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19世紀初，以大衛李嘉圖為首的“金塊論者”是早期外生論的代表。在其后的通貨論爭中，以奧維爾斯頓、英國首相皮爾為首的通貨學派獲得了勝利，他們主張“銀行券的發行決定于黃金數量”，也就是認為貨幣供給是外生的。1844年開始在英國實行的《皮爾條例》，使外生性的貨幣供給理論為多數人所接受。凱恩斯本人也認為貨幣供給是外生的，貨幣數量決定于中央銀行的行動。但堅持外生性貨幣供給最為有力的莫過于貨幣主義者。
根據MVPy的恒等式，貨幣主義者在貨幣流通速度V穩定、真實產出y長期內不受M變動影響的前提下，得出貨幣量(M)決定價格(P)或名義收入(Py)的因果關系。中央銀行應當實行“不變增長率”的貨幣控制規則。因此，他們必須首先從理論上證明貨幣供給是能夠被中央銀行所控制的外生變量。貨幣主義者利用一般所公認的存款與貨幣創造模型Ms=MBm，在統計數據的支持下得出了以下幾個結論：(1)基礎貨幣(MB)與貨幣乘數(m1、m2)相互獨立，互不影響；(2)影響貨幣乘數的各因素在短期內是穩定的，長期而言也常會起反向作用而相互抵消，因而貨幣乘數可看作是常數；(3)基礎貨幣比貨幣乘數對貨幣供給量的影響要大：(4)中央銀行通過公開市場操作等政策工具，不但可以主動增減基礎貨幣量，還可抵消貨幣乘數內某些系數變動的影響。由此，貨幣供給外生。
表面上看，貨幣主義者得出的這些結論可以很好地證明貨幣供給的外生性，但仔細分析可知，這些結論是站不住腳的。考慮中央銀行在公開市場上購入國債以增加基礎貨幣的行為，在基礎貨幣增加的同時，利率下降，貨幣乘數的許多相關系數，如超額準備金率、現金漏損率等都會發生變化，貨幣乘數與基礎貨幣無法完全隔離；再者，影響貨幣乘數的諸多因素中，如超額準備金率、現金漏損率、定期存款與活期存款的比例等都取決于商業銀行和公眾的資產選擇行為，在短期內是經常發生變化的，不可能由中央銀行完全控制；此外，20世紀80年代西方國家央行的貨幣量目標屢屢失準，也說明貨幣供給并非完全由央行決定。
二、早期的內生性貨幣供給理論
內生性貨幣供給的思想可追溯至早期的貨幣名目主義者詹姆斯斯圖亞特。他在1767年出版的《政治經濟學原理的研究》一書中指出，一國經濟活動水平使貨幣供給量與之相適應。這一原理后來被亞當斯密加以繼承，又被銀行學派加以發展。馬克思從勞動價值論出發，認為在金屬貨幣時代是商品和黃金的內在價值決定了商品的價格，從而又同流通的商品量共同決定了社會的“必要貨幣量”，因此也持貨幣供給的內生性觀點。
銀行學派的代表人物圖克和富拉頓認為，通貨(銀行學派的通貨概念已包括了黃金、銀行券、支票存款、匯票和賬簿信用等其他信用形態)數量的增減不是物價變動的原因，而是其結果；通貨的增減不是先行于物價，而是追隨于物價。發行銀行處于被動的地位，既不能任意增加銀行券發行的數量，也不能任意減少。銀行學派區分了貨幣流通的三種情形對此點加以論述。(1)純粹金幣流通情況下，多余的金幣可以通過其貯藏手段的職能加以解決；(2)銀行券和其他信用形態與金幣混合流通時，以貼現放款方式發行的銀行券必因償付貸款而流回。又因各種通貨之間存在代替性，由某種原因引起減少的銀行券會被支票、匯票、賬簿信用甚至相消結算法所代替，所以通貨的數量不能由銀行任意增減；(3)不兌現紙幣流通的情形下，若是紙幣由銀行以票據貼現或短期放款的形式發行，則會象銀行券一樣，隨著貸款的償還而回流；即使是由政府發行，只要為之安排好確實可靠的還流渠道，其發行也不至于過多。
瑞典經濟學家米爾達爾打破了傳統貨幣數量說所堅持的貨幣流通速度穩定的結論，將銀行學派的貨幣供給內生論進一步加以發展，從而把紙幣本位制下M與P(或PY)的單向前因后果重塑為雙向的相互作用。在1939年的《貨幣均衡》一書中指出，“支付手段數量同物價水平之間的頗為復雜的數量關系，決不是可稱為前者決定后者的關系，而寧可說是反其道而行的關系”，“因為支付手段的流通速度，在動態過程中不能被看成是固定不變的”。三、貨幣供給的“新觀點”
“新觀點”這一用語是托賓在1963年首次提出的，它形成于20世紀50年代中期到60年代中期，是相對于傳統的貨幣基數-貨幣乘數分析法而言的。“新觀點”強調商業銀行與其他金融機構的同一性，以及貨幣與其他金融資產的同一性，主張貨幣供給的內生性。對這一理論作出貢獻的主要是英國《拉德克利夫報告》的作者、美國的格雷和肖以及托賓等人。
1959年的英國《拉德克利夫報告》提出的中心論點是，對經濟有真正影響的不僅僅是傳統意義上的貨幣供給，而且是包括這一貨幣供給在內的整個社會的流動性；決定貨幣供給的不僅僅是商業銀行，而且是包括商業銀行和非銀行金融機構在內的整個金融系統；貨幣當局所應控制的應該是包括貨幣供給在內的整個社會的流動性。在這一報告中雖然沒有明確出現“內生貨幣供給”的字眼，但其內生觀點與米爾達爾相一致。
1960年，美國經濟學家格雷和肖在《金融理論中的貨幣》一書中，通過對原始和現代金融市場運行的比較研究，得出兩個支持貨幣供給內生的結論：一是私人經濟主體發行的“初級證券”可以向金融中介機構換取存款單、基金股份等“間接證券”，而這些間接證券在發達金融市場上已有不少種類與通貨同樣起著支付手段的作用；二是當貨幣當局承擔了買進某種私人初級證券的義務(如再貼現)時，初級證券的發行可直接導致法定貨幣的增加。商業銀行在貨幣創造過程中，會受到其他金融機構的競爭，于是貨幣供給不僅決定于商業銀行本身，而且決定于其他金融機構和社會公眾的行為。貨幣統計的口徑越大，貨幣供給的內生性越大。
托賓是當代貨幣供給內生論的最著名代表。他認為，貨幣當局與一般銀行不是可以任意創造貨幣與信用，也不是每新增一筆準備金就得增加一筆或一連串的貸款，一切都得依據成本與收益的比較來決定，其信用創造受其貸款邊際收益與存款邊際成本相等的制約。貨幣同其他金融資產一樣，其供給和需求不僅取決于這種資產本身的價格和收益，且決定于其他所有資產的價格和收益。在托賓看來，若是各經濟主體根據收入、利息率、風險等選擇資產結構的結果是貨幣需求增加，則利率會提高，銀行會千方百計解決準備金問題(如壓縮超額準備、提高定期存款減少活期存款以釋放部分準備金、借款等)，從而以更多的貨幣供給來滿足這一需求；若貨幣需求縮減，銀行就無法強迫公眾接受貨幣供給，多余的貨幣供給會被公眾以還債等方式退回來。因此，貨幣供給與其他金融資產的供給一樣，決定于商品生產和商品流通過程本身，
貨幣供給因受到貨幣需求的制約而內生。
四、后凱恩斯主義者的內生性貨幣供給理論
后凱恩斯貨幣經濟學家的代表人物西德尼溫特勞布和尼古拉斯卡爾多在20世紀70年代提出的內生貨幣理論是從另外一個角度進行論證的，即中央銀行不得不遷就市場的需要而使貨幣有所增加。
溫特勞布認為，商品價格是在勞動成本及勞動成本之上的某種加成決定的。假定勞動生產率隨時間的推移而提高的速度是相對穩定的，如果名義工資率(w)的相對增長率超過平均勞動生產率(A)的提高，物價(P)就會上升，從而社會名義收入(Py)也就增加，貨幣需求隨之增加。如果此時中央銀行拒不增加貨幣供給，就會導致利率上升，投資、真實收入以及就業量就要縮減，以使貨幣需求與供給在低收入水平上被迫相等。這當然是中央銀行，特別是政府當局所不愿看到的。因此，只要貨幣工資在談判桌上外生地決定，貨幣當局就最多只能保證貨幣的充分供給，以消除充分就業和增長的金融障礙。
卡爾多認為，中央銀行的基本職責是作為最后的貸款人，通過貼現窗口，保證金融部門的償付能力。中央銀行為了防止信貸緊縮導致災難性的債務緊縮，貨幣當局除了滿足“交易需求”之外，別無選擇，否則整個金融系統都將面臨流動性不足的困難。該觀點表明，在中央銀行制定和維持的任何既定利率水平上，貨幣供給曲線的彈性都無限大，即貨幣需求創造自己的貨幣供給，供給因此而能滿足經濟對貨幣的需求，貨幣供給曲線呈水平。
80年代末，莫爾又將上述理論進一步推向深化，對金融運行機制變化的影響進行了深入探討。莫爾的理論主要包括以下幾點：
(1)信用貨幣的供給內生。莫爾把貨幣分為三種，商品貨幣、政府貨幣和信用貨幣。商品貨幣是從各種實物演變而來，最后體現在黃金上的貨幣；政府貨幣是由政府發行債券而沉淀在流通中的貨幣，這兩種貨幣都是外生的；信用貨幣是商業銀行發行的各種流通和存款憑證，它們形成于商業銀行的貸款發放，而這又取決于公眾對貸款的需求和貸款的期限，因而信用貨幣的供給并不脫離于其需求，具有內生性。
(2)基礎貨幣內生。中央銀行買賣有價證券的對象是追求利潤最大化的商業銀行，它們通常已經將其資產用于有價證券或者商業貸款，一般不會有閑置的資金參與公開市場買賣。商業貸款在發放之前就有規定的償還日期，企業的生產周期也限制它們提前還貸，因此商業銀行很難提前收回貸款。商業銀行是否出售手頭持有的有價證券也取決于其自身的成本收益比較，只有政府證券的價格降低到一定程度從而使其收益率超過、或至少是相當于商業銀行現有的有價證券，才會吸引商業銀行購買，而這時利率之高又是政府所不能承擔的。所以，中央銀行不能順利地通過公開市場操作決定基礎貨幣量。在再貼現的運用上，中央銀行完全處于被動的地位，提高再貼現率雖可遏制商業銀行的貸款需求，但它卻不能阻止商業銀行向貼現窗口尋求基礎貨幣的補充。中央銀行從理論上講，擁有拒絕提供貼現的權力，但這種拒絕不僅會形成沉重的政治壓力，甚至可能危及銀行系統的流動性。
(3)負債管理使基礎貨幣自給。莫爾指出，60年代開始的金融創新，使商業銀行可以直接在金融市場上籌集資金，而無需等待中央銀行的基礎貨幣注入。商業銀行已由原來的資產管理轉向負債管理，其主要資金來源已由原來的吸引存款為主轉變為直接在金融市場上發行融資工具，歐洲美元市場的發展更加方便了商業銀行從國際市場上籌集所需的資金。由于一家企業往往與多家銀行建立業務關系，這樣，處于激烈競爭環境下的商業銀行，為保持與客戶的穩定關系，只能隨時發行可上市的存款憑證來滿足企業的貨幣需求。由于所有可上市的金融工具幾乎都不受中央銀行直接控制，這就使商業銀行比以往任何時候都不依賴中央銀行。
(4)銀行角色轉換傳導的內生性。莫爾把金融市場分成批發市場和零售市場，前者是商業銀行籌集資金的市場，后者是商業銀行發放貸款的市場。在批發市場上，商業銀行是貸款條件的接受者和貸款數量的決定者，而在零售市場上，商業銀行則是貸款條件的決定者和貸款數量的接受者。這就是說，公眾在零售市場上對于資金的需求將通過商業銀行直接傳導至包括中央銀行在內的批發市場予以滿足，貨幣供給因而由貨幣需求決定。
此外，莫爾還否定貨幣乘數的意義，認為它不能解釋創造貨幣過程中的因素及其創造的過程，以往的貨幣供給等于基礎貨幣乘以乘數的等式僅僅是對現象的描述，而不是對現象的解釋。政府無法控制信用貨幣的供給。
五、對內生性貨幣供給理論的評價
從以上對貨幣供給內生論的介紹可以看出，它在對非銀行金融機構及其金融資產的作用、中央銀行對政治壓力的屈從、商業銀行對負債管理的重要性方面的強調有過頭之嫌，但它畢竟對傳統的貨幣經濟理論作出了很大貢獻。
在貨幣控制上，不管是凱恩斯主義逆風向而動的相機抉擇，還是貨幣主義不變增長率的固定規則，甚至理性預期學派的貨幣政策無效論，都以貨幣供給的外生性作為其理論前提。但是，從20世紀60年代興起的金融創新浪潮，使得傳統的貨幣定義日益模糊，除商業銀行以外的其他金融機構在信用創造過程中發揮著越來越大的作用。這樣，就使建立在傳統外生性貨幣供給理論之上的貨幣控制的效果大打折扣。貨幣供給的內生論無疑使我們對此類問題的觀察有了一個新的視角。它使得貨幣當局在制定和實施貨幣政策時，要注意對公眾貨幣需求的預測，研究影響貨幣乘數變動的因素。為提高貨幣政策的效果和精準度，中央銀行還應采取措施合理引導公眾預期，使之朝著合乎政策當局意愿的方向發展。中央銀行也不應僅僅是對商業銀行和貨幣供應量的控制，而要注意對包括商業銀行在內的整個金融體系所創造的信用規模的控制。
我國過去在信貸規模控制下存在的“倒逼機制”以及1994年由于外匯儲備規模急劇膨脹而導致的貨幣供給量激增都是內生性的表現形式。筆者曾撰文對我國貨幣供給的內生性進行了實證檢驗，結果表明我國中央銀行對貨幣供給的控制要受制于經濟增長、外貿等因素的變動。隨著我國經濟貨幣化程度的不斷提高，非銀行金融機構的發展、金融資產種類的增多以及貨幣需求的變動都會加劇貨幣供給的內生性，在世界經濟一體化加劇的經濟條件下，外部經濟環境的變動對貨幣供給的影響將更為明顯。這是中央銀行在實施貨幣政策時所必須認真對待的。
【參考文獻】
1.陳觀烈著,《貨幣金融世界經濟》，復旦大學出版社，2000年版
2.胡海鷗著,《中國貨幣供給機制轉軌機制研究》，復旦大學出版社，1998年版
二、模型及其改進
（一）Sidrauski模型。Sidrauski（1967）最先在一個明確的Ramsey最優化框架中建立了貨幣增長模型。假設一個無限期界的家庭通過解決跨時最優化問題來最大化家庭成員的福利，實際財富以資本和實際貨幣余額兩種形式持有。將貨幣與商品一起引入家庭的效用函數，效用函數形式為ut（ct，mt）。一個家庭通過解決跨時最大化問題來最大化其效用函數，因每一時刻經濟主體的行為由存量約束與流量約束控制。（1）式為存量約束：要求人均財富總量at等于人均資本存量kt與人均實際貨幣余額mt；（2）式流量約束：
要求人均財富增量at.等于人均產出f（kt）與人均政府轉移支出vt之和減去人均實際貨幣余額耗損（πt-n）mt、人均資本耗損（δ＋n）kt和人均消費ct。其中δ代表資本的折舊率，n代表人口自然增長率，其中πt代表預期的通貨膨脹率。因此，其現值Hamilton函數為：H＝e-δ·t｛u（ct，mt）＋λt［f（kt）+vt-（πt+n）mt-（δ＋n）kt-ct-at.］+qt［at-kt-mt］｝（3）通過求解Hamilton函數，得到：f′（k*）=δ＋n（4）
Sidrauski認為，在長期中貨幣增長率的上升會完全導致價格變動，將減少實際余額存量但并不影響穩定的消費狀態，所以資本存量獨立于貨幣增長率，人均均衡資本存量使資本邊際產品等于既定資本的折舊率與人口自然增長率之和。
（二）改進。只要對Sidrauski模型稍加修改，即可改變貨幣中性的性質。其中最主要的方法是將貨幣作為一種生產要素引入生產函數。龔六堂（2000）假設生產函數形式為貨幣中性不再成立，人均實際貨幣余額增加會提高均衡狀態時的人均資本存量，促進經濟增長。
修正后的Sidrauski模型在貨幣效用函數的基礎上，把貨幣因素也引入了生產函數，使貨幣對經濟的影響能夠充分地反映到消費和生產中，從而能更準確地分析貨幣因素對整個經濟的影響。至于該模型能否較好的解釋中國的貨幣供給與經濟增長的關系，還有待于實證的檢驗。
三、數據描述和實證分析
（一）數據描述及處理。本文選取1978～2008年的年度數據進行分析，其中貨幣供給量以M2表示，經濟增長以GDP表示。用商品零售物價指數平減M2與GDP，再除以人口總數（以當年年末數計），得到人均實際M2余額和人均實際GDP，分別用RM2和RGDP表示。對RM2，RGDP取自然對數，分別記為LRM2，LRGDP。
（二）實證分析
1、時間序列的平穩性分析。若兩個時間序列都是非平穩的，那么即使它們之間不存在任何相關性，當樣本容量增大時，以一個時間序列對另一個時間序列的__歸”問題。因此，在對時序數據分析之前，首先應檢驗各時間序列是否是平穩的。本文運用Eviews軟件對序列進行PP檢驗，可知LRM2，LRGDP~I（1）。由于LRM2與LRGDP為同階單整，可進行協整分析。
2、協整檢驗與誤差修正模型
（1）協整檢驗。對序列進行Johansen協整檢驗，來判斷二者是否存在協整關系。（表1）由表1可知，LRM2，LRGDP在5%的顯著性水平下存在一個協整關系，協整方程如下：
LRGDP=2.0588+0.7123LRM2+［AR（1）=0.8171］
t=（4.5948）（13.1192）（10.6048）
R2＝0.9977S.E.＝0.04，
DW＝1.7357F＝5803.455
從長期看，我國1978年以來的國內生產總值與貨幣供給具有穩定的關系，且國內生產總值對貨幣供給的彈性為0.7123，即人均實際M2余額每增加1個百分點，人均實際GDP將增加0.7123個百分點。
（2）誤差修正模型。誤差修正模型可以用來分析短期波動中貨幣供給對經濟增長的影響，利用Eviews軟件，可得到LRGDP受LRM2影響的短期波動誤差修正模型為：
LRGDP=1.4067+0.2305LRM2-
0.4844ECM（-1）+［AR（1）=0.8424］
t=（2.8047）（2.
8768）（-2.6828）（5.0160）
R2＝0.5904S.E.＝0.0297
DW＝1.3725F＝12.0138
從短期看，貨幣供給的變動對國內生產總值的變動有正向的促進作用，即人均實際M2余額增長率每增加1%，人均實際GDP的增長率將增加0.2305%。誤差修正項系數為負，表明國內生產總值與貨幣供給具有的長期均衡關系使得短期內國內生產總值的非均衡狀態逐漸向長期均衡狀態趨近。
3、向量自回歸（VAR）模型。LRM2，LRGDP的一階差分為LRM2，LRGDP，可以理解為人均實際M2余額增長率與人均實際GDP增長率，且LRM2與LRGDP均為I（0）過程。本文將選取LRM2與LRGDP建立VAR模型，同時將前面分析得出的誤差修正項ECM引入模型。根據LR檢驗統計量，確定VAR的滯后階數p=1，得到VAR（1）的估計結果，見表2。（表2）從模型的整體檢驗結果來看，該VAR（1）模型是有效的。
4、脈沖響應分析。用上面的VAR（1）模型進行脈沖響應分析，即計算一個單位的LRM2沖擊對LRGDP和其自身的影響，脈沖響應曲線如圖1。（圖1）分析可知，貨幣供給增長率對其自身的一個沖擊立刻有較強反應，增加了約4.9%，到第4年處于低谷（-0.4%），一直到第7年才回到原來的水平，然后保持平穩。這表明，貨幣供給增長率具有調節機制，它的變動會促使央行采取相應的貨幣政策，從而把貨幣供給拉回到經濟均衡狀態時的水平；另一方面經濟增長率對貨幣供給增長率的沖擊開始具有正影響，在第2年達到高峰（1.2%），然后逐漸下降，至第9年處于低谷（-0.09%），接著逐漸上升，到第13年后回到原來的水平。這表明，貨幣供給增長率的增加會在短期內加快經濟增長的速度，但是從長期來看，貨幣供給增長率對經濟增長率的影響是有限的，并且隨著時間的推移，這種影響會逐漸減小。
四、結論
（一）我國貨幣供給與經濟增長之間存在著長期均衡關系。在我國經濟社會發展的現階段，貨幣是非中性的：實際貨幣供給的增加會促進經濟增長。
（二）從短期來看，實際貨幣供給的變動對國內生產總值的變動有正向的促進作用，而且誤差修正機制表明貨幣供給與經濟增長之間的長期均衡關系使得短期內國內生產總值的非均衡狀態逐漸向長期均衡狀態趨近。
（三）貨幣供給增長率與經濟增長率之間存在如下作用機制：短期內貨幣供給增長率的增加會加快經濟增長的速度。但是從長期來看過多過快地增加貨幣供給，對實際產出的影響并不大，甚至是微不足道的。這說明雖然在我國貨幣具有內生性，但經濟增長的最終動力卻來源于技術進步與制度變遷等非貨幣因素。這就要求我們在準確運用貨幣政策調控宏觀經濟的同時，把主要精力放在技術創新、制度改革等方面，更好地促進國民經濟發展。
主要參考文獻：
[1]龔六堂.高級宏觀經濟學[M].武漢大學出版社，2005.
[2]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模：Eviews應用及實例[M].清華大學出版社，2006.
目前，國內外的經濟形式仍不容樂觀。自從2008年的金融危機后，全球經濟受到重創，時至今日，經濟雖然有所恢復，但是仍處于低迷狀態。就我國而言，當時為了應對經濟過度下滑，我國政府采取4萬億的經濟刺激政策，在當時確實起到了刺激經濟保持增長的目標，但給我們現在的經濟中下了苦果。實體經濟的低迷、通貨膨脹壓力、就業壓力在危機之后的今天還是不可阻擋的降臨。因此，本文將著手研究經濟增長與通貨膨脹的關系，著力把握經濟增長與通貨膨脹的均衡，為促進經濟穩健增長提供可靠依據。
一、通貨膨脹與經濟增長的關系
通貨膨脹是宏觀經濟調控的重要目標之一，是衡量經濟發展是否穩健的重要指標。然而，學術界對于通貨膨脹的定義仍然沒有統一的概念。普遍接受的說法是：由于流通中的貨幣供應量超過經濟的實際需求，引起整體物價水平上漲同時導致貨幣貶值。Gregorio認為，通貨膨脹與經濟增長顯著負相關。胡仕明、黃國石認為，通貨膨脹與經濟增長之間存在雙值映射關系，他們對數量關系進行最小二乘法回歸，相關系數顯著性明顯比單值映射提高。由于經濟周期的影響，相同的經濟增長率可能對應較高的通貨膨脹，也可能對應較低的，決定因素在于經濟增長處于什么階段。鄭雨、李新波認為，二者之間存在著同趨勢的三次回歸非線性關系。由格蘭杰因果關系檢驗得出經濟增長同通貨膨脹之間存在著雙向因果關系，而且，通貨膨脹具有滯后效應。黃憲慧、韓海波認為，二者之間存在負相關的效應，主要是通過改變居民儲蓄行為、消費行為，增加經營成本、經營風險，改變收入分配機制等實現。劉金全、謝衛東認為，經濟增長和通貨膨脹會受到實際經濟與名義經濟之間存在內在聯系的影響。視經濟環境的不同，適度的通貨膨脹可能會推動經濟增長，而有時適度的低通脹有助于經濟發展。[6]
總之，之前對通貨膨脹的研究主要集中在形成原因、影響以及與經濟增長的關系這些方面研究的。由于研究方法的不同和樣本選取的差異，以及相關變量的不同，和通貨膨脹各種因素的影響，所以沒有一致的相關結論。
二、我國通貨膨脹與經濟增長的實際關系
通貨膨脹是一種復雜的經濟現象，它不是簡單的由于貨幣供應過剩而導致物價普遍上漲，這只是其中的影響因素之一。以下這些因素會對通貨膨脹產生影響：宏觀經濟增長（GDP）、廣義貨幣供給量（M2）、工業品出場價格（PPI）、人民幣匯率（RMB）、居民對通脹預期（IE），重大事件以及嚴重自然災害等。就我國2014年度經濟數據顯示，2014年國內生產總值的同比增長7.4%，CPI同比增長12.1%；而2015年第一季度國內生產總值為140，667.2億，增速為7%，CPI上漲幅度約為1.2%，CPI同比增長約為11%。與2014年第一季度相比，2015年第一季度國內生產總值增長5.8%，CPI指數下降1.1個百分點。根據數據顯示，通貨膨脹與經濟增長的關系明顯不符合通貨膨脹隨經濟增長而增加、隨經濟下降而降低。2015年底一季度的同比經濟增長5.1%，而CPI卻同比下降1.1%。
本論文可以根據統計年鑒數據，以居民消費價格指數、宏觀經濟增長、廣義貨幣供給量、工業品出場價格這四個指標作為內生變量建立VAR模型分析通貨膨脹與經濟增長的關系。分析可以得出以下四點結論：
（一）通貨膨脹與經濟增長的關系
首先，適度的通貨膨脹對經濟增長具有一定的促進作用，通貨膨脹率過高時對經濟就會產生阻礙作用。其次，持續的經濟增長會因慣性作用引起通貨膨脹增加。
（二）通貨膨脹對自身變動的反應
通貨膨脹對其自身的誤差變動敏感性強。這主要是因為，多種復雜因素都會影響到通貨膨脹，其自身的不確定性較強；商品價格的波動在一定程度上會受到上年期末價格的影響，從而考慮通貨膨脹率的波動因素時，也應考慮上年價格的影響。
（三）中間產品的價格上浮會對通貨膨脹產生一定的壓力
由于宏觀經濟測算GDP與CPI都是對最終產品的價格為基礎的，而當中間產品價格普遍上漲過快，這必然使最終產品的價格上漲，進而形成新的通貨膨脹壓力。
（四）貨幣供給量的增加對通貨膨脹的影響，然而這種影響并不十分顯著
貨幣供應量的增加會增加流通中的貨幣，而實體經濟價值并不增加，從這種角度看，貨幣供給會增加通貨膨脹。然而，由于經濟市場化的發展，貨幣化水平的不斷提高使得貨幣流通速度明顯下降，同時增加的貨幣供給量會被經濟擴大而消化，從而不會引起通貨膨脹。
三、政策建議
結合我國的實際國情，為了防止過度通貨膨脹，保證經濟的持續增長，本文分析提出以下三點建議：
（一）介于中間產品價格上漲對通貨膨脹的壓力，監測部門應加強對中間產品價格的檢測，尤其是價格上漲對最終產品價格的影響機制，防止各種囤積炒價的現象，促使各種資源得到合理配置，充分實現市場分配機制。
（二）加強最終產品價格監測機制，增強對可能造成價格不合理上漲因素的控制能力，與此同時，合理調整監測價格的內容，尤其是對石油、天然氣、煤炭等重要的資源性商品以及糧食，肉類，汽車、房屋等關切民生的產品的監測比例適時合理地加以調整。
（三）適度合理地進行貨幣政策調控。由于貨幣政策可以在經濟繁榮時促進經濟更加繁榮，而當經濟蕭條時，錯誤的貨幣政策會使經濟陷入更加艱難的境地，所以在投放貨幣供給量時，要避免形成流動性過剩，防止股價與房地產的波動。在與財政政策相配合實施的同時適當控制貨幣供應，使貨幣的流通量與實體經濟的需求量相一致。
參考文獻
[1]魏學輝.李峰中國通貨膨脹、消費水平與經濟增長關系實證研究[期刊論文]-未來與發展，2011（4）.
[2]李躍輝.彭嘉瑩基于VAR―VEC模型的物價指數關系研究[期刊論文]-統計與決策，2012（15）.
中國人民銀行1984年開始行使央行職能，而此前人行也像商業銀行一樣辦理工商企業貸款業務。所以，我們這三位首屆金融學博士生正趕上中國金融改革在體制和政策上的風云變幻年代。此前的貨幣供給理論以黃達先生的銀行資產業務創造信用創造貨幣為代表性理論，而到中國人民銀行成為行使央行職能的調控型機構后，貨幣供給理論也開始嘗試用西方的央行控制基礎貨幣、貨幣乘數影響貨幣存量、央行政策工具調控貨幣乘數這一套東西來說明和解釋中國的貨幣供給實踐，周慕冰的博士論文《經濟運行中的貨幣供給機制》就是用現代貨幣理論觀點解釋貨幣供給機制問題的開山之作。
盛松成的新著《供給》是在他于1993年出版的《現代貨幣供給理論與實踐》的基礎上，總結了二十多年來國內外央行貨幣政策操作實踐的新問題新經驗之后，推出的又一部力作。盛本人認為該書對中國的貨幣供給理論研究和貨幣政策實踐具有以下意義：（1）研究貨幣供給過程對貨幣政策操作具有重要意義；（2）研究數量型調控方式在我國未來較長時期中仍具有重要意義；（3）一般意義上的價格型調控仍會涉及貨幣供給；（4）研究貨幣供給過程是中央銀行調控的需要。從以上四點自我評價看，盛松成本人更重視的是《供給》一書的實踐參考價值。但我認為該書的理論意義，即在貨幣供給理論總結方面的里程碑貢獻也不容忽視。
一、理論模型及分析
定義式Y＝C＋I＋G +NX ????① 其中
Y: GDP（含G）;
C: 最后消費;
I： 資本形成;
G： 政府購買，即為財政支出
NX:產品和服務凈出口額
消費函數:C=a+bY，
投資函數:I=e-dr
凈出口函數:NX=f-mY-nr
數據采用1978年到2007年數據，采用eviews5.0軟件進行分析.
（一）中國的消費函數
基本模型C=a+bY，通過對歷年消費和GDP進行回歸分析得出消費
C= 3170.97+ 0.51*Y（XF為消費）
（3.173）（49.00）
決定系數 =0.9884，說明信賴度較高， =0.9880，T檢驗能夠很好的通過.該方程較理想。
（二）中國的投資函數
基本模型為I＝e-dr????②
利用EVIEWS估計得出
I = 57790.78- 5424.43r*r
（5.61）
（-3.47）
利息率r的系數為負數，t檢驗值也能夠通過，但是可決定系數R2=0.28太低，所以該式為理論式。
考慮到當前投資還受前期投資的影響，所以加入滯后期I（-1）估計得到
I = -2846.64 + 354.23*r + 1.20*I(-1) ????⑴
（-2.44）（2.51） （71.7）
=0.996雖然可決定系數，R2的值提高了，但是t檢驗值降低了，并且利率的系數變成了正，與理論不符合。
考慮到政府主導我國經濟，加入政府購買G，得到下式
I = -3519.26 + 414.60*r + 1.097*I(-1) + 0.27*G ????⑵
（-2.56） 2.67） （10.10） （0.93）
=0.997
雖然可決定系數R2的值提高了， t檢驗值都不能完全通過，而且利率的系數變成了正，與理論不符合。在這種情況下，優先考慮理論式，所以我們采納(2)。
（三）中國的凈出口函數
基本模型為NX = f – mY – nr
估計出方程為
NX= -3234.63 + 203.32*r + 0.071*Y ????③
（-2.16） （1.11） （0.007）
=0.779
雖然決定系數比較高，但是t值相當低，利率和凈出口成正比了和實際不和。通不過檢驗，考慮政府支出G，得
X = 812.94 - 250.72*r + 0.43*Y - 2.61*G ????(3)
（0.76） （-1.96） （8.40）（-7.02）
=0.93得出的結果基本上能夠通過．但這個式子和上述③同樣Y的系數與理論不同成正值．對于進口G也給予著很大地影響．可是，決定性缺陷是Y中包含著G，在統計上有系列相關的矛盾的方法。關于凈出口函數，采納③ 。
（四）中國的貨幣供求均衡式
基本模型為M/P＝kY－hr
M = 2941.96 - 2447.44*r + 1.54*Y
（0.43） （-2.96） （41.51）
=0.99
上式是比較理想的貨幣供求均衡式。
因此根據定義Y＝C＋I＋g +NX 得到IS曲線:5675.15r=46695.25-0.06Y，即Y=(-5675.15/0.06)*r+46695.25/0.06
LM曲線:2447.44r=1.54Y-18229.88 ，即Y=(2447.44/1.54)*r+18229.88/1.54
一、 電子貨幣的特點
（一）電子貨幣的便捷性
到目前為止，貨幣在發展過程中經歷了三個階段：商品交換、金屬鑄造的錢幣、紙質貨幣和電子貨幣。在人類發展的初期，人們通過以物易物來完成交易。隨著人類的發展，形式復雜繁瑣的以物易物難以滿足人類逐漸擴大的交易需求，于是人們將某一固定物品充當一般等價物，隨后出現了體積小、易攜帶的金屬貨幣，但當交易數額偏大時，金屬貨幣的重量過大而使交易難以完成。而紙幣的產生使交易更加便捷，人們賦予紙幣不同的面額以解決難以攜帶的問題，但紙幣的面額有限，所以對于許多數額較大的交易，紙幣仍難以應對。
隨著互聯網的出現和普及，電子貨幣開始步入人們的視野。電子貨幣不同于傳統的貨幣形式，電子貨幣不以實物形式存在而是虛擬的電子信息，相較于傳統的紙質貨幣，其占用空間極小，甚至可以忽略。在交易時，使用傳統貨幣不僅不便于攜帶，而且對于貨幣數量統計花費時間較長。電子貨幣不同于傳統貨幣，可以通過計算機和互聯網完成，與傳統貨幣相比，其便捷性有很大提升，可以極大地節省時間，提高交易效率。
（二）電子貨幣的使用范圍問題
由于電子貨幣通過互聯網進行支付，使得交易不像傳統貨幣，需面對面完成，而可以在極遠的距離完成，這一方面極大地節省了人力物力以及時間成本，極大地提升了貨幣流通的效率。但另一方面，因為電子貨幣都是由商業銀行和企業發行的，加之在我國法律中，電子貨幣本身不屬于法定貨幣，不具備法律效應，所以如今我國電子貨幣的使用范圍尚存在一些問題和不便性。各電子貨幣發行者可能不承認其他發行者發行的電子貨幣，不提供其他電子貨幣的兌換服務，這使得電子貨幣在各發行者之間的流通存在障礙，使得交易不便進行。比如Q幣，一旦充值兌換Q幣，發行者就不提供回兌服務，只能轉賬或者用于支付。而反觀現在支付寶流行的原因，主要便是因為支付寶在絕大多數網站如淘寶、天貓都可以支付，同時支持回兌，其使用范圍遠超其他支付軟件。因此不難發現，電子貨幣的使用范圍極廣，但若發行者不承認其他發行者的電子貨幣，亦會使得電子貨幣的使用范圍受到限制，貨幣難以周轉。要進一步提高電子貨幣的流通效率和便捷性，重點在于使電子貨幣的得到其他企業的承認，擴大電子貨幣使用范圍。
（三）電子貨幣的風險性
對于電子貨幣發行者來說，因為電子貨幣是虛擬的電子數據，若電子貨幣發行存在技術漏洞，黑客可能利用技術漏洞，攻擊系統，修改電子數據直接盜取電子貨幣，并回兌成紙質貨幣，造成難以彌補的財產損失。對于電子貨幣持有者來說，電子貨幣的使用仍存在風險。如當今流行的網購，用戶需注冊賬號以進行購買，因此有技術手段的人可以通過詐騙和盜號等手段盜取他人財產。如惡意網站偽裝成某常用網站的登錄界面，要求用戶輸入賬號密碼，并將輸入的賬號密碼發送至盜號者。還有黑客使用木馬病毒，遠程操控他人電腦，盜取賬號密碼。網絡詐騙手段層出不窮，而一般的消費者往往對電子技術知之甚少，對于詐騙和盜號等往往缺乏了解和防范，這使得電子貨幣相較于傳統貨幣，被盜的風險更加難以控制。而對于網購本身而言，仍然有造成經濟損失的風險。如商家發貨缺斤短兩、以次充好，甚至賣假貨。這是因為電子貨幣通過互聯網使用，買家與賣家并不是在現實中進行交易，買家也不能對商品優劣進行鑒定，這使得以次充好的商家有機可乘。而就算商家同意退貨或者換貨，亦費時費力，對消費者造成時間成本的損失。而電子貨幣具有極強的流動性，這決定了電子貨幣必然是合適的洗錢中介。不法分子可以通過電子貨幣的虛擬性、隱蔽性，將非法途徑獲得的資金兌換成電子貨幣，再回兌為紙質貨幣，以達到洗錢的目的。利用電子貨幣洗錢，使得洗錢更加難以偵查，為不法分子洗錢提供了可乘之機，增加了反洗錢的監管難度。
二 電子貨幣的影響
（一）電子貨幣對貨幣供給的影響
電子貨幣不由中央銀行發行，但可以替代通貨，這改變了中央銀行壟斷通貨發行的格局。而如今用于小額支付的現金完全可以由電子貨幣替代，而大額支付通常需使用銀行卡和支票等工具，因此電子貨幣主要會取代一部分流通中的現金，使得人們對現金的需求量減少。假設某人向商業銀行購買了一單位的電子貨幣，則流通中現金減少了一單位，商業銀行持有現金增加一單位，這個過程可以看作此人將現金存入商業銀行。而電子貨幣是存款憑證，商業銀行為了獲得收益會將這一單位現金存入中央銀行。因此，電子貨幣的使用會使得商業銀行在中央銀行的存款儲備金增加。同時，隨著人們通過電子貨幣更多地替代傳統貨幣，電子貨幣的總量會不斷上升，而傳統貨幣的創造過程則會減緩或停止，因此商業銀行的傳統貨幣存款量相應減少，這會使得存款準備金量減少。而若中央銀行不對商業銀行的電子貨幣存款提取存款準備金，則隨著人們不斷購買電子貨幣，商業銀行可以把持有的現金更多地借貸出去，這無疑會使貨幣乘數變大，使得貨幣供給量上升。
（二）電子貨幣對貨幣政策的影響
隨著電子貨幣的進一步發展，在將來若電子貨幣的使用比例大幅度上升，這會導致中央銀行負債減少，而削弱中央銀行公開市場業務操作的能力。因此，中央銀行需要其他通過公開市場操作來調控短期利率的方法，如發行購買政府債券的帶息票據或對商業銀行發行的電子貨幣提取存款準備金。根據前文的分析，電子貨幣亦會使得存款準備金減少。而事實上，對于銀行的存款提取準備金可以看作對銀行征收稅款，這使得銀行與其他中介機構相比，競爭力會有所下降，而法定準備金也無法為儲戶提供完全的保障。因此，中央銀行為確保商業銀行的競爭力，應當適當地降低法定準備金率。另一方面，電子貨幣取代通貨會使得中央銀行發行的貨幣量減少，這會使得中央銀行的鑄幣稅收入下降。這使得中央銀行的重要收入來源受到影響，因為鑄幣稅減少而缺失的收入依賴于政府提供，從而削弱了中央銀行的獨立性。
三、電子貨幣的風險防范
首先，電子貨幣發行機構通常不會儲備與電子貨幣相同數量的傳統貨幣用于贖回，因此，若發行機構陷入財務危機或破產，沒有充足的傳統貨幣準備，將會導致無法贖回電子貨幣，造成支付危機。對此，中央銀行有必要對商業銀行的電子貨幣提取一定的準備金，用來保障商業銀行對電子貨幣的贖回能力，或者采用保險制度，為電子貨幣持有者的電子貨幣提供一定限額的擔保。
其次，電子貨幣由于其依托信息技術和互聯網而流通，容易受到黑客病毒和網絡詐騙等犯罪活動的影響，電子貨幣持有者容易受到網絡虛假信息的欺騙。另外，其強大的流動性、隱蔽性，也為洗錢活動提供了可乘之機。因此，其發行機構需加強系統漏洞的檢查和排除，同時需要相關的法律法規來確認電子貨幣發行機構反洗錢的義務和責任，發行機構亦可通過賬號實名注冊等手段增強電子貨幣的真實性，讓洗錢贓款來源有處可尋。
最后，對于個人來說，更需要提高鑒別能力和防范意識，鑒別黑客制作的惡意網站，防止密碼泄露，及時更新病毒庫，謹防木馬病毒，防止電腦內的賬戶數據泄露，并應選擇具有良好信譽的電子貨幣發行機構。
參考文獻：
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1、前言
伴隨著全球資本市場規模的不斷擴大，資本市場對國內經濟、國際經濟的影響力迅速上升，特別是2008年美國次貸危機引發的全球經融危機爆發之后，資本市場受到不小的沖擊，各國紛紛采取貨幣政策以減少此次危機帶來的損害。在這個背景下，貨幣政策與資本市場的關系成為當前貨幣理論研究中的熱點。
美國應用經濟學家Goodhart將資產價格用作制定貨幣政策的思想，研究發現貨幣供應量與股票價格之間沒有影響。Prinkel和Keran應用回歸分析方法研究結果表明貨幣供應量的變化與股票價格變化之間存在正向關系。Berkman和Lynge研究發現貨幣供應量變化與股票價格變化之間存在逆向變化的關系。Pearce和Roley在研究貨幣供應量與股票價格關系時，發現沒預期到的貨幣供應量變化與股票價格變化之間成反比。Hardouvelis研究發現貨幣供應變化與資產價格之間存在明顯的逆向變化關系。Lastrapes研究發現在貨幣中性的條件下，貨幣供給量的突然變化與股票價格短期變化之間存在正向關系。
我國學者對中國貨幣數量與股票價格之間的關系也已作了大量的研究。錢小安發現滬指、深指與M0同向變化、與M1無關、M2反向變化。孫華妤和馬躍的研究結果表明所有的貨幣供應量對股市都沒有影響。易綱和王召指出，在短期、中短期和中長期，沒有預料到的貨幣供給增加，使股票價格上升；而在長期，沒有預料到的貨幣供給增加，不影響股票價格，貨幣中性。周英章和孫崎嶇認為股票價格對M1影響最大，對M0影響次之，對M2影響最小。王召和易綱在《貨幣政策與金融資產價格》一文中指出：若投資于高科技或規模經濟所帶來的勞動生產率提高，那么擴張貨幣政策的結果是股市價格的上升和商品物價水平的下降。這些研究主要側重于對貨幣供應量與股票價格之間的關系進行實證研究。
我們發現上述研究存在一定的局限性，主要有：(1)或許是受期限較短的約束，這些研究大多忽視了1998年中國貨幣政策體制性變革因素可能對研究結論的影響。(2)有些研究僅從金融變量與宏觀經濟的相關性入手來進行實證檢驗，由相關性高低來確認貨幣供應量與股票價格之間關系，這是不夠的。(3)有些研究不大關注計量檢驗的前提條件，選取數據較為粗略。
本文應用1993年到2009年的經濟金融月度數據，主要應用動態式的計量檢驗方法對M1和M2及其變化與股票價格的關系進行實證檢驗和理論分析，以確定二者之間的關系。
2、樣本和變量的選擇及模型設定
2.1樣本數據選擇
本文選取1993年-2009年的上證指數的月度數據、流通中的現金(M0)月末余額、狹義貨幣(M1)月末余額和廣義貨幣余額(M2)月末余額進行實證分析。數據主要來源于國家統計局、中國人民銀行統計月報、中經網統計數據庫、部分年份統計年鑒和相關處理數據。
2.2變量的選擇
本文在選取宏觀經濟變量時，考慮了2個條件：(1)數據的可得性；(2)數據的代表性。本研究選取了上證指數月度值、流通中的現金(M0)月末余額、狹義貨幣(M1)月末余額、廣義貨幣余額(M2)月末余額和貨幣數量余額的增減變化率共5個指標為模型分析變量。
2.3模型設定
(1)本論文在研究M0、M1、M2與股票價格之間協整關系的分析時，主要運用的是股票指數回歸殘差序列的ADF檢驗，來判斷協整關系。
(2)本論文在研究M0、M1、M2與股票價格之間Granger因果檢驗，本文按照上述數據資料，對股票價格與M0、M1、M2分別進行Granger檢驗。目的是關注M0、M1、M2的變化與股票價格變化之間是否存在影響關系。
(3)本論文在研究新增貨幣量增減方向與股票價格關系和貨幣增速與股票價格關系時，主要運用統計分析中的相關系數和計量模型回歸進行研究的。本文的主要結論也是出于此部分的分析。
2.4研究思路和方法
本論文就是基于這種想法，大體思路如下：
(1)分析M0、M1、M2與股票價格之間協整關系，目的是探索它們之間在長期是否存在一定的均衡關系，從而證實本文研究的必要性；
(2)在上述分析的基礎上，研究分析M0、M1、M2與股票價格之間因果關系，目的是檢驗他們之間的短期動態關系，為下文的研究提供依據；
(3)研究分析新增貨幣量增減方向與股票價格關系，目的是為中央銀行的貨幣政策制訂及實施和投資者的投資決策的完善提供一個前瞻性的預測分析參考。
本論文將采取數學模型分析與理論分析相結合的方法，分析股票價格與中國貨幣供應量之間的關系。
3、實證分析
3.1， M0、M1、M2與股票價格之間協整關系的分析
我們應用Eviews軟件對股票價格與M0、M1、M2之間協整關系進行檢驗結果，結果發現SP與M0、M1、M2之間存在協整關系(見表1)，
而且按照下文的Granger因果分析，我們認為是SP的變化對貨幣供應量存在長期的影響。
3.2 M0、M1、M2與股票價格之間Granger因果檢驗
在確認了貨幣供給量和股票價格的平穩性和協整關系后，我們對M0、M1、M2與股票價格之間的關系進行Granger因果檢驗，結果發現，M0、M1、M2不是SP的Granger原因，而SP卻是M0、M1、M2的Granger原因(見表2)。這意味著M0、M1和M2并不能引起股票價格的變化，但是股票價格對M0、M1、M2有一定影響。這說明在中國應用貨幣供應量的信息是不能提高對股市的預測能力的。
3.3新增貨幣量增減方向和股票價格關系
按照前文的分析結果，M0、M1和M2并不能引起股票價格的變化。那股票價格和貨幣供給量還有沒有深層次的關系呢？本文研究結果見圖1、圖2、圖3。從圖1、圖2、圖3可以看出，在中國新增M1的增減方向與股指的漲跌方向基本同步而M0和M2卻沒有這種結果。若某年新增M1是增加的，那么該年上證指數是上漲的；
若某年新增M1是下降的，那么該年上證指數是下跌的，這也與它們之間的相關系數為正而且達到0.4相互印證。這為我們預測股市的走向提供了一個很有意義的方法，提高了投資者對股市大勢走向的判斷能力，但是這只是我們的統計分析描述。
3.4 M2-M1增速和股票價格關系
從圖4可以看出，在中國貨幣供應量M2- M1的增速時間趨勢圖與上證指數走勢大體一致。結果分析表明：由漲轉跌時，M2-M1的增速領先，指數變化可能滯后；由跌轉漲時，指數領先，M2-M1的增速滯后，與前文類似，這同樣有助于提高投資者對股市大勢走向的判斷。
本文應用計量模型，對上述統計分析結果進行實證分析，以檢驗它們之間的相關程度，增加可信性。模型回歸結果如下：
SP1=-6 041.738 951+0.693 124 946 4*M11
(3.785 821)R2=0.627 026
由于上述統計分析表明SP的變化量與新增貨幣供應量M1走勢一致，所以本文只做它們之間的回歸。回歸結果顯示，模型擬合較好,這正好能印證前文的分析。
4、新增M1增減和M2-M1增速影響股指走勢的機制
綜合上述對中國貨幣供應量與股票價格關系的檢驗發現：新增貨幣供應量M1增減的時間趨勢圖與股票價格變化的走勢非常一致；貨幣供應量M2- M1的增速時間趨勢圖與上證指數走勢也大體一致。所以，中國貨幣政策對股票市場的影響是通過新增M1和M2- M1增速變化來實現的。這種傳導模式與一般的經驗和理論都不相符。而且從我們的實證分析來看，在中國貨幣供應量的增加卻沒有帶來股票價格的變化，也就是說目前中國的貨幣政策不能有效地通過資本市場傳遞。我們認為在這個傳遞過程中可能存在以下主要障礙。
(1)中國股票市場規模較小。中國股市起步較晚，規模過于狹小。至2008年，滬深股市總值扣除不流通的部分僅占GDP比重的僅為7.2%，這一比率遠低于美國的139%、英國的163%、中國香港的200%。
(2) 中國居民家庭參與股票市場的程度較低。貨幣供應量的增加會引起價格的變化，只有當居民持有股票占其全部金融資產的較大比重時才有明顯的作用。據統計全國參與股票市場的家庭還不到0.46%，而且都集中在城鎮和大中城市。所以貨幣供應量增加時，股市財富效應和流動性效應影響作用大大降低，股票價格上漲的可能性很低。
(3) 中國股票市場上市公司數量少，直接融資少，股票融資在全社會固定資產投資中的比重較低。同時上市公司結構不合理、股權結構不合理和市場投資結構不合理也是貨幣政策不能有效地通過資本市場傳遞的重要原因。
從理論上講，貨幣供應量變動可直接影響居民貨幣余額，從而通過利率變動影響進而影響流入股市資金。但我們的研究表明貨幣供應量變動對股市的直接影響不大，這可能是中國特殊的體制和文化背景所致，而股市卻對貨幣供應量變動有著較大的影響，中國貨幣政策主要是通過影響進入股市的銀行可貸資金的變動進而影響股市的。在國家建立了銀行信貸資金合規進入股市的途徑后，貨幣政策變動(比如新增M1變動)通過貨幣市場利率渠道影響股指。實踐證明，在中國利率尚未完全市場化，貨幣供應量難以對股票市場產生有效影響，同時貨幣供應量的可控性相對也較差，央行難以通過貨幣供應量來有效影響股票市場。這與本文分析結果一致。
在有些研究文獻中，不同的貨幣政策指標對股市影響是不同的，存款利率和M1對股市的影響要比M2對股市的影響更為迅速，而且從長期來看，M1對股市回報方程的解釋力要大于存款利率的解釋力1。在中國M1層次反映的是現金與企業活期存款，流動性強，而M2主體部分為定期存款和居民儲蓄，所以M2增減變動對股市的影響應該不如M1的增減變動，這與我們的結論相符，即新增貨幣供應量M1的時間趨勢圖與股票價格變化的走勢非常一致。股市對M1增減反應一致不難解釋，在中國M1對存款利率變動比較敏感，存款利率與貨幣市場利率息息相關。M1的增減變動會影響銀行可貸資金的調節，進而對利率產生影響，從所以影響證券經營機構的融資成本和融入量，最終影響到股市回報2。按照貨幣市場利率和股票市場價格之間的負相關關系可知，當M1相對上年是增加的，則會引起利率的下降，導致股市可貸資金的增多，大量流動資金從貨幣市場流入股票市場，股票價格上升；當M1相對上年是減少的，則會引起利率的上升，導致貨幣投機需求減弱，進入股市資金成本上升，股市資金趨緊引起股票價格回落。本文認為在股指達到最低開始反彈時，指數有上升趨勢，但實體經濟會滯后一段時間，所以會出現由跌轉漲時，指數領先，M2-M1的增速滯后；實體經濟從繁榮轉向不活躍時，M2可能進入其他市場，M2-M1變化要先于股指變化。
以上認識對于中國的貨幣政策實踐是有意義的，為中央銀行的貨幣政策制訂及實施和投資者的投資決策的完善提供一個前瞻性的預測分析框架。但是，這種結論只適合目前中國股市，是暫時的、相對的，并且隨著金融市場的發展，和金融體制改革的深化，貨幣供應量與股市之間的關系將越來越密切。
5、結語
本文通過對貨幣供應量M0、M1、M2與股票價格關系的理論分析和實證檢驗，得出如下結論：
(1)應用VAR模型、ADF檢驗、Granger因果關系檢驗和脈沖-響應函數分析，得出在中國M0、M1和M2并不能引起股票價格的變化。
(2) 通過實證檢驗表明：SP與M0、M1、M2的水平序列不平穩但一階差分平穩；SP與M0、M1之間不存在協整關系，SP與M2之間存在協整關系。
(3)對新增貨幣量增減方向與股票價格變化關系分析表明在中國M1的時間趨勢圖與股票價格變化的走勢非常一致，若某年新增M1與上年相比是增加的，那么該年上證指數上漲的可能性很大。
本文發現當中國中央銀行意圖影響股票市場時，只能選擇其他貨幣政策工具，而不能是貨幣數量。同時，本文認為投資者在預測股市走向時要盡可能關注新增貨幣數量M1變化，它們與股票走向很一致。但以上結論僅基于月度數據分析所得，而且時間跨度相對大，其可信度尚需時間和實踐的進一步檢驗，而它們之間是否有更深層次的傳遞機制還有待繼續研究。
參考文獻：
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一、貨幣需求理論概述
對于貨幣需求決定因素的考察中，凱恩斯認為貨幣需求有三大動機：一是交易動機，指人們為了滿足日常的交易需要而保留的貨幣，其大小由收入決定并且同收入之間做同方向變動；二是預防需求，是指人們為了預防意外的支付而持有一部分貨幣的動機，其大小也由收入決定并且同收入之間同方向變動。由于交易貨幣需求和預防貨幣需求都是收入的函數，所以可以把兩者結合起來進行分析。如果把兩種貨幣合起來用表示，用表示收入，則這種函數關系可寫為：(為貨幣需求的收入彈性)；三是投機貨幣需求，是指人們為了抓住有利的購買生利資產如債券等有價證券的機會而持有一部分貨幣的動機。投機貨幣需求與利率密切相關。這是因為債券的價格隨利率的變化而變化，債券價格=債券年收益／利率。投機貨幣需求是利率的函數，并且與利率反方向變動，表示為其中表示投機貨幣需求，表示利率，表示貨幣需求的利率彈性。凱恩斯的貨幣需求函數為，其中為滿易動機和預防動機的貨幣需求，為滿足投機動機的貨幣需求，表示國民收入，表示利率。
強調貨幣作為交易媒介作用的交易理論認為貨幣是一種被支配的資產，并強調人們持有貨幣而不是其他資產，是為了進行購買。其中，鮑莫爾—托賓模型。其認為平均貨幣持有量=為逐漸的支出，為去銀行的最佳次數，為每次去銀行的固定成本，為持有貨幣的機會成本。
弗里德曼認為，對貨幣的需求一樣會給持有者帶來服務流，這種需求主要依賴于三種因素：（1）財富約束，此種約束決定了可持有的最大貨幣量；（2）相對于其他金融資產和實物資產的價格和收益而言，貨幣的收益率情況；（3）財富持有者的興趣和偏好。全部財富在各種資產間的分配情況，取決于各種資產的相對收益率。這些資產不僅包括貨幣和債券，而且包括股票和實物商品，以及人力資本。弗里德曼的貨幣需求函數的簡化形式可以寫為：其中代表名義貨幣余額需求，代表一般價格水平，代表持久收入，用以代替財富。代表金融資產的收益率，代表預期的通貨膨脹率，代表個人偏好。
本文將綜合上面的理論，運用單整檢驗、EG兩步法協整檢驗、誤差修正模型(ECM)、方差分解法來構建我國的貨幣需求函數，并對各因素貢獻程度進行分析，以為在以內生性貨幣供給為主要特點的供給分析中提供基準。時間維度起點于1990年，主要因為我國在這一年才開始公布M1的數據。
二、模型設定、數據來源
(一)模型設定
對變量指標進行選擇時要依據：一是所選擇指標的數據比較容易獲得，二是指標應真實地反映所代表變量。根據這兩個原則，我們對貨幣需求模型中所涉及的變量選定了以下一些統計指標：
一、反映收入的經濟總量指標。我們采用現期收入即真實國民收入表示，記為LNI。它是名義經物價指數調整后的實際值的自然對數。
二、反映貨幣機會成本的指標。所選機會成本指標有兩類，一類是反映持有貨幣收益的機會成本指標，通常以實際一年期定期存款儲蓄利率RR作為代表。另一類是持有貨幣害怕損失的預期通貨膨脹成本，對通貨膨脹的預期我們采用CPI。
三、反映貨幣持有者的個人貨幣持有偏好k，這是依據劍橋現金余額方程來得到的，這是由于k可以被解釋為1單位貨幣所意愿持有的數量，在一定程度上能反映貨幣持有者的持有偏好。
四、反映外部經濟的影響。主要選取外匯儲備LFR和匯率ROE，匯率為年度平均人民幣中間匯率。
三、實證分析
（一）對變量的單位根檢驗
表一ADF單位根檢驗結果
變量
ADF檢驗值
檢驗類型
臨界值
LNI
LNI
LM1
k
LFR
LFR
ROE
ROE
RR
RR
CPI
CPI
-0.384401
-3.189341
-3.813098
-3.814839
-3.096927
-9.197175
-0.783888
-4.860921
-2.107831
-4.439428
-2.886585
-2.181187
(c,0,2)
(c,0,3)
(c,t,1)
(c,t,1)
(c,t,7)
(c,t,7)
(c,t,1)
(c,t,0)
(c,t,1)
(0,0,0)
(c,t,5)
(0,0,1)
-2. 627420
-2.986225**
-3.733700**
-3.791172**
-3.254671
-2.674290***
-3.254611
-4.467895**
-3.229230
證監會：正式《證券公司和證券投資基金管理公司合規管理辦法》，進一步強化各方合規責任管理，改善合規負責人履職保障，維護獨立性等。共5章40條，辦法自10月1日起執行。
新華社：雖未"大放水"，但仍充分釋放出穩定市場預期的政策信號.新華社今日了《不必慌張穩定預期--一周貨幣政策操作和流動性點評》文章，文中提到：
（一）經濟政策的時間連續性
基德蘭德和普雷斯科特獲獎，主要是基于他們合作發表于1977年和1982年的兩篇經典論文。1977年的論文題目為《規則而不是相機抉擇：最優計劃的不連續性》，專門討論經濟政策制訂過程中不能回避的問題――時間連續性問題，即制訂政策如何才能保證在時間上前后相一致的連續性。如果政策制訂者不事先制訂一個固定的規則，即使政策目標是低通脹，其結果也可能導致高通脹。此結論實際上是盧卡斯“政策無效性定理”的推論和發揮。政策制訂者認為最好的經濟政策是可以影響企業和家庭預期的政策，而一旦這些預期已經形成并定型為企業和個人行為時，政策實際上已經不能發揮作用了。于是，政策制訂者不得不修改原有的政策，他們往往不得不退而求其次，最終總是采取比預先設定的政策更差的政策，貨幣政策就是一個典型的案例。假定政策制訂者確立了低通貨膨脹的政策目標，并向社會公開宣布這一政策措施。如果進一步假定這一政策果然奏效，通脹率真的有所下降，并因此導致就業量有所下降。于是，政策制訂者又準備采取“相機抉擇”辦法，冒險提高一點通脹率，以便在短期內降低一下失業率。如果企業和工人知道了這一政策，政府的低通脹率的承諾就已失去了其可信度，結果是高通脹和工資的大幅度上漲隨之發生，政策在時間上的不連續性導致經濟陷入高通脹陷阱，而就業并沒有增加。基德蘭德和普雷斯科特的理論可以推廣到多個領域，特別是對貨幣、財政政策、稅收政策的影響都很大。他們的政策主張與盧卡斯如出一轍，即以長期不變的固定規則取信于民，而不是“兵不厭詐”的“相機抉擇”，這在財政和貨幣政策上是可行的。但這一主張也有不當之處，即限制了政策的彈性（靈活性），一旦發生不可預測的事件時就會陷入被動。后來研究者在經濟政策的研究中逐步加以修改完善，他們發現重點不是引入約束性準則，而是制訂政策制度的改革。
（二）經濟周期的內在驅動因素
1980年夏，基德蘭德與普雷斯科特合作撰寫了第二篇經典論文，專門討論了經濟周期的內在驅動因素。在20世紀80年代之前，經濟學家把長期經濟增長和短期宏觀經濟波動一直看作兩個完全獨立的現象，用不同的方法加以研究。他們的基本理念是，長期經濟增長是由供給決定的，而技術發展是內在驅動力。但經濟周期的波動則是在長期增長的總趨勢之下，由總需求的變動導致的。這兩種理論之間沒有實際的聯系。傳統的分析是建立在家庭消費、企業投資、GDP、通貨膨脹、就業等歷史數據基礎上的。這些要素在20世紀五六十年代宏觀經濟相對比較平穩時期，可以比較明顯地反映經濟參數之間的變動關系。但到了70年代，特別是石油危機發生之后，宏觀經濟環境變得動蕩不定，這些要素之間的統計關系也變得不清晰了。這樣就使得準確的經濟預測很難作出。正是在此時基德蘭德和普雷斯科特的論文的發表，最終為宏觀經濟研究中的經濟周期理論確立了微觀經濟學的基礎。其模型的創新之處是通過短期勞動生產力增長率的變動對在經濟領域影響的分析，把長期經濟增長與經濟周期結合成為一個有機的整體來研究。他們的假定仍然以微觀經濟學的基本原理為出發點，例如：消費者效用最大化、企業利潤最大化原則，同時把預期作為一個重要參數加以考慮。結果，他們證明投資與相對價格的波動將技術增長率變動的影響傳導到經濟體，從而導致以經濟的長期增長路徑為中心的短期波動。由于他們的模型同時也證明了供給要素的作用與需求要素的作用非常明顯的相似，所以也就證明供給也是經濟周期形成的決定力量。目前，更多經濟學家傾向于需求的變動和供給的變動對于經濟周期的影響具有同等重要作用。
二、幾點啟示
（一）關注供給的作用
我國改革開放以來，在宏觀調控中，基本是采取“凱恩斯主義”方式例如擴大內需，實行積極的財政政策，當然實踐證明是行之有效的。但隨著改革不斷深化，經濟增長方式的改變，發達國家遇到的難題我們也可能遇到，因此，在宏觀調控方面不僅要關注需求，今后更關注供給的作用。
（二）在經濟政策制訂上要關注預期的作用和時間的連續性
一、引言
通貨膨脹的影響因素研究一直是宏觀經濟理論的重要研究方向，值得注意的是，現有的通貨膨脹影響因素的文獻大都集中在貨幣供給、投資、CPI及PPI等因素，但對于更為本質的財政稅收增加、特別是對間接稅轉嫁因素的研究卻鮮有涉及，這使得通貨膨脹傳導機制的研究一直不夠深入。事實上,過于偏重貨幣理論的分析，容易忽視財政政策中稅收和政府支出對通貨膨脹的影響。并且關于財政政策對通貨膨脹的影響還集中在財政赤字和貨幣供給量關系的方面。Barro (1976)提出,如果債券存量增長率超過產出增長率,持續赤字就會導致通貨膨脹[1]。Sarg-ent,Wallace(1981)也認為持續的債券融資赤字將最終被貨幣化[2]。中國的學者對此也進行了相關研究，許雄奇、張宗益(2004)采用中國1978—2002年的數據對財政赤字、貨幣政策與通貨膨脹進行了實證檢驗,認為中國的通貨膨脹不僅是一個貨幣現象,也是一個財政現象，在我國可以通過財政政策來影響通貨膨脹水平[3]。
新疆試行資源稅從價征收是政府支持區域建設的重要舉措，有利于增加地方財政收入與支出。資源稅屬于間接稅，是可以轉嫁的稅種，實際上由賣方和買方共同負擔稅收，而負擔稅收的多少取決于商品的需求彈性和供給彈性，需求彈性越大CPI，供給彈性越小，稅負越傾向于由供給方負擔；需求彈性越小，供給彈性越大，稅負越傾向于由需求方負擔。因此石油、天然氣類的資源型產品的需求彈性小和供給彈性是我們要討論的一個重點。
二、新疆財政收入通貨膨脹效應的經驗分析
我們以1978—2009年新疆居民消費價格總指數為因變量（1978年為100）,以財政收入的規模為自變量進行回歸分析。此外,投資率、對外開放性水平、居民可支配收入增長率也都是影響通貨膨脹的因素，可以作為截距項論文提綱怎么寫。數據主要是根據相應歷年新疆統計年鑒的數據整理、計算而得。用SPSS17.0進行曲線估計，三次方程的擬合效果最好。
圖：新疆財政收入和居民消費價格指數三次曲線擬合
我們構建時間序列模型：yi =β1 x +β2 x2 +β3 x3 +εi
式中yi為第i年的居民消費價格總指數，X表示財政收入（億元）；ε為截距項。具體來講,當β3 ≠0 時, 模型刻畫了財政收入與居民消費價格總指數之間呈現N 型或倒N 型曲線關系；當β2 ≠0 且β3 = 0 時, 財政收入與居民消費價格總指數之間呈現U 型或倒U型曲線關系；而當β1 ≠0、β2 = 0 且β3 = 0 時，模型反映出財政收入與居民消費價格總指數單調變化特征。我們用SPSS17.0進行回歸分析，得到方程：
y=7.182x -0.037 x2 +5.719*10-5x3 +78.549
（R2=0.939，F=143.365，sig=0.000）
模型中系數都異于零，且擬合程度很高呈現比較明顯的N型趨勢，即居民消費價格指數隨著財政收入的增加先是迅速上升，然后保持一定的水平或略微下降，而后又快速上升，表明在不同時期，財政收入對居民消費價格指數影響程度不同。從曲線特征上來看，自1978年至1997年，曲線迅速上升；1998年至2003年，曲線比較平緩；2004年后曲線又有快速上升的勢頭。經驗表明，財政收入和居民消費價格指數存在比較明顯的N 型曲線關系，改革開放后的20年，CPI隨著財政收入的上升而快速上漲，曲線較為陡峭，斜率較大，本文認為這和市場經濟下價格機制發揮正常作用CPI，價格扭曲現象得到糾正有一定的關系，不排除期間出現通貨膨脹。1998年以來，中國內需不足特別是消費不足問題凸顯出來，盡管財政收入保持一定的增收速度，但是 CPI上升平緩甚至略有下降。2004年后經濟走向過熱發展的階段，CPI指數有快速上升的趨勢。
三、從價稅對財政收入增長影響及CPI預測
對資源稅進行從價征收會帶來財政收入的大幅增長，但是稅負可能由此轉移到下游部門最終由消費者承受，引發CPI指數上升。資源類產品特別是不可再生的上游類產品，是屬于需求彈性小、供給彈性大的商品。因此，對石油、天然氣、煤炭計征的大部分資源稅都會轉移到下游產業中并最終由消費者負擔，通過PPI影響到CPI，最終引發通貨膨脹。這是因為商品需求彈性表示需求量對價格的變動的敏感程度，需求彈性低的產品，價格的變動對需求量變動的影響小，稅負更容易轉嫁。同時，作為工業上游產品，石油、天然氣的供給彈性較大，生產商是壟斷供給，為保證超額利潤，稅負可以轉嫁到下游產業。因此資源稅從價征收的結果是下游產品的大幅漲價、消費者剩余減少和地方財政收入的增加。并且，地方政府財政收入的增加必然帶來財政支出的擴張，進一步會推動物價上漲。而據現行資源稅率，新疆地區從量計征的原油資源稅為30元/噸，天然氣資源稅額為每千立方米9元。若國內原油價格以每噸4000元計算，按5%的稅率征收，原油資源稅每噸稅額將達200元。目前CPI，國產陸上天然氣出廠基準價格已提高，新疆各油田所產天然氣供應工業用燃氣的基準價為每千立方米1200元左右，供應化肥生產和非工業城市燃氣基準價為每千立方米790元。改革后，新疆天然氣資源稅相應稅額將提高至每千立方米60元、39.5元。新疆有克拉瑪依、塔里木、吐哈三大油田，以2009年生產原油2518萬噸計算，資源稅由“從量計征”改為“從價計征”后，僅石油每年可為當地政府增收42.8億元。由于天然氣計價因購買對象不同而有所差異，本文暫不做深入研究論文提綱怎么寫。在這里僅僅分析42.8億的財政增收對居民消費價格的影響。按上述三次方程來預測，假設原油生產量維持2009年水平，自實行從價稅的今后一年里（自2010年6月1日開始實行），年財政收入增加x=42.8億，居民消費價格指數y=304.5，CPI指數環比上升50%，2009年為579.3，2011年將達到883.8，漲幅十分巨大，通貨膨脹預期十分強烈，這只是計算了對石油征收從價稅引發的居民消費價格指數的上漲，如果考慮天然氣對財政增收的影響，按照模型估算的CPI指數還將大幅增加。由于新疆生產的石油和天然氣價格上漲，不排除生產商減少新疆當地生產量而加大新疆以外地區的產量，通脹預期減弱的同時容易引發失業問題。
四、結論及政策建議
綜上分析，我們得出以下結論：
一是新疆地方財政收入和CPI指數之間符合三次函數的特征。目前，伴隨著財政收入的上漲，CPI指數有加速上行的趨勢。
二是資源稅從價征收會加大地方財政收入，即政府的經濟租增加CPI，但同時會推動居民消費價格指數大幅上升，通脹預期更加濃烈。
由于石油、天然氣的壟斷供給，屬需求缺乏彈性，供給富有彈性產品。生產廠商掌握著定價權。在節約資源利用的同時推高價格在所難免，改變需求彈性和供給彈性是緩解通脹的途徑之一。改變需求彈性可以從產業結構調整的角度出發，減少對不可再生資源的依賴性，使用替代產品，發展新能源及戰略性新型產業，從這個角度上分析，戰略性新型產業采用新技術、新材料，對傳統能源起到一定的替代作用，改變供給彈性可以從破除壟斷生產的角度出發，長期以來石油、天然氣的開發、煉制和批發銷售環節以法定的專營權形式固定下來。寡頭壟斷經營下油氣產業缺乏競爭機制，必須打破壟斷機制，放開準入領域并放寬準入條件才能使產品供給彈性下降，價格轉入市場定價模式。
The AdvaloremDuty, the Financial Revenue and Xinjiang Inflation Anticipated Analyze
FuMing
(Xinjiang University ofFinance & Economics 830012)
Abstract: The advalorem duty hasimplemented in Xinjiang.This reform measure may increase the local financeincome largely, which is advantageous in enlarging the expenditure, promotesthe rapid development of economy. But we must be vigilant the influence of advaloremduty that may pass the tax burden to the downstream industry and the residentconsumable price. This article began from the angle of relations between financialrevenue's increase and the CPI, analyzing the conduction mechanism for advaloremduty to PPI and the CPI,with the empirical analysis for relations between the advaloremduty and CPI.The article has proven under the present system, theimplementation of advalorem duty will promote the Xinjiang price leveluniversal which exist strong inflation expectations.
Keywords: Advalorem duty,The CPI,Inflation
現在新疆財經大學經濟學院任教 主要研究領域：產業經濟學、區域經濟學
庫爾勒市、克拉瑪依市國民經濟和社會發展第十二個五年規劃編寫組成員
[1] Barro, R·J·Reply to Feldstein and Buchanan [J]·Journal of PoliticalEconomy, 1976, (82 ): 1095 -1117·
[2] Sargent, T·J·and N·Wallace·Some Unpleasant Monetarist Arithmetic[J]·FederalReserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 1981, (5): 1-17·
