货币供应量(M2)变动弹性研究

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1、货币供应量货币供应量(M2)(M2)变动弹性研究变动弹性研究基于中国基于中国 2002-20102002-2010 年月度数据的计量分析年月度数据的计量分析作者：作者：复旦大学经济学院 梁名双 梁冰 来源：来源：西南金融2010 年第 10 期2010-12-16 摘要：摘要：本丈旨在研究货币供应量 M：与几个影响因素之间的变动弹性，运用 中国 2002 年 1 月2010 年 3 月的月度数据，共 99 个时间序列进行了计量实证研 究。研究发现，各项贷款和外汇储备对 M：变动弹性为正，特别是各项贷款对其 影响的弹性相对较大，但弹性均小于 1，未见明显的货币乘数效应；而政府公开 市场操作业务对

2、 M，存量的影响为负，且弹性较小；汇率的变动对 M：增长率的 影响为负。另外由于残差项序列自相关，本丈进行了两个滞后期的 AR(1)、AR(2)， 修正，并得到了最终的计量模型。最后本文对所建模型进行了解读。关键词：关键词：货币供应量，弹性，货币政策一、引言一、引言货币供应量指一国在一定时点上为维持经济运转所需的货币存量，一般指流 通中现金和活期存款。历史上货币的表现形式经历了由实物商品等价物到纸币的 发展历程。发展到当代，随着人们交易形式的变化，货币的表现形式除纸币之外， 越来越呈现电子化的趋势。随着货币的纸币化和电子化，货币越来越成为一种象征符号，由于其本身并 不具有价值，而只是交换价值的

3、价格表现，价格与价值相脱离便成为可能，从而 也就使其运动一方面依附于实体价值，一方面又可以脱离价值体系独立运动，甚 至可以利用虚拟经济的形式发展成为新的财富创造方式。20 世纪初期金本位的破灭带来了纸币的革命性前进，突出表现在二战后布雷 顿森林体系的建立，但这并未带来纸币的自由化，相对固定的汇率体系以及与黄 金的强制性挂钩使金本位的实质并未动摇。随着全球贸易的加大，以及固定汇率 所带来的一系列问题，布雷顿森林体系也最终走向终结，从而彻底地结束了金本 位，主要发达国家大面积地实行了浮动汇率制。但货币制度的自由化改革也带来 了很多的问题，比如货币主义学派一直坚持的货币运动与通货膨胀不可分割的关 系

4、，常常引致经济大起大落，加剧了经济的波动。可以说， 自从货币诞生，特 别是其纸币化电子化后，经济金融学界对其的研究便没有停止过。本文将做的探讨是基础性的，主要是研究相关因素对货币存量的变动弹性， 进而展现出央行有关货币政策的操作空间，以期能够产生一定的政策意义。由于 货币表现形式的不同， 由此也产生了各国对货币存量统计口径的不同。鉴于非 纸币化交易在中国现实经济生活中的广泛普及，以及由此对经济生活的影响，本文选择包含流通中现金、活期存款、城市居民及企业储蓄存款、外币存款、信托 类存款等在内的货币存量作为统计口径，即通常所说的 M2 进行分析。二、模型推导二、模型推导影响 M：存量变动的直接因素

5、有信贷变化、外汇储备占款、政府公开市场操 作所引起的货币存量变动等，另外从根源上追溯还会受到市场利率、汇率以及收 入水平、物价水平的影响。据此得到公式：变量说明： loans 贷款量reserve 外汇储备额bonds 政府债券市场交易量r 外汇汇率y 收入p 物价指数I 市场利率本文假定：收入、物价指数和市场利率这些具有本源性影响的因素为常数， 而从 M(2 的直接构成层面研究其相应因素变动对其可能产生的影响。最终将从弹 性变动角度研究其中 4 个自变量对货币供应量的影响，分别是：贷款量(total loans)、外汇储备额(foreign reserve)、政府债券市场交易量(bonds

6、trading)、 外汇汇率(exchange rate)。本文基于弹性分析的需要，将部分变量取对数，以 期通过线性回归系数大小说明弹性变动方向及大小。其于前面分析，本文将建立由对数和半对数形式相结合的模型，初建模型为：回归系数代表相应变量之间的弹性关系，其中汇率这个变量并未对数化，主 要是为了说明汇率的变动带来的 M：增长率的变动。由于汇率对外汇储备额可能 有一定的影响，且随着中国实施有管理浮动的汇率制度，货币对汇率的敏感性将 越来越强，故将汇率放入研究变量之列。由于 2005 年 7 月的汇率改革开始实施有管理的浮动，本文将以 2005 年 7 月 为中点，上下各取 3 年的月度数据共 9

7、9 个时间序列，研究汇率对 M2 变动影响程 度。另外考虑到在计量过程中可能会遇到时间序列非平稳、异方差等问题，具体 将依据数据计量表现进行一定的修正。三、计量模型三、计量模型(一)数据来源及统计口径本文数据全部来源于中国人民银行统计数据，各个变量的来源见下表所示：本文选取了 2002 年 1 月到 2010 年 3 月的每月月度数据，共 99 个时间序列。在计量过程中本文将除汇率之外的 4 个数据进行了对数化处理再进行回归建 模，以适于研究的需要。Eviews 使用变量符号说明如下：(二)回归模型Eviews 计量回归结果为：即 M2对贷款总额的弹性为正向的 0.85，对储备的弹性为正向的

8、0.10，而对 政府公开市场操作债券交易的弹性为负，表现值为-0.02，汇率的变动引起的 M2 增长率的变化也是负的，表现值为 0.02。用文字表述一下上述回归结果，贷款每增长 1%，将引起货币存量 0.85%的增 长；外汇储备每增长 1%，将引起货币存量 0.10%的增长；债券交易每增长 1%， 将引起货币存量 0.02%的下降；汇率每变动 1，将引起货币增长率下降 0.02%。接下来本文还要基于本模型进行一定的修正，因为数据可能会存在一些总量， 比如自相关、异方差，以及时间序列不平稳等等，修正后得到最后结论。(三)模型检验对上述回归结果中几个指标进行分析。其中，t 检验结果一致通过，常数项

9、 和 4 个自变量的伴随概率(Prob. tStatistic)均为 0.0000，均在 5%的置信水 平下通过显著性检验。对回归方程进行整体检验，拟合优度(Rsquared)为 0.999113，整体拟合效果较好；再看 F 统计量，Prob(FStatistic)值为 0.000000，统计亦显著的通过了 F 检验。由回归结果，DurbinWatson 检验值为 0.777221，小于 2，从 Q 检验结果可 以得出结论，回归方程存在序列自相关现象，Q 检验也认为该模型存在自相关。 故而对模型进行 AR(1)滞后项系数修正。修正模型为：回归得到最新修正的模型为：对上述回归结果各项指标分析，拟

10、合优度很高，各变量 t 值显著通过，整体 方程 F 检验显著通过，DW 值大于 2，排除自相关。由于时间序列可能面临着数据不平稳的问题，进而影响到建模效果，本文对 所选用的 5 组时间序列都进行了单位根过程检验，并对不平稳数据进行了单整甚 至二阶协整，限于 EViews 软件计量检验结果篇幅过大，本文将不再展示计量过 程。与此同时，对修整后的方程进行 White 异方差检验，OLS 估计方程中拟合集 度为 0.26，Obs*Rsquared 为 22，Prob.ChiSquare(14)的值较高，接受“不 存在异方差”的原假设。进行 ARCHLM 检验，设滞后期数为 3，由于 F 统计量和 O

11、bs*Rsquared 统计量的 P 值都很高，并未拒绝原假设，故接受“不存在条件异 方差”的原假设。通过变量之间的偏相关系数进行多重共线性的检验，由于任两 个变量间的偏相关系数并不高，故认为不存在多重共线性总量，模型通过检验。(四)最终模型本文对最初所建的模型进行了异常现象检查并未发现异常值，但进行序列相 关性检验时发现所建模型存在序列自相关，故进行了 AR(1)、AR(2)过程，继而排列 了自相关性。接下来进行了变量的平稳性检查，发现各个变量都存在单位根过程， 但通过对残差的单位根检验发现整个方程是协整的，不需要再对个别变量进行单 整或协整。另外模型也很好地通过了异方差、条件异方差以及多重

12、共线性的检验， 故得到最终修正的模型即公式(5)所示的模型。(五)模型解读本文所建模型为对数与半对数模型的混合形式，其中对数系数表示的是相关 变量变化的弹性大小，而半对数模型则显示了某变量的变化对因变量增长率变化 的影响。重述一下本模型的形式：对本文所建模型的解读为，贷款每增长 1%，M2将增长 0.81%，M2对贷款的变 动弹性为 0.8；外汇储备每增长 1%，M2将增长 0.14%，M2对外汇储备的变动弹性 为 0.14；央行进行公开市场操作的国债交易量每增长 1%，M2将下降 0.001%，M2 对国债交易量的变动弹性为0.001；而汇率每变动 1，M2的增长率将下降 0.014。可见，

13、贷款对 M2存量的影响较大，这也与实际相符，因为各项贷款是资金运 用的一个重要组成部分；而外汇储备对 M2 存量变动的影响弹性相对较小；政府 公开市场操作对 M2存量的影响是反向的，这也与货币政府实施意图是相符的，且 由于相对量的差距太大，其弹性影响并不是很明显；最后是汇率变动对 M2变化 率的影响为负，本文将对这一结果在结论中展开详述。由于初始模型具有自相关 现象，在建模过程中进行了 AR(1)滞后项调整，AR(1)代表了模型考查因素之外的重 要因素，其经济意义可能代表基础货币等 M2 组分。四、结论四、结论通过前面的整个计量建模过程，可以发现：信贷与外汇储备对货币存量的影 响是正向的，但其

14、弹性较小，影响力并不是很大，央行公开市场操作理所当然对 货币存量产生了负影响，但同样弹性也不是很大。由于中国具体情况的复杂性汇 率却对货币存量产生了负向的影响。实际来看，贷款与外汇储备对货币存量变动的影响确实是正向的，贷款增加 本身就是 M2 的增长，外汇储备的增加可以通过政府货币政策传导挤占信贷的同 时又通过货币乘数效应引起货币存量的增长，特别是在中国，结售汇政策使大量 的外储置换成本币，推高本币存量，这也成为导致通货膨胀的一个重要因素。而 政府债券交易，即公开市场操作业务对货币存量变动实行的是反向操作，即为增 加货币存量，央行将减持债券，反之则相反，故其影响方向是负的。而通过回归还可以得到

15、一个值得关注的结论，即汇率的变化对货币存量的增 长率带来的是反向的变化，汇率值的变大意味着本币贬值，而这却使货币存量的 增长率降低了，这是与理论不符的结论!理论上看，本币贬值将引致通胀，从而 说明是大大推高了货币存量。经过查阅相关信息资料，笔者发现，汇改以来，人 民币持续升值，但国内宏观经济却一直处于通货膨胀的状态中。有关专家分析， 通胀与升值的并存这一奇怪现象实际上是经济周期的滞后反应，也就是说，中国 早该出现通胀，因为本文选用的是对美元的汇率，而对欧元是不升反贬的。另一 方面，中国外贸出口连年升高，外汇储备不断升高，积存了大量的通胀压力，且 外贸并未因本币升值受到很大的影响，可能相比汇率升

16、值有更重要的因素在推动 着外贸的增长，所有这些因素叠加便出现了本币升值与通胀并发的怪现象，也便出现了本文的回归结果，不过这个变动影响率是很小的，仅为 1%左右，说明了汇 率正向的影响肯定是存在的。本文结论对货币政策的实施具有一定的指导性。央行调控货币存量的方式选 择及其效果性大小在本文所建模型中可见一斑。其中贷款、外储、公开市场操作 具有一定的现实意义，但汇率由于中国的某些特殊情形，其对货币存量的影响尚 不明朗，也是有待进一步关注的一个变量。参考文献：1张浩.我国货币政策传导的信贷渠道J.合作经济与科技，2010(8).2侯英.货币供应量变动与产出波动的实证分析兼论度宽松货币政策的 有效性J.理论界，2010(4).3张鸣.货币供给量作为中介指标探究J.合作经济与科技，2010(7).