我國貨幣供應(yīng)量M2的影響因素分析

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文我國貨幣供應(yīng)量m2的影響因素分析我國貨幣供應(yīng)量m2的影響因素分析摘要目前我國貨幣供應(yīng)量已突破100萬億，居世界第一，是什么原因?qū)е铝宋覀兡壳褒嫶蟮呢泿殴?yīng)量？過多的貨幣是否會(huì)影響居民的生活水平下降？本文首先研究了cpi與m2的影響關(guān)系，試圖通過研究m2的量來研究我國居民的生活水平情況；接著又探討了我國貨幣供應(yīng)量的影響因素，利用eviews軟件建立關(guān)于m2的多元回歸模型，得出gdp、利率及大量的外匯儲(chǔ)備很大程度上影響了m2的供給。間接為國家宏觀貨幣政策的實(shí)施提供了參考依據(jù)，也為m2與通貨膨脹及居民消費(fèi)水平的研究提供借鑒內(nèi)容。關(guān)鍵字：貨幣供給量、gdp、外匯儲(chǔ)備、利率一、理論分析與變

2、量選取在市場經(jīng)濟(jì)條件下，金融的宏觀調(diào)控作用日益明顯。作為行使中央銀行職能的中國人民銀行，其貨幣政策的最終目的是保持人民幣幣值的穩(wěn)定，這一轉(zhuǎn)變意味著，中央銀行分析和判斷經(jīng)濟(jì)、金融運(yùn)行趨勢，調(diào)整及實(shí)施貨幣政策的分析指標(biāo)體系將發(fā)生明顯轉(zhuǎn)變。為了達(dá)到這一目標(biāo)，人民銀行的宏觀調(diào)控要從總量調(diào)控與結(jié)構(gòu)調(diào)整并重轉(zhuǎn)向以總量控制為主。所謂控制總量，就是要控制整個(gè)銀行系統(tǒng)的貨幣供應(yīng)量。貨幣供應(yīng)量的增長必須與經(jīng)濟(jì)增長相適應(yīng)，以促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、快速、健康發(fā)展。因此，分析某一階段各個(gè)層次的貨幣供應(yīng)量是否合理，必須與當(dāng)時(shí)的經(jīng)濟(jì)增長幅度相聯(lián)系，與貨幣流通速度相聯(lián)系。通常來講，衡量貨幣供應(yīng)是否均衡的主要標(biāo)志是物價(jià)水平的基本

3、穩(wěn)定。物價(jià)總指數(shù)變動(dòng)較大，則說明貨幣供求不均衡，反之則說明供求正常。貨幣供應(yīng)量，是指一國在某一時(shí)點(diǎn)上為社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)轉(zhuǎn)服務(wù)的貨幣存量，它由包括中央銀行在內(nèi)的金融機(jī)構(gòu)供應(yīng)的存款貨幣和現(xiàn)金貨幣兩部分構(gòu)成。貨幣供應(yīng)量對國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行有著極其重要的參考價(jià)值，對居民生活有著不可忽視的作用，這是各國央行選擇貨幣供應(yīng)量為調(diào)控經(jīng)濟(jì)主要手段的重要原因。選擇m2作為衡量貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)的主要原因是隨著金融系統(tǒng)的發(fā)展，各國央行逐漸將貨幣調(diào)控的目標(biāo)放在了與利率有一定敏感度且利于控制的m2上。m2不僅反映現(xiàn)實(shí)購買力，還反映潛在購買力，較好地體現(xiàn)社會(huì)總需求的變化，體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的長期購買能力，被央行作為貨幣政策的中介目標(biāo)。此

4、外，隨著金融業(yè)的發(fā)展和創(chuàng)新，m2所具有的流動(dòng)性也在不斷提高，對經(jīng)濟(jì)影響程度也在不斷增加，而且更能影響長期的經(jīng)濟(jì)均衡問題。央行在4月11日發(fā)布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，3月份新增貸款1.06萬億元。同時(shí)，3月末，中國貨幣供應(yīng)量余額103.61萬億元，同比增長15.7%，首次突破100萬億大關(guān)。3月末，我國貨幣供應(yīng)量余額103.61萬億元，同比增長15.7%，首次突破100萬億大關(guān)，居世界第一。我國目前如此龐大的m2規(guī)模，到底是由哪些因素影響的呢？本文經(jīng)過分析認(rèn)為我國貨幣供應(yīng)量m2主要來源于兩部分，即中央銀行的基礎(chǔ)貨幣和商業(yè)銀行的貨幣創(chuàng)造?；A(chǔ)貨幣由央行根據(jù)國民生產(chǎn)總值的增長情況而適量發(fā)行，因此gdp的增長

5、意味著生出的成品的增多必然會(huì)導(dǎo)致貨幣的大量供應(yīng)。由于中國加入世界貿(mào)易組織（wto）后出口導(dǎo)向的產(chǎn)業(yè)政策，對外貿(mào)易順差導(dǎo)致了大量的外匯存底，積累了大量美元，外匯并且外匯管理還是最初的強(qiáng)制結(jié)售匯制度，導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣的大量投放并通過銀行的創(chuàng)作功能使m2余額急劇增加。貨幣供應(yīng)量中很大一部分是由商業(yè)銀行的貨幣創(chuàng)造而產(chǎn)生的。影響商業(yè)銀行貨幣創(chuàng)造的主要因素就是存貸款利率。當(dāng)兩者的利率差擴(kuò)大時(shí)，銀行就會(huì)大量貸款獲利，從而造成貨幣供給的增多。在假定貸款利率不變情況下，存款利率對m2有反向影響。（雖然準(zhǔn)備金制度影響商業(yè)銀行放貸款數(shù)量，但由于超額準(zhǔn)備金制度和同業(yè)拆借的辦法可以抵消影響，因?yàn)檎J(rèn)為法定準(zhǔn)備金對m2的影響不

6、顯著。）針對上述分析，本文選取建立兩個(gè)回歸模型，一個(gè)是cpi受m2影響的模型，一個(gè)是m2受gdp、存款利率及外匯儲(chǔ)備等因素影響的模型。二、模型建立與實(shí)證分析本文選取從1978年2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，數(shù)據(jù)見附表。根據(jù)前文的分析，可建立多元回歸模型如下：其中：y：貨幣供應(yīng)量m2x1：國內(nèi)生產(chǎn)總值x2：一年期存款利率x3：美元外匯儲(chǔ)備將19782010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)輸入eviews中，得到如下普通最小二乘回歸結(jié)果。圖1因此可得樣本回歸函數(shù)為：(1.35) (9.47) (-2.25) (6.00)r2=0.9949 f=1888.06 d.w.=1.03下面我們對模型進(jìn)行檢驗(yàn)。三、模型

7、檢驗(yàn)及修正1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)參考前文關(guān)于變量的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析，認(rèn)為各變量前的參數(shù)及符號均基本符合實(shí)際的經(jīng)濟(jì)情況，是符合實(shí)際的。2. 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)可看出，模型的可決系數(shù)較高，達(dá)到r2=0.9949，y變化的99%可由這四個(gè)變量的變化解釋；f=1888.06，伴隨概率為0，說明模型整體的線性也通過了f檢驗(yàn)；在5%顯著性水平下，除截距項(xiàng)外各變量參數(shù)的t檢驗(yàn)值也通過了檢驗(yàn)。3.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)（1）多重共線性檢驗(yàn)做x1、x2、x3之間的相關(guān)系數(shù)分析，如圖：可看出x1和x3間存在較高的共線性。分別作y關(guān)于x1，x2，x3的回歸結(jié)果如下：（1）（-4.66） （51.72）r2=0.9885 d.w.=0.70（2）

8、（6.16） （-4.28）r2=0.3718 d.w.=0.16（3）（4.57） （31.86）r2=0.9703 d.w.=0.15可見，m2受gdp影響最大，因此選（1）為初始回歸模型。將其他變量逐步引入初始模型中，發(fā)現(xiàn)引入x2和x3后模型擬合優(yōu)度均有提高，考慮到經(jīng)濟(jì)變量雖時(shí)間有同步變化性，故忽略x1和x3間的相關(guān)性，認(rèn)為他們都對y有顯著影響，且前面已證明通過了檢驗(yàn)。故模型不做改變。（2）異方差性檢驗(yàn)在eviews中用white檢驗(yàn)來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲?，結(jié)果如下：圖2可看出x2x3的平方項(xiàng)的參數(shù)的t檢驗(yàn)是顯著的，且white統(tǒng)計(jì)量為30.29，伴隨概率為0.004，在5%的顯著性水

9、平下，拒絕同方差性這一原假設(shè)，方程確實(shí)存在異方差性。下面采用加權(quán)最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，過程如下：得到回歸結(jié)果如下：圖3因此回歸表達(dá)式改為：(7.47) (74.30) (-9.77) (23.66)r2=0.9993 f=14489.92 d.w.=1.07可驗(yàn)證模型已不存在異方差性，且模型的擬合優(yōu)度進(jìn)一步提高，各變量的t檢驗(yàn)值也有所增加。（3）序列相關(guān)性檢驗(yàn)作殘差項(xiàng)與時(shí)間t及與的關(guān)系圖如下：圖4可看出隨機(jī)項(xiàng)存在正序列相關(guān)性，下面具體驗(yàn)證。d.w.檢驗(yàn)在5%顯著性水平下，n=33，k=3，查表可得dl=1.32，du=1.58，d.w.=1.071.32，因此可認(rèn)為模型存在一階序列相關(guān)性。下面再

10、用lm檢驗(yàn)驗(yàn)證。拉格朗日乘數(shù)（lm）檢驗(yàn)如下圖所示，構(gòu)造輔助回歸模型其中為原模型ols估計(jì)后的殘差項(xiàng)。用eviews計(jì)算得：得含1階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸為：（0.62） （-0.67） （-0.52） （0.71） （2.76）r2=0.2353于是，lm=320.2353=7.53，該值大于顯著性水平為5%、自由度為1的分布的臨界值，由此判斷原模型存在1階序列相關(guān)性。接著檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诟唠A的序列相關(guān)，如下：可看出，模型還存在2階序列相關(guān)，但不存在3階序列相關(guān)性。運(yùn)用廣義差分法進(jìn)行自相關(guān)的處理，采用科克倫奧科特迭代法進(jìn)行修正。結(jié)果如下：回歸結(jié)果為：(1.96) (13.08) (-3.28

11、) (6.57) （3.90） （-3.83）r2=0.9975 f=1882.18 d.w.=1.82在5%顯著性水平下，1.74=du d.w.4-1.74(樣本容量31)，可知模型已不存在1階自相關(guān)。四、結(jié)論與模型分析經(jīng)過上述模型檢驗(yàn)與修正后，得到最終的回歸結(jié)果為：(1.96) (13.08) (-3.28) (6.57) （3.90） （-3.83）r2=0.9975 f=1882.18 d.w.=1.82平均而言，在其他條件不變的情況下，國內(nèi)生產(chǎn)總值每變動(dòng)一個(gè)單位，將引起貨幣供應(yīng)量1.2102個(gè)單位的變動(dòng)；在其他條件不變的情況下，進(jìn)出口差額每變動(dòng)一個(gè)單位，將引起貨幣供應(yīng)量變動(dòng)-4.4

12、443個(gè)單位；在其他條件不變的情況下，利率每變動(dòng)1%，將引起貨幣供應(yīng)量變動(dòng)-2247.98個(gè)單位；在其他條件不變的情況下，外匯儲(chǔ)備每變動(dòng)一個(gè)單位，將引起貨幣供應(yīng)量變動(dòng)15.0149個(gè)單位。并且，該模型反映了99.89%的真實(shí)情況。通過上面計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的回歸分析，我們可以得出如下結(jié)論：國內(nèi)生產(chǎn)總值、我國進(jìn)出口貿(mào)易差額、一年期存款利率和外匯儲(chǔ)備等因素確實(shí)對貨幣供應(yīng)量存在影響。隨著國內(nèi)生產(chǎn)總值的不斷增大，貨幣供應(yīng)量也在不斷增多，以購買更多的商品，維持物價(jià)的穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長。貨幣供應(yīng)量與利率存在著負(fù)相關(guān)的關(guān)系，利率增大，會(huì)導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄的增多，從而導(dǎo)致市場上流通的貨幣減少。我們目前不斷增加的外匯儲(chǔ)備也是造成貨幣供應(yīng)量不斷增加的原因，由于持有美元等外匯，為了維持本國幣值的穩(wěn)定，就不得不增加本國貨幣的供給。貨幣供給的大量增加可能導(dǎo)致通貨膨脹問題，因此要限制貨幣的超量供給。五、模型缺陷由于采取的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，未進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，可能導(dǎo)致回歸并不可信，另外由于gdp等對貨