基础货币论文篇（1）

货币供给属性之争是货币经济理论界长期存在的现象。在实际争论中，无论是货币供给外生论者还是内生论者都将货币供给机制的运作方向作为其立论基础。外生货币供给理论坚持货币供给“乘数机制”，认为货币供给是基础货币通过乘数效应实现的，是基础货币决定货币供给量。而内生性理论则相反，其货币供给机制可称之为“倒逼机制”，而货币供给量对基础货币供给的“倒逼”是最后一个环节。同时，在现实经济实践中，货币政策制订者都以货币供给机制的运作方向为依据而制订货币政策，故以基础货币供给为主要货币政策工具。因此，研究一国的货币供给机制运作方向，尤其是基础货币供给机制的运作方向,无论是对货币经济理论的发展，还是对一国现实货币政策有效性的评判以及货币政策工具的选择都具有重大意义。

一、理论综述

目前，对货币供给机制运作方向的理论研究都体现在货币供给属性的研究之中。现代主流内生货币供给理论都体现出货币供给的“倒逼机制”。Siney·S·Weintraub（1978）在论述其货币供给内生性时，基于工资加成的价格形成定理认为，货币工资增长超过劳动生产率的增长幅度，导致货币收入的增加，造成既定实际产出水平下的交易性货币需求的增加，假定货币流动速度不变，中央银行为了维持充分就业和实际产出的增长，就必须增加货币供应。Nicholas·Kaldor（1982）在从中央银行充当“最后贷款人”职能的角度论述货币内生性时认为，虽然从形式看，现有的货币供应量都是从中央银行渠道出去的，但实质上并不完全由中央银行自主决定，是中央银行被动地适应公众货币需求的结果。这是因为公众的货币需求经常大量地表现为贷款需求，而银行贷款和货币供给量是紧密相关的，银行贷款的增减实际增减了现有货币供给量。Basil·J·Moore（1988）在论述基础货币供给的内生性时，基于中央银行调控货币供给的“三大法宝”，认为基础货币的投放取决于商业银行对流动性的需求。

上述货币供给理论的逻辑可以概括为：“实际经济因素货币供给基础货币供给”的一般形式。可以看出在货币供给的“倒逼机制”中，货币供给对基础货币供给的“倒逼”是其中的最后一个环节。同时，由于各国中央银行都把基础货币供给作为主要的货币政策工具，因此，从经济实践角度来说，也是最重要的一个“倒逼”环节。

经验研究的程度取决于理论研究的发展水平。基于当代货币供给内生理论，国外学者展开了大量的实证研究。具体到最后“倒逼”环节的实证研究文献比较有限。其中比较有名的是Lombra、Torto（1973）以及Forman、Groves和Eicher（1985）的实证研究，他们证实了美国基础货币的变动是被动的和适应性的。

我国学者在对我国货币供给内生性的实证研究中，其“倒逼特性”只体现到实际经济因素对货币供给量的“倒逼”这一层次。然而，外生货币供给论者都将基础货币与货币供给量的关系作为其主要立论基础：M·Friedman，A·Schwartsz（1963）、Phillips·Cagan（1965）、Jerry·L·Jordan（1969）、Albert·E·Burger（1971）等都分别从基础货币通过货币乘数决定货币供给量这一角度论述其货币供给外生性思想，并进行相应的实证检验。因此，从这一角度说，我国相关学者的实证研究是不够彻底的，并不能从外生货币供给论的立论基础角度反驳外生货币供给理论，其实践意义也必然是有限的。

对我国货币供给“倒逼机制”的实证研究必然涉及到实证研究路径的选择问题，而合理的路径选择取决于相关理论争鸣的焦点及其表现形式。因此，笔者将以基础货币和货币供给量为主要变量，展开对我国货币供给“倒逼机制”，最后的、也是最重要环节的实证研究。

二、数据说明和计量分析

基于上述理论探讨，本文将通过对基础货币与货币供给量之间计量关系的研究，以检验我国货币供给机制的运作方向问题。为了表述的全面性，文中将同时分别检验广义货币供给（M2）和狭义货币供给（M1）与基础货币（B）的关系。

由于1997年中国人民银行对金融统计制度进行了较大调整，因此，1997年以后的数据与以往的历史数据是不可比的。本文选取从1998年第一季度到2006年第三季度的数据，共35组作为样本。数据来源于《中国金融年鉴》各期，其中2006年的数据来源于中国人民银行月报。为了消除数据可能存在的异方差性，本文对其取对数值，得三个变量：LNB、LNM2、LNM1，分别代表基础货币、广义货币供给、狭义货币供给。实证检验过程如下：

（一）ADF检验

由于采用非平稳序列建立模型将很可能导致伪回归。故在分析时间序列问题时，进行单位根检验是必要的。采用ADF单位根检验方法，对原时间序列进行回归后得到的ADF统计量若大于给定显著性水平的临界值，则所检验序列为非平稳序列，反之亦然。若为非平稳序列，则继续对其一阶差分序列进行检验，以确定其单整阶数。本文采用麦金农临界值，对上述各序列的单位根检验结果如表1所示：

上述检验结果表明，LNM2、LNM1、LNB都具有单位根，而其一阶差分为平稳序列，即为I（1）序列。

（二）协整关系检验

协整是指若干个单整阶数相同的时间序列的某种线性组为平稳序列，它可以表明变量之间是否存在长期关系。本文采用Engle和Granger于1987年提出的两步检验法（EG检验），分别对LNM2、LNB以及LNM1、LNB进行协整检验。

1、对LNB、LNM2进行协整检验

第一步：对LNB、LNM2建立协整回归模型：

LNB=2.243+0.696LNM2

第二步：令

E2=LNB-2.243-0.696LNM2

对E2进行单位根检验，发现E2已经是平稳序列。故LM2与LNB之间存在长期的稳定关系。

这样可以建立误差修正模型，以表明LNB和LNM2之间的短期变动关系。经过多次试验，删除不显著的滞后量，采用广义差分法得到方程如下：

上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式是理想的单方程误差修正模型。

2、对LNB、LNM1进行协整检验

第一步：对LNB、LNM1建立协整回归模型：

LNB=2.803+0.708LNM1

第二步：令

E1=LNB-2.803-0.708LNM1

对E1进行单位根检验，同样发现E1也已经是平稳序列，故LNM2与LNB之间存在长期的稳定关系。

同样经过多次试验，删掉不显著的变量，我们可以得到误差修正模型：

上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式也是理想的单方程误差修正模型。

三）Granger因果关系检验

Granger（1969）提出，如果由yt和xt滞后值所决定的yt的条件分布与仅由yt滞后值决定的条件分布相同，则称两序列存在格兰杰非因果性；若加入xt滞后变量有助于改善yt的预测精度，则称两序列存在格兰杰因果关系。对上述各货币供给对数序列两两配对检验，检验结果如表2所示：

从表4可以看出，在1998到2006年的季度数据样本区间内，在1%的显著性水平下，LNM2是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM2的格兰杰原因；LNM1是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM1的格兰杰原因。说明我国货币供给体系存在明显的“倒逼机制”，具有显著的“倒逼”特性。至此，我们可以得出这样的结论：在我国货币供应体系中，是广义货币供给以及狭义货币供给决定基础货币供给，而不是外生货币供给论所认为的狭义货币供给通过乘数效应决定广义货币供给的外生货币供给思想。

（四）VAR模型的方差分解和脉冲反应分析

Granger因果关系检验只能说明变量之间的因果关系，但不能说明变量之间因果关系的强度。本文通过对VAR模型的方差分解和脉冲反应分析，揭示出货币供给对基础货币的动态影响过程。

1、方差分解分析

方差分解的基本思想是,把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的各部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解不仅可以对样本期间以外的因果关系检验,而且还将每个变量的单位增量分解为一定比例的自身原因和其他变量的贡献。笔者通过建立VAR（2）模型，进而得出方差分解结果。为了更形象地反映各变量贡献的变化趋势，文章用趋势图给出（见图1和图2）：

从图1可以看出，从第三期开始，广义货币供给（LNM2）对基础货币供给（LNB）的影响持续、显著地增大，而基础货币对其自身的影响却持续地明显降低。

从图2可以看出，从第一期开始，狭义货币供给对基础货币供给的作用就显著地增强，在第十二期就占到基础货币供给预测误差的50%，并且之后依然持续增强其对基础货币供给的影响。而基础货币对其自身的影响却是相反的。

2、脉冲反应分析

脉冲响应函数是试图描述任意一个变量的扰动是如何通过模型影响所有其他变量的，并最终又反馈到自身的过程。本文通过建立VAR模型，利用脉冲反应函数来分析LNB对LNM1、LNM的动态冲击的反应。

从图3可以看出，在第一期基础货币（LNB）对其自身的一个标准新息立刻有较强的反应，供应量增加了约0.042左右，但影响的时间不长，到第四期就回到原来的水平，以后一直以一个持续的、稳定的微弱负值影响基础货币的供给；而广义货币供给虽然在第二期对基础货币有一个微弱的负向影响，但很快从第三期开始就以一个持续的、稳定的较强正值影响着基础货币的供给。这与上述协整检验以及格兰杰因果关系检验是吻合的。并且广义货币供给对基础货币供给有较强的决定作用。

从图4可以看出，其基本结构与图1相似，第一期基础货币对自身的一个标准差新息立刻起反应，但很快就回复到一个持续、稳定微弱的负值影响；从第二期开始，狭义货币供给（LNM1）就以一个较强的正向值作用于基础货币供给，并且之后以一个较大正值持续稳定地作用于基础货币的供给。而且与图3中不同的是，狭义货币供给并没出现任何对基础货币供给的负向作用，这应是狭义货币比广义货币具有更强流动性的缘故。

三、结论

通过对我国货币供给与基础货币供给（对数）变量之间关系的计量检验发现，各层次货币供给对基础货币供给具有持续的、显著的决定作用，本文通过分析得到的基本结论如下：

第一，在货币供给量与基础货币的长期均衡关系上，无论是广义货币供给还是狭义货币供给都与基础货币供给之间存在协整关系。说明我国的货币供给与基础货币之间存在长期均衡关系。这一点，主流的内生货币供给理论和外生货币供给理论都是认可的。

第二，从货币供给和基础货币的Granger因果关系来看，无论是广义货币供给还是狭义货币供给对基础货币的变化都存在显著的Granger影响，表明我国货币供给机制存在显著的“倒逼”特性，而不是外生货币供给论者所长期坚持的由基础货币通过乘数效应决定货币供给的外生性思想。

第三，通过方差分解分析，识别了货币供给对基础货币变动的动态影响过程。方差分解的估计结果表明，货币供给在长期和短期对基础货币的影响是非常显著而持续的，“倒逼”特性非常明显。

第四，通过估计VAR模型的冲击反应分析，可以看出货币供给对基础货币冲击的动态反应路径。发现货币供给对基础货币的冲击效果是持续而稳定的。估计结果不仅再次验证了货币供给对基础货币的“倒逼”特性，而且具体描述了货币供给对基础货币的动态影响。

参考文献：

1、米什金.货币金融学[M].北京:中国人民大学出版社,1998.

2、弗里德曼.货币稳定方案[M].上海:上海人民出版社,1991.

3、盛松成等.现代货币经济学[M].北京:中国金融出版社,2001.

基础货币论文篇（2）

    2009年3月23日,中国人民银行行长周小川在央行网站发表署名文章《关于改革国际货币体系的思考》,提议建立超主权储备货币。这一想法引发了世界各国的热烈讨论,周小川本人也成为了媒体关注的焦点,被誉为“世界元先生”。周小川认为当前以美元为主导的国际储备货币体系存在着系统性的风险:以主权信用货币作为国际储存货币,很难在为世界提供流动性的同时确保币值的稳定。这是由于主权货币的币值必然受到该主权国国内经济状况和汇率政策的影响,而将其作为国际储蓄货币,就必然会因为一国经济的微小变化而引发整个国际货币体系的动荡;另一方面,世界经济的微小变化,也会给国际储备货币发行国的经济造成巨大的影响。这就类似于动力系统中的蝴蝶效应,将微小的变化成百上千倍地放大。在世界经济正处在全球化进程中的今天,这样的蝴蝶效应正在越演越烈。基于上述理解,周小川提议,我们应该建立一个由全球性机构来管理的、超主权的国际储备货币,减少主权国汇率政策对国际货币体系的影响,使全球流动性的调控相对稳定。周小川还特别指出,这一建立“世界元”的思想,并不是自己首创,早在上世纪40年代凯恩斯就曾提出采用30种有代表性的商品作为定值基础建立国际货币单位“Bancor”的设想,遗憾的是一直没有得到实施。

    毋庸置疑,在人类发展的历史上有太多“一直没有得到实施的理想”:从柏拉图“共产共妻”的“理想国”到隐藏在大洋深处的“乌托邦”;从但丁“一统天下”的“世界帝国”到康德由“自由的共和制国家联盟”而达成的全人类“永久和平”;还有罗尔斯为世界各“国民”所订立的“万民法”……数不胜数的思想家为人类的美好未来构筑了形形色色的“理想”。这些“理想”正因为从未在人间实现过,所以仍然如太阳、月亮、星辰一样挂在天上,关照着人们现实的生活。“世界元”或许也正是这样一个美好的“理想”,然而,它绝不应该是一个“空想”。“理想”与“空想”之间存在着本质的区别:“理想”是得到系统论证的想法,人们应用自己的理性在现实的基础上为“理想”构筑了上升的阶梯,而“空想”则仿佛是悬在空气中的浮尘,是人们随意说出,没有经过论证和辨析的想法。我们说柏拉图的“理想国”和“哲学王”是人类的理想而不是空想,那是因为柏拉图在自己所创立的理念论的基础上论证了“善的理念”作为城邦的根基;康德的“永久和平”是一个理想而不是空想,因为,康德系统地论证了人们达到永久和平的“先决条款”和“正式条款”。与此类似,我们如何才能使“世界元”成为一个“理想”,而不是仅仅沦为“空想”呢?我认为,唯一的途径就是要为“世界元”这一理念提供哲学的论证,给出系统的、符合逻辑的理由。而本文正是这种努力的一个尝试。

    一、主权货币的政治基础

    要为“世界元”这一理念提供哲学的论证,我们首先应该从更基础的概念“货币”开始分析,弄清楚“货币”是什么,以及构成“货币”的基础是什么。“现代经济学之父”亚当·斯密(Adam Smith 1723-1776)在其开创性的着作《国富论》中详细讨论了货币的起源。斯密认为,由于社会的分工人们为了获得生活的必需品,不得不进行货物交换,而货币正是人们进行交换的通用媒介。斯密论述道,“(货币)成为一切文明国商业上的通用媒介。通过这媒介,一切货物都能进行买卖,都能相互交换”。可见,货币就是人们进行货物交换的媒介,它可能是牛马、可能是盐、贝壳、烟草、干鱼丁、兽皮等等,当然人们最后还是选择了金属作为货物交换的媒介,这是因为金属不易磨损、可任意分割等等优越的特性。斯密虽然在《国富论》中给出了货币的定义,但是却没有说明货币得以成立的基础是什么。所谓货币得以成立的基础指的是,在进行货物交换的过程中,人们凭着什么对某种“通用媒介”保持信心。也就是说,人们为什么愿意将手中的货物换成货币,又为什么这一货币可以与任何货物相交换呢?每一个人都对这一“通用媒介”毫不怀疑,这是为什么呢?

    实际上,早在两千多年前的古希腊,亚里士多德就曾经讨论过这一问题。在《尼各马可伦理学》一书中,亚里士多德讨论了正义理论当中的“交换正义”。亚里士多德认为,只要有交换的地方就需要进行比较,而所谓交换正义就是“价值同等”的交换。货币是作为比较的中间物被发明的。亚里士多德论述道,“这种使用的交换在习惯上就发明了货币,它的名字叫法币,因为它不是由于自然而存在,而是依据法律而存在,可以由我们来改变或废除。”亚里士多德在这里明确指出了货币存在的基础,货币不是自然的产物,而是人为的创造,货币得以产生以及发挥作用的基础在于人们所订立的法律。

    如果我们还不满足于亚里士多德所给出的答案,继续追寻货币得以通行的基础,那就触及到法律的基础是什么的问题。对于社会制度的根本性的问题,在人类思想的发展史上有着各种各样的答案。社会契约论者对这一问题也给出了系统的论证。17世纪中叶,英国哲学家霍布斯完成了他的政治哲学巨着《利维坦》,也由此开创了社会契约论的传统。此后,经过洛克、卢梭、康德等启蒙思想家的发展和完善,社会契约论成为了为国家、政府、法律进行正当性证明(justification)的经典论证。20世纪70年代,美国政治哲学家约翰·罗尔斯撰写《正义论》,对经典的社会契约论进行抽象,并用其论证社会正义的两个原则,使这一古老的理论重新焕发了青春,推动了政治哲学的复兴。

    社会契约论不仅是一种关于社会制度的理论,同时也是一种方法论,它为社会制度之成立的论证提供了方法。下面我就以霍布斯的社会契约论为例,简要叙述社会契约论为人类社会的政治制度以及法律提供的论证。

    霍布斯首先构建了一个原始的“自然状态”,在这一状态中每一个人都可以抢占任意一片土地、任意一件财物,甚至可以任意地侵犯他人的身体;人们天然地对一切事物拥有权利,这被称作是自然权利。与此同时,在理性的指引下,每个人都凭着自己的体力和智力尽力保护自己的安全和利益。但是人们逐步发现,没有任何限制的自然权利,使得人们的安全和利益无时无刻处在被他人侵犯的危险之中。所以人们相互约定,各自让渡出一部分权利,并将让渡出来的共同权力委托给一个人(受委托者也可能是政治精英的团体或者是所有人的代表),这一受委托者就是主权者,而在主权的基础上就形成了国家。

    霍布斯与其他所有的社会契约论者一样,强调在订立契约的过程中所有参与订约的成员必须是全体一致同意,契约才能生效。关于缔结契约的方式,霍布斯论述到:“其方式就好像是人人都向每一个其他的人说:我承认这个人或这个集体,并放弃我管理自己的权利,把它授予这人或这个集体,但条件是你也把自己的权利拿出来授予他,并以同样的方式承认他的一切行为。这一点办到之后,像这样统一在一个人格之中的一群人就称为国家,在拉丁文中称为城邦。这就是伟大的利维坦的诞生……”社会契约论者所强调的在缔结契约时,“全体一致同意”的要求,既保证了国家主权的基础是所有组成国家的成员的一致同意,也保证了以国家主权为基础的一系列社会制度(例如法律)的成立也来自于全体成员的同意。因为,法律之所以得以实施,在于支持它的“共同权力”。在国家范围内,这一“共同权力”就是主权,而主权是来自于全体成员所订立的契约。正像霍布斯所论述的,“没有共同权力的地方就没有法律,而没有法律的地方就无所谓不公正。”总之,从霍布斯所阐发的契约论思想中,我们可以寻出如下的逻辑:全体成员的同意是形成“共同权力”的基础,共同权力又为法律的订立和执行提供了保障。

    现在让我们回到货币之基础的问题上来,如果我们赞同社会契约论所给出的主权成立的论证和亚里士多德对货币成立之基础的解释,那我们就得出如下的推论:货币的基础是人们所订立的法律,法律得以订立和实施在于支持它的共同权力,在国家范围内就是主权;所以在国家的范围内,任何一种货币成立的基础也应该是国家主权。这样的结论并不使我们感到惊讶,因为当今世界上各个国家的通行货币无不是以该国的主权为基础的。这里涉及到一国之政治与经济间关系的问题:当然,马克思主义者认为经济是一国之基础,政治制度是国家的上层建筑,经济决定政治,但是无可否认的是,任何一国的经济运行都是以其强有力的政权为保障的。如果一个国家没有稳定的政局,没有完整统一的主权,社会的经济活动将处于混乱和动荡之中,而货币也会出现大幅贬值、或废弃不用等等不稳定的情况。因此,政治权力永远是法律和经济制度强有力的保障,一个国家的政治权力动摇了,其法律的施行将变得越来越没有效力,与之相应,货币被人们承认和相信的程度也会降低。总之,在政治权力受到威胁和动摇的情况下,社会中人心惶惶,人们一心自保,货物的交易量缩减,人们对信用货币丧失信心,转向储存金银等金属。这也是和平时期黄金贬值,而战争期间黄金升值的重要原因之一。 二、“超主权货币”的政治基础

基础货币论文篇（3）

中图分类号:F830 文献标识码:A 文章编号:1003-9031(2010)08-0008-05DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.08.02

一、引言

货币政策是中央银行为实现一定的经济目标,运用各种政策工具调节货币供应量和利率,进而影响宏观经济的方针和措施的总和。我国货币政策的经济目标是实现人民币币值稳定并以此促进经济增长,但该目标的实现要经过货币政策工具变量的调节影响到货币政策的操作变量,从而影响到货币政策中间变量,最后影响货币政策最终目标实现的传导过程。在货币政策的传导过程中,工具变量、操作变量和中间目标变量的选择受到经济金融运行环境的影响。改革开放前,中国人民银行曾选择信贷规模和现金发行作为货币政策的中间目标;改革开放后,经济金融运行环境的变化使得控制贷款和现金投放日益难以有效地控制货币供给[1]。1996年中国人民银行正式把货币供应量作为货币政策中介目标,1998年取消对国有商业银行的贷款规模控制,货币供应量成为货币政策的唯一中介目标。进年来,外汇占款的大量增加了中央银行控制基础货币的难度,加之货币乘数与货币流通速度的变化,许多学者对货币供应量是否还能作为货币政策的中介目标有了质疑。夏斌、廖强(2001)等认为现行货币供应量指标的可控性、可测性和与国民经济的相关性均已出现明显问题,应当放弃货币供应量法,改为采用通货膨胀目标法或其他的货币政策框架[2]。以货币当局为代表的一些经济学家则认为,尽管货币供应量指标法的实施在目前出现一些困难,但货币供应量增长基本达到了预计目标,其可控性与相关性相对于其他指标来说仍然较好,货币供应量指标方法依然可行,但是应针对实际情况加以改善、调整[3]。本文正是基于此点,通过理论和实证分析货币供应量作为中介目标的相关性和可控性。在此基础上,找出一种适合我国的货币供应量规则,能对现行的货币政策效果进行优化。

二、我国货币供应量政策的有效性检验

货币政策中介指标和操作指标若要有效地反映货币政策的效果应具备可测性、可控性、相关性和抗干扰性。可测性是中央银行能够迅速获取有关中介指标的准确数据并便于观察、分析和监测;可控性即是否易于为货币当局所控制,通常要求中介指标与所能适用的货币政策工具之间要有密切的、稳定的和统计数量上的联系;相关性是要求中介指标与货币政策的最终目标之间要有密切的、稳定的和统计数量上的联系;抗干扰性是指货币政策在实施过程中常会受到许多外界因素或非政策因素的干扰,只有选取那些受干扰程度较低的中介指标,才能通过货币政策工具的操作达到最终目标。

就目前的文献来看,货币供应量作为中介目标其可测性和抗干扰性质疑较少,而货币供应量作为中介目标的相关性和可控性却成为了多数学者研究的重点,争议也是较多的。因此货币供应量作为中介目标的相关性和可控性检验成为了货币供应量政策有效性检验的主要内容。

(一)相关性检验

弗里德曼(1963)认为长期内高的货币供给导致高的通货膨胀,但两者之间短期内无规律性关系[4];MeCandless & Weber(1995)认为通货膨胀率和货币供给量的变化具有非常强的相关性,相关系数在0.92～0.96之间,几乎接近于1,并且长期来看,货币供给量的增加将最终导致相同程度的通货膨胀率的上升[5]。王少平(1996)认为我国通货膨胀形成的基本原因是货币的过量发行[6]。刘霖、靳云汇(2005)没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据,认为在经济的货币化进程中,货币供应增长率的提高不一定导致通货膨胀,货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低,大量的货币增量被经济消耗了[7]。Tobin(1970)通过实证研究发现,货币供应量的变化对短期产出的波动会产生影响[8];Barro(1978)认为预期的货币增长对产出具有中性[9];McCallum和Bennett(1984)通过的实证研究发现货币供应量对实际产出不会产生长期的影响[10]。总之,西方国家的实证分析表明,对于货币供应量与经济增长之间的关系存在很大的不确定性,两者之间的关系至今没有一个明确的界定。国内学者如黄先开、邓述慧(2000)认为不论是预期的货币冲击,还是非预期的,对产出的影响均非中性,说明货币供给在推动我国经济的运行中仍起着关键性的作用[11]。刘斌(2001)认为短期内货币供给量的变化对产出有影响,长期内对产出没有影响[12]。

由此可见,不同研究的结果并不一致,出现这种现象的主要原因在于样本区间的选择和建模方法上存在差异。由于经济时间序列一般都是非平稳的,直接运用变量的值来研究经济现象间的关系容易导致伪回归,基于这个原因,本文首先对货币供应量、经济增长和物价三个时间序列进行单位根检验,然后采用协整理论来分析我国货币供给、经济增长和通货膨胀之间是否存在均衡关系。

1.实证分析。搜集数据并对其处理,得到1998―2008年的相关数据(见表1)。从GDP(名义)与M2的数据观察,我国M2是逐年增加的,M2与GDP之间具有很高的相关性。

运用Eviews软件对表1数据的处理,对国内生产总值与M2的相关性进行分析,做出相关图并得出相关系数,结果如表2所示。

从表2中可知,?籽(GDP,M2t)=0.9966;?籽(GDP,M2t-1)=0.4521;?籽(GDP,M2t+1)=0.4271。即当期的GDP与当期的货币供应量的相关系数为0.9966;当期的GDP与后一期的M2的相关系数为0.4271;当期的GDP与上期的M2的相关系数为0.4521。说明当期和上期及滞后一期的GDP与M2具有高度的正相关性。同样,经过Eviews软件对数据的处理,对M2与物价指数的相关性进行分析,做出相关图并得出相关系数(见表3)。

由表3可知,?籽(M2,CPIt)=0.8846;?籽(M2,CPIt-1)=0.3336;?籽(M2,CPIt+1)=0.3946。结果显示,当期的M2与物价指数有高度的相关性,M2对后一期的物价指数也有一定的影响。

为了避免出现伪回归,本文先对单位根检验货币供应量、经济增长和物价三个时间序列进行单位根检验。本文使用ADF法检验Lny、lnM2和lnCPI的平稳性,检验结果如表4所示。这三个变量的原始序列是非平稳的,它们的一阶差分序列dlny、dlnM2和dlnCPI在10%的显著性水平下是平稳的。

运用计量经济学,基于VAR模型,根据MC和SIC最小化的准则,确定滞后期为4。用Johansen协整检验法检验变量的协整关系时,确定滞后期为3。从检验结果(表5)可以看出,在5%的显著性水平下,迹检验和最大特征值检验都表明存在一个协整关系,说明货币供应量、通货膨胀不确定性和中国经济增长三者之间存在长期均衡关系。

基于建立的VAR模型,运用格兰杰因果检验来分析我国货币供应量、通货膨胀与经济增长的动态关系。Granger因果检验要求变量必须平稳,因此对lny、lnM2、lnCPI的一阶差分进行Granger因果检验。根据MC和SC最小化准则,在进行格兰杰因果检验时选取滞后期为3,结果如表6所示。

2.实证结论。由以上实证分析可知,国内生产总值与M2之间密切相关的。一方面,货币供应量越多,会使当期和后一期的国内生产总值越高;另一方面,国内生产总值越大,生产成果越多,会使当期和后一期的货币需求量越大。因此,要保持经济的稳定增长,必须要增加货币供应,使M2增长率保持在一定水平。货币供应量M2与物价指数也高度相关。

货币供应量M2和我国经济增长互为格兰杰因果关系,即我国经济增长波动是货币供应量波动的原因,同时货币供应量波动也是我国经济增长波动的原因,从而进一步验证了我国货币的非中性。

通货膨胀和经济增长存在单向的格兰杰因果关系,即通货膨胀率波动是我国经济增长波动的格兰杰原因,反之则不成立。

货币供应量和通货膨胀存在单向的格兰杰因果关系,即货币供应量的波动是通货膨胀的格兰杰原因,长期的货币供给增加势必造成通货膨胀,反之则不成立。

增加货币供给虽可以刺激经济增长,但也同时带来了物价上涨;过度增加货币供给必将导致通货膨胀。因此,就相关性而言,货币供应量作为货币政策的中介目标是有效的。

(二)可控性检验

从货币理论的角度看,货币供给量的可控性问题实质上是货币的内生性问题,货币供给的内生性和可控性存在着此消彼长的关系。从货币供给的影响因素来看,一定时期的货币供应量是基础货币和货币乘数相互作用的结果。因此,本文在进行货币供给量可控性分析时,从基础货币和货币乘数两方面入手分析。

1.基础货币的可控性

基础货币的公式为:基础货币=储备货币=流通中的现金+存款货币银行的总预备金,即央行通过对资产项和负债项的调整来改变基础货币量,进而影响货币供给。由于我国长期实行强制结售汇制度,导致中国人民银行资产增加,从而使基础货币被动增加。我国加入WTO后,外汇储备快速增长,2000年初我国外汇储备1561亿美元,至2005年初外汇储备总额达到约6236亿美元,至2008年末我国的外汇储备高达19460.30亿美元。货币当局的外汇占款由2000年初的15016亿元达到2008年的149624.26亿人民币,外汇占款在总资产中的占比高达72.25%。虽然外汇储备增长迅猛,但是货币当局的储备货币却保持着相对平稳的增长,从2000年的36491.48亿元增长至2005年的64343.13亿元,2008年我国的货币储备为129222.33亿元,截止2009年8月我国的储备货币为124536.07亿元①。

2000年至今,外汇占款增幅比较明显,而基础货币的上升比较稳定,外汇占款的年增量大大超过了基础货币年增量(见表7),说明中央银行对基础货币的控制较成功。

以上数据有力地说明了我国基础货币完全在货币当局的控制之下,原因是我国的货币当局采取了许多对冲措施。总之,我国现阶段中国人民银行有能力调节基础货币,从而使货币供给保持相对稳定,基础货币基本上是可控的。

2.货币乘数的可控性

货币供给量是由基础货币与货币乘数两因素所决定的,而影响货币乘数的因素有法定存款预备金率、超额存款预备金率、现金存款比率,这三个比率都与货币乘数呈反向变动关系。除了法定存款预备金率直接由中国人民银行控制外,其他两个比率都不是货币当局所能控制的。中国人民银行可通过调整利率、超额存款预备金利率及央行的再贷款利率对超额存款预备金率施以影响,而对现金存款比率的影响就很弱了。因此,从理论上来看,货币乘数的可控性较弱,但通过对近几年的货币乘数分析,可知货币乘数上升幅度变缓,趋于平稳(见图1)。

由于基础货币基本上是可控的,因而完全可以认为我国货币供给量具有较强的可控性,即在货币乘数是可测的基础上调控基础货币,从而调控货币供给量。就可控性而言,货币供给量作为我国货币政策的中介目标也是有效的。

综上所述,我国货币供给量与经济增长之间有较强的相关性,货币供给量也具有可控性,因此有理由认为,货币供给量作为我国货币政策的中介目标在现阶段仍有效。

三、结论及建议

本文采用理论与实证分析相结合,运用我国的实际数据进行了论证,且由于本文所选取的数据样本时间跨度比较长,具有较好的代表性。总的来说,我国目前以货币供应量作为货币政策的中介目标还是有效的,具体表现在以下几方面:一是国内生产总值与M2之间密切相关的,货币供应量M2与物价指数也高度相关;二是增加货币供给虽可以刺激经济增长,但也同时带来了物价的上涨,过度增加货币供给必将导致通货膨胀;三是现阶段,中国人民银行有能力调节基础货币,从而使货币供给保持相对稳定,基础货币基本上是可控的;四是从理论上看,货币乘数的可控性较弱,但通过对近几年的货币乘数分析可知货币乘数上升幅度变缓,趋于平稳,即在货币乘数是可测的基础上调控基础货币,从而调控货币供给量。因此,无论是从相关性还是可控性而言,货币供给量作为我国货币政策的中介目标也是有效的。

但实际中货币政策执行并没有达到预期的效果,货币供应量实际值与目标值偏离较大,这就需要寻找一种最优的货币供给量。根据本文的实证分析结论,笔者认为可以根据货币供给与经济增长和物价稳定之间的关系,采用最小损失函数形式构建货币政策的目标规则,来寻找中央银行确定货币供应量的一种最优方法[13]。货币供应量是中央银行最重要的工具,其取决于一个国家经济发展的规模和本国的货币流通速度。即中央银行根据国家的经济增长状况以及对本国货币流通速度的估计来决定货币供应量的多少,也就是每年年初都提出货币供应量的目标,运用其与实际经济运行中的货币供应量相比较,以此衡量货币政策效果,从而提高货币政策的效果,使得货币供应量作为中介目标更加有效。

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基础货币论文篇（4）

中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006-1428（2006）11-0014-04

一、研究现状

电子货币的发行引起了学术界的广泛关注，其中，电子货币发行对央行垄断的货币发行权形成的挑战是讨论的一个焦点。多数学者认为电子货币发行对央行货币发行的垄断权产生了冲击。梁歌春(2004)和李成、刘社芳(2004)认为电子货币替代现金，使央行的现金发行减少，导致央行铸币税损失；同时，电子货币发行主体多元化，也对央行垄断货币发行权造成了威胁，使央行“发行的银行”的地位受到挑战。欧阳勇、唐晓林(2004)则持相反的观点，认为央行货币发行权是指央行垄断基础货币的发行权，电子货币减少现金流通，但通过增加银行存款增加等额的准备金(法定准备+超额准备)，电子货币没有减少基础货币，因而电子货币不能完全代替现金，电子货币对央行垄断的货币发行权不会造成影响。

本文通过会计分析剖析央行货币发行的内涵和机制，通过讨论商业银行(非银行金融机构和商业企业发行电子货币的情况存而不论)发行电子货币对中央银行资产负债表和自身资产负债表的影响，分析电子货币发行的内在机理以及电子货币发行如何对央行垄断的货币发行权产生影响。

二、央行货币发行的职能和机制

央行的货币发行指央行通过增加资产发行现钞，进而增加基础货币(基础货币=现金+准备金。在央行的资产负债表上，基础货币=发行货币+法定准备金+超额准备金)的行为；央行垄断货币发行权即指央行对基础货币发行的垄断权。央行发行基础货币的程序如图1，央行在发行基础货币的过程中获得了全部发行货币的铸币税(不论是以现钞面值减印刷成本计算铸币税，还是以货币发行引致央行资产增加带来的收益计算)。

就现钞流通而言，商业银行减少超额准备会增加流通中现金，但是对基础货币没有影响，因此，上述商业银行的行为不会增加货币发行(见图2)，从这个渠道流通出去的现金不属于中央银行的货币发行行为，商业银行的行为对基础货币没有影响，但是，其行为增加流通中现金，从而增加狭义货币，进而影响广义货币，因此，对货币总量产生影响。(见图3和图4)。

三、电子货币的发行与流通中现金和基础货币

电子货币由商业银行、非银行金融机构、甚至一些企业发行(我们只讨论商业银行的电子货币发行)。电子货币的发行有两种形式：一种是电子货币作为现金替代和预付费用发行，另一种是电子货币作为债权形式发行。

(一)发行作为现金替代和预付费的电子货币

这种发行对流通中现金有影响，但是没有增加货币发行，其过程如下：

商业银行资产负债表

上述发行过程中，商业银行在发行电子货币的时候，客户是用其在该银行的活期存款购买的，这种情况符合目前商业银行的业务情况：以活期存款为依据申请电子货币――银行卡。从图5看，这个过程减少了商业银行的现金资产――商业银行的现金资产是其超额储备，而商业银行的现金资产的减少，或者等额增加流通中现金(现金进入流通领域)，或者等额增加了另一家商业银行的现金资产(现金作为存款流入另一家银行)，因此，这种电子货币发行对央行的资产负债表没有影响，也不会增减基础货币。如果客户用现金购买银行卡办理活期存款的同时办理银行卡和用现金购买银行卡类似。这种方式和其他企业发行电子货币的效果相同，故不另外分析。，商业银行把增加的活期存款存入央行的准备金账户，流通中现金减少，但是基础货币仍然没有减少(见图6)。

如果商业银行发行电子货币所得的现金资产留存在商业银行的现金库房(准备金)或者发放贷款(流通中现金)，对央行的资产负债表没有影响电子货币发行对商业银行的活期存款可能造成影响，由于法定准备金率的原因会影响中央银行资产负债表负债一方的结构――法定准备和发行货币等量增减，但基础货币仍然没有变化。，没有减少或者增加基础货币，这种形式的电子货币发行对央行的货币发行没有影响。

需要进一步讨论的是这种情况：即客户用现金购买银行卡，商业银行把所有现金存入中央银行的准备金账户上。为了以下的说明具有代表性，假设一个极端的情况：一个经济中所有在银行体系之外流通的现金资产都兑换成电子货币，而所有购买了电子货币的现金都回流到中央银行。

进一步假设：在这样极端的情况下，所有的流通中现金都回流到中央银行，央行的现钞发行为零。现在的问题是，这种情况下，央行垄断的基础货币发行权是否被商业银行等商业企业所代替。这里改用央行货币发行的收入――铸币税，来衡量其货币发行的权力。央行货币发行的垄断权体现在其铸币税收入的垄断权之上，电子货币发行对央行货币发行的挑战最终表现为是否对央行铸币税收入的冲击。把货币发行的铸币税定义为央行发行钞票的票面值和印刷成本之差，如果忽略印刷成本，那么铸币税就是央行发行钞票的票面值。央行发行钞票的铸币税，从央行的资产一方看是央行发行钞票所购买的资产数量，即现钞发行增加的央行资产(如果把铸币税视作央行由于发行货币增加的资产带来的净收益，以下的解释同样有效)。假设央行发行的现钞总量是1000单位，通过购买证券发行出去(忽略居民，假设经济中只有企业)，于是，我们有：

如果商业银行把这1000单位的现金发放贷款，现金重新进入流通领域，对央行的资产负债表没有影响，进而对央行的货币发行没有任何影响。如果商业银行把这1000单位的现金作为超额储备存入央行。那么，于是就有：

从央行货币发行的角度看：央行发行的现钞全部回流到央行，经济中流通的现钞为零，但是，央行的资产没有减少，即央行的铸币税收入没有减少(不论是以央行资产衡量还是以资产净收益衡量，央行的铸币税都不会减少――假设央行成本是常数，资产不变，资产净收益亦不变)。商业银行发行电子货币没有减少央行的铸币税收入，因此，商业银行发行电子货币对中央银行垄断货币发行权没有造成威胁。从分析基础货币的变化也可以得出同样的结论――从央行的资产负债表上看(图8)，即使现金流通为零，基础货币仍然没有变化。现金全部回流对央行的货币发行没有影响。这个结论和用铸币税的变化来分析是相同的。此时，现金流通减少导致狭义货币减少，以及电子货币发行导致货币流通速度变化对广义货币数量产生影响，但是，广义货币的增减与央行的货币发行权没有关系，因为即使在没有电子货币发行的情况下，广义货币变化也不是央行能够独立控制的――央行没有垄断广义货币供给的权力。有些论者把电子货币发行对货币乘数的影响归结为对央行货币权发行的影响，结论非常勉强。

(二)作为债权形式发行的电子货币

以上的分析我们看到，商业银行通过预付费业务发行电子货币类似于代币券，商业银行没有从电子货币的发行中获得铸币税，也就没有发行任何货币，这时的电子货币就不是真正的货币。商业银行还有一种发行电子货币的方式，就是通过增加债权的方式发行出去，如图9所示：

客户得到这100单位电子货币之后，到市场去消费。假设客户购买某种商品，价格恰好100单位(或者，这种电子货币可以分割)，客户把这100单位电子货币支付给商家，商家没有即刻到银行要求结算，而是把这100单位电子货币支付给另一个客户。这个支付链条可以延续下去，直到有一天有一个客户到银行进行结算，银行支付100单位的现金。商业银行资产负债表变化如下：

从商业银行发行电子货币购买债券到客户要求结算，再到商业银行支付100单位现金这个期间，商业银行发行的电子货币创造了100单位的信用，形成购买力在经济领域流通，同时，商业银行获得了100单位的铸币税收入(或者这100单位债券从买入到客户兑换现金期间带来的资产净收益)。因此，此时商业银行发行的电子货币是真正的货币，商业银行发行电子货币取代央行职能，对央行的货币发行的垄断权形成替代。但是，问题是商业银行能不能发行如此流通的电子货币?也就是说电子货币的结算是不是可以不同步。第一，我们知道用卡消费的时候，银行账户、商业企业账户和个人账户之间的资金划拨是同步的；第二，目前的银行发卡仅限于付费或代币功能，没有通过贷款和购买证券发行电子货币的业务。因此，这种理论上可能的电子货币实际中不存在，其对央行垄断货币发行权的挑战只是虚拟的存在，而非现实的威胁。

(三)其他形式的电子货币信用化渠道

银行的信用卡的透支功能能否发行电子货币呢?信用卡的透支是持卡人在消费或支取现金时银行给持卡人的一笔贷款。只要持卡人在支取现金或消费时，银行的现金是同步减少的，就不会有银行信用的流通，因此，也就没有电子货币的发行。

有一些其他的信用形式，替代央行现金在商业经济中流通，对央行的货币发行造成了替代。比如，商业银行不用现金支付购买资产，而是开具一个债务凭证，用这个债务凭证作为支付工具在市场流通，这种流通的债务凭证充当了货币的职能，银行则在开出这些债务凭证的同时发行了货币。再如，商业银行签发本票或者给贷款人开立一张支票，企业或者个人用本票或者支票通过不断的背书方式进行支付，这张本票或者支票从银行开出，经过一系列的支付，最末的持票人到期到银行要求兑现，这个期间，这张本票或者支票的“发行”等同于货币，因为，银行通过“发行”本票或者支票发行了货币并获得了铸币税收入（见图11和图12）。

上述货币发行过程中，本票和支票具有和现金一样的购买力，这种本票和支票的流通使经济中的现金流通增加，总的影响是基础货币构成中的流通中现金增加，从而增加基础货币，其过程如下：

基础货币=流通中现金+准备金流通中现金=央行发行现金+商业银行等发行现金基础货币=央行发行现金+商业银行等发行现金+准备金

需要指出的是：商业银行(企业)发行货币和央行不同，央行发行的货币是法币，是不可兑换的货币――不能到央行去要求兑换(等值黄金等)，但商业银行发行的货币是可兑换货币――在流通一段时间，到期有人到商业银行要求兑换成法币――央行发行的现钞。因此，我们看到商业银行发行货币是阶段性的，但是，如果整个商业银行体系(包括银行体系中的所有商业银行)“发行”本票或者支票，则商业银行(包括商业企业)发行的货币对央行货币发行的影响是连续的；经济中市场化程度越高，银行信用和商业信用就越普遍，这样，商业银行的货币发行对央行垄断货币发行权的冲击就越大。

设想由于技术进步和管制放松，商业银行等以信用为支撑，能够发行电子记账式本票和支票，假设这种本票和支票的期限足够长并且能够突破现有本票和支票的物理限制，可以无限背书和随意分割，这样，这种电子货币就可以无限次进行支付，这种本票和支票便充当了不可兑换的信用货币，无限期作为支付等手段流通。这种电子货币可以完全替代央行发行的现钞在经济中流通，对央行垄断的货币发行权造成颠覆。我们看到，一切以银行或商业信用为基础、以电子技术为支撑，由商业银行或者商业企业发行的、可以用来支付、流通的债权、债务工具都可能充当真正的电子货币，从而对央行垄断的货币发行权形成冲击，如果现代电子技术支持下的金融创新发展到这个阶段，央行货币发行的职能就要重新界定。其实，这个时候，对什么是货币也要重新界定，同时，与之相联系的经济、金融活动的内涵和外延等一系列活动都应重新界定或者确立。

四、结论

本文对电子货币发行的过程进行了会计分析，结论如下：1．目前发行的所谓电子货币其实是现金替代物，这种形式的电子货币发行对央行垄断的货币发行权不会造成冲击。2．商业银行通过资产增加发行电子货币，如果这种电子货币在支付过程中不是同步结算，从支付到结算的时段内，这种电子货币充当了货币的职能，商业银行在发行这种电子货币的过程中获得了铸币税收入。这种电子货币发行增加了基础货币，对央行垄断的货币发行权形成某些冲击。但是，由于目前电子支付的同步性，这种形式的电子货币不可能成为基础货币，对央行的冲击只是在逻辑上存在，现实中无法实现。3．真正能够成为信用货币的电子货币是以电子货币形式发行，到期期限足够长且可以无限背书的银行本票和支票(包括企业发行的本票）――电子本票和电子支票。一旦技术成熟，这种形式的电子货币将彻底颠覆央行货币发行的垄断，一个新金融时代就将来临。

参考文献：

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［2］梁歌春．电子货币――对中央银行垄断货币发行权的挑战［J］.金融研究，2004；5：238-240

基础货币论文篇（5）

一、引言

货币供给与一国经济密切相关，适当的货币供给会刺激消费，推动经济的增长。而过度的货币供给会导致价格上涨或国际收支恶化，货币供给不足又会妨碍经济增长与发展。

而如何使货币供给保持适度，满足经济增长的要求，仍是一个亟待解决的问题。传统观点认为中央银行可以通过基础货币控制货币供给（货币供给外生性），这里假定货币乘数是稳定的。与此相反，后凯恩斯主义者认为由于微观主体经济行为的影响，货币乘数发生变动，从而使得货币供给不再是中央银行的独立行为。因此，深刻理解货币乘数如何发生变动，对于保持稳定的货币供给具有举足轻重的意义。

本文结构如下：第二部分为研究框架；第三部分为样本和数据；第四部分为实证分析结果；最后为本文结论。

二、分析框架

（一）货币乘数

FreemanandHuffman（1991）认为货币乘数的变动导致了名义货币供给量的变动，并能够帮助解释货币供给量与产出之间的关系。Gauger（1998）通过对乘数的分析，发现这些乘数受到微观主体的机会成本、收益曲线弹性及真实收入水平等因素的影响。本文首先基于货币乘数模型，沿用并拓展Gauger的研究框架，对乘数进行分析。传统的货币乘数模型见下：

；；；；

（1）

（2）

其中：为现金比率；为定期存款比率；为法定准备金率；为超额准备金率；

在此假定超额准备金率为且，代表市场利率。这是由于市场利率越高，商业银行持有超额准备金的机会成本越高，从而超额准备金率降低，故。另由（1）、（2）可得：；；；，；

基于（1）、（2）两式，可把货币供给量变化归结于三部分：外生的基础货币、内生的和。

在此，货币乘数的变动是微观经济主体行为的反映。从短期来看，对于由于货币乘数的变动而导致的货币供给量的波动，中央银行也难以对其实施控制。但是从长期来说，基础货币的变动仍然是决定货币供给量的主要因素。Cagan（1965）研究发现美国货币供给量长期变化的90%要归咎于基础货币的变化，剩下的由现金比率、准备金率解释。

同时，假定：

其中，代表某种定期存款占总存款权重。

我们知道，定期存款利率的相对变化以及收入变化会导致投资组合内资产权重变化，因此假设：

（3）

其中：

为净的M2资产利率相对M1资产利率的变化：；

为净得M2资产利率相对短期市场利率的变化，；

代表真实收入；另外皆为对应资产的数量加权平均利率。

最后，将（3）代入到（1）、（2）式之中，得到：

（4）

（5）

（二）货币供给

西方学者如乔顿、布伦纳、梅尔泽等人都有各自的货币供给模型，而且相互之间都不尽相同，有些差别还比较大。但是一致的是一国的货币供给量始终是一国基础货币H和货币乘数两个共同因素共同决定的。因此本文选用普遍接受的货币供给模型。基于以上分析，可得到：

（6）

（7）

三、样本与数据

（一）样本和数据来源

基于前文分析框架，本文分析所采用数据均来自中国人民银行月度统计资料和中华人民共和国国家统计局网站。其中GDP为季度数据，因此本文假设季度中每月的GDP增长率相同来推算每个月的GDP。

（二）数据特征描述

从2002年开始，我国的基础货币、狭义货币和广义货币的供给如下图，其中狭义货币和广义货币供给呈现平稳增加的趋势，通过以下的平稳性分析后可知两者皆在1%的显著水平下为一阶差分平稳序列。而基础货币的增长呈现出较大的波动性，反映了货币当局短期的货币政策行为。

图一：基础货币、狭义货币和广义货币供给（2002.1-2009.7）

同时，从图一中基础货币、狭义货币和广义货币供给的变化情况来看可判定狭义和广义货币乘数并不是稳定的，从图二也可以看出它们自2002年以来的波动。

图二：狭义货币乘数与广义货币乘数波动（2002.1-2009.7）

表一：狭义货币乘数与广义货币乘数描述统计表

MM1

MM2

Mean

1.180330

1.606813

Maximum

1.310000

1.940000

Minimum

0.970000

1.250000

基础货币论文篇（6）

一、引言

近年来，特别是改革开放以后，我国经济发展迅速并且呈现出稳定增长的趋势。与此同时，在经济全球化的进程不断加快的大背景下，我国积极参与国际经济的合作与发展对外经济也取得了迅猛发展。目前，我国已是世界上的第一大出口国和第二大进口国。随着我国进出口规模的不断扩大，经常项目和资本项目组成的“双顺差”的国际收支失衡也在继续扩张，继而带来的是外汇储备的不断增多，越来越多的外汇储备在促进我国经济积极发展的同时，也对货币供给和宏观经济的运行带来了一些消极影响。因此，有必要研究我国国际收支的变动与货币供给的关系，从而确保我国经济的可持续发展。

二、文献综述

针对国际收支对货币供给的影响这一问题，国内外学者从理论和实证角度对其进行了研究。国外学者对这一问题研究最早的是货币主义学派提出的货币供给量决定论，Johnson（1972）等学者认为，一国国内的货币供给超过需求时，超过需求部分的货币就会流向国外，从而使本国现金减少，国内货币供给量的变动决定了该国的外汇储备需求，因此本质上国际收支失衡是一种货币现象。还有如克鲁格曼（1999）基于内外经济均衡的“三元悖论”，认为开放条件下国际收支变动所带来的资本流动和汇率变动，将对一国货币供给的稳定性产生影响。

国内学者在理论上（田华臣，张宗成，2005；陈岱孙，2011）从货币均衡模型、国际收支对货币政策传导机制的影响、IS-LM模型与不可能三角等不同角度对国际收支对货币供给的影响进行了研究，基本的结论是我国国际收支的变动对货币供给的影响较大，从而增强了我国货币供给的内生性。同时，国内学者还进行了实证研究（周铁军，刘传哲，2009；黄武俊，2010），这些实证研究的结论是我国国际收支与货币供给之间有很强的相关性，并且国际收支通过外汇储备对货币供给的影响较大。

综上所述，随着近年来中国国际贸易顺差的扩大，国际经济学界开始较多地关注中国的国际收支问题，但对中国的货币供给研究很少。而国内经济学界虽然对中国的国际收支与货币供给关系进行了多方面多角度的研究，给后续研究带来了很多启示，但是结论并不一致，且缺乏对其传导机制的研究。本文试图运用实证方法，运用2008～2014年的相关数据对中国国际收支对货币供给的影响进行实证检验，并揭示其传导机制，为改善中国的货币供给提出政策建议。

三、中国国际收支影响货币供给的理论分析

我国央行以“保持货币币值的稳定，并以此促进经济增长”作为货币政策目标。其中，“保持货币币值的稳定”包含两层含义：一是保持国内物价稳定；二是保持人民币汇率稳定。要实现人民币汇率稳定的目标，必然涉及汇率制度安排。因此，中国国际收支影响货币供给的传导途径主要有两条：一是国际收支状况的变化直接或间接影响货币需求，最终影响货币供给，简称“货币需求机制”；二是中国汇率制度安排直接影响到货币供给，简称“汇率安排机制”。

（一）货币需求机制

根据货币供给内生论的观点，货币供给决定于货币需求。而国际收支中的经常项目和资本与金融项目的变化，将直接或间接地引起货币需求的变化。首先是对外贸易带来经常项目变动，形成对货币的直接需求。对外贸易活动扩张导致的实体经济增长要求与之适应的货币信用形式表现为货币需求量增加。具体表现在：贸易扩张带来总需求上升，物价稳定要求下，总需求上升引起货币需求上升，最终导致货币供给的增加。其传导机制是：出口量国内生产规模生产资金需求贷款货币供给。其次是直接投资活动带来资本与金融项目变化，形成对货币的间接需求。资本流入，尤其是外国直接投资增加了国内的配套资金，诱发了更多的国内投资，从而提高了闲置资金的使用效率，同时在投资乘数的作用下，引起货币需求增加，进而导致货币供给增加。

（二）汇率安排机制

汇率安排机制是从供给侧分析国际收支对货币供给的影响。在“维持人民币汇率稳定”的目标下，1994年中国确立了人民币汇率“有管理的浮动”和结售汇制度，并形成了与之密切相关的外汇储备形成机制，从而使汇率制度和外汇储备管理体制成为影响货币供给的重要因素。其传导机制是：国际收支变化外汇储备变化外汇供求关系变化稳定汇率要求下，中央银行进入外汇市场买卖操作基础货币投放变化货币供给变化。

四、我国国际收支与货币供给关联性的实证分析

（一）变量的选择与说明

根据对中国国际收支影响货币供给的传导机制的分析，国际收支对货币供给产生影响的传导途径有“货币需求途径”和“汇率安排途径”，但前者从属于社会总需求的一部分，最终通过国际储备表现出来，而国际储备又会通过“汇率安排途径”影响基础货币，最终影响货币供给量。基于此，本文选择M2和基础货币MB作为货币供给的变量；选择国际收支状况的直接反映指标――外汇储备FR和国际收支状况在货币形态上的反映指标――外汇占款PFE作为国际收支的变量，分别从外汇储备与货币供给量M2的关系和外汇占款与基础货币的关系这两个角度上不同、实质关联的两个方面对中国国际收支影响货币供给的方向和程度进行实证分析。首先，我们采用X12法对相关变量进行季度调整，为消除异方差，对调整后的变量取自然对数，处理后的变量分别用LFR、LM2、LPFE、LMB表示。由于2005年7月至今我国实行以市场供求为基础的、参考一篮子货币有管理的浮动汇率制度，所以本文选择市场较为成熟的2008.1-2014.09月度数据作为样本。数据来源于中国人民银行网站。

（二）外汇储备与货币供给量M2的关联性分析

我们采用ADF法对外汇储备和货币供应量M2序列进行平稳性检验，表1是相关变量平稳性检验结果。

检验结果表明，两序列均为I（1）序列。因此，可以进行Granger检验，判断变量间的因果关系。根据AIC准则，确定最优滞后期为2。

格兰杰因果检验表明，LM2与LFR之间的因果关系并不显著，说明外汇储备是货币供给量M2变化并不显著的原因。

（三）外汇占款与基础货币的关联性分析

检验结果表明，两序列均为I（1）序列。因此，可以进行Granger检验，判断变量间的因果关系。根据AIC准则，确定最优滞后期为2。

通过格兰杰因果检验，我们发现MB不是PFE的Granger原因，而PFE对MB有99.9%的解释能力，说明外汇占款是基础货币变动的明显原因。

五、结论与政策建议

（一）结论

首先，外汇储备与货币供给呈一定的正向关联性，而且随着外汇储备的增加，其对货币供给的正向作用也增强；结合中国现行的汇率制度和外汇储备形成机制考察，可以得出：外汇储备作为中国国际收支状况的直接结果，其对货币供给的显著影响具有制度条件下的高度可靠性和稳定性，这里的制度因素就是现行的外汇储备形成机制和人民币汇率稳定目标下的“汇率安排”。

其次，外汇占款与基础货币呈现高度而稳定的正相关性，而且随着外汇占款的增加，其作用于基础货币的效力也随之增强，说明在现行结售汇制度下，随着外汇储备的增加，外汇占款占基础货币投放的比重不断提高，对基础货币的影响不断增大，外汇占款成为中国央行投放基础货币的主渠道，使得央行基础货币投放的内生性进一步增强。外汇占款与基础货币的高度关联性成为中国国际收支影响货币供给的主要和直接的传递途径。

（二）政策建议

1.货币供给决定于基础货币和货币乘数两大要素。在以外汇占款为主渠道的基础货币投放格局下，要减轻国际收支失衡对货币供给的冲击，短期对策是调控货币乘数，具体措施是调整法定准备金率。而从长远看，必须弱化或切断外汇储备、外汇占款与基础货币之间的传导关系，其解决之道在于推进中国的外汇储备管理体制改革，加速从强制结售汇制向意愿结售汇制过渡，或者寻找其他合适的渠道来形成外汇储备，如由非央行机构（财政部或专设机构）发行人民币债券筹措资金购买外汇储备等。

2.对于处于“新常态”状态下的中国，在相当长的时间内仍应维持人民币汇率稳定这一目标。汇率稳定有利于国际贸易和投资，更是因为中国影响自身贸易条件的能力不如发达国家；同时，为了控制通货膨胀预期、防范由于本币汇率的过度升值抑制出口进而导致经济下滑，人民币汇率的稳定更为重要。

3.若人民币汇率不再实行固定汇率制度，意味着央行可以不必为“稳定”汇率而进行入市干预，央行持有的外汇储备也不会太多，不会成为中央银行货币供给的占款部分。也就是说，国际收支活动不会通过“汇率安排机制”影响国内货币供给，只会通过本身经济活动产生“货币需求”。

4.截至今年一季度末，我国外汇储备余额为3.19万亿美元，居世界第一位。外汇储备过大反映了我国国际收支失衡，并带来一系列挑战。要解决外汇储备过多的问题应该坚持双管齐下，解决好流量问题，控制好收支平衡。主要措施就是加快推进经济发展方式转变和结构调整，使经济增长由较多依赖投资、出口转向消费、投资、出口协调拉动，以及在稳定出口的同时增加进口，促进贸易收支平衡。另一方面要盘活存量，不断创新和拓宽外汇储备运用渠道及方式，提高外汇资源的使用效率。

参考文献：

[1]周铁军，刘传哲.中国国际收支与货币供给关联性的实证分析：1996～2007[J].国际金融研究，2009，（3）

[2]王方静.我国国际收支对货币供给的影响机制研究[J].金融经济，2014，（6）

[3]王晓雷，刘昊虹.论贸易收支、外汇储备与人民币国际化的协调和均衡发展[J].世界经济研究，2012，（11）

[4]范小云，陈雷，王道平.人民币国际化与国际货币体系的稳定[J].世界经济，2014，9（2）

基础货币论文篇（7）

一、引言

货币供给的可控性是货币政策调控经济的基础。长期以来，经济理论界存在着货币供给内生性与外生性的争论，并在相应理论基础上提出了不同的政策主张。从货币理论界关于货币供给内生性与外生性的争论上看，争论的焦点在货币供给与经济活动的客观关系上，争论的真正意义在于货币内生性供给的客观必然性上。

根据货币供给内生性还是外生性的不同可以指定不同的货币政策。货币政策通过影响经济活动的中间环节和作用方式来影响经济运行。一般而言，货币政策的中间指标可以有货币供应量或利率两种选择，并对应着两种不同的货币政策操作模式：以货币供应量作为货币政策的中间指标主要是从货币供给方面来进行调控，即通过调节商业银行的存款准备金率来控制现金充裕度，这称为供给型调控模式；而以基准利率为中间目标的、着眼于货币需求的货币调控则称为需求型货币调控模式。

目前我国在货币供给外生性理论的指导下制定并实施了以“盯住存款准备金率”的货币政策。截止目前我国的法定存款准备金率调整为21.5%，但现实情况是我国货币政策的效果不尽如人意，货币流动性依旧较高。这其中的主要原因为，当前我国货币政策的中介目标为货币供应量，传统观点认为通过法定存款准备金率可以调控市场上流通的货币量，从而调节人们对货币的需求，使货币供需均衡、物价稳定、就业充分和经济平稳增长。但是现实情况存在“倒逼机制”，盯住“法定存款准备金率”只能带给人们预期上的政策效果，而无法达到其实际控制货币供给的目标。

二、文献综述

1.主流观点下的内生货币供给理论

西方经济学界对货币供给内生性理论做了深入研究，其中较有代表性的有：

银行学派的内生货币供给思想。银行学派主张，流通货币数量为社会交易的商品价格总额所决定，或者说，物价决定通货而不是相反。另外，银行学派还进一步分析了收入、利率和物价的关系，说明了物价的变动不是通过货币供给影响利率进而对物价产生影响，其理论体现了货币供给内生性的思想。2.拉德克利夫委员会的内生货币供给观点。拉德克利夫委员会认为由于货币流通速度的可变性，中央银行并不能依靠控制货币供给决定支出的水平。货币供给是不稳定的，货币流通速度和货币需求函数之所以稳定，是因为货币供给是内生的而不是外生的。3.格利和肖的货币内生供给观点。格里和肖试图建立一个以研究多种金融资产、多样化的金融机构和完整的金融政策为基本内容的广义的货币金融理论。在这其中非银行金融机构能够在信用创造中发挥重要的作用，而货币当局又不能对它们进行有效的控制，因此非银行金融机构的存在和发展弱化了货币当局对信用货币的控制能力，从而强化了货币供给的内生性。

2.我国学者的货币内生性研究

我国货币政策效果的不显著导致了许多学者对货币外生性产生了怀疑。经济学者结合国内货币供给情况提出了货币内生性的理论观点。南开大学王兰芳通过分析讨论货币供给的产生过程及其影响因素，认为在一个健全的货币金融体系中，货币供给具有完全的内生性特点。 柳欣、靳卫萍通过对中国财政政策中的收支状况进行分析得出，在没有中央银行存在的情况下，同样可以通过各种宏观经济主体的行为共同产生货币供给，这也是最本质的货币供给内生性。芦东、陈学彬则在接受后凯恩斯主义的内生货币供给理论下提出了中央银行没有能力控制基础货币的发行，因为货币发行中供给具有内生性。

在这些研究表明，在我国，学者认为货币供给具有内生性，并接受外生货币供给更加有利于制定行之有效的货币政策的观点。

三、我国货币供给内生性分析

在一般人看来，我国货币当局对货币供给具有较强的控制能力。但事实上，随着经济和金融市场化程度的加深、“倒逼机制”的呈现，我国货币供给呈现出较强的内生性。货币供给（Ms）可以分解为基础货币（B）与货币乘数(K)的乘积，因而可以从基础货币与货币乘数两个角度来考察货币供给的内生性。我国成立中央银行体系以来，央行调控经济的方式也开始尝试由直接调控向间接调控转变，货币供给在形式上也开始表现为由基础货币和货币乘数共同作用。

1.基础货币内生性分析

首先是再贷款、再贴现。1995年以前再贷款是基础货币投放的主要渠道，占央行的总资产中占60%。由于商业银行普遍要求中央银行增加再贷款或再贴现，而中央银行为避免经济衰退，不得不满足商业银行的要求，这种“倒逼机制”使得我国货币供给呈现内生性。中央银行的再贴现业务和再贷款一样处于被动地位。这样的被动正是货币供给内生性的体现。

其次是外汇占款。近年来随着出口增加，巨额外资流入，人民币升值压力增大、为了保持汇率的稳定，这必然导致中央银行的外汇市操作是单一方向的运作，迫使其通过大量购入外汇，以满足货币需求。2003年外汇占款所形成的货币供应量首次超过全部广义货币供应量，2005年和2006年，大约是广义货币增长量的1.5倍和2.1倍。到2008 年底更是达到了2.4倍。上述贸易顺差持续放大和外汇储备继续增加，必然引发央行被迫释放等量基础货币。

2.货币乘数的内生性分析

货币乘数是连接货币供给与基础货币之间的纽带，经济理论界认为货币乘数（K）是基础货币（B）扩张的倍数。我国将货币层次定义为：流通中的货币C和商业银行的所有存款D组成了广义货币M2，即M2= C+D。基础货币则由法定准备金R、流通中的货币C、非金融机构在央行的存款NR、超额准备金Re组成，即B= R + C + NR + Re。若记c为现金流通比率，c=C/D。r和re分别为法定准备金率和超额准备金率，则(r+ re)×D=R + Re，nr =NR/D为非金融机构的存款比率，则货币乘数K= M2/B，也就是K=M2/B= C+D/C+ R+ Re+ NR= 1+c/(c+ r+ re+ nr)。可见，影响我国货币乘数的直接因素有法定准备金率r、非金融机构的存款比率nr、现金流通比率c和超额准备金率re。

由以上货币乘数（K）的求导式可以看出，超额准备金率与货币乘数是典型的负相关，货币乘数与经济波动保持一致，具有顺经济周期波动的内生性特性。

四、货币内生供给条件下的货币政策的传导机制

在内生货币供给理论条件下，货币供给量不是由一国政府或中央银行所决定和控制的外生变量，而是由社会经济活动主体共同决定并内生于经济运行过程中的。

在货币政策的传导机制中，利率起到了非常重要的作用。中央银行的利率体系一般由中央银行对金融机构的再贷款利率、再贴现率、基准利率，法定存款准备金利率和超额准备金率等构成。在经济运行中，中央银行通过调整再贴现率和公开市场操作来调整银行体系的准备金，使实际的市场利率与预期设定的目标利率趋于一致，并由此进一步影响商业银行和非银行性金融机构依此确定自己的存贷利率水平，以及各种金融产品的收益率水平，从而改变人们对经济决策的预期及对货币供求关系产生影响，从而达到货币政策目标。这就是内生货币供给条件下以利率为中介目标的货币政策传导机制。

五、政策建议和结论

随着社会主义市场经济的深入和金融体制的改革深化，我国金融市场参与主体的经济行为正向着市场理性化，且有利于间接调控的方向发展，货币供给的内生性也大大增强。在这种情况下，直接以货币供应量为中间目标、盯住存款准备金率的调控模式的有效性将大打折扣，因此必须打破这种直接管理模式，建立起以基准利率为主导的间接货币调控模式，同时配合其他经济政策来引导货币供给的合理化。

1.加快利率市场化改革，充分发挥利率在我国货币政策调控中的重要作用，逐步向以利率为主的中介目标进行转变。随着我国经济的进一步开放，经济市场化程度的进一步加大，央行应逐步扩大利率弹性，完善利率体系，重视利率在宏观金融调控中的重要作用。

2. 重视经济预期在货币政策制定过程中的重要作用。经济学界都较为重视经济预期对经济发展的重要作用。对我国经济运行状况的分析已证明预期在政策调控中的重要地位。因而提高货币政策的有效性，应加强选择性货币政策工具的使用，适时传递货币政策意向，正确引导经济主体和社会预期。

3. 注重经济周期波动性变化的影响，加强货币政策调控的范围和力度。由于我国货币供给具有顺经济周期波动的特点，故而必须科学把握货币政策的取向，提高货币政策调控的有效性，缩短政策外部时滞；同时加强货币市场建设，协调货币市场与资本市场之间的联动性，疏导货币政策初到渠道，从而真正提高货币政策的有效性。

基础货币论文篇（8）

 

自2008年波及全球的金融危机发生以来，2008年底，我国政府为刺激经济提出投放4万亿资金扩大内需的政策，而实际上，2009年各商业银行却放出了9.6万亿的信贷资金,这意味着我国的经济流通领域中真的需要这么多的资金，还是我国中央银行在一定程度上已经失去了对货币供给的控制，并且这么多的信贷资金投出去后会对我国经济增长起到多大的刺激作用也值得我们深思。

一、文献综述与问题的提出

自货币产生以来，人们对货币问题（包括货币供给的性质）的讨论就未曾停止过。在货币供给内生性理论方面，马克思早在1867年《资本论》第一卷中就有论述，马克思在他的货币流通公式中认为，在商品的流通过程中，流通中所需要的最适合的货币量是由流通中商品的价格总额和同名货币的流通次数决定的，即：执行货币流通手段职能的货币量=商品价格总额/同名货币的流通速度[①]。马克思具体是这样论述的，“因为这里所考察的直接的流通形式总是使商品和货币作为物体彼此对立着，商品在卖的一极固定资产投资人均消费支出，货币在买的一极，所以，商品世界的流通过程所需要的流通手段量，已经由商品价格总额决定了。事实上，货币不过是把已经在商品价格总额中观念地表现出来的金额实在地表现出来，因此，这两个数额相等是不言而喻的。”[②]从这我们可以看出，马克思认为货币供应量是有一定的内生性。新古典综合派的代表人物詹姆斯·托宾认为，货币供给量作为内生变量主要是由银行和企业的行为决定的，而银行和企业的行为取决于经济体系内的许多变量，中央银行不可能有效地限制银行和企业的支出[1]，更不能支配银行和企业的行动，所以货币供给是内生的。新剑桥学派的卡尔多认为，货币供给依赖于由收入水平支配的需求，货币当局只能控制利率，对货币供给并没有控制能力。卡尔多进一步支出，“在任何时候，或在一切时候，货币存量将由需求决定，而利息率则由中央银行决定。”[③]从以上分析可以看出，卡尔多认为货币供给也是内生的。

自1984年我国建立二级银行体制以来，我国学者对货币供给的性质也进行了大量的研究。谢平和俞乔（1996）[2]分析了货币供应量与基础货币和总准备金之间的关系认为，我国货币供给很大程度上是由货币需求影响和决定的杂志铺。万解秋和徐涛（2001）[3]从货币乘数的角度出发，认为银行和居民对经济环境的变化做出的反应改变了中央银行对货币乘数的控制能力，从而使货币供给具有很强的内生性。孙伯银（2003）[4]通过一系列分析认为，1997年以前中国的货币供给是以政治内生性为主的，而1997年之后则是以市场内生性为主的。

二、我国货币供给的内生性分析

（一）基础货币的内生性分析

根据现代货币供应理论，基础货币与货币供应量的关系为：M=B*K（M表示货币供应量，B表示基础货币，K表示货币乘数），即货币供给取决于基础货币和货币乘数两个因素固定资产投资人均消费支出，且具有同方向变化的关系。一般来说，货币当局能够完全控制基础货币，但由表1可知，我国的基础货币投放忽快忽慢，很不稳定。我国中央银行投放基础货币的渠道主要有两条：一是对商业银行等金融机构的再贷款，二是外汇占款。

1、再贷款与再贴现贷款

我国中央银行的再贷款额度等于货币发行量和存款准备金之和，1995年以前再贷款是基础货币投放的主要渠道,占央行总资产的60%。当商业银行普遍要求中央银行增加再贷款或再贴现贷款时，中央银行为了防止经济衰退，不得不满足商业银行的要求，这种“倒逼机制”使得我国货币供给初现内生性[5]。其次由于我国社会信用机制不完善，企业缺乏契约观念，商业票据还没有普及，没能形成一个发育成熟的票据贴现市场，所以我国再贴现业务发展十分缓慢。因此，央行再贴现贷款占基础货币投放总量的比重很低，使得基础货币的调控作用远未得到充分的发挥。

表1 1993-2008年中国外汇占款、基础货币和货币供应量变动表

 

年份

外汇占款[④]

（亿元）

基础货币[⑤]

（亿元）

外汇占款/基础货币（%）

M2（亿元）

M2/基础货币（%）

1993

875.54

13190.1

6.64

34879.8

2.64

1994

4481.8

15352.2

29.19

46923.5

3.06

1995

6774.5

18246.2

37.13

60750.5

3.33

1996

9578.7

23789.7

40.26

76094.9

3.20

1997

13467.2

27096

49.70

90995.3

3.36

1998

13728.3

26808.8

51.21

104498.5

3.90

1999

14792.40

29798.3

49.64

119897.9

4.02

2000

14291.14

31957.3

44.72

134610.4

4.21

2001

17856.43

33957.8

52.58

158301.9

4.66

2002

23223.34

37528.6

61.88

185007.0

4.93

2003

34846.92

43514.9

80.08

221222.8

5.08

2004

52592.64

53245.6

98.77

253207.7

4.76

2005

71211.12

64343.13

110.67

298755.48

4.64

2006

98980.27

77757.83

127.29

345577.91

4.44

2007

128377.32

101545.40

126.42

403401.3

3.97

2008

168431.11

129222.33

130.34

475166.60

3.68

2009

193112.47

143985.00

基础货币论文篇（9）

随着计算机技术在金融领域的应用，电子货币应运而生。电子货币具有方便、快捷的特点，成为现金和银行活期存款的重要替代方式。电子货币的使用降低了交易成本，推动了新的交易方式的发展。

与此同时，电子货币也为中央银行制定货币政策带来了一定难度。货币供应量是由基础货币和货币乘数共同决定的，基础货币量基本上是由中央银行控制的。但是货币乘数是一个内生变量，中央银行无法控制。电子货币对现金漏损率、银行存款准备金以及货币供应量都会产生影响。根据货币乘数的公式，电子货币对货币乘数也会产生一定影响。

一、文献综述

学界普遍认为电子货币会扩大货币乘数。Solomon认为将电子货币的发行数量直接计入货币总量，会使货币乘数显著增加；Aleksander Berentsen从电子货币对货币需求的影响分析入手，分析了电子货币对货币乘数、货币传导机制及货币政策有效性的影响；Friedman认为虽然电子货币会使中央银行控制货币供应量的难度增加，但仍可以通过调整市场利率来发挥中央银行作用；Setsuya Sato、John Hawkins认为电子货币通过影响基础货币、货币乘数及货币流通速度而影响货币供应量。

电子货币在国内虽然起步较晚，但近些年却是金融界的一个热点。尹龙分析了电子货币对央行独立性以及电子货币对国内外货币政策协调的影响；赵家敏认为电子货币的使用将使货币乘数发生变动；陈雨露、边卫红认为货币乘数变动随机性增强，央行控制货币供给总量的难度加大；王倩和纪玉山认为电子货币对基础货币有替代作用，进而会对货币供应机制产生重大冲击；周光友认为电子货币的发展降低了货币流通速度，增强了货币乘数的内生性。

我国电子货币出现较晚，但发展迅速，并且市场前景广阔。在此背景下，分析电子货币对货币乘数的影响对我国货币政策的制定具有重大意义。

二、数据变量和选择

1.样本数据说明

我国电子货币快速发展是始于1994，且银行卡业务数据从1994年开始统计。本文选取1994-2009年的数据进行统计分析，数据取自《中国金融年鉴》。货币供给量M1与基础货币（流通中的现金与金融机构在央行的储备之和）之比为狭义货币乘数m1，货币供给量M2与基础货币之比为广义货币乘数m2，现金与活期存款之比为现金漏损率k，金融机构在央行的储备与活期存款之比为存款准备金率r，银行卡年末存款余额与货币供给量M1之比为电子货币替代率。

2.变量选择

（1）货币乘数m。根据中国银行网站公布的年度M0、M1、M2以及存款准备金，可以计算出基础货币量，进而计算出m1和m2，作为模型的被解释变量。

（2）现金漏损率k。现金漏损率越高， 银行可用于扩张信用的资金会越少，从而降低商业银行的存款货币创造能力，货币乘数下降。因此，现金漏损率与货币乘数呈负相关关系。

（3）存款准备金率r。在其他条件不变的情况下，存款准备金率的提高会降低商业银行可贷资金的数额，降低商业银行的信用创造能力。因此，存款准备金率与货币乘数呈负相关关系。

（4）电子货币替代率e。本文用银行卡余额与货币量的比来表示电子货币替代率。电子货币作为现金和活期存款的替代方式，会对现金漏损率产生影响，进而影响到货币乘数。

三、实证分析

为检验我国货币乘数与现金漏损率、存款准备金率、电子货币替代率是否存在协整关系，首先对序列m1、m2、k、r、e进行单整检验。模型中的数据为时间序列数据，本文采用ADF单位根法对数据进行平稳性检验。结果发现在10%的显著性水平m1、m2、k、e、r都是一阶单整的，结果如下表所示。

表1 变量单位根检验 （ADF） 结果

注：检验形式中的 c和t表示常数项和趋势项，k表示是根据AIC原则确定的滞后阶数，n表示检验方程中此处对应项不存在。

五个变量在10%的显著性水平下都是一阶单整的，因此建立模型和，根据单位根检验的结果，两个模型可能存在协整关系。分别对两个方程进行协整检验，发现两个模型的残差项都是平稳的，所以k、r、e分别与m1、m2之间存在长期稳定的均衡关系。

表2 回归方程残差单位根检验 （ADF） 结果

由于两个模型都存在协整关系，因而k、r、e分别与m1、m2之间存在长期稳定的均衡关系，现在对两个模型分别进行估计，估计结果如下：

（1）

t统计量 （21.323）（-0.331） （-7.183） （2.879）

R2=0.801079 Adjusted R2=0.741403

（2）

t统计量 （18.551）（-0.913） （-4.882） （2.014）

R2=0.935850 Adjusted R2=0.919812

可见，对于m1和m2而言，k和r的系数均为负。说明随着k和r的增加，m1和m2都减小，这与理论相符合。而变量e的系数为正，说明随电子货币占货币量M1的比重越大，货币乘数越大。电子货币确实增大货币乘数，进而在基础货币量不变的条件下，增加货币供给。

四、结论与启示

本文经过平稳性分析、协整检验和长期回归对1994-2009年的电子货币对我国货币乘数影响的模型进行了实证分析。实证分析表明，电子货币与狭义货币乘数、广义货币乘数之间存在长期稳定的关系，各项系数与理论相符。本文得出如下结论：

1、电子货币导致货币乘数增大，增加了货币供给的内生性。一方面电子货币与狭义货币乘数和广义货币乘数呈直接正相关的关系，另一方面电子货币的发展降低了现金漏损率，从而间接增加货币乘数。

2、电子货币的变动对广义货币乘数和狭义货币乘数均有影响，对广义货币乘数的影响较大，对狭义货币乘数的影响较小。影响狭义货币乘数和广义货币乘数分别为0.141和0.318，这说明电子货币的发展推动了货币由M1向高层次M2的扩展。

3、电子货币的快速发展增大了货币政策结果的不确定性。虽然现金漏损率和存款准备金率与货币乘数依然保持负相关关系，表明传统货币乘数仍发挥作用。但是电子货币增加了货币乘数的影响因素，降低了中央银行可直接控制因素的比例。这使得中央银行预测货币乘数的变化以及调整货币供应量的难度增大。

电子货币同时有非常强的创新性，并且受消费者的消费心理和消费预期影响较大。因此短期货币政策将较难把握电子货币的变动，其预见性和及时性受到很大的挑战。因此我国，尤其是在电子货币发展尚未成熟阶段，有必要采用小幅多次的货币政策来应对这种变化。

参考文献：

[1]Solomon E.H[M]. Virtual Money.Oxford University Press ，1997

[2]Aleksander Berentsen.Monetary Policy Implications of Digital Money.[J].Intemational Review of Social.1998

[3]C.Freedman，“Monetary Policy Implementation： Past， Present and Future- Will the Advent of Electronic Money Lead to the Demise of Central Banking？”，Internatinal Finance[J].2000（3）

[4]Setsuya Sato and John Hawkins. Electronic finance： an overview of the issues [J].BIS 2001（7）

[5]尹龙.电子货币对中央银行的影响[J].金融研究，2000；4

[6]赵家敏.论电子货币对货币政策的影响》[J].国际金融研究，2000；11

基础货币论文篇（10）

中图分类号:F832．6文献标识码:A文章编号:1003-4161(2007)01-0027-04

1998年，我国正式将货币供应量作为货币政策中介目标。这其实隐含货币供应量是外生变量的前提。货币具有外生性或内生性，理论上并无一致的结论。近两年，随着国际资本大规模地流入，我国货币供应量更多表现出内生性的特点。

1 ．理论与文献综述

早期的詹姆斯•斯图亚特指出，一国流通只能吸收一定量的货币，经济活动水平使货币供应量与之相适应。马克思认为是商品和货币的内在价值决定商品的价格，从而与流通的商品量共同决定社会的“必要货币量”[1]。米尔达尔把纸币本位制下M与P(或PY)的单向前因后果关系重构为双向的相互关系[2]。新古典综合学派将货币定义为“流动性”，并指出流动性的最重要来源是大量的非银行金融中介机构。格利和肖指出，货币供给量决定于非银行金融机构和社会公众的行为。托宾指出，金融机构的信用创造取决于公众的资产偏好，而资产偏好又由经济发展程度决定[3]。

我国学者对货币内生性的研究起步较晚。冯春平[4]认为，中期内，货币供应量对产出的影响是逐渐下降的。长期内，货币供应量对实际产出呈中性，仅对物价产生影响[5]。第二种观点认为，我国货币供应量非完全中性，货币供应量的周期性变动主要受公众需求变化的影响，而不是来自货币当局或银行系统，但同时中央银行对货币供应量控制能力较强[6]。第三种观点认为，我国经济生活中存在货币供给的“倒逼机制”，所以我国货币供应量具有很强的内生性[7]。

货币内生(Endogenous money)是指货币存量由经济活动自身创造出来。它与货币存量由外生于本国生产过程的某个机构(通常是中央银行)提供外生货币(Exogenous money)含义完全不同[8]。在开放条件下，出口与投资､消费作为拉动经济增长的三驾马车之一，以及由于经济高速增长而带来的国际资本流动，属于经济活动自身创造的内部因素。基于这种认识，本文从货币内生性的角度，研究在开放条件下，国际储备变动对我国货币供给量的影响。

2．我国货币供应量内生性的分析

我们对货币供应量的研究从基础货币开始，基础货币的内生性可以由其来源解释。1994年以前，基础货币来源分为三大部分。一､人民银行对银行系统(主要向四大专业银行)贷款，是基础货币最主要来源，占人民银行总资产的67%~73%。二､外汇占款在基础货币供给中份额不断上升，由20世纪80年代下半期占人民银行总资产的3%~5%，到90年代上半期占7%~14%[9]。三､人民银行对中央财政预算的透支与借款是基础货币供给的重要组成部分，占到人民银行总资产的10%~13%[10]。

1994年的金融改革使基础货币供给发生了新的变化。一､外汇占款逐渐成为基础货币投放的主渠道。1994年我国开始实行单一汇率与结售汇制，外汇占款在基础货币供给中的比重激增至26%，并从此稳步上升至2003年的58%，2004年达到创记录的80%。二､对银行系统贷款(包括贴现)仍是基础货币供给的重要组成部分，但趋势是比例逐步减少，2004年下降到16%。这是由于1994年后中央银行基础货币投放方式的转变所致。三､中央银行基本停止对中央财政的透支和借款。1994~2000年稳定在1 582．8亿元，2001年后有所增加，但占基础货币供给的比重呈下降趋势①。以上数据充分表明了我国货币内生性的特点。

我国实行的事实上的固定汇率制和结汇制是基础货币内生性的主要原因。1994年我国实行的人民币汇率改革，一方面极大地调动了各经济主体的创汇积极性;另一方面，中央银行不得不通过大量购入外汇，以稳定人民币汇率。在浮动汇率体制资本流动情况下，国际收支不平衡只导致汇率的变化，货币当局基础货币供给则不受影响。在固定汇率体制下，市场供求主导汇率水平，为了保持汇率的稳定，货币当局必须经常干预外汇市场。在目前我国实行结汇制与资本项目外汇管制的条件下，对外贸易顺差､境外长期投资与短期投机资金的流入意味着国际收支不平衡加大②。而以稳定汇率为导向的汇率政策必然导致中央银行的外汇市场操作是单一方向的运作。即通过不断购入外汇的方式向社会注入基础货币，这种基础货币的内生性是不言而喻的。可以很容易通过M―D模型进行理解。

如图1，当出口增加，巨额外资流入，IS曲线就会从IS1移到IS2，由于资本账户管制，无法通过资本流出达到货币市场均衡，导致货币市场利率上升。迫使货币当局增加货币供应量，以满足货币需求。这种情况下的货币供应量是适应GDP的变动而增长的内生变量，中央银行只不过是根据实体经济变动所导致的货币需求量变动而调节具有弹性的基础货币供给而已[11]。

3．数理模型分析

由于我国采取的是欢迎FDI而谨慎引进证券组合投资的政策，经济增长前沿课题组[12]的研究表明，证券组合投资似乎并不值得关注。因此，我们以国际收支的货币分析法的常规数学模型进行分析。该模型由三个方程组成:

Md=(Pa Y bu)/rc

(1)

Ms= m(D+F)

(2)

Md= Ms

(3)

(1)表示完整的货币需求函数，(2)表示考虑了基础货币国外部分的货币供应函数。Md､P､Y､r分别表示名义货币平衡的需求量､国内价格水平､实际收入､利率，a､b､c､u 分别表示货币需求的价格弹性､货币需求的收入弹性､货币需求的利率弹性以及误差项;Ms､m､D､F分别表示国家货币总供给､货币乘数､基础货币的国内部分以及基础货币的国外部分。

由(1)､(2)､(3)得:(PaYbu)/r c =m (D+F)

(4)

对公式两边取自然对数得:a Ln P+b Ln Y+Ln u-c Ln r = Ln m + Ln( D+F )

(5)

对公式(5)求关于时间t的导数，得到:

(a/P)(dP/dt)+(b/Y)(dY/dt)+(1/u)(du/dt)- (c/ r)(dr/dt)

= (1/m)(dm/dt)+[D/(D+F)](1/D)(dD/dt)+[F/(D+F)](1/F)(dF/dt)

(6)

设 D+F=H，(1/P)(dP/dt)=gP，(1/Y)(dY/dt)=gY 等等，我们得到:

a gP +b gY+ gu c gr = gm + (D/H) gD +(F/H) gF

(7)

得国际收支的货币分析法经验检验公式:

(F/H) gF = a gP+b gY+gu- c gr- gm-(D/H)gD

(8)

通过对公式(8)的分析，我们可以得出以下结论:

①假设物价增长率､实际收入增长与利率增长､货币乘数增长为零(由于它们在公式中负相关，我们的假定似乎合理)，这样国家的国际储备加权平均增长率[(F/H) gF]成为国家基础货币国内部分加权增长率[(D/H)gD]的负数。这意味着，在其他因素不变的情况下，当国际储备(F)增加或减少，货币当局只能减少或增加与(F)相等的基础货币量。这样，货币当局只能决定货币供应量的组成，而不能决定其大小。也就是说，在固定汇率体系下，国家对于其货币供给没有控制能力，货币政策独立性受到威胁。

②当P､r､m不变时，Y的增长一定要求D､F之一增长或都增长。这表明D与F都可以成为经济增长的动力。当国内信贷D不足时，可以通过引进外资F弥补本国的融资缺口，从而增加投资，促进经济增长。但另一方面，外汇储备F的增加，在固定汇率条件下，将导致货币投放增加，引发P上升，即存在引发通货膨胀的风险。因此，货币当局必须进行对冲操作。

4．实证结果与经验分析

根据以上分析，我们以外汇占款(F)､央行对存款货币银行债权(YD)､央行对政府债权(ZD)为解释变量，以基础货币(B)为被解释变量。数据采集2000年1月到2005年6月的月度数据，前三项来源于中国人民银行网站③的货币当局资产负债，流通货币来自货币概览。将数据绘成曲线图如下(单位:亿元):

由于原数据系列并非是完全线性变化的，并消除在回归分析中可能存在的异方差，对以上四个变量分别取对数，记为LF､LYD､LZD､LB。同时为了避免非平稳性变量建立回归模型带来的伪回归，对已产生的四个对数序列数据进行平稳性检验。即对LF､LYD､LZD､LB进行ADF单位根检验，设滞后期P=1，取含常数项和趋势项的表达式，四个序列的t统计值分别为:-1．302858､-4．118305､-1．969374､-2．391349，1%显著性水平的临界值-4．1059。结果表明LF､LZD､LF均未通过单位根检验，而LYD通过。说明除LYD外的序列都存在单位根，是非平稳序列;LYD是平稳序列，不与进行后续检验。

由于非平稳数据必须是同阶单整才可能存在协整关系，设P=1，取含常数项和趋势项的一阶差分进行ADF检验，LF､LZD､LB的统计值分别是-5．233471､-5．919442､-5．839625，1%显著性水平的临界值为-4．1083，可见LF､LZD､LB的t统计值均小于1%显著性水平的临界值，可以断定这三个序列均为一阶单整，满足协整条件。采用EG两步法进行协整检验，先用被解释变量LB对LF､LZD进行最小二乘回归，得两个协整方程如下:

LB = 4．735061+0．572769LF+ε1　(1)

(23．08146)　(28．08498)

(0．0000)

(0．0000)

LB =5．503258+0．635478LZD+ε2　(2)

(6．671413)(6．050017)

(0．0000)　(0．0000)

R2=0．924950

AdjR2=0．923777

D．W=0．340974

F=788．7660

R2=0．363834

AdjR2=0．353894

D．W=0．089306

F=36．60271

再用计量经济软件对方程(1)､(2)的残差ε1､ε2原序列进行含常数项，滞后期P=2的ADF检验，均能通过。因此可以认为估计残差ε1､ε2序列是平稳系列，这表明序列LB分别与序列LF､LZD具有协整关系。

考虑滞后因素，设P=2，对LF､LYD､LZD､LB进行Granger因果检验，结果为:对于LF､LYD､LZD不是LB的格兰杰原因的原假设，拒绝犯第一类错误的概率分别为0．00359､0．86248､0．58426，证明外汇占款的变动是基础货币波动的原因的概率很大，达99%以上;而央行对存款货币银行的再贴现和再贷款､央行对中央政府的贷款对基础货币波动的原因的概率较小，分别只有不到14%和42%。统计不显著。以上分析充分说明基础货币的波动主要来自于外汇储备的变动，央行的再贴现､再贷款以及对政府的借款虽然与基础货币之间存在长期关系，但实际上的影响效果较小。

根据格兰杰定理结论，协整变量之间一定存在误差修正模型。通过以上协整检验可知，虽然LF､LZD与LB之间都存在协整关系，但根据从一般到简单的模型确定方法，去掉统计检验不显著的央行对政府债权(ZD)，再由分布滞后模型的夸克方法，以一期的一阶差分序列进行回归，得误差修正模型为:

LBt=0．734649+0．828525 LBt-1+ 0．034293 LFt+0．072681 LFt-1

(2．104818)　(11．89072)

(0．134439)　(0．273509)

R2=0．977609

AdjR2=0．976508

D．W=1．562316　F=887．7852

从误差修正模型可以看出，基础货币的短期波动虽然主要来自于基础货币自身受某些因素的影响而发生变化，以至于当期的基础货币总量变动，对下一期的基础货币总量变动达到0．8285④。但外汇储备的短期变动对基础货币的短期波动影响也是明显的，达到0．1以上，只小于基础货币自身因素的影响。

5．结论与政策建议

根据以上分析，我们至少可以得出以下结论:

①现阶段，我国的基础货币供应主要受外汇储备变动的影响，基础货币与外汇储备之间不仅存在长期的协整关系，而且短期波动的影响也比较明显。而基础货币增量是货币供应量M1､M2增量的Granger原因的概率分别为95．2%和96．5%[13]。这充分证明了现阶段我国货币的内生性特点。中央银行对存款货币银行的再贴现和再贷款虽然是基础货币投放的重要方式之一，但对基础货币的影响正逐步减弱。从长期看，再贴现和再贷款与基础货币之间不存在稳定关系，短期对基础货币影响减弱。同样，原来作为基础货币投放手段之一的中央银行对政府的债权，对基础货币的影响也很小。这在很大程度上印证了我国基础货币投放方式的转变。

②中央银行以基础货币供应量作为货币政策操作目标，经过几年的发展已日渐成熟，但在目前情况下，其不足也显现出来。由于我国实行事实上的固定汇率制和结售汇制，外汇储备的变动将导致基础货币的波动。尤其在巨额外资流入的情况下，将扩大国内货币供应量，使货币当局失去对国内货币总量的控制。

根据以上结论，作者认为要从根本上改变目前基础货币供应被动增加的局面，应从以下几个方面入手:

1)从短期来说，中央银行应较大幅度调整其资产结构，增加可交易证券资产的比例，从而形成对冲操作的物质基础。为增加货币市场的广度和深度，应增加不同种类和期限可交易证券，扩大货币市场合格交易主体的规模，以加强货币政策操作对整个经济的调节。

2)从长期来说，积极稳妥地推进利率市场化改革。在市场决定利率水平的环境下，中央银行可以通过影响货币市场利率来影响金融机构信用的边际成本，从而影响信贷总量与货币创造，但这要求稳定的宏观经济环境，特别是可预测的稳定的通货膨胀率是利率工具可行的前提条件。其次，加快银行的现代企业制度改革，形成竞争性的银行制度。利率的变化不会影响软约束的银行，而处于垄断地位的银行可以通过压低存款利率和抬高贷款利率来获取超额垄断利润，扭曲资金价格。第三，对利率信息反应灵敏的､完善的金融市场才能迅速与均匀地传递中央银行货币政策的调整信息，从而达到中央银行通过利率实施货币政策意图的目的。

3)加快外汇市场建设，逐步形成合理的汇率生成机制。根据三元悖论，在资本自由流动的情况下，要保持货币的独立性就必须放弃固定汇率制。但在当前情况下，实施以市场供求为主导的､可管理的浮动汇率制度，对消除短期国际资本流动给基础货币控制造成的冲击更具有现实意义。一方面应形成市场化的汇率形成机制，有利于资金的合理配置;另一方面应建立外汇市场的均衡机制。如确立做市商制度，形成外汇供应与需求的弹性;通过建立外汇风险管理工具和风险监测机制，有效地预测和规避风险。第三有序放松资本账户管制，逐步形成由市场在长期内引导汇率和资本流动的趋势。

注释:

①以上数据来源于《中国金融统计年鉴》，并计算得出。

②有关具体数值参见(经济增长前沿课题组．经济研究，2005，4)。

③中国人民银行网站:Http//www．pbc．gov．cn。

④现在我们知道，影响基础货币的某些因素是中央银行对冲外汇占款增加而投放的央行票据。2004年央行净回笼基础货币6690亿元，其中4850亿元是通过央行票据发行完成的(数据来自央行网站并计算得出)。

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