）[3]认为中国狭义货币和广义货币增长率的改变对通货膨胀的有效影响滞后期分别为9和13个季度。时滞效应假说认为货币供应量与物价变动之间只适合作短期分析，对长期货币供应与物价变动的反常关系无能为力。然而，刘斌(2002) [4]研究结果表明长期内货币供应量变化会对物价产生显著影响。因此将货币供应量与物价变动的反常规关系显然值得进一步探讨。

国内外已经有很多学者针对物价与工资的关系进行定量研究。Khalifah Ghali(1999)[6]利用协整和误差修正模型对包含预期的菲利普斯曲线进行检验，通过对美国1959年1季度至1989年3季度工资，价格，产出缺口和进口价格的研究发现，工资对价格有明显的推动作用。

那么我国货币供应量M1与职工平均工资水平的波动到底对物价产生了怎样的影响呢？本文将从计量经济学的角度研究货币供应量M1与职工平均工资水平的波动对物价波动的影响关系。以1990――2010年全国CPI、货币供应量M1以及职工平均工资为原始数据（来自中经网统计数据库），并对货币供应量M1和职工平均工资做了环比指数的处理后进行定量分析。

首先，为了防止时间序列数据的计量回归中出现无效的假设检验或者出现伪回归的现象，对变量的平稳性进行检验。检验结果如下：

单位根检验表明CPI,M1,WAGE都是一阶单整的，具备做协整检验的条件。通过E-G两步协整检验法，结果在5%的显著性水平下，CPI与M1,WAGE是协整的，因此物价水平，货币供应量，工资水平三者存在长期均衡关系，可以建立回归模型。

1991――2010年全国CPI环比发展速度在1994年和1998年存在巨大转折，作图如下：

图1 图2

其中：图1为CPI环比发展速度折线图，图2为货币供应量M1及职工平均工资环比发展速度折线图

所以在接下来设定回归模型变量时，我们考虑以1994年和1998年为依据引入虚拟变量。

图1显示出物价水平随年份变化呈两个较明显的分段形式，分段点（CPI，M1，WAGE）分别为1994年的（1.241，1.262，1.346）和1998年的（0.992，1.119，1.156），分段点分成的三段图形基本上成线性，虽然在小范围上有所波动。因此引入虚拟变量

，建立模型：

由于检验没有通过，本文结合检验结果分析认为模型存在设定误差，有显著的遗漏变量现象。通过以下步骤进行模型修正：调整变量成为对数形式以消减异方差；选择性添加解释变量滞后项以解决遗漏变量现象；逐项回归法，逐步剔除显著性最低的变量，优化检验结果。修正后的模型估计结果如下所示：

其中：

可以表示为：

结果分析：

1.货币供应量M1与职工平均工资水平的波动对物价CPI的波动存在显著影响。

2.1998年的CPI环比转折点变动主要受货币供应量变化影响，受工资的变化（生产力变化）的影响不大。

3.工资的长期乘数要大于货币供应量的长期乘数，表明：长期以来，工资对CPI的影响要大于货币供应量对CPI的影响。

4.1998年以前货币供应量波动对物价波动影响相对于1998年以后更明显。

5.当期的工资水平和滞后期的工资水平会同时影响物价的波动，且滞后期的影响更为显著。

6.总体来说，货币供应量对物价的影响具有滞后效应，并且不同的阶段滞后效应存在显著性差异。工资对物价的影响也存在滞后效应，在各个阶段无显著差异。

参考文献：

[1]安德鲁亚伯.宏观经济学[M].北京:中国人民大学出版社,2007

[2]Davidson,Parl.Post?Keynesian?Macroeconomic?Theory.Edward?Esgar?Publishing?Limited

[3]刘伟,李绍荣,李笋雨.“货币扩张、经济增长与资本市场制度创新[J].经济研究,2002(1)

货币供应范文第4篇

许凤娇（1989-），女，汉族，安徽池州人，金融硕士，单位：南京财经大学金融学院，研究方向：商业银行经营管理。

摘要：本文主要结合我国货币政策与物价水平的现状，阐明了有效预防CPI剧烈波动的必要性与现实意义。以M2和CPI的1996年1月到2013年12月月度数据为样本，进行一系列的实证分析，发现M1与CPI之间存在单向的格兰杰因果关系并在文章最后提出了几点减缓物价水平剧烈波动的政策建议。

关键词：货币供应量；CPI；格兰杰因果检验

一、引言：

货币供应量是影响CPI的诸多因素之一，而且货币供应量对物价的影响一直是人们研究的焦点。货币供给对物价的影响研究不仅是货币经济学的核心问题，也是宏观经济学热点问题。伴随着2008年四万亿刺激计划的逐步退出，中国经济在保持强劲增长势头的同时，负面作用也逐渐显现。自2010年入冬以来，物价指数增长势头迅猛，其中农产品价格表现尤为突出，在其带动下物价又进一步攀升。根据官方数据，2010年10月的CPI数据同比上涨高达4.4%，环比上涨0.7%。物价的大幅上涨不仅影响到人民的日常生活水平，更关系到社会的和谐稳定。面对民众对通货膨胀的担忧以及生活的现实压力，当局应该加强宏观调控，在抑制通胀，保障民生和保证增长之间实现平衡至关重要。

中国是世界上最大的发展中国家，进入21世纪以来，经济也空前发展，但仍处在货币政策中介目标和政策工具的尝试阶段，本文就1996年以来中国金融发展中货币供应量对CPI的影响进行实证研究，能从定量分析中得出中国的货币供应量增长对CPI增长的影响，从而得到一些有益的启示。这对我国在现阶段货币政策操作和改进具有重要借鉴意义，对实现经济持续、稳定、健康的发展具有直接的现实意义。

国内研究方面，王璐（2010）对CPI、GDP和M2的增长率进行实证分析，指出由于宏观经济的调整是个相对缓慢的过程，而货币政策则相对灵活，因此两者在对CPI的影响方面存在很大差异；同时她指出由于市场存在信息不对称，易导致跟风等羊群行为，建议当局及时进行干预；此外由于存在通胀预期的自我实现问题，适时适度释放信号非常重要。王少平、朱满洲、胡朔商（2012）分析了不同时期的物价水平变动，并对各个时期通货膨胀的特点进行阐述，结合当时的经济环境，深入的进行了原因剖析并给出相应的政策建议。同时文章指出，在不同的经济环境下，同样的货币政策，效果却相差甚远，应该把握好时机和力度，避免货币政策过紧或或送，给经济带来负面冲击。

二、实证分析

（一）平稳性检验

本文的的主要研究对象为货币供应量M1与CPI两个时间序列数据，样本区间为1996年1月到2013年12月，所有数据均为月度数据。因为时间序列的平稳性检验是对于时间序列计量分析有效性的基础。因此首先对数据进行平稳性检验，本文在对原始数据取对数后采用ADF检验。LNCPI、LNM1序列在1%显著水平下均不平稳；但两个序列的一阶差分在1%的水平下均是平稳的，即一阶单整，可以进行协整检验进一步探究两者的关系。

（二）协整检验

接下来建立我国货币供应量M1与CPI的VAR模型的基础上采用Johansen方法检验两者的协整关系。根据协整检验结果，将迹统计量和最大迹统计量，分别与5%临界值进行比较得出结论。在原假设为不存在协整关系的条件下，两个统计量均拒绝，但在原假设为最多存在一个协整关系的条件下均接受，可以看出LNM1与LNCPI之间有一个协整关系存在，即说明我国的货币供应量M2与CPI之间存在长期稳定的均衡关系。标准协整方程分别为：LNCPI=0.364846*LNM1，由上式可得因为LNM1前系数为正，说明M1对CPI具有具有正向效应：货币供给量M1每增加1%，居民消费价格指数就增加0.36%。

（三）格兰杰因果关系检验

上一步的协整分析说明M1与CPI存在协整关系，即说明我国的货币供应量M1与居民消费价格指数之间存在长期稳定的均衡关系，但并不能说明两者具体的因果关系。为了更进一步探究CPI与M1的因果关系，本文将对两者进行格兰杰因果关系分析。

根据格兰杰因果关系检验结果，在对CPI是否为货币供应量M1的格兰杰原因分析中，P值0.0044小于0.01，表示在1%的拒绝原假设，表明货币供应量M1是CPI的格兰杰原因。而在对货币供应量是否为居民消费价格指数的格兰杰原因中，P值等于0.2231大于0.1，表明货币供应量M1不是CPI的格兰杰原因。因此M1与CPI之间存在单向的格兰杰因果关系，即M1的历史数据能够CPI起到预测作用而反之不能。

三、政策建议

根据本文的结论，货币供给量与物价水平联系密切，为了能有效防止物价水平出现大幅波动，保证人民安居乐业和社会稳定，对货币量的管控是有效途径之一，针对我国具体所处的经济环境及中国国情，提出以下的政策建议。

1.坚决执行稳健的货币政策

实施稳健的货币政策，找到适度的平衡点。充分发挥利率、存款准备金率、公开市场操作等一系列措施的灵活性，结合具体的经济形势进行预调微调，保证市场流动性的总体平稳。

2.加强流动性管制

加强流动性管制尤其是是对境外资本的管制，首先对于外来资本应该进行科学引导，中央和地方政府应出台相关政策，积极引导资金向实体经济流动，为我国的产业升级提供资金支持，加大投机资本的打击力度，必要的情况下应该对境外资本惊醒限制，防止热钱快进快出，扰乱价格体系，使人民日常生活受到影响。

3.进一步规范银行外融资平台

重视并严格监管银行体外循环资金，对于民间借贷等情况相关政策法规要及时跟进，对于违规吸储行为予以严厉打击净化企业融资环境，降低企业融资成本，从而减缓由于成本推动而造成的价格上行压力，起到物价平稳作用。同时，要全面清查政府融资平台贷款情况，对于那些不符合政策规定或资金未按规定用途使用的资金及时进行清查回收，这既能减少金融隐患，维护金融安全，同时也能为真正需要资金的实体经济提供资金来源，为企业的健康发展提供资金保障。（作者单位：南京财经大学）

参考文献

货币供应范文第5篇

【关键词】互联网金融 货币供应量 时间序列 货币政策

一、引言

随着互联网技术的迅猛发展，互联网金融作为一种全新的金融形式已经处于不可逆转的趋势。货币政策是国家管控国民经济的重要手段，而货币供应量作为一国货币当局的中间目标，金融体系的任何变革都有可能引致其变化，进而对货币政策的操作及有效性产生影响。本文主要探讨互联网金融对货币供应量的影响，将互联网金融的影响数据化，更直观地反映新型金融变革对传统金融业的冲击。

二、文献综述

互联网金融在近些年来发展势头十分强劲，国内外学者的研究涵盖了互联网金融的概念、应用等多N领域。张军（2014）对互联网金融的内涵进行了界定并总结了互联网金融的利弊以及其对传统金融业务的冲击。庞贞燕、王桓（2009）全面阐述了支付体系对货币政策的影响，提出支付体系运行有放大基础货币和提高货币乘数的倾向，并为促进增加货币供给提供了条件。Charles R.Bean（2004）研究了货币政策的传导机制，分析了金融不稳定性等因素与货币政策的关系，指出金融变革对货币政策的影响十分显著。Mark M.Spiegel（2009）讨论了金融全球化和货币政策的关系，认为金融全球化对货币政策存在“约束效应”。这些文献佐证了互联网金融带来的电子货币的膨胀对货币供应量存在重大影响，并实时影响货币政策的制定。

从现有的文献资料来看，这些学者一般对互联网金融采取定性而非定量分析，直接研究互联网金融对货币供应量影响的较少。大多数学者主要从电子货币、支付体系发展角度考察互联网金融对货币政策的中介目标和传导机制的影响，缺少实证分析。本文借鉴国内外现有研究，运用时间序列模型，着重分析互联网金融对货币供应量的影响。

三、货币乘数理论概述

本文以货币乘数理论为基础展开互联网金融对货币供应量的影响研究。

模型如下：

■

M为货币供应量，B为基础货币，m为货币乘数，C为现金，D为存款货币，R为准备金。■为通货与存款比率，即现金漏损率，■为准备金率，由法定准备率rd和超额准备率e两者构成。

（一）货币乘数

m为货币乘数，是指商业银行通过创造存款货币功能产生派生存款的信用扩张倍数。本文采用以下货币乘数模型作为分析对象：

■（1）

M1代表狭义货币供应量，并有M1=M0+活期存款（M0为现金）。m1则为对应的狭义货币供应量的货币乘数。k、rd、re分别表示现金漏损率、法定存款准备金率和超额存款准备金率。

分别对k、rd、re求偏导数，并记θ=rd+re+k，则有：

■ （2）

■ （3）

由于rd+re

即货币乘数与现金漏损率、法定存款准备金率、超额存款准备金率均成反比。

法定存款准备金率是影响货币乘数各因素中唯一可由中国人民银行决定的外生变量，较为稳定。

互联网金融带来便捷的电子货币，增加了公众持有现金的机会成本，公众愿意放弃持有现金的意愿转而使用电子货币，从而现金漏损率下降，货币乘数增加。

从现金漏损率的下降来看，第三方支付替代率的提高使得商业银行资金周转的压力相对减轻，银行对库存现金的应急需求随之减少。而从互联网金融带来的技术更新上看，电子化的货币使得银行头寸具有很高的流动性，为商业银行在货币市场上进行头寸融资提供了便利。超额存款准备金率将下降，货币乘数相应增加。

（二）基础货币

基础货币B为存款准备金与流通中的现金之和，即B=R+C。

由于受互联网金融影响而电子化的货币并没有改变基础货币的总量，只是改变了基础货币的构成，就货币乘数理论而言，基础货币实质上并没有发生很大的变化。

（三）货币供应量

货币供应量等于基础货币和货币乘数的乘积，即M=m*B

货币供应量与基础货币、货币乘数为正向关系。由于现金漏损率、法定存款准备金率、超额存款准备金率等会因货币电子化而下降，引致货币乘数的增加。在基础货币的总量保持不变的前提下，货币供应量会增加。

四、实证分析

（一）指标选取

自2010年央行颁布《非金融机构支付服务管理办法》后，第三方支付企业正式被纳入国家监管体系之下，我国第三方支付业务市场规模和结构逐步趋于成熟。因此，本文用第三方支付市场规模数据为代表研究互联网金融发展对货币供应量的影响，选取2007年第一季度至2015年第四季度的数据，以狭义货币供应量作为因变量，第三方支付替代率、现金漏损率、法定存款准备金率和超额存款准备金率作为自变量构建模型，揭示互联网金融对货币供应量的影响。

1.因变量的选取。选取狭义货币供应量作为因变量。在2007年第一季度到2015年第四季度之间，我国的狭义货币供给量一直呈现出逐渐增长的态势，在后期有轻微波动，2015年第四季度已到达400953.4亿元。

2.自变量的选取。一是第三方支付替代率。第三方支付替代率为第三方支付市场规模占狭义货币供应量的比率，第三方支付主要替代的正是流通中的现金和活期存款，即M1。电子货币占狭义货币供应量比率的高低不仅代表我国电子货币的发展程度和水平，而且会对货币乘数的大小产生明显影响。截至2015年第四季度，第三方支付替代率已经达到8.84%。

二是现金漏损率。商业银行不用保留更多的准备金，不但提高了商业银行的存款货币创造能力，也减少了现金的漏损情况。2009年下半年至2015年第四季度，现金漏损率一直处于一个比较平稳的阶段，始终在20%上下小幅变动。

三是法定存款准备金率。选取法定存款准备金率为自变量是因为其处于相对稳定的发展趋势。本文采用的是中小金融机构的法定存款准备金率。近些年来，法定存款准备金率一直维持在16.5%，到15年法定准备金率不断下降为13.5%。

四是超额存款准备金率。相较法定存款准备金率，超额存款准备金率更具可调性，对狭义货币供应量的影响更为明显。2007年至2015年超额存款准备金率以2%为基准进行了几次比较大幅度的波动，但波动的幅度逐渐减小。截至2015年第四季度，超额存款准备金率为2.1%。

（二）模型的建立

由于变量的对数变换不改变原变量之间的协整关系，并且能使数据的趋势线性化，也能消除时间序列之间的异方差现象，所以对M1、k、E、rd和re取自然对数建立的回归模型为：

■ （1）

其中，c表示随机误差项。

（三）平稳性检验

本文选取的数据符合时间序列，为了防止时间序列出现“伪回归”的现象，在进行回归分析前先对各个变量进行平稳性检验。本文采用ADF单位根检验，根据AIC、SC最小试颍选择滞后期，确定其单整阶数。

对变量进行ADF单位根检验得表1。当序列ADF值小于5%临界值、P值小于0.05时，结果稳定。运行结果显示原数列存在单位根，经过一阶差分后，全部变量分别在1%、5%的显著水平上拒绝存在单位根的原假设，即为一阶单整序列I（1），符合数据平稳。

表1 变量的单位根检验结果表

■

注：Y、X1、X2、X3、X4分别表示狭义货币量的自然对数、第三方支付替代率、现金漏损率、法定存款准备金率和超额存款准备金率。表示一阶差分。

（四）协整检验

由于时间序列是平稳的，符合协整检验的条件，对上述的单整时间序列采用EG两步法进行协整检验可知，LnY与LnX1、LnX2、LnX3、LnX4的趋势基本一致，即具有协整关系的可能。

将数据进行回归分析，除了LnX4的P值大于0.05，其余变量均符合5%显著水平下的显著性检验，即超额存款准备金率与狭义货币量之间并未存在显著的均衡关系，需要剔除变量。剔除之后，我们对剩下的变量再次回归，得到协整方程如下：

■（2）

其中，c为随机扰动项。

货币供应量与第三方支付替代率呈正比，与现金漏损率呈反比，与货币乘数理论一致，各变量的P值均小于0.05，说明在互联网金融下，自变量LnX1、LnX2和LnX3对因变量LnY影响显著。

从中提取出回归残差序列，发现残差始终围绕着0做上下波动，即存在着残差平稳的可能。为了确定残差的平稳性，对残差序列做ADF单位根检验，残差序列在一阶差分情况下的P值接近0，小于0.05，且序列ADF值为-6.42，小于1%显著水平下的临界值-3.67，说明回归后的残差序列是平稳的。因此可以认为在剔除了超额存款准备金率后的回归方程中，4个变量之间存在协整关系，即狭义货币供应量与第三方支付替代率、现金漏损率和法定存款准备金率之间存在长期均衡关系。

（五）误差修正模型

虽然协整检验能够得出变量之间的长期均衡关系，但是变量之间的动态趋势与具体的影响过程却难以得到。因此，本文为检测短期内各变量对长期均衡关系的偏离，建立向量误差修正模型，以研究变量之间的短期动态关系。加入回归残差序列ECM，与一阶差分序列DLnY、DLnX1、DLnX2、DLnX3做OLS回归得，所有变量在5%的显著水平下都是显著的。误差修正项-0.40ECM（-1）体现了对偏离度的纠正，-0.40反映了对偏离长期均衡的调整力度。

误差修正方程如下：

■（3）

从上述误差修正协整方程可得：误差修正系数值为-0.40，表示每期40%的狭义货币供应量的实际值与长期均衡值差距得以调节。误差修正项对DLnY起正向作用。当DLnY负向偏离均衡时，误差修正项会通过正向拉动使其回到均衡状态。

（六）实证结果分析

第三方支付替代率E与狭义货币供应量M1取自然对数后的一阶差分相关系数为0.11，说明两者呈正相关关系，且P值为0.03。这说明以第三方支付为显著代表的互联网金融对货币供应量存在着正向影响。第三方市场规模的增大，对货币供应量产生了正方向的规模效应。而随着互联网金融的不断深入，未来的第三方支付替代率必然处于逐渐增长的趋势，它也将带动狭义货币供应量的增加。

现金漏损率k与狭义货币供应量M1取自然对数后的一阶差分相关系数为-0.56，说明两者呈负相关关系，且P值趋于0。互联网金融在一定程度上改变了原有的支付方式，使得现金漏损率下降。基于上文的理论分析也可知，现金漏损率的下降会使货币乘数变大，从而增加狭义货币供应量。现金漏损率在未来互联网金融的发展趋势将会逐渐下降，这将导致货币供应量的增加。

法定存款准备金率rd与狭义货币供应量M1取自然对数后的一阶差分相关系数为-0.07，说明两者呈负相关关系，且P值为0.03。法定存款准备金作为一个比较稳定的数值，受整体宏观形势的影响而发生变化。在互联网金融的影响下，虽然准备金需求大幅降低且需求的利率弹性下降，但无论银行间隔夜拆借利率处于何种水平，需求仍大于零，所以准备金率依然是影响货币供应量的重要因素。由于互联网金融带来的部分电子货币开始替代现金，日常支付也从单一现金型支付向多种形式支付转变，因此，逐渐下调存款准备金率将会是未来货币政策调整的方向。

另外，由于超额存款准备金率的P值并不显著，所以超额存款准备金率re在实证过程中被剔除。说明各商业银行对超额存款准备金的规定存在着极大的自由性，由于利率市场化的推进，不同的商业银行面临着不同的风险，超额存款准备金率的变动变得更加难以预测。因此，超额存款准备金率与狭义货币供应量之间不存在显著的线性关系。

五、研究结论

通过以上的理论分析和实证研究，在掌握互联网金融在我国发展的现状之后，以第三方支付市场规模为代表的互联网金融型式开始渐渐融入到传统金融市场中。随之而来的现金漏损率、法定存款准备金率以及货币流通速度、利率等多种要素的变化，使得调整货币供应量变得更为复杂。互联网金融的发展不仅使得货币的流动性与层次结构发生变化，而且大幅加剧了货币供应计量的不确定因子。我们要通过研究互联网金融对货币供应量的影响，主动积极地调整货币政策，以期与互联网金融接轨，正面迎接新的挑战。

参考文献

[1]张军.互联网金融对传统金融业的冲击与应对策略[J].经济研究导刊，2014（28）：115-116.

[2]庞贞燕，王桓.支付体系与货币和货币政策基本关系研究[J].金融研究，2009（3）：97-105.