1、計量經濟學論文我國貨幣供應量M2的影響因素分析061141班 閆志偉 我國貨幣供應量M2的影響因素分析摘要目前我國貨幣供應量已突破100萬億，居世界第一，是什么原因導致了我們目前龐大的貨幣供應量？過多的貨幣是否會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量的影響因素，利用EViews軟件建立關于M2的多元回歸模型，得出GDP、利率及大量的外匯儲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施提供了參考依據，也為M2與通貨膨脹及居民消費水平的研究提供借鑒內容。關鍵字：貨幣供給量、GDP、外匯儲

2、備、利率一、理論分析與變量選取在市場經濟條件下，金融的宏觀調控作用日益明顯。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定，這一轉變意味著，中央銀行分析和判斷經濟、金融運行趨勢，調整及實施貨幣政策的分析指標體系將發生明顯轉變。為了達到這一目標，人民銀行的宏觀調控要從總量調控與結構調整并重轉向以總量控制為主。所謂控制總量，就是要控制整個銀行系統的貨幣供應量。貨幣供應量的增長必須與經濟增長相適應，以促進國民經濟的持續、快速、健康發展。因此，分析某一階段各個層次的貨幣供應量是否合理，必須與當時的經濟增長幅度相聯系，與貨幣流通速度相聯系。通常來講，衡量貨幣供應是否均衡的

3、主要標志是物價水平的基本穩定。物價總指數變動較大，則說明貨幣供求不均衡，反之則說明供求正常。貨幣供應量，是指一國在某一時點上為社會經濟運轉服務的貨幣存量，它由包括中央銀行在內的金融機構供應的存款貨幣和現金貨幣兩部分構成。貨幣供應量對國民經濟運行有著極其重要的參考價值，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量為調控經濟主要手段的重要原因。選擇M2作為衡量貨幣供應量的指標的主要原因是隨著金融系統的發展，各國央行逐漸將貨幣調控的目標放在了與利率有一定敏感度且利于控制的M2上。M2不僅反映現實購買力，還反映潛在購買力，較好地體現社會總需求的變化，體現了經濟活動中的長期購買能力，被央行作

4、為貨幣政策的中介目標。此外，隨著金融業的發展和創新，M2所具有的流動性也在不斷提高，對經濟影響程度也在不斷增加，而且更能影響長期的經濟均衡問題。央行在4月11日發布的統計數據顯示，3月份新增貸款1.06萬億元。同時，3月末，中國貨幣供應量余額103.61萬億元，同比增長15.7%，首次突破100萬億大關。3月末，我國貨幣供應量余額103.61萬億元，同比增長15.7%，首次突破100萬億大關，居世界第一。我國目前如此龐大的M2規模，到底是由哪些因素影響的呢？本文經過分析認為我國貨幣供應量M2主要來源于兩部分，即中央銀行的基礎貨幣和商業銀行的貨幣創造。基礎貨幣由央行根據國民生產總值的增長情況而適

5、量發行，因此GDP的增長意味著生出的成品的增多必然會導致貨幣的大量供應。由于中國加入世界貿易組織（WTO）后出口導向的產業政策，對外貿易順差導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制結售匯制度，導致基礎貨幣的大量投放并通過銀行的創作功能使M2余額急劇增加。貨幣供應量中很大一部分是由商業銀行的貨幣創造而產生的。影響商業銀行貨幣創造的主要因素就是存貸款利率。當兩者的利率差擴大時，銀行就會大量貸款獲利，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。（雖然準備金制度影響商業銀行放貸款數量，但由于超額準備金制度和同業拆借的辦法可以抵消影響，因為認為

6、法定準備金對M2的影響不顯著。）針對上述分析，本文選取建立兩個回歸模型，一個是CPI受M2影響的模型，一個是M2受GDP、存款利率及外匯儲備等因素影響的模型。二、模型建立與實證分析本文選取從1978年2010年的統計數據進行實證研究，數據見附表。根據前文的分析，可建立多元回歸模型如下：其中：Y：貨幣供應量M2X1：國內生產總值X2：一年期存款利率X3：美元外匯儲備將19782010年的時間序列數據輸入EViews中，得到如下普通最小二乘回歸結果。圖1因此可得樣本回歸函數為：(1.35) (9.47) (-2.25) (6.00)R2=0.9949 F=1888.06 D.W.=1.03下面我們

7、對模型進行檢驗。三、模型檢驗及修正1.經濟意義檢驗參考前文關于變量的經濟學分析，認為各變量前的參數及符號均基本符合實際的經濟情況，是符合實際的。2. 統計檢驗可看出，模型的可決系數較高，達到R2=0.9949，Y變化的99%可由這四個變量的變化解釋；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；在5%顯著性水平下，除截距項外各變量參數的t檢驗值也通過了檢驗。3.計量經濟學檢驗（1）多重共線性檢驗做X1、X2、X3之間的相關系數分析，如圖：可看出X1和X3間存在較高的共線性。分別作Y關于X1，X2，X3的回歸結果如下：（1）（-4.66） （51.72）R2=0.9885

8、D.W.=0.70（2）（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，發現引入X2和X3后模型擬合優度均有提高，考慮到經濟變量雖時間有同步變化性，故忽略X1和X3間的相關性，認為他們都對Y有顯著影響，且前面已證明通過了檢驗。故模型不做改變。（2）異方差性檢驗在EViews中用white檢驗來檢驗模型是否存在異方差，結果如下：圖2可看出X2X3的平方項的參數的t檢驗是顯著的，且White統計量為30.29，伴隨概率為0.

9、004，在5%的顯著性水平下，拒絕同方差性這一原假設，方程確實存在異方差性。下面采用加權最小二乘法進行估計，過程如下：得到回歸結果如下：圖3因此回歸表達式改為：(7.47) (74.30) (-9.77) (23.66)R2=0.9993 F=14489.92 D.W.=1.07可驗證模型已不存在異方差性，且模型的擬合優度進一步提高，各變量的t檢驗值也有所增加。（3）序列相關性檢驗作殘差項與時間t及與的關系圖如下：圖4可看出隨機項存在正序列相關性，下面具體驗證。D.W.檢驗在5%顯著性水平下，n=33，k=3，查表可得dL=1.32，dU=1.58，D.W.=1.07<1.32，因此可認

10、為模型存在一階序列相關性。下面再用LM檢驗驗證。拉格朗日乘數（LM）檢驗如下圖所示，構造輔助回歸模型其中為原模型OLS估計后的殘差項。用EViews計算得：得含1階滯后殘差項的輔助回歸為：（0.62） （-0.67） （-0.52） （0.71） （2.76）R2=0.2353于是，LM=32×0.2353=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階序列相關性。接著檢驗模型是否存在更高階的序列相關，如下：可看出，模型還存在2階序列相關，但不存在3階序列相關性。運用廣義差分法進行自相關的處理，采用科克倫奧科特迭代法進行修正。結果如下：回歸結果為

11、：(1.96) (13.08) (-3.28) (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。四、結論與模型分析經過上述模型檢驗與修正后，得到最終的回歸結果為：(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，國內生產總值每變動一個單位，將引起貨幣供應量1.2102個單位的變動；在其他條件不變的情

12、況下，進出口差額每變動一個單位，將引起貨幣供應量變動-4.4443個單位；在其他條件不變的情況下，利率每變動1%，將引起貨幣供應量變動-2247.98個單位；在其他條件不變的情況下，外匯儲備每變動一個單位，將引起貨幣供應量變動15.0149個單位。并且，該模型反映了99.89%的真實情況。通過上面計量經濟學的回歸分析，我們可以得出如下結論：國內生產總值、我國進出口貿易差額、一年期存款利率和外匯儲備等因素確實對貨幣供應量存在影響。隨著國內生產總值的不斷增大，貨幣供應量也在不斷增多，以購買更多的商品，維持物價的穩定與經濟平穩增長。貨幣供應量與利率存在著負相關的關系，利率增大，會導致居民儲蓄的增多，從而導致市場上流通的貨幣減少。我們目前不斷增加的外匯儲備也是造成貨幣供應量不斷增加的原因，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間序列數據，未進行平穩性檢驗，可能導致回歸并不可信，另外由于GDP等對