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19世纪初，以大卫李嘉图为首的“金块论者”是早期外生论的代表。在其后的通货论争中，以奥维尔斯顿、英国首相皮尔为首的通货学派获得了胜利，他们主张“银行券的发行决定于黄金数量”，也就是认为货币供给是外生的。1844年开始在英国实行的《皮尔条例》，使外生性的货币供给理论为多数人所接受。凯恩斯本人也认为货币供给是外生的，货币数量决定于中央银行的行动。但坚持外生性货币供给最为有力的莫过于货币主义者。
根据MVPy的恒等式，货币主义者在货币流通速度V稳定、真实产出y长期内不受M变动影响的前提下，得出货币量(M)决定价格(P)或名义收入(Py)的因果关系。中央银行应当实行“不变增长率”的货币控制规则。因此，他们必须首先从理论上证明货币供给是能够被中央银行所控制的外生变量。货币主义者利用一般所公认的存款与货币创造模型Ms=MBm，在统计数据的支持下得出了以下几个结论：(1)基础货币(MB)与货币乘数(m1、m2)相互独立，互不影响；(2)影响货币乘数的各因素在短期内是稳定的，长期而言也常会起反向作用而相互抵消，因而货币乘数可看作是常数；(3)基础货币比货币乘数对货币供给量的影响要大：(4)中央银行通过公开市场操作等政策工具，不但可以主动增减基础货币量，还可抵消货币乘数内某些系数变动的影响。由此，货币供给外生。
表面上看，货币主义者得出的这些结论可以很好地证明货币供给的外生性，但仔细分析可知，这些结论是站不住脚的。考虑中央银行在公开市场上购入国债以增加基础货币的行为，在基础货币增加的同时，利率下降，货币乘数的许多相关系数，如超额准备金率、现金漏损率等都会发生变化，货币乘数与基础货币无法完全隔离；再者，影响货币乘数的诸多因素中，如超额准备金率、现金漏损率、定期存款与活期存款的比例等都取决于商业银行和公众的资产选择行为，在短期内是经常发生变化的，不可能由中央银行完全控制；此外，20世纪80年代西方国家央行的货币量目标屡屡失准，也说明货币供给并非完全由央行决定。
二、早期的内生性货币供给理论
内生性货币供给的思想可追溯至早期的货币名目主义者詹姆斯斯图亚特。他在1767年出版的《政治经济学原理的研究》一书中指出，一国经济活动水平使货币供给量与之相适应。这一原理后来被亚当斯密加以继承，又被银行学派加以发展。马克思从劳动价值论出发，认为在金属货币时代是商品和黄金的内在价值决定了商品的价格，从而又同流通的商品量共同决定了社会的“必要货币量”，因此也持货币供给的内生性观点。
银行学派的代表人物图克和富拉顿认为，通货(银行学派的通货概念已包括了黄金、银行券、支票存款、汇票和账簿信用等其他信用形态)数量的增减不是物价变动的原因，而是其结果；通货的增减不是先行于物价，而是追随于物价。发行银行处于被动的地位，既不能任意增加银行券发行的数量，也不能任意减少。银行学派区分了货币流通的三种情形对此点加以论述。(1)纯粹金币流通情况下，多余的金币可以通过其贮藏手段的职能加以解决；(2)银行券和其他信用形态与金币混合流通时，以贴现放款方式发行的银行券必因偿付贷款而流回。又因各种通货之间存在代替性，由某种原因引起减少的银行券会被支票、汇票、账簿信用甚至相消结算法所代替，所以通货的数量不能由银行任意增减；(3)不兑现纸币流通的情形下，若是纸币由银行以票据贴现或短期放款的形式发行，则会象银行券一样，随着贷款的偿还而回流；即使是由政府发行，只要为之安排好确实可靠的还流渠道，其发行也不至于过多。
瑞典经济学家米尔达尔打破了传统货币数量说所坚持的货币流通速度稳定的结论，将银行学派的货币供给内生论进一步加以发展，从而把纸币本位制下M与P(或PY)的单向前因后果重塑为双向的相互作用。在1939年的《货币均衡》一书中指出，“支付手段数量同物价水平之间的颇为复杂的数量关系，决不是可称为前者决定后者的关系，而宁可说是反其道而行的关系”，“因为支付手段的流通速度，在动态过程中不能被看成是固定不变的”。三、货币供给的“新观点”
“新观点”这一用语是托宾在1963年首次提出的，它形成于20世纪50年代中期到60年代中期，是相对于传统的货币基数-货币乘数分析法而言的。“新观点”强调商业银行与其他金融机构的同一性，以及货币与其他金融资产的同一性，主张货币供给的内生性。对这一理论作出贡献的主要是英国《拉德克利夫报告》的作者、美国的格雷和肖以及托宾等人。
1959年的英国《拉德克利夫报告》提出的中心论点是，对经济有真正影响的不仅仅是传统意义上的货币供给，而且是包括这一货币供给在内的整个社会的流动性；决定货币供给的不仅仅是商业银行，而且是包括商业银行和非银行金融机构在内的整个金融系统；货币当局所应控制的应该是包括货币供给在内的整个社会的流动性。在这一报告中虽然没有明确出现“内生货币供给”的字眼，但其内生观点与米尔达尔相一致。
1960年，美国经济学家格雷和肖在《金融理论中的货币》一书中，通过对原始和现代金融市场运行的比较研究，得出两个支持货币供给内生的结论：一是私人经济主体发行的“初级证券”可以向金融中介机构换取存款单、基金股份等“间接证券”，而这些间接证券在发达金融市场上已有不少种类与通货同样起着支付手段的作用；二是当货币当局承担了买进某种私人初级证券的义务(如再贴现)时，初级证券的发行可直接导致法定货币的增加。商业银行在货币创造过程中，会受到其他金融机构的竞争，于是货币供给不仅决定于商业银行本身，而且决定于其他金融机构和社会公众的行为。货币统计的口径越大，货币供给的内生性越大。
托宾是当代货币供给内生论的最著名代表。他认为，货币当局与一般银行不是可以任意创造货币与信用，也不是每新增一笔准备金就得增加一笔或一连串的贷款，一切都得依据成本与收益的比较来决定，其信用创造受其贷款边际收益与存款边际成本相等的制约。货币同其他金融资产一样，其供给和需求不仅取决于这种资产本身的价格和收益，且决定于其他所有资产的价格和收益。在托宾看来，若是各经济主体根据收入、利息率、风险等选择资产结构的结果是货币需求增加，则利率会提高，银行会千方百计解决准备金问题(如压缩超额准备、提高定期存款减少活期存款以释放部分准备金、借款等)，从而以更多的货币供给来满足这一需求；若货币需求缩减，银行就无法强迫公众接受货币供给，多余的货币供给会被公众以还债等方式退回来。因此，货币供给与其他金融资产的供给一样，决定于商品生产和商品流通过程本身，
货币供给因受到货币需求的制约而内生。
四、后凯恩斯主义者的内生性货币供给理论
后凯恩斯货币经济学家的代表人物西德尼温特劳布和尼古拉斯卡尔多在20世纪70年代提出的内生货币理论是从另外一个角度进行论证的，即中央银行不得不迁就市场的需要而使货币有所增加。
温特劳布认为，商品价格是在劳动成本及劳动成本之上的某种加成决定的。假定劳动生产率随时间的推移而提高的速度是相对稳定的，如果名义工资率(w)的相对增长率超过平均劳动生产率(A)的提高，物价(P)就会上升，从而社会名义收入(Py)也就增加，货币需求随之增加。如果此时中央银行拒不增加货币供给，就会导致利率上升，投资、真实收入以及就业量就要缩减，以使货币需求与供给在低收入水平上被迫相等。这当然是中央银行，特别是政府当局所不愿看到的。因此，只要货币工资在谈判桌上外生地决定，货币当局就最多只能保证货币的充分供给，以消除充分就业和增长的金融障碍。
卡尔多认为，中央银行的基本职责是作为最后的贷款人，通过贴现窗口，保证金融部门的偿付能力。中央银行为了防止信贷紧缩导致灾难性的债务紧缩，货币当局除了满足“交易需求”之外，别无选择，否则整个金融系统都将面临流动性不足的困难。该观点表明，在中央银行制定和维持的任何既定利率水平上，货币供给曲线的弹性都无限大，即货币需求创造自己的货币供给，供给因此而能满足经济对货币的需求，货币供给曲线呈水平。
80年代末，莫尔又将上述理论进一步推向深化，对金融运行机制变化的影响进行了深入探讨。莫尔的理论主要包括以下几点：
(1)信用货币的供给内生。莫尔把货币分为三种，商品货币、政府货币和信用货币。商品货币是从各种实物演变而来，最后体现在黄金上的货币；政府货币是由政府发行债券而沉淀在流通中的货币，这两种货币都是外生的；信用货币是商业银行发行的各种流通和存款凭证，它们形成于商业银行的贷款发放，而这又取决于公众对贷款的需求和贷款的期限，因而信用货币的供给并不脱离于其需求，具有内生性。
(2)基础货币内生。中央银行买卖有价证券的对象是追求利润最大化的商业银行，它们通常已经将其资产用于有价证券或者商业贷款，一般不会有闲置的资金参与公开市场买卖。商业贷款在发放之前就有规定的偿还日期，企业的生产周期也限制它们提前还贷，因此商业银行很难提前收回贷款。商业银行是否出售手头持有的有价证券也取决于其自身的成本收益比较，只有政府证券的价格降低到一定程度从而使其收益率超过、或至少是相当于商业银行现有的有价证券，才会吸引商业银行购买，而这时利率之高又是政府所不能承担的。所以，中央银行不能顺利地通过公开市场操作决定基础货币量。在再贴现的运用上，中央银行完全处于被动的地位，提高再贴现率虽可遏制商业银行的贷款需求，但它却不能阻止商业银行向贴现窗口寻求基础货币的补充。中央银行从理论上讲，拥有拒绝提供贴现的权力，但这种拒绝不仅会形成沉重的政治压力，甚至可能危及银行系统的流动性。
(3)负债管理使基础货币自给。莫尔指出，60年代开始的金融创新，使商业银行可以直接在金融市场上筹集资金，而无需等待中央银行的基础货币注入。商业银行已由原来的资产管理转向负债管理，其主要资金来源已由原来的吸引存款为主转变为直接在金融市场上发行融资工具，欧洲美元市场的发展更加方便了商业银行从国际市场上筹集所需的资金。由于一家企业往往与多家银行建立业务关系，这样，处于激烈竞争环境下的商业银行，为保持与客户的稳定关系，只能随时发行可上市的存款凭证来满足企业的货币需求。由于所有可上市的金融工具几乎都不受中央银行直接控制，这就使商业银行比以往任何时候都不依赖中央银行。
(4)银行角色转换传导的内生性。莫尔把金融市场分成批发市场和零售市场，前者是商业银行筹集资金的市场，后者是商业银行发放贷款的市场。在批发市场上，商业银行是贷款条件的接受者和贷款数量的决定者，而在零售市场上，商业银行则是贷款条件的决定者和贷款数量的接受者。这就是说，公众在零售市场上对于资金的需求将通过商业银行直接传导至包括中央银行在内的批发市场予以满足，货币供给因而由货币需求决定。
此外，莫尔还否定货币乘数的意义，认为它不能解释创造货币过程中的因素及其创造的过程，以往的货币供给等于基础货币乘以乘数的等式仅仅是对现象的描述，而不是对现象的解释。政府无法控制信用货币的供给。
五、对内生性货币供给理论的评价
从以上对货币供给内生论的介绍可以看出，它在对非银行金融机构及其金融资产的作用、中央银行对政治压力的屈从、商业银行对负债管理的重要性方面的强调有过头之嫌，但它毕竟对传统的货币经济理论作出了很大贡献。
在货币控制上，不管是凯恩斯主义逆风向而动的相机抉择，还是货币主义不变增长率的固定规则，甚至理性预期学派的货币政策无效论，都以货币供给的外生性作为其理论前提。但是，从20世纪60年代兴起的金融创新浪潮，使得传统的货币定义日益模糊，除商业银行以外的其他金融机构在信用创造过程中发挥着越来越大的作用。这样，就使建立在传统外生性货币供给理论之上的货币控制的效果大打折扣。货币供给的内生论无疑使我们对此类问题的观察有了一个新的视角。它使得货币当局在制定和实施货币政策时，要注意对公众货币需求的预测，研究影响货币乘数变动的因素。为提高货币政策的效果和精准度，中央银行还应采取措施合理引导公众预期，使之朝着合乎政策当局意愿的方向发展。中央银行也不应仅仅是对商业银行和货币供应量的控制，而要注意对包括商业银行在内的整个金融体系所创造的信用规模的控制。
我国过去在信贷规模控制下存在的“倒逼机制”以及1994年由于外汇储备规模急剧膨胀而导致的货币供给量激增都是内生性的表现形式。笔者曾撰文对我国货币供给的内生性进行了实证检验，结果表明我国中央银行对货币供给的控制要受制于经济增长、外贸等因素的变动。随着我国经济货币化程度的不断提高，非银行金融机构的发展、金融资产种类的增多以及货币需求的变动都会加剧货币供给的内生性，在世界经济一体化加剧的经济条件下，外部经济环境的变动对货币供给的影响将更为明显。这是中央银行在实施货币政策时所必须认真对待的。
【参考文献】
1.陈观烈著,《货币金融世界经济》，复旦大学出版社，2000年版
2.胡海鸥著,《中国货币供给机制转轨机制研究》，复旦大学出版社，1998年版
二、模型及其改进
（一）Sidrauski模型。Sidrauski（1967）最先在一个明确的Ramsey最优化框架中建立了货币增长模型。假设一个无限期界的家庭通过解决跨时最优化问题来最大化家庭成员的福利，实际财富以资本和实际货币余额两种形式持有。将货币与商品一起引入家庭的效用函数，效用函数形式为ut（ct，mt）。一个家庭通过解决跨时最大化问题来最大化其效用函数，因每一时刻经济主体的行为由存量约束与流量约束控制。（1）式为存量约束：要求人均财富总量at等于人均资本存量kt与人均实际货币余额mt；（2）式流量约束：
要求人均财富增量at.等于人均产出f（kt）与人均政府转移支出vt之和减去人均实际货币余额耗损（πt-n）mt、人均资本耗损（δ＋n）kt和人均消费ct。其中δ代表资本的折旧率，n代表人口自然增长率，其中πt代表预期的通货膨胀率。因此，其现值Hamilton函数为：H＝e-δ·t｛u（ct，mt）＋λt［f（kt）+vt-（πt+n）mt-（δ＋n）kt-ct-at.］+qt［at-kt-mt］｝（3）通过求解Hamilton函数，得到：f′（k*）=δ＋n（4）
Sidrauski认为，在长期中货币增长率的上升会完全导致价格变动，将减少实际余额存量但并不影响稳定的消费状态，所以资本存量独立于货币增长率，人均均衡资本存量使资本边际产品等于既定资本的折旧率与人口自然增长率之和。
（二）改进。只要对Sidrauski模型稍加修改，即可改变货币中性的性质。其中最主要的方法是将货币作为一种生产要素引入生产函数。龚六堂（2000）假设生产函数形式为货币中性不再成立，人均实际货币余额增加会提高均衡状态时的人均资本存量，促进经济增长。
修正后的Sidrauski模型在货币效用函数的基础上，把货币因素也引入了生产函数，使货币对经济的影响能够充分地反映到消费和生产中，从而能更准确地分析货币因素对整个经济的影响。至于该模型能否较好的解释中国的货币供给与经济增长的关系，还有待于实证的检验。
三、数据描述和实证分析
（一）数据描述及处理。本文选取1978～2008年的年度数据进行分析，其中货币供给量以M2表示，经济增长以GDP表示。用商品零售物价指数平减M2与GDP，再除以人口总数（以当年年末数计），得到人均实际M2余额和人均实际GDP，分别用RM2和RGDP表示。对RM2，RGDP取自然对数，分别记为LRM2，LRGDP。
（二）实证分析
1、时间序列的平稳性分析。若两个时间序列都是非平稳的，那么即使它们之间不存在任何相关性，当样本容量增大时，以一个时间序列对另一个时间序列的__归”问题。因此，在对时序数据分析之前，首先应检验各时间序列是否是平稳的。本文运用Eviews软件对序列进行PP检验，可知LRM2，LRGDP~I（1）。由于LRM2与LRGDP为同阶单整，可进行协整分析。
2、协整检验与误差修正模型
（1）协整检验。对序列进行Johansen协整检验，来判断二者是否存在协整关系。（表1）由表1可知，LRM2，LRGDP在5%的显著性水平下存在一个协整关系，协整方程如下：
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
从长期看，我国1978年以来的国内生产总值与货币供给具有稳定的关系，且国内生产总值对货币供给的弹性为0.7123，即人均实际M2余额每增加1个百分点，人均实际GDP将增加0.7123个百分点。
（2）误差修正模型。误差修正模型可以用来分析短期波动中货币供给对经济增长的影响，利用Eviews软件，可得到LRGDP受LRM2影响的短期波动误差修正模型为：
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
从短期看，货币供给的变动对国内生产总值的变动有正向的促进作用，即人均实际M2余额增长率每增加1%，人均实际GDP的增长率将增加0.2305%。误差修正项系数为负，表明国内生产总值与货币供给具有的长期均衡关系使得短期内国内生产总值的非均衡状态逐渐向长期均衡状态趋近。
3、向量自回归（VAR）模型。LRM2，LRGDP的一阶差分为LRM2，LRGDP，可以理解为人均实际M2余额增长率与人均实际GDP增长率，且LRM2与LRGDP均为I（0）过程。本文将选取LRM2与LRGDP建立VAR模型，同时将前面分析得出的误差修正项ECM引入模型。根据LR检验统计量，确定VAR的滞后阶数p=1，得到VAR（1）的估计结果，见表2。（表2）从模型的整体检验结果来看，该VAR（1）模型是有效的。
4、脉冲响应分析。用上面的VAR（1）模型进行脉冲响应分析，即计算一个单位的LRM2冲击对LRGDP和其自身的影响，脉冲响应曲线如图1。（图1）分析可知，货币供给增长率对其自身的一个冲击立刻有较强反应，增加了约4.9%，到第4年处于低谷（-0.4%），一直到第7年才回到原来的水平，然后保持平稳。这表明，货币供给增长率具有调节机制，它的变动会促使央行采取相应的货币政策，从而把货币供给拉回到经济均衡状态时的水平；另一方面经济增长率对货币供给增长率的冲击开始具有正影响，在第2年达到高峰（1.2%），然后逐渐下降，至第9年处于低谷（-0.09%），接着逐渐上升，到第13年后回到原来的水平。这表明，货币供给增长率的增加会在短期内加快经济增长的速度，但是从长期来看，货币供给增长率对经济增长率的影响是有限的，并且随着时间的推移，这种影响会逐渐减小。
四、结论
（一）我国货币供给与经济增长之间存在着长期均衡关系。在我国经济社会发展的现阶段，货币是非中性的：实际货币供给的增加会促进经济增长。
（二）从短期来看，实际货币供给的变动对国内生产总值的变动有正向的促进作用，而且误差修正机制表明货币供给与经济增长之间的长期均衡关系使得短期内国内生产总值的非均衡状态逐渐向长期均衡状态趋近。
（三）货币供给增长率与经济增长率之间存在如下作用机制：短期内货币供给增长率的增加会加快经济增长的速度。但是从长期来看过多过快地增加货币供给，对实际产出的影响并不大，甚至是微不足道的。这说明虽然在我国货币具有内生性，但经济增长的最终动力却来源于技术进步与制度变迁等非货币因素。这就要求我们在准确运用货币政策调控宏观经济的同时，把主要精力放在技术创新、制度改革等方面，更好地促进国民经济发展。
主要参考文献：
[1]龚六堂.高级宏观经济学[M].武汉大学出版社，2005.
[2]高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例[M].清华大学出版社，2006.
目前，国内外的经济形式仍不容乐观。自从2008年的金融危机后，全球经济受到重创，时至今日，经济虽然有所恢复，但是仍处于低迷状态。就我国而言，当时为了应对经济过度下滑，我国政府采取4万亿的经济刺激政策，在当时确实起到了刺激经济保持增长的目标，但给我们现在的经济中下了苦果。实体经济的低迷、通货膨胀压力、就业压力在危机之后的今天还是不可阻挡的降临。因此，本文将着手研究经济增长与通货膨胀的关系，着力把握经济增长与通货膨胀的均衡，为促进经济稳健增长提供可靠依据。
一、通货膨胀与经济增长的关系
通货膨胀是宏观经济调控的重要目标之一，是衡量经济发展是否稳健的重要指标。然而，学术界对于通货膨胀的定义仍然没有统一的概念。普遍接受的说法是：由于流通中的货币供应量超过经济的实际需求，引起整体物价水平上涨同时导致货币贬值。Gregorio认为，通货膨胀与经济增长显著负相关。胡仕明、黄国石认为，通货膨胀与经济增长之间存在双值映射关系，他们对数量关系进行最小二乘法回归，相关系数显著性明显比单值映射提高。由于经济周期的影响，相同的经济增长率可能对应较高的通货膨胀，也可能对应较低的，决定因素在于经济增长处于什么阶段。郑雨、李新波认为，二者之间存在着同趋势的三次回归非线性关系。由格兰杰因果关系检验得出经济增长同通货膨胀之间存在着双向因果关系，而且，通货膨胀具有滞后效应。黄宪慧、韩海波认为，二者之间存在负相关的效应，主要是通过改变居民储蓄行为、消费行为，增加经营成本、经营风险，改变收入分配机制等实现。刘金全、谢卫东认为，经济增长和通货膨胀会受到实际经济与名义经济之间存在内在联系的影响。视经济环境的不同，适度的通货膨胀可能会推动经济增长，而有时适度的低通胀有助于经济发展。[6]
总之，之前对通货膨胀的研究主要集中在形成原因、影响以及与经济增长的关系这些方面研究的。由于研究方法的不同和样本选取的差异，以及相关变量的不同，和通货膨胀各种因素的影响，所以没有一致的相关结论。
二、我国通货膨胀与经济增长的实际关系
通货膨胀是一种复杂的经济现象，它不是简单的由于货币供应过剩而导致物价普遍上涨，这只是其中的影响因素之一。以下这些因素会对通货膨胀产生影响：宏观经济增长（GDP）、广义货币供给量（M2）、工业品出场价格（PPI）、人民币汇率（RMB）、居民对通胀预期（IE），重大事件以及严重自然灾害等。就我国2014年度经济数据显示，2014年国内生产总值的同比增长7.4%，CPI同比增长12.1%；而2015年第一季度国内生产总值为140，667.2亿，增速为7%，CPI上涨幅度约为1.2%，CPI同比增长约为11%。与2014年第一季度相比，2015年第一季度国内生产总值增长5.8%，CPI指数下降1.1个百分点。根据数据显示，通货膨胀与经济增长的关系明显不符合通货膨胀随经济增长而增加、随经济下降而降低。2015年底一季度的同比经济增长5.1%，而CPI却同比下降1.1%。
本论文可以根据统计年鉴数据，以居民消费价格指数、宏观经济增长、广义货币供给量、工业品出场价格这四个指标作为内生变量建立VAR模型分析通货膨胀与经济增长的关系。分析可以得出以下四点结论：
（一）通货膨胀与经济增长的关系
首先，适度的通货膨胀对经济增长具有一定的促进作用，通货膨胀率过高时对经济就会产生阻碍作用。其次，持续的经济增长会因惯性作用引起通货膨胀增加。
（二）通货膨胀对自身变动的反应
通货膨胀对其自身的误差变动敏感性强。这主要是因为，多种复杂因素都会影响到通货膨胀，其自身的不确定性较强；商品价格的波动在一定程度上会受到上年期末价格的影响，从而考虑通货膨胀率的波动因素时，也应考虑上年价格的影响。
（三）中间产品的价格上浮会对通货膨胀产生一定的压力
由于宏观经济测算GDP与CPI都是对最终产品的价格为基础的，而当中间产品价格普遍上涨过快，这必然使最终产品的价格上涨，进而形成新的通货膨胀压力。
（四）货币供给量的增加对通货膨胀的影响，然而这种影响并不十分显著
货币供应量的增加会增加流通中的货币，而实体经济价值并不增加，从这种角度看，货币供给会增加通货膨胀。然而，由于经济市场化的发展，货币化水平的不断提高使得货币流通速度明显下降，同时增加的货币供给量会被经济扩大而消化，从而不会引起通货膨胀。
三、政策建议
结合我国的实际国情，为了防止过度通货膨胀，保证经济的持续增长，本文分析提出以下三点建议：
（一）介于中间产品价格上涨对通货膨胀的压力，监测部门应加强对中间产品价格的检测，尤其是价格上涨对最终产品价格的影响机制，防止各种囤积炒价的现象，促使各种资源得到合理配置，充分实现市场分配机制。
（二）加强最终产品价格监测机制，增强对可能造成价格不合理上涨因素的控制能力，与此同时，合理调整监测价格的内容，尤其是对石油、天然气、煤炭等重要的资源性商品以及粮食，肉类，汽车、房屋等关切民生的产品的监测比例适时合理地加以调整。
（三）适度合理地进行货币政策调控。由于货币政策可以在经济繁荣时促进经济更加繁荣，而当经济萧条时，错误的货币政策会使经济陷入更加艰难的境地，所以在投放货币供给量时，要避免形成流动性过剩，防止股价与房地产的波动。在与财政政策相配合实施的同时适当控制货币供应，使货币的流通量与实体经济的需求量相一致。
参考文献
[1]魏学辉.李峰中国通货膨胀、消费水平与经济增长关系实证研究[期刊论文]-未来与发展，2011（4）.
[2]李跃辉.彭嘉莹基于VAR―VEC模型的物价指数关系研究[期刊论文]-统计与决策，2012（15）.
中国人民银行1984年开始行使央行职能，而此前人行也像商业银行一样办理工商企业贷款业务。所以，我们这三位首届金融学博士生正赶上中国金融改革在体制和政策上的风云变幻年代。此前的货币供给理论以黄达先生的银行资产业务创造信用创造货币为代表性理论，而到中国人民银行成为行使央行职能的调控型机构后，货币供给理论也开始尝试用西方的央行控制基础货币、货币乘数影响货币存量、央行政策工具调控货币乘数这一套东西来说明和解释中国的货币供给实践，周慕冰的博士论文《经济运行中的货币供给机制》就是用现代货币理论观点解释货币供给机制问题的开山之作。
盛松成的新著《供给》是在他于1993年出版的《现代货币供给理论与实践》的基础上，总结了二十多年来国内外央行货币政策操作实践的新问题新经验之后，推出的又一部力作。盛本人认为该书对中国的货币供给理论研究和货币政策实践具有以下意义：（1）研究货币供给过程对货币政策操作具有重要意义；（2）研究数量型调控方式在我国未来较长时期中仍具有重要意义；（3）一般意义上的价格型调控仍会涉及货币供给；（4）研究货币供给过程是中央银行调控的需要。从以上四点自我评价看，盛松成本人更重视的是《供给》一书的实践参考价值。但我认为该书的理论意义，即在货币供给理论总结方面的里程碑贡献也不容忽视。
一、理论模型及分析
定义式Y＝C＋I＋G +NX ・・・・① 其中
Y: GDP（含G）;
C: 最后消费;
I： 资本形成;
G： 政府购买，即为财政支出
NX:产品和服务净出口额
消费函数:C=a+bY，
投资函数:I=e-dr
净出口函数:NX=f-mY-nr
数据采用1978年到2007年数据，采用eviews5.0软件进行分析.
（一）中国的消费函数
基本模型C=a+bY，通过对历年消费和GDP进行回归分析得出消费
C= 3170.97+ 0.51*Y（XF为消费）
（3.173）（49.00）
决定系数 =0.9884，说明信赖度较高， =0.9880，T检验能够很好的通过.该方程较理想。
（二）中国的投资函数
基本模型为I＝e-dr・・・・②
利用EVIEWS估计得出
I = 57790.78- 5424.43r*r
（5.61）
（-3.47）
利息率r的系数为负数，t检验值也能够通过，但是可决定系数R2=0.28太低，所以该式为理论式。
考虑到当前投资还受前期投资的影响，所以加入滞后期I（-1）估计得到
I = -2846.64 + 354.23*r + 1.20*I(-1) ・・・・⑴
（-2.44）（2.51） （71.7）
=0.996虽然可决定系数，R2的值提高了，但是t检验值降低了，并且利率的系数变成了正，与理论不符合。
考虑到政府主导我国经济，加入政府购买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
虽然可决定系数R2的值提高了， t检验值都不能完全通过，而且利率的系数变成了正，与理论不符合。在这种情况下，优先考虑理论式，所以我们采纳(2)。
（三）中国的净出口函数
基本模型为NX = f – mY – nr
估计出方程为
NX= -3234.63 + 203.32*r + 0.071*Y ・・・・③
（-2.16） （1.11） （0.007）
=0.779
虽然决定系数比较高，但是t值相当低，利率和净出口成正比了和实际不和。通不过检验，考虑政府支出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得出的结果基本上能够通过．但这个式子和上述③同样Y的系数与理论不同成正值．对于进口G也给予着很大地影响．可是，决定性缺陷是Y中包含着G，在统计上有系列相关的矛盾的方法。关于净出口函数，采纳③ 。
（四）中国的货币供求均衡式
基本模型为M/P＝kY－hr
M = 2941.96 - 2447.44*r + 1.54*Y
（0.43） （-2.96） （41.51）
=0.99
上式是比较理想的货币供求均衡式。
因此根据定义Y＝C＋I＋g +NX 得到IS曲线:5675.15r=46695.25-0.06Y，即Y=(-5675.15/0.06)*r+46695.25/0.06
LM曲线:2447.44r=1.54Y-18229.88 ，即Y=(2447.44/1.54)*r+18229.88/1.54
一、 电子货币的特点
（一）电子货币的便捷性
到目前为止，货币在发展过程中经历了三个阶段：商品交换、金属铸造的钱币、纸质货币和电子货币。在人类发展的初期，人们通过以物易物来完成交易。随着人类的发展，形式复杂繁琐的以物易物难以满足人类逐渐扩大的交易需求，于是人们将某一固定物品充当一般等价物，随后出现了体积小、易携带的金属货币，但当交易数额偏大时，金属货币的重量过大而使交易难以完成。而纸币的产生使交易更加便捷，人们赋予纸币不同的面额以解决难以携带的问题，但纸币的面额有限，所以对于许多数额较大的交易，纸币仍难以应对。
随着互联网的出现和普及，电子货币开始步入人们的视野。电子货币不同于传统的货币形式，电子货币不以实物形式存在而是虚拟的电子信息，相较于传统的纸质货币，其占用空间极小，甚至可以忽略。在交易时，使用传统货币不仅不便于携带，而且对于货币数量统计花费时间较长。电子货币不同于传统货币，可以通过计算机和互联网完成，与传统货币相比，其便捷性有很大提升，可以极大地节省时间，提高交易效率。
（二）电子货币的使用范围问题
由于电子货币通过互联网进行支付，使得交易不像传统货币，需面对面完成，而可以在极远的距离完成，这一方面极大地节省了人力物力以及时间成本，极大地提升了货币流通的效率。但另一方面，因为电子货币都是由商业银行和企业发行的，加之在我国法律中，电子货币本身不属于法定货币，不具备法律效应，所以如今我国电子货币的使用范围尚存在一些问题和不便性。各电子货币发行者可能不承认其他发行者发行的电子货币，不提供其他电子货币的兑换服务，这使得电子货币在各发行者之间的流通存在障碍，使得交易不便进行。比如Q币，一旦充值兑换Q币，发行者就不提供回兑服务，只能转账或者用于支付。而反观现在支付宝流行的原因，主要便是因为支付宝在绝大多数网站如淘宝、天猫都可以支付，同时支持回兑，其使用范围远超其他支付软件。因此不难发现，电子货币的使用范围极广，但若发行者不承认其他发行者的电子货币，亦会使得电子货币的使用范围受到限制，货币难以周转。要进一步提高电子货币的流通效率和便捷性，重点在于使电子货币的得到其他企业的承认，扩大电子货币使用范围。
（三）电子货币的风险性
对于电子货币发行者来说，因为电子货币是虚拟的电子数据，若电子货币发行存在技术漏洞，黑客可能利用技术漏洞，攻击系统，修改电子数据直接盗取电子货币，并回兑成纸质货币，造成难以弥补的财产损失。对于电子货币持有者来说，电子货币的使用仍存在风险。如当今流行的网购，用户需注册账号以进行购买，因此有技术手段的人可以通过诈骗和盗号等手段盗取他人财产。如恶意网站伪装成某常用网站的登录界面，要求用户输入账号密码，并将输入的账号密码发送至盗号者。还有黑客使用木马病毒，远程操控他人电脑，盗取账号密码。网络诈骗手段层出不穷，而一般的消费者往往对电子技术知之甚少，对于诈骗和盗号等往往缺乏了解和防范，这使得电子货币相较于传统货币，被盗的风险更加难以控制。而对于网购本身而言，仍然有造成经济损失的风险。如商家发货缺斤短两、以次充好，甚至卖假货。这是因为电子货币通过互联网使用，买家与卖家并不是在现实中进行交易，买家也不能对商品优劣进行鉴定，这使得以次充好的商家有机可乘。而就算商家同意退货或者换货，亦费时费力，对消费者造成时间成本的损失。而电子货币具有极强的流动性，这决定了电子货币必然是合适的洗钱中介。不法分子可以通过电子货币的虚拟性、隐蔽性，将非法途径获得的资金兑换成电子货币，再回兑为纸质货币，以达到洗钱的目的。利用电子货币洗钱，使得洗钱更加难以侦查，为不法分子洗钱提供了可乘之机，增加了反洗钱的监管难度。
二 电子货币的影响
（一）电子货币对货币供给的影响
电子货币不由中央银行发行，但可以替代通货，这改变了中央银行垄断通货发行的格局。而如今用于小额支付的现金完全可以由电子货币替代，而大额支付通常需使用银行卡和支票等工具，因此电子货币主要会取代一部分流通中的现金，使得人们对现金的需求量减少。假设某人向商业银行购买了一单位的电子货币，则流通中现金减少了一单位，商业银行持有现金增加一单位，这个过程可以看作此人将现金存入商业银行。而电子货币是存款凭证，商业银行为了获得收益会将这一单位现金存入中央银行。因此，电子货币的使用会使得商业银行在中央银行的存款储备金增加。同时，随着人们通过电子货币更多地替代传统货币，电子货币的总量会不断上升，而传统货币的创造过程则会减缓或停止，因此商业银行的传统货币存款量相应减少，这会使得存款准备金量减少。而若中央银行不对商业银行的电子货币存款提取存款准备金，则随着人们不断购买电子货币，商业银行可以把持有的现金更多地借贷出去，这无疑会使货币乘数变大，使得货币供给量上升。
（二）电子货币对货币政策的影响
随着电子货币的进一步发展，在将来若电子货币的使用比例大幅度上升，这会导致中央银行负债减少，而削弱中央银行公开市场业务操作的能力。因此，中央银行需要其他通过公开市场操作来调控短期利率的方法，如发行购买政府债券的带息票据或对商业银行发行的电子货币提取存款准备金。根据前文的分析，电子货币亦会使得存款准备金减少。而事实上，对于银行的存款提取准备金可以看作对银行征收税款，这使得银行与其他中介机构相比，竞争力会有所下降，而法定准备金也无法为储户提供完全的保障。因此，中央银行为确保商业银行的竞争力，应当适当地降低法定准备金率。另一方面，电子货币取代通货会使得中央银行发行的货币量减少，这会使得中央银行的铸币税收入下降。这使得中央银行的重要收入来源受到影响，因为铸币税减少而缺失的收入依赖于政府提供，从而削弱了中央银行的独立性。
三、电子货币的风险防范
首先，电子货币发行机构通常不会储备与电子货币相同数量的传统货币用于赎回，因此，若发行机构陷入财务危机或破产，没有充足的传统货币准备，将会导致无法赎回电子货币，造成支付危机。对此，中央银行有必要对商业银行的电子货币提取一定的准备金，用来保障商业银行对电子货币的赎回能力，或者采用保险制度，为电子货币持有者的电子货币提供一定限额的担保。
其次，电子货币由于其依托信息技术和互联网而流通，容易受到黑客病毒和网络诈骗等犯罪活动的影响，电子货币持有者容易受到网络虚假信息的欺骗。另外，其强大的流动性、隐蔽性，也为洗钱活动提供了可乘之机。因此，其发行机构需加强系统漏洞的检查和排除，同时需要相关的法律法规来确认电子货币发行机构反洗钱的义务和责任，发行机构亦可通过账号实名注册等手段增强电子货币的真实性，让洗钱赃款来源有处可寻。
最后，对于个人来说，更需要提高鉴别能力和防范意识，鉴别黑客制作的恶意网站，防止密码泄露，及时更新病毒库，谨防木马病毒，防止电脑内的账户数据泄露，并应选择具有良好信誉的电子货币发行机构。
参考文献：
[1] 孙毅坤，胡祥培.电子货币监管的国际经验与启示[J].上海金融，2010（2）：55- 58.
[2] 李邦胤.虚拟货币现状及发展研究[D].河南大学硕士学位论文，2014.
[3] 周晓光.金属货币、纸币、电子货币的比较研究[D].吉林大学硕士学位论文，2013.
1、前言
伴随着全球资本市场规模的不断扩大，资本市场对国内经济、国际经济的影响力迅速上升，特别是2008年美国次贷危机引发的全球经融危机爆发之后，资本市场受到不小的冲击，各国纷纷采取货币政策以减少此次危机带来的损害。在这个背景下，货币政策与资本市场的关系成为当前货币理论研究中的热点。
美国应用经济学家Goodhart将资产价格用作制定货币政策的思想，研究发现货币供应量与股票价格之间没有影响。Prinkel和Keran应用回归分析方法研究结果表明货币供应量的变化与股票价格变化之间存在正向关系。Berkman和Lynge研究发现货币供应量变化与股票价格变化之间存在逆向变化的关系。Pearce和Roley在研究货币供应量与股票价格关系时，发现没预期到的货币供应量变化与股票价格变化之间成反比。Hardouvelis研究发现货币供应变化与资产价格之间存在明显的逆向变化关系。Lastrapes研究发现在货币中性的条件下，货币供给量的突然变化与股票价格短期变化之间存在正向关系。
我国学者对中国货币数量与股票价格之间的关系也已作了大量的研究。钱小安发现沪指、深指与M0同向变化、与M1无关、M2反向变化。孙华妤和马跃的研究结果表明所有的货币供应量对股市都没有影响。易纲和王召指出，在短期、中短期和中长期，没有预料到的货币供给增加，使股票价格上升；而在长期，没有预料到的货币供给增加，不影响股票价格，货币中性。周英章和孙崎岖认为股票价格对M1影响最大，对M0影响次之，对M2影响最小。王召和易纲在《货币政策与金融资产价格》一文中指出：若投资于高科技或规模经济所带来的劳动生产率提高，那么扩张货币政策的结果是股市价格的上升和商品物价水平的下降。这些研究主要侧重于对货币供应量与股票价格之间的关系进行实证研究。
我们发现上述研究存在一定的局限性，主要有：(1)或许是受期限较短的约束，这些研究大多忽视了1998年中国货币政策体制性变革因素可能对研究结论的影响。(2)有些研究仅从金融变量与宏观经济的相关性入手来进行实证检验，由相关性高低来确认货币供应量与股票价格之间关系，这是不够的。(3)有些研究不大关注计量检验的前提条件，选取数据较为粗略。
本文应用1993年到2009年的经济金融月度数据，主要应用动态式的计量检验方法对M1和M2及其变化与股票价格的关系进行实证检验和理论分析，以确定二者之间的关系。
2、样本和变量的选择及模型设定
2.1样本数据选择
本文选取1993年-2009年的上证指数的月度数据、流通中的现金(M0)月末余额、狭义货币(M1)月末余额和广义货币余额(M2)月末余额进行实证分析。数据主要来源于国家统计局、中国人民银行统计月报、中经网统计数据库、部分年份统计年鉴和相关处理数据。
2.2变量的选择
本文在选取宏观经济变量时，考虑了2个条件：(1)数据的可得性；(2)数据的代表性。本研究选取了上证指数月度值、流通中的现金(M0)月末余额、狭义货币(M1)月末余额、广义货币余额(M2)月末余额和货币数量余额的增减变化率共5个指标为模型分析变量。
2.3模型设定
(1)本论文在研究M0、M1、M2与股票价格之间协整关系的分析时，主要运用的是股票指数回归残差序列的ADF检验，来判断协整关系。
(2)本论文在研究M0、M1、M2与股票价格之间Granger因果检验，本文按照上述数据资料，对股票价格与M0、M1、M2分别进行Granger检验。目的是关注M0、M1、M2的变化与股票价格变化之间是否存在影响关系。
(3)本论文在研究新增货币量增减方向与股票价格关系和货币增速与股票价格关系时，主要运用统计分析中的相关系数和计量模型回归进行研究的。本文的主要结论也是出于此部分的分析。
2.4研究思路和方法
本论文就是基于这种想法，大体思路如下：
(1)分析M0、M1、M2与股票价格之间协整关系，目的是探索它们之间在长期是否存在一定的均衡关系，从而证实本文研究的必要性；
(2)在上述分析的基础上，研究分析M0、M1、M2与股票价格之间因果关系，目的是检验他们之间的短期动态关系，为下文的研究提供依据；
(3)研究分析新增货币量增减方向与股票价格关系，目的是为中央银行的货币政策制订及实施和投资者的投资决策的完善提供一个前瞻性的预测分析参考。
本论文将采取数学模型分析与理论分析相结合的方法，分析股票价格与中国货币供应量之间的关系。
3、实证分析
3.1， M0、M1、M2与股票价格之间协整关系的分析
我们应用Eviews软件对股票价格与M0、M1、M2之间协整关系进行检验结果，结果发现SP与M0、M1、M2之间存在协整关系(见表1)，
而且按照下文的Granger因果分析，我们认为是SP的变化对货币供应量存在长期的影响。
3.2 M0、M1、M2与股票价格之间Granger因果检验
在确认了货币供给量和股票价格的平稳性和协整关系后，我们对M0、M1、M2与股票价格之间的关系进行Granger因果检验，结果发现，M0、M1、M2不是SP的Granger原因，而SP却是M0、M1、M2的Granger原因(见表2)。这意味着M0、M1和M2并不能引起股票价格的变化，但是股票价格对M0、M1、M2有一定影响。这说明在中国应用货币供应量的信息是不能提高对股市的预测能力的。
3.3新增货币量增减方向和股票价格关系
按照前文的分析结果，M0、M1和M2并不能引起股票价格的变化。那股票价格和货币供给量还有没有深层次的关系呢？本文研究结果见图1、图2、图3。从图1、图2、图3可以看出，在中国新增M1的增减方向与股指的涨跌方向基本同步而M0和M2却没有这种结果。若某年新增M1是增加的，那么该年上证指数是上涨的；
若某年新增M1是下降的，那么该年上证指数是下跌的，这也与它们之间的相关系数为正而且达到0.4相互印证。这为我们预测股市的走向提供了一个很有意义的方法，提高了投资者对股市大势走向的判断能力，但是这只是我们的统计分析描述。
3.4 M2-M1增速和股票价格关系
从图4可以看出，在中国货币供应量M2- M1的增速时间趋势图与上证指数走势大体一致。结果分析表明：由涨转跌时，M2-M1的增速领先，指数变化可能滞后；由跌转涨时，指数领先，M2-M1的增速滞后，与前文类似，这同样有助于提高投资者对股市大势走向的判断。
本文应用计量模型，对上述统计分析结果进行实证分析，以检验它们之间的相关程度，增加可信性。模型回归结果如下：
SP1=-6 041.738 951+0.693 124 946 4*M11
(3.785 821)R2=0.627 026
由于上述统计分析表明SP的变化量与新增货币供应量M1走势一致，所以本文只做它们之间的回归。回归结果显示，模型拟合较好,这正好能印证前文的分析。
4、新增M1增减和M2-M1增速影响股指走势的机制
综合上述对中国货币供应量与股票价格关系的检验发现：新增货币供应量M1增减的时间趋势图与股票价格变化的走势非常一致；货币供应量M2- M1的增速时间趋势图与上证指数走势也大体一致。所以，中国货币政策对股票市场的影响是通过新增M1和M2- M1增速变化来实现的。这种传导模式与一般的经验和理论都不相符。而且从我们的实证分析来看，在中国货币供应量的增加却没有带来股票价格的变化，也就是说目前中国的货币政策不能有效地通过资本市场传递。我们认为在这个传递过程中可能存在以下主要障碍。
(1)中国股票市场规模较小。中国股市起步较晚，规模过于狭小。至2008年，沪深股市总值扣除不流通的部分仅占GDP比重的仅为7.2%，这一比率远低于美国的139%、英国的163%、中国香港的200%。
(2) 中国居民家庭参与股票市场的程度较低。货币供应量的增加会引起价格的变化，只有当居民持有股票占其全部金融资产的较大比重时才有明显的作用。据统计全国参与股票市场的家庭还不到0.46%，而且都集中在城镇和大中城市。所以货币供应量增加时，股市财富效应和流动性效应影响作用大大降低，股票价格上涨的可能性很低。
(3) 中国股票市场上市公司数量少，直接融资少，股票融资在全社会固定资产投资中的比重较低。同时上市公司结构不合理、股权结构不合理和市场投资结构不合理也是货币政策不能有效地通过资本市场传递的重要原因。
从理论上讲，货币供应量变动可直接影响居民货币余额，从而通过利率变动影响进而影响流入股市资金。但我们的研究表明货币供应量变动对股市的直接影响不大，这可能是中国特殊的体制和文化背景所致，而股市却对货币供应量变动有着较大的影响，中国货币政策主要是通过影响进入股市的银行可贷资金的变动进而影响股市的。在国家建立了银行信贷资金合规进入股市的途径后，货币政策变动(比如新增M1变动)通过货币市场利率渠道影响股指。实践证明，在中国利率尚未完全市场化，货币供应量难以对股票市场产生有效影响，同时货币供应量的可控性相对也较差，央行难以通过货币供应量来有效影响股票市场。这与本文分析结果一致。
在有些研究文献中，不同的货币政策指标对股市影响是不同的，存款利率和M1对股市的影响要比M2对股市的影响更为迅速，而且从长期来看，M1对股市回报方程的解释力要大于存款利率的解释力1。在中国M1层次反映的是现金与企业活期存款，流动性强，而M2主体部分为定期存款和居民储蓄，所以M2增减变动对股市的影响应该不如M1的增减变动，这与我们的结论相符，即新增货币供应量M1的时间趋势图与股票价格变化的走势非常一致。股市对M1增减反应一致不难解释，在中国M1对存款利率变动比较敏感，存款利率与货币市场利率息息相关。M1的增减变动会影响银行可贷资金的调节，进而对利率产生影响，从所以影响证券经营机构的融资成本和融入量，最终影响到股市回报2。按照货币市场利率和股票市场价格之间的负相关关系可知，当M1相对上年是增加的，则会引起利率的下降，导致股市可贷资金的增多，大量流动资金从货币市场流入股票市场，股票价格上升；当M1相对上年是减少的，则会引起利率的上升，导致货币投机需求减弱，进入股市资金成本上升，股市资金趋紧引起股票价格回落。本文认为在股指达到最低开始反弹时，指数有上升趋势，但实体经济会滞后一段时间，所以会出现由跌转涨时，指数领先，M2-M1的增速滞后；实体经济从繁荣转向不活跃时，M2可能进入其他市场，M2-M1变化要先于股指变化。
以上认识对于中国的货币政策实践是有意义的，为中央银行的货币政策制订及实施和投资者的投资决策的完善提供一个前瞻性的预测分析框架。但是，这种结论只适合目前中国股市，是暂时的、相对的，并且随着金融市场的发展，和金融体制改革的深化，货币供应量与股市之间的关系将越来越密切。
5、结语
本文通过对货币供应量M0、M1、M2与股票价格关系的理论分析和实证检验，得出如下结论：
(1)应用VAR模型、ADF检验、Granger因果关系检验和脉冲-响应函数分析，得出在中国M0、M1和M2并不能引起股票价格的变化。
(2) 通过实证检验表明：SP与M0、M1、M2的水平序列不平稳但一阶差分平稳；SP与M0、M1之间不存在协整关系，SP与M2之间存在协整关系。
(3)对新增货币量增减方向与股票价格变化关系分析表明在中国M1的时间趋势图与股票价格变化的走势非常一致，若某年新增M1与上年相比是增加的，那么该年上证指数上涨的可能性很大。
本文发现当中国中央银行意图影响股票市场时，只能选择其他货币政策工具，而不能是货币数量。同时，本文认为投资者在预测股市走向时要尽可能关注新增货币数量M1变化，它们与股票走向很一致。但以上结论仅基于月度数据分析所得，而且时间跨度相对大，其可信度尚需时间和实践的进一步检验，而它们之间是否有更深层次的传递机制还有待继续研究。
参考文献：
[1]中国经济增长与宏观稳定课题组.中国可持续增长的机制：证据、理论和政策[M].经济研究，2008(10)：13～25，51.
一、货币需求理论概述
对于货币需求决定因素的考察中，凯恩斯认为货币需求有三大动机：一是交易动机，指人们为了满足日常的交易需要而保留的货币，其大小由收入决定并且同收入之间做同方向变动；二是预防需求，是指人们为了预防意外的支付而持有一部分货币的动机，其大小也由收入决定并且同收入之间同方向变动。由于交易货币需求和预防货币需求都是收入的函数，所以可以把两者结合起来进行分析。如果把两种货币合起来用表示，用表示收入，则这种函数关系可写为：(为货币需求的收入弹性)；三是投机货币需求，是指人们为了抓住有利的购买生利资产如债券等有价证券的机会而持有一部分货币的动机。投机货币需求与利率密切相关。这是因为债券的价格随利率的变化而变化，债券价格=债券年收益／利率。投机货币需求是利率的函数，并且与利率反方向变动，表示为其中表示投机货币需求，表示利率，表示货币需求的利率弹性。凯恩斯的货币需求函数为，其中为满易动机和预防动机的货币需求，为满足投机动机的货币需求，表示国民收入，表示利率。
强调货币作为交易媒介作用的交易理论认为货币是一种被支配的资产，并强调人们持有货币而不是其他资产，是为了进行购买。其中，鲍莫尔—托宾模型。其认为平均货币持有量=为逐渐的支出，为去银行的最佳次数，为每次去银行的固定成本，为持有货币的机会成本。
弗里德曼认为，对货币的需求一样会给持有者带来服务流，这种需求主要依赖于三种因素：（1）财富约束，此种约束决定了可持有的最大货币量；（2）相对于其他金融资产和实物资产的价格和收益而言，货币的收益率情况；（3）财富持有者的兴趣和偏好。全部财富在各种资产间的分配情况，取决于各种资产的相对收益率。这些资产不仅包括货币和债券，而且包括股票和实物商品，以及人力资本。弗里德曼的货币需求函数的简化形式可以写为：其中代表名义货币余额需求，代表一般价格水平，代表持久收入，用以代替财富。代表金融资产的收益率，代表预期的通货膨胀率，代表个人偏好。
本文将综合上面的理论，运用单整检验、EG两步法协整检验、误差修正模型(ECM)、方差分解法来构建我国的货币需求函数，并对各因素贡献程度进行分析，以为在以内生性货币供给为主要特点的供给分析中提供基准。时间维度起点于1990年，主要因为我国在这一年才开始公布M1的数据。
二、模型设定、数据来源
(一)模型设定
对变量指标进行选择时要依据：一是所选择指标的数据比较容易获得，二是指标应真实地反映所代表变量。根据这两个原则，我们对货币需求模型中所涉及的变量选定了以下一些统计指标：
一、反映收入的经济总量指标。我们采用现期收入即真实国民收入表示，记为LNI。它是名义经物价指数调整后的实际值的自然对数。
二、反映货币机会成本的指标。所选机会成本指标有两类，一类是反映持有货币收益的机会成本指标，通常以实际一年期定期存款储蓄利率RR作为代表。另一类是持有货币害怕损失的预期通货膨胀成本，对通货膨胀的预期我们采用CPI。
三、反映货币持有者的个人货币持有偏好k，这是依据剑桥现金余额方程来得到的，这是由于k可以被解释为1单位货币所意愿持有的数量，在一定程度上能反映货币持有者的持有偏好。
四、反映外部经济的影响。主要选取外汇储备LFR和汇率ROE，汇率为年度平均人民币中间汇率。
三、实证分析
（一）对变量的单位根检验
表一ADF单位根检验结果
变量
ADF检验值
检验类型
临界值
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
证监会：正式《证券公司和证券投资基金管理公司合规管理办法》，进一步强化各方合规责任管理，改善合规负责人履职保障，维护独立性等。共5章40条，办法自10月1日起执行。
新华社：虽未"大放水"，但仍充分释放出稳定市场预期的政策信号.新华社今日了《不必慌张稳定预期--一周货币政策操作和流动性点评》文章，文中提到：
（一）经济政策的时间连续性
基德兰德和普雷斯科特获奖，主要是基于他们合作发表于1977年和1982年的两篇经典论文。1977年的论文题目为《规则而不是相机抉择：最优计划的不连续性》，专门讨论经济政策制订过程中不能回避的问题――时间连续性问题，即制订政策如何才能保证在时间上前后相一致的连续性。如果政策制订者不事先制订一个固定的规则，即使政策目标是低通胀，其结果也可能导致高通胀。此结论实际上是卢卡斯“政策无效性定理”的推论和发挥。政策制订者认为最好的经济政策是可以影响企业和家庭预期的政策，而一旦这些预期已经形成并定型为企业和个人行为时，政策实际上已经不能发挥作用了。于是，政策制订者不得不修改原有的政策，他们往往不得不退而求其次，最终总是采取比预先设定的政策更差的政策，货币政策就是一个典型的案例。假定政策制订者确立了低通货膨胀的政策目标，并向社会公开宣布这一政策措施。如果进一步假定这一政策果然奏效，通胀率真的有所下降，并因此导致就业量有所下降。于是，政策制订者又准备采取“相机抉择”办法，冒险提高一点通胀率，以便在短期内降低一下失业率。如果企业和工人知道了这一政策，政府的低通胀率的承诺就已失去了其可信度，结果是高通胀和工资的大幅度上涨随之发生，政策在时间上的不连续性导致经济陷入高通胀陷阱，而就业并没有增加。基德兰德和普雷斯科特的理论可以推广到多个领域，特别是对货币、财政政策、税收政策的影响都很大。他们的政策主张与卢卡斯如出一辙，即以长期不变的固定规则取信于民，而不是“兵不厌诈”的“相机抉择”，这在财政和货币政策上是可行的。但这一主张也有不当之处，即限制了政策的弹性（灵活性），一旦发生不可预测的事件时就会陷入被动。后来研究者在经济政策的研究中逐步加以修改完善，他们发现重点不是引入约束性准则，而是制订政策制度的改革。
（二）经济周期的内在驱动因素
1980年夏，基德兰德与普雷斯科特合作撰写了第二篇经典论文，专门讨论了经济周期的内在驱动因素。在20世纪80年代之前，经济学家把长期经济增长和短期宏观经济波动一直看作两个完全独立的现象，用不同的方法加以研究。他们的基本理念是，长期经济增长是由供给决定的，而技术发展是内在驱动力。但经济周期的波动则是在长期增长的总趋势之下，由总需求的变动导致的。这两种理论之间没有实际的联系。传统的分析是建立在家庭消费、企业投资、GDP、通货膨胀、就业等历史数据基础上的。这些要素在20世纪五六十年代宏观经济相对比较平稳时期，可以比较明显地反映经济参数之间的变动关系。但到了70年代，特别是石油危机发生之后，宏观经济环境变得动荡不定，这些要素之间的统计关系也变得不清晰了。这样就使得准确的经济预测很难作出。正是在此时基德兰德和普雷斯科特的论文的发表，最终为宏观经济研究中的经济周期理论确立了微观经济学的基础。其模型的创新之处是通过短期劳动生产力增长率的变动对在经济领域影响的分析，把长期经济增长与经济周期结合成为一个有机的整体来研究。他们的假定仍然以微观经济学的基本原理为出发点，例如：消费者效用最大化、企业利润最大化原则，同时把预期作为一个重要参数加以考虑。结果，他们证明投资与相对价格的波动将技术增长率变动的影响传导到经济体，从而导致以经济的长期增长路径为中心的短期波动。由于他们的模型同时也证明了供给要素的作用与需求要素的作用非常明显的相似，所以也就证明供给也是经济周期形成的决定力量。目前，更多经济学家倾向于需求的变动和供给的变动对于经济周期的影响具有同等重要作用。
二、几点启示
（一）关注供给的作用
我国改革开放以来，在宏观调控中，基本是采取“凯恩斯主义”方式例如扩大内需，实行积极的财政政策，当然实践证明是行之有效的。但随着改革不断深化，经济增长方式的改变，发达国家遇到的难题我们也可能遇到，因此，在宏观调控方面不仅要关注需求，今后更关注供给的作用。
（二）在经济政策制订上要关注预期的作用和时间的连续性
一、引言
通货膨胀的影响因素研究一直是宏观经济理论的重要研究方向，值得注意的是，现有的通货膨胀影响因素的文献大都集中在货币供给、投资、CPI及PPI等因素，但对于更为本质的财政税收增加、特别是对间接税转嫁因素的研究却鲜有涉及，这使得通货膨胀传导机制的研究一直不够深入。事实上,过于偏重货币理论的分析，容易忽视财政政策中税收和政府支出对通货膨胀的影响。并且关于财政政策对通货膨胀的影响还集中在财政赤字和货币供给量关系的方面。Barro (1976)提出,如果债券存量增长率超过产出增长率,持续赤字就会导致通货膨胀[1]。Sarg-ent,Wallace(1981)也认为持续的债券融资赤字将最终被货币化[2]。中国的学者对此也进行了相关研究，许雄奇、张宗益(2004)采用中国1978—2002年的数据对财政赤字、货币政策与通货膨胀进行了实证检验,认为中国的通货膨胀不仅是一个货币现象,也是一个财政现象，在我国可以通过财政政策来影响通货膨胀水平[3]。
新疆试行资源税从价征收是政府支持区域建设的重要举措，有利于增加地方财政收入与支出。资源税属于间接税，是可以转嫁的税种，实际上由卖方和买方共同负担税收，而负担税收的多少取决于商品的需求弹性和供给弹性，需求弹性越大CPI，供给弹性越小，税负越倾向于由供给方负担；需求弹性越小，供给弹性越大，税负越倾向于由需求方负担。因此石油、天然气类的资源型产品的需求弹性小和供给弹性是我们要讨论的一个重点。
二、新疆财政收入通货膨胀效应的经验分析
我们以1978—2009年新疆居民消费价格总指数为因变量（1978年为100）,以财政收入的规模为自变量进行回归分析。此外,投资率、对外开放性水平、居民可支配收入增长率也都是影响通货膨胀的因素，可以作为截距项论文提纲怎么写。数据主要是根据相应历年新疆统计年鉴的数据整理、计算而得。用SPSS17.0进行曲线估计，三次方程的拟合效果最好。
图：新疆财政收入和居民消费价格指数三次曲线拟合
我们构建时间序列模型：yi =β1 x +β2 x2 +β3 x3 +εi
式中yi为第i年的居民消费价格总指数，X表示财政收入（亿元）；ε为截距项。具体来讲,当β3 ≠0 时, 模型刻画了财政收入与居民消费价格总指数之间呈现N 型或倒N 型曲线关系；当β2 ≠0 且β3 = 0 时, 财政收入与居民消费价格总指数之间呈现U 型或倒U型曲线关系；而当β1 ≠0、β2 = 0 且β3 = 0 时，模型反映出财政收入与居民消费价格总指数单调变化特征。我们用SPSS17.0进行回归分析，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）
模型中系数都异于零，且拟合程度很高呈现比较明显的N型趋势，即居民消费价格指数随着财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，表明在不同时期，财政收入对居民消费价格指数影响程度不同。从曲线特征上来看，自1978年至1997年，曲线迅速上升；1998年至2003年，曲线比较平缓；2004年后曲线又有快速上升的势头。经验表明，财政收入和居民消费价格指数存在比较明显的N 型曲线关系，改革开放后的20年，CPI随着财政收入的上升而快速上涨，曲线较为陡峭，斜率较大，本文认为这和市场经济下价格机制发挥正常作用CPI，价格扭曲现象得到纠正有一定的关系，不排除期间出现通货膨胀。1998年以来，中国内需不足特别是消费不足问题凸显出来，尽管财政收入保持一定的增收速度，但是 CPI上升平缓甚至略有下降。2004年后经济走向过热发展的阶段，CPI指数有快速上升的趋势。
三、从价税对财政收入增长影响及CPI预测
对资源税进行从价征收会带来财政收入的大幅增长，但是税负可能由此转移到下游部门最终由消费者承受，引发CPI指数上升。资源类产品特别是不可再生的上游类产品，是属于需求弹性小、供给弹性大的商品。因此，对石油、天然气、煤炭计征的大部分资源税都会转移到下游产业中并最终由消费者负担，通过PPI影响到CPI，最终引发通货膨胀。这是因为商品需求弹性表示需求量对价格的变动的敏感程度，需求弹性低的产品，价格的变动对需求量变动的影响小，税负更容易转嫁。同时，作为工业上游产品，石油、天然气的供给弹性较大，生产商是垄断供给，为保证超额利润，税负可以转嫁到下游产业。因此资源税从价征收的结果是下游产品的大幅涨价、消费者剩余减少和地方财政收入的增加。并且，地方政府财政收入的增加必然带来财政支出的扩张，进一步会推动物价上涨。而据现行资源税率，新疆地区从量计征的原油资源税为30元/吨，天然气资源税额为每千立方米9元。若国内原油价格以每吨4000元计算，按5%的税率征收，原油资源税每吨税额将达200元。目前CPI，国产陆上天然气出厂基准价格已提高，新疆各油田所产天然气供应工业用燃气的基准价为每千立方米1200元左右，供应化肥生产和非工业城市燃气基准价为每千立方米790元。改革后，新疆天然气资源税相应税额将提高至每千立方米60元、39.5元。新疆有克拉玛依、塔里木、吐哈三大油田，以2009年生产原油2518万吨计算，资源税由“从量计征”改为“从价计征”后，仅石油每年可为当地政府增收42.8亿元。由于天然气计价因购买对象不同而有所差异，本文暂不做深入研究论文提纲怎么写。在这里仅仅分析42.8亿的财政增收对居民消费价格的影响。按上述三次方程来预测，假设原油生产量维持2009年水平，自实行从价税的今后一年里（自2010年6月1日开始实行），年财政收入增加x=42.8亿，居民消费价格指数y=304.5，CPI指数环比上升50%，2009年为579.3，2011年将达到883.8，涨幅十分巨大，通货膨胀预期十分强烈，这只是计算了对石油征收从价税引发的居民消费价格指数的上涨，如果考虑天然气对财政增收的影响，按照模型估算的CPI指数还将大幅增加。由于新疆生产的石油和天然气价格上涨，不排除生产商减少新疆当地生产量而加大新疆以外地区的产量，通胀预期减弱的同时容易引发失业问题。
四、结论及政策建议
综上分析，我们得出以下结论：
一是新疆地方财政收入和CPI指数之间符合三次函数的特征。目前，伴随着财政收入的上涨，CPI指数有加速上行的趋势。
二是资源税从价征收会加大地方财政收入，即政府的经济租增加CPI，但同时会推动居民消费价格指数大幅上升，通胀预期更加浓烈。
由于石油、天然气的垄断供给，属需求缺乏弹性，供给富有弹性产品。生产厂商掌握着定价权。在节约资源利用的同时推高价格在所难免，改变需求弹性和供给弹性是缓解通胀的途径之一。改变需求弹性可以从产业结构调整的角度出发，减少对不可再生资源的依赖性，使用替代产品，发展新能源及战略性新型产业，从这个角度上分析，战略性新型产业采用新技术、新材料，对传统能源起到一定的替代作用，改变供给弹性可以从破除垄断生产的角度出发，长期以来石油、天然气的开发、炼制和批发销售环节以法定的专营权形式固定下来。寡头垄断经营下油气产业缺乏竞争机制，必须打破垄断机制，放开准入领域并放宽准入条件才能使产品供给弹性下降，价格转入市场定价模式。
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
现在新疆财经大学经济学院任教 主要研究领域：产业经济学、区域经济学
库尔勒市、克拉玛依市国民经济和社会发展第十二个五年规划编写组成员
[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·
