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貨幣增長理論是研究貨幣同經(jīng)濟增長內(nèi)在關(guān)系的理論。它關(guān)注的是貨幣供給能否對經(jīng)濟中的實際變量產(chǎn)生影響的問題。對這一問題的不同回答產(chǎn)生了兩種觀點：一種觀點認為，貨幣供給在長期內(nèi)只影響各經(jīng)濟變量的名義值，而不影響經(jīng)濟變量的實際值，即“貨幣長期超中性”說；另一種觀點則認為，貨幣供給在長期內(nèi)同時影響經(jīng)濟變量的名義值與實際值，這是對“貨幣長期超中性”說的否定。關(guān)于貨幣與增長問題的現(xiàn)代文獻是從Tobin（1965）的《貨幣與經(jīng)濟增長》一文開始的。Tobin認為，在貨幣與實物資本之間分配著固定的儲蓄流，通脹率的增長降低了貨幣的真實回報，導(dǎo)致人們把現(xiàn)金轉(zhuǎn)換為資本的動機，這就是所謂的Tobin效應(yīng)。Sidrauski（1967）最先把貨幣放入效用函數(shù)，在貨幣增長模型中考慮到了消費者的理，認為貨幣能為消費者帶來正效用，從而說明了貨幣為何要存在的問題。但是，Sidrauski得出了貨幣中性的結(jié)論，考慮到貨幣對經(jīng)濟的影響，這個結(jié)論并沒有被大多數(shù)學(xué)者完全接受。本文試圖在一個修正后的Sidrauski模型基礎(chǔ)上，對我國貨幣供給與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行研究。
二、模型及其改進
（一）Sidrauski模型。Sidrauski（1967）最先在一個明確的Ramsey最優(yōu)化框架中建立了貨幣增長模型。假設(shè)一個無限期界的家庭通過解決跨時最優(yōu)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(shù)，效用函數(shù)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(shù)，因每一時刻經(jīng)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(chǎn)出f（kt）與人均政府轉(zhuǎn)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(yù)期的通貨膨脹率。因此，其現(xiàn)值Hamilton函數(shù)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(shù)，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(dǎo)致價格變動，將減少實際余額存量但并不影響穩(wěn)定的消費狀態(tài)，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(chǎn)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(zhì)。其中最主要的方法是將貨幣作為一種生產(chǎn)要素引入生產(chǎn)函數(shù)。龔六堂（2000）假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)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(tài)時的人均資本存量，促進經(jīng)濟增長。
修正后的Sidrauski模型在貨幣效用函數(shù)的基礎(chǔ)上，把貨幣因素也引入了生產(chǎn)函數(shù)，使貨幣對經(jīng)濟的影響能夠充分地反映到消費和生產(chǎn)中，從而能更準(zhǔn)確地分析貨幣因素對整個經(jīng)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(jīng)濟增長的關(guān)系，還有待于實證的檢驗。
三、數(shù)據(jù)描述和實證分析
（一）數(shù)據(jù)描述及處理。本文選取1978～2008年的年度數(shù)據(jù)進行分析，其中貨幣供給量以M2表示，經(jīng)濟增長以GDP表示。用商品零售物價指數(shù)平減M2與GDP，再除以人口總數(shù)（以當(dāng)年年末數(shù)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(shù)，分別記為LRM2，LRGDP。
（二）實證分析
1、時間序列的平穩(wěn)性分析。若兩個時間序列都是非平穩(wěn)的，那么即使它們之間不存在任何相關(guān)性，當(dāng)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(shù)據(jù)分析之前，首先應(yīng)檢驗各時間序列是否是平穩(wěn)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(xié)整分析。
2、協(xié)整檢驗與誤差修正模型
（1）協(xié)整檢驗。對序列進行Johansen協(xié)整檢驗，來判斷二者是否存在協(xié)整關(guān)系。（表1）由表1可知，LRM2，LRGDP在5%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關(guān)系，協(xié)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(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供給具有穩(wěn)定的關(guān)系，且國內(nèi)生產(chǎn)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(jīng)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(nèi)生產(chǎn)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(shù)為負，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供給具有的長期均衡關(guān)系使得短期內(nèi)國內(nèi)生產(chǎn)總值的非均衡狀態(tài)逐漸向長期均衡狀態(tài)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(jù)LR檢驗統(tǒng)計量，確定VAR的滯后階數(shù)p=1，得到VAR（1）的估計結(jié)果，見表2。（表2）從模型的整體檢驗結(jié)果來看，該VAR（1）模型是有效的。
4、脈沖響應(yīng)分析。用上面的VAR（1）模型進行脈沖響應(yīng)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(yīng)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(yīng)，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(wěn)。這表明，貨幣供給增長率具有調(diào)節(jié)機制，它的變動會促使央行采取相應(yīng)的貨幣政策，從而把貨幣供給拉回到經(jīng)濟均衡狀態(tài)時的水平；另一方面經(jīng)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(nèi)加快經(jīng)濟增長的速度，但是從長期來看，貨幣供給增長率對經(jīng)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(jié)論
（一）我國貨幣供給與經(jīng)濟增長之間存在著長期均衡關(guān)系。在我國經(jīng)濟社會發(fā)展的現(xiàn)階段，貨幣是非中性的：實際貨幣供給的增加會促進經(jīng)濟增長。
（二）從短期來看，實際貨幣供給的變動對國內(nèi)生產(chǎn)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(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系使得短期內(nèi)國內(nèi)生產(chǎn)總值的非均衡狀態(tài)逐漸向長期均衡狀態(tài)趨近。
（三）貨幣供給增長率與經(jīng)濟增長率之間存在如下作用機制：短期內(nèi)貨幣供給增長率的增加會加快經(jīng)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(chǎn)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(nèi)生性，但經(jīng)濟增長的最終動力卻來源于技術(shù)進步與制度變遷等非貨幣因素。這就要求我們在準(zhǔn)確運用貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟的同時，把主要精力放在技術(shù)創(chuàng)新、制度改革等方面，更好地促進國民經(jīng)濟發(fā)展。
主要參考文獻：
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自1971年美元這一國際本位貨幣擺脫黃金的束縛后，貨幣在全球范圍內(nèi)徹底虛擬化。隨后一個突出的現(xiàn)象就是虛擬資本在全球迅速膨脹。表現(xiàn)如:全球各國貨幣當(dāng)局的外匯儲備從1970年的近600億美元迅速膨脹到2013年底的11．4萬億美元;國際債券余額從1970年底的近900億美元擴張到2013年底的34萬億美元;全球國際銀行業(yè)的跨國要求權(quán)在1970年底不過2000億美元，2013年底則飆升至46萬億美元;全球外匯交易總額從1970年的幾百億美元上升到2013年的1100萬億美元。全球虛擬資本迅速膨脹的原因便在于貨幣虛擬化之后其本身嬗成為一種能量，并且這種能量對虛擬經(jīng)濟的推動作用遠遠高于實體經(jīng)濟，可以說虛擬資本的膨脹是貨幣虛擬化之后的歷史必然。貨幣能量功能是指在貨幣虛擬化條件下，貨幣在運動過程中所具有的主導(dǎo)經(jīng)濟運行以及獲取、配置資源的能力，這一點在國際本位貨幣這種載體上表現(xiàn)最為顯著。理論上講，當(dāng)黃金非貨幣化后，所有貨幣在流通時都失去了數(shù)量上的自然控制機制，必須依賴貨幣當(dāng)局控制貨幣供應(yīng)量。由于上世紀(jì)70年代世界各國普遍遭受了通貨膨脹的肆虐，貨幣當(dāng)局痛定思痛之下一般能夠有效控制貨幣數(shù)量的增長，除非某種特殊原因和需要，貨幣數(shù)量被有效控制在與GDP增長率相適應(yīng)的水平，以控制本國的物價。但是在貨幣徹底虛擬化之后，隨著經(jīng)濟形勢的發(fā)展，一些國際本位貨幣國家的貨幣當(dāng)局逐漸意識到貨幣能量的實際功能，這種功能主要作用于境外，即可直接從境外換取各種商品和資源，于是國際本位貨幣當(dāng)局可以通過增加貨幣的供應(yīng)量來謀利，這必然造成全球范圍內(nèi)的虛擬資本膨脹。我們可以描述一下這個形成機理:國際本位貨幣供應(yīng)國通過擴張的貨幣政策和財政政策來超額發(fā)行國際本位貨幣，由于貨幣能量功能的緣故，貨幣供應(yīng)國能夠在全球范圍內(nèi)有效獲取各種資源和服務(wù)，促進本國的經(jīng)濟福利。超額國際本位貨幣能量的注入是通過“市場經(jīng)濟手段”來實現(xiàn)的:第一，國際本位貨幣供應(yīng)國的央行可以通過降低本國利率、購買二級市場的國債等擴張性貨幣政策來有效增加市場中的貨幣能量，這既可以直接鼓勵私人部門的投資與居民消費，達到促進本國經(jīng)濟增長的目的，重要的是擴張的貨幣能量會進入虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域，刺激虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域的活動從而通過資本化和杠桿運作創(chuàng)造出更多的貨幣收入，來達到刺激本國經(jīng)濟繁榮的目標(biāo)。第二，國際本位貨幣供應(yīng)國的政府也可以通過減少企業(yè)和居民的所得稅來激勵投資和消費，或者通過轉(zhuǎn)移支付、補貼以達到提高本國企業(yè)競爭力和居民福利的政策目標(biāo)。通過這兩個手段產(chǎn)生的財政赤字和貿(mào)易逆差可以通過增加貨幣發(fā)行加以平衡，這勢必造成國際本位貨幣的超額供給。而經(jīng)常項目下的1單位國際本位貨幣的流出將導(dǎo)致世界擴張大致兩到三倍的流動性，這其中還不包括銀行乘數(shù)擴大的貨幣量［4］(P1－11)。以美元流入中國為例，1美元外匯流入中國后，拿到美元外匯的出口商在商業(yè)銀行兌換人民幣，商業(yè)銀行則在中國人民銀行兌換人民幣。這最終導(dǎo)致中國人民銀行新印7元人民幣來對沖1美元外匯，這時流動性已經(jīng)膨脹了一倍。而流入央行的1美元外匯又會通過投資美元計價的國債、股票等回流美國，在回流途中刺激了美國金融資產(chǎn)的創(chuàng)新，導(dǎo)致流動性的進一步膨脹。它最初是美元的國際性膨脹，其后是歐元和其他國際貨幣的跟進。充足的國際貨幣借助電子設(shè)備在不同區(qū)域飛速循環(huán)流動，充裕的貨幣動能刺激著全球虛擬資產(chǎn)規(guī)模不斷膨脹和經(jīng)濟虛擬化程度不斷加深，諸如股市、債市、匯市、金融衍生品市場、房地產(chǎn)甚至收藏業(yè)都空前繁榮。
二、貨幣能量的簡單公式說明
弗里德曼在表明經(jīng)濟流量與存量的關(guān)系時從宏觀視角給出認識收入資本化的公式:K=YR(1)(1)式中，K是資本存量，Y是國民收入，R是利息率。這實際是一個經(jīng)濟虛擬化的能量公式，K就是能被資本化的資產(chǎn)或說是國民收入Y能夠衍生出來的虛擬資本。假定利息率為5%，國民收入是10萬億美元，全部收入被資本化就意味著最大限量的資產(chǎn)價值將達到200萬億美元。這里強調(diào)的是對這個近似于爆炸的證券化或者資本化膨脹趨勢的唯一限制就是貨幣資金能量的可得性。以美國為例，當(dāng)美元失去黃金的約束被加速度提供出來(通過經(jīng)常項目長年累月的逆差)，這些美元回流美國時就成為巨大的能量，于是美國本土的債券、股票、外匯、期貨、金融衍生品等金融資產(chǎn)被加速度地創(chuàng)造出來，成為創(chuàng)造財富的機器，這也是美國虛擬經(jīng)濟(包括房地產(chǎn))一直發(fā)展、繁榮以及膨脹的根本原因。實際上貨幣能量是對這個公式的唯一限制，如果沒有充裕的貨幣能量，這個經(jīng)濟虛擬化能量公式就不會變得那么有力。延續(xù)公式(1)進行分析:K(m)=Y(m)R(m)(2)公式(2)強調(diào)了這個經(jīng)濟虛擬化的能量公式與貨幣能量的緊密關(guān)系，其中m代表貨幣能量，狹義上可理解為貨幣注入量的規(guī)模。這里僅僅進行定性分析，一旦有了貨幣能量的注入，這個公式會導(dǎo)致虛擬資本的加速膨脹。其基本邏輯是Y與R都與貨幣注入量有關(guān)，下面分別分析貨幣能量m對國民收入Y與利息率R的影響:第一，國民收入與貨幣能量的注入有關(guān)。在新古典的經(jīng)濟理論那里，國民收入是由各種要素投入如資本和勞動決定的，但是在經(jīng)濟虛擬化之后，經(jīng)濟運行方式發(fā)生了重大變化，一個顯著特征就是當(dāng)代貨幣收入的創(chuàng)造越來越脫離實體經(jīng)濟。GDP的創(chuàng)造不僅僅依靠制造業(yè)等實體經(jīng)濟了，各種資產(chǎn)的創(chuàng)造和炒作產(chǎn)生的GDP所占比例迅速增加，這些通過虛擬經(jīng)濟渠道獲得的收入是與貨幣能量密切相關(guān)的。格林斯潘意識到美國的GDP創(chuàng)造越來越依賴虛擬經(jīng)濟，1999年其在《貨幣政策面臨新挑戰(zhàn)》的講演中指出:“值得注意的是，目前GDP的成分正在朝著以主觀意志為基礎(chǔ)的價值增殖的方向迅速轉(zhuǎn)變。”弗里德曼也指出:“物價上漲何時何地都是一種貨幣現(xiàn)象”，在虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域，可以按照此邏輯同樣得出一個結(jié)論:“資產(chǎn)交易量大幅度上漲和資產(chǎn)價格上升也是一個貨幣現(xiàn)象?！碑?dāng)大量貨幣能量注入股市的時候，能夠看到市場活躍，交易量大幅度增加，股票指數(shù)也大幅度增加，于是印花稅、經(jīng)紀(jì)人提供服務(wù)所得的各種收入大幅度增加，這些收入都將計入當(dāng)年的GDP。比如中國2007年進入的牛市，交易量最大時曾達到日交易額4000多億人民幣。按調(diào)整后的印花稅率3‰對買賣雙方雙向征收計算，印花稅就要征收24億人民幣，這是一天的稅收，此外還有金融機構(gòu)中介服務(wù)1‰－3‰的交易手續(xù)費，按中間值計算，手續(xù)費大約有8億元，因此股市一天就創(chuàng)造了可以直接計入GDP的財富約32億人民幣。如果算上投資者計算的賬目差價利潤收入(不計入GDP)，所有來自股市的收入就會更多。這些收入絕大多數(shù)是現(xiàn)實的貨幣收入，是實際上有支付能力的收入，印花稅的稅收可用于增加公務(wù)員工資，也可以用于政府的各項購買支出，無論其去向如何最終都是印花稅大部分成為各類人員的收入。它們可以按市價購買真實產(chǎn)品和各種服務(wù)，也可以購買股票、債券等金融資產(chǎn)以及房地產(chǎn)。假定股市這一天增加的收入全部流入房地產(chǎn)市場，按照現(xiàn)在的房地產(chǎn)運行方式，這32億多資金可以作為首付款，按80%的住房抵押按揭貸款制度，就可能帶動約128億人民幣的貸款，這意味著房地產(chǎn)業(yè)得到了約160億人民幣增加的收入。同時這些貨幣收入是對房地產(chǎn)的需求，進一步導(dǎo)致房地產(chǎn)價格上漲。雖然股市一天創(chuàng)造的收入未必全部轉(zhuǎn)入房地產(chǎn)市場，但長期看，很大一部分收入將會進入地產(chǎn)、債市以及股市。
因為作為金融投資，這幾個市場之間具有替代關(guān)系，這使得通過股市炒作交易得到的貨幣收入很容易向債市以及房地產(chǎn)市場流動，特別是對長期活動在虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域的金融機構(gòu)來說。按照這個邏輯，在當(dāng)代經(jīng)濟越來越依賴虛擬經(jīng)濟運行的條件下，可以得出結(jié)論:如果貨幣m增加，通過虛擬經(jīng)濟渠道獲得的Y(m)收入是增加的。第二，貨幣能量對利息率R的作用。利息率的決定向來是一個比較復(fù)雜的問題(如存在存量與流量之爭)，馬克思認為利息是剩余價值創(chuàng)造利潤的一部分，而在凱恩斯那里，貨幣供求決定利息率，貨幣供應(yīng)量上升導(dǎo)致人們對票面利率固定的債券需求上升，從而推高債券價格，債券價格與利息率成反比，進而導(dǎo)致利息率下降。希克斯進一步將其推廣到商品市場，利息率由產(chǎn)品市場的儲蓄與投資及貨幣市場的供給與需求、即由IS－LM曲線共同決定，此外還有可貸資金供求決定利息率的理論。這里主要探討貨幣能量對利息率的影響。仍以美國為例，如前所述，在世界范圍內(nèi)環(huán)流的美元能量回流后會刺激美國虛擬經(jīng)濟的膨脹，其具體表現(xiàn)如:一方面貨幣能量直接進入美國的虛擬經(jīng)濟系統(tǒng)———美國的房地產(chǎn)和金融市場“動能”充裕了，于是房價、股價和其他金融類產(chǎn)品的價值就直接上升;另一方面，考慮到這些回流的美元有一部分不是直接進入美國的私營金融系統(tǒng)，比如中國的外匯儲備大部分就購買了美國的國債，這種條件下如何認識貨幣的能量作用?我們發(fā)現(xiàn)，這時貨幣仍然起著推動市場或行業(yè)繁榮的直接動能作用。假定這部分回流的美元全部進入美國的長期債券市場(以國債、機構(gòu)債和市政債券為主，和前述私營金融產(chǎn)品的主要區(qū)別在于這個市場有政府信用擔(dān)保)，這些貨幣能量直接促使美國國債市場的繁榮，進而導(dǎo)致長期國債利率的降低，如果進一步考慮到美國長期國債利率是美國債券市場融資的基準(zhǔn)利率這一因素，會發(fā)現(xiàn)進入此市場的貨幣能量帶來了一個更為深遠的影響，就是其間接導(dǎo)致了美國長期融資的資金成本的降低，即長期貸款利息率的下降，而低利率環(huán)境又極大刺激了投資者對貨幣的需求，刺激了貨幣動能的進一步創(chuàng)造。綜上，源源不斷以金融項目順差形式回流的美元貨幣能量，造成了美國境內(nèi)貨幣動能的極大充裕，加上其間接導(dǎo)致的長期低利率環(huán)境極大刺激了美國的金融創(chuàng)新，刺激了美國金融資產(chǎn)和流動性的迅速膨脹。從美元全球環(huán)流的角度來看，回流美國本土的貨幣能量能有效降低利息率，即m增加導(dǎo)致R(m)的下降。格林斯潘在“格拉斯潘之謎”中描述道:通常當(dāng)美聯(lián)儲依據(jù)宏觀形勢變動提升短期利率緊縮銀根時，用10年期國債利率度量的長期市場利率也會上升，反映短期利率變動直接影響以及貨幣政策對市場通脹預(yù)期變動的間接影響;然而2004年6月美聯(lián)儲決定提升短期利率時，長期利率不但沒有上升反而有所下降②。這實際主要是由于回流美元的充裕貨幣動能的作用，這些回流美元大量購買美國長期國債導(dǎo)致了美國長期利率的下降。顯然，貨幣能量m對經(jīng)濟虛擬化能量公式具有刺激作用:當(dāng)貨幣動能m充裕時，通過虛擬經(jīng)濟渠道獲得的Y(m)上升，而R(m)下降，在公式(2)的作用下，K(m)虛擬資本就會出現(xiàn)爆炸性增加。但是，K(m)在爆炸性增長過后，其本身又變?yōu)樵诙壥袌隹梢猿醋鞯奶摂M資本，這些炒作又會產(chǎn)生服務(wù)性的收入Y，變?yōu)榭梢岳^續(xù)資本化的收入流，于是動態(tài)化公式(2)變?yōu)?3):K(m)t+1=Y{m，K(m)t}R(m)t(3)觀察公式(3)可以發(fā)現(xiàn)這個動態(tài)化的經(jīng)濟虛擬化能量公式的限制條件仍然是貨幣能量的可得性。當(dāng)代由于美元、歐元等國際本位貨幣濫用能量功能導(dǎo)致貨幣動能充裕，在充足的貨幣動能刺激下，公式(3)所分析的過程不斷反復(fù)，持續(xù)數(shù)十年，于是虛擬資本膨脹和經(jīng)濟虛擬化的速度不斷加快，直到廣義流動性規(guī)模大大超過實際GDP，以分享利潤為目的投資行為被以獲取差價為目標(biāo)的投機所替代。投機活動導(dǎo)致大量貨幣能量在債市、股市、匯市、大宗商品期貨市場、金融衍生品市場、房地產(chǎn)市場以及收藏業(yè)市場等之間循環(huán)流動并將它們連成一個有機整體(這個整體即“虛擬經(jīng)濟”)，反過來這也使得它們成為蓄積貨幣能量的巨大流動性儲備池，這些市場的整體運行方式已經(jīng)與經(jīng)濟學(xué)經(jīng)典教科書所講的實體經(jīng)濟運行方式發(fā)生了根本變化，其主要根源就在于貨幣功能的嬗變，貨幣能量支撐起了虛擬經(jīng)濟這個客體的運行。
三、貨幣能量功能的進一步分析
貨幣的能量功能導(dǎo)致了國際本位貨幣如美元流出本國的規(guī)模越來越大，進而美元等國際本位貨幣在全球的環(huán)流過程實際上就是貨幣能量的流動過程，常年累月下來這個能量流動導(dǎo)致了國際本位貨幣國家內(nèi)部經(jīng)濟的虛擬化以及全球的廣義流動性膨脹。需要指出的是，在這個過程的初始階段，貨幣能量的注入使得國際貿(mào)易迅速發(fā)展，客觀上使很多發(fā)展中國家解決了自身發(fā)展過程中的金融壓抑問題，使其邁入經(jīng)濟增長的快車道，這也是貨幣能量刺激的一個方面。這里就貨幣能量繼續(xù)討論如下四個問題:第一，貨幣能量對虛擬經(jīng)濟和實體經(jīng)濟具有不同的推動作用，在當(dāng)代貨幣能量越是迅速創(chuàng)造出來，以制造業(yè)為代表的實體經(jīng)濟就越是被邊緣化，因為其創(chuàng)造財富需要一個生產(chǎn)過程，而虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域里的創(chuàng)造和炒作只需要有足夠的貨幣能量注入就夠了，經(jīng)濟虛擬化能量公式對貨幣能量的依賴性能夠充分說明這一點。于是當(dāng)國際本位貨幣國家借助貨幣能量的功能來提高本國國民福利的做法，一定會帶來外溢效應(yīng)，當(dāng)初始的貨幣能量進入貿(mào)易順差國時能夠刺激實體經(jīng)濟的發(fā)展，但到了一定地步，國際本位貨幣能量作用引致貿(mào)易順差國膨脹的流動性就會進入虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域，于是邏輯就變?yōu)樵谫Q(mào)易順差國的虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域貨幣能量大量進入，在經(jīng)濟虛擬化能量公式的作用下順差國虛擬經(jīng)濟也會快速膨脹。這個邏輯比前文所講的貨幣能量刺激全球虛擬資本膨脹更進一步分析了貨幣能量在流入國家內(nèi)部(貿(mào)易順差國)如何從刺激實體經(jīng)濟發(fā)展再到刺激虛擬經(jīng)濟膨脹的過程。第二，貨幣能量雖然突出表現(xiàn)在國際本位貨幣這個載體上，但在非國際本位貨幣國家內(nèi)部，由于法幣制度的建立，在國家信用支撐下貨幣實際上也已經(jīng)虛擬化了，其同樣是一種能量，同樣能夠決定本國內(nèi)部資源的配置。而且在各國內(nèi)部也可以分為虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)兩個部分，其虛擬經(jīng)濟系統(tǒng)的運行也高度依賴貨幣能量的流入與流出。向經(jīng)濟體系內(nèi)部注入貨幣能量有兩個去處:一是用來推動實體經(jīng)濟中的交易，從而與CPI和PPI有密切關(guān)系，但這往往會直接引致通貨膨脹;二是進入虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域購買資產(chǎn)，從而與資產(chǎn)的創(chuàng)造以及交易量、價格上漲存在密切關(guān)系。究竟與哪一個關(guān)系更密切，則取決于經(jīng)濟虛擬化的程度，如經(jīng)濟虛擬化程度較高的美國，貨幣能量的注入與資產(chǎn)的創(chuàng)造和交易更為密切，因為貨幣能量的充裕會迅速刺激金融資產(chǎn)的創(chuàng)造和擴張。與實體經(jīng)濟相比，貨幣能量對“經(jīng)濟虛擬化能量公式”的作用充分表明虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域的“產(chǎn)品制造”要快得多，所以貨幣能量對虛擬經(jīng)濟的刺激作用表現(xiàn)在資產(chǎn)價格膨脹以及金融創(chuàng)新使得各種新資產(chǎn)不斷被創(chuàng)造出來的過程，而在實體經(jīng)濟中，持續(xù)的貨幣能量注入則會引起長期的通貨膨脹，因為產(chǎn)品增加需要物質(zhì)過程，這個過程與貨幣創(chuàng)造過程并非同質(zhì)。而虛擬資產(chǎn)的創(chuàng)造與貨幣流動性的創(chuàng)造是同一類過程，它們都沒有物質(zhì)生產(chǎn)過程的約束，都主要依賴于制度和體制，它們可能的任何差異僅僅在于發(fā)行的制度和監(jiān)管方式及交易程序上的區(qū)別。實際上虛擬經(jīng)濟越發(fā)達，貨幣主導(dǎo)經(jīng)濟運行和支配資源的能量功能表現(xiàn)越突出。值得強調(diào)的是，在非國際貨幣國家貨幣的能量功能一般很少被政府和貨幣當(dāng)局直接使用，因為如果其直接向經(jīng)濟內(nèi)部注入貨幣能量很容易被行為者預(yù)期從而直接進入實體經(jīng)濟領(lǐng)域引起通貨膨脹，這一點與國際本位貨幣國家政府使用貨幣能量直接從外界獲取以及配置實際資源不同，由于國際本位貨幣國家的貨幣回流只會刺激其內(nèi)部虛擬經(jīng)濟膨脹，而不會直接引致通貨膨脹，這一切都是以“市場”的運行方式進行的。所以正是由于這種原因，國際本位貨幣國家將貨幣能量的功能發(fā)揮到了極致。但長期來看仍會導(dǎo)致嚴重問題，這已從次貸危機的深入蔓延得到印證。因此，貨幣能量功能的使用存在一個“度”的把握問題。第三，貨幣能量流動會有效刺激貨幣能量發(fā)行國虛擬經(jīng)濟的膨脹。隨著國際本位貨幣國內(nèi)經(jīng)濟虛擬化進程的加速，現(xiàn)代經(jīng)濟活動出現(xiàn)了一種可以在一定程度上脫離物質(zhì)生產(chǎn)過程而獨立運行的經(jīng)濟運行方式，這種方式對貨幣能量的依賴性越來越強，貨幣能量的功能從中得到了淋漓盡致的發(fā)揮。在經(jīng)濟虛擬化的環(huán)境中，貨幣是虛擬經(jīng)濟活動的第一推動力。當(dāng)一定數(shù)量的貨幣進入經(jīng)濟系統(tǒng)中某一個市場或者行業(yè)時，積聚在貨幣中的能量將影響經(jīng)濟主體的行為，進而影響整個市場乃至經(jīng)濟系統(tǒng)的運行。第四，進入經(jīng)濟虛擬化狀態(tài)的市場經(jīng)濟為一個附著在物質(zhì)系統(tǒng)上的價值系統(tǒng)。遵循的基礎(chǔ)理論必須將市場經(jīng)濟的本質(zhì)屬性看做是價值的，而不是物質(zhì)的。所謂物質(zhì)系統(tǒng)是指人類社會用以滿足人類物質(zhì)文化需求的各種產(chǎn)品和服務(wù)的生產(chǎn)，以及相關(guān)各類資源的生產(chǎn)、開發(fā)活動;價值系統(tǒng)則由兩個子系統(tǒng)構(gòu)成，一是直接附著在物質(zhì)系統(tǒng)上的價格系統(tǒng)，指各種商品、勞務(wù)以及資源的價格體系及其形成機制;二是純粹的價值系統(tǒng)，它們是附著在物質(zhì)系統(tǒng)上的價格體系的衍生物，沒有前者的物質(zhì)內(nèi)容和效用。對于物質(zhì)系統(tǒng)以及附著于其上的價格系統(tǒng)，新古典的微觀經(jīng)濟學(xué)描述了在實體經(jīng)濟中價格系統(tǒng)如何決定著人們的生產(chǎn)、交換、分配和消費，也即價格系統(tǒng)如何決定市場經(jīng)濟“生產(chǎn)什么、怎樣生產(chǎn)、為誰生產(chǎn)、”這三大經(jīng)濟問題。但是微觀經(jīng)濟學(xué)中沒有貨幣，沒有金融以及房地產(chǎn)的投機炒作活動，沒有呆壞賬和金融危機。它不是現(xiàn)實的市場經(jīng)濟，更不是當(dāng)達國家經(jīng)濟虛擬化之后市場經(jīng)濟形態(tài)。經(jīng)濟虛擬化之后的經(jīng)濟運行方式高度依賴于貨幣能量，貨幣能量的注入和分配成為決定經(jīng)濟運行和資源配置的第一序力量，如美國由于享有國際本位貨幣的發(fā)行權(quán)，可直接通過資本市場、房地產(chǎn)等虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域的交易配置資金能量和貨幣收入，這就是說有了國際本位貨幣資金的發(fā)行和配置機制就可以在世界范圍內(nèi)獲得配置資源的權(quán)利。依附在資源稟賦和效用基礎(chǔ)上的相對價格體系配置資源的功能已經(jīng)降為第二序。
四、結(jié)論
信息經(jīng)濟學(xué)研究范式在分析貨幣政策調(diào)整對公司投資決策的影響時，認為公司的資產(chǎn)負債表是一個整體，左右兩側(cè)相互影響，公司的資產(chǎn)狀況會影響公司的融資能力，而公司外部資金的可得性反過來影響公司的投資決策，其機理在于投資者和公司之間存在信息不對稱。由于信息不對稱，債權(quán)人與公司之間就會出現(xiàn)逆向選擇和道德風(fēng)險，即相對于外部債權(quán)人，公司的所有者（實際控制者）對公司投資項目擁有較多的信息，或者是當(dāng)債權(quán)人把資金借給公司后，公司的管理者可能會發(fā)生敗德行為。債權(quán)人為了控制逆向選擇或道德風(fēng)險，會限制信貸資金的供應(yīng)量，對小公司會出現(xiàn)信貸配給，對大公司會出現(xiàn)債務(wù)積壓，限制了公司外部債務(wù)資金的可得性，此時資金市場就不能由資金供求調(diào)節(jié)而出現(xiàn)均衡，而是債權(quán)人根據(jù)自身期望收益最大化確定均衡價格，均衡價格確定資金的供給量和需求量。這種研究范式是從市場主體最優(yōu)的角度去分析問題，而不是從市場均衡的角度去分析問題。本文主要是基于信息經(jīng)濟學(xué)的研究范式，考察貨幣政策影響公司投資的融資約束渠道的存在性，即貨幣政策調(diào)整是否會改變公司外部融資約束程度，進而影響公司投資支出。
二、假設(shè)的提出
研究表明，1998年以來我國實施的擴張性財政政策對全國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率增長、省份經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率增長和技術(shù)進步具有較強的促進作用（郭慶旺、賈俊雪，2005）。這意味著擴張性財政政策不僅可以改善經(jīng)濟環(huán)境和投資環(huán)境，在量的方面增加公司利潤，而且可以在質(zhì)的方面提高公司效率。另外，由于擴張性財政政策可以通過增發(fā)國債等方式擴大購買支出，通過轉(zhuǎn)移支付方式調(diào)整收入分配，借以刺激消費和投資增長；通過稅收政策減少稅收支出，進而刺激公司再投資，拓展資本規(guī)模。因而，擴張性財政政策有利于公司會計業(yè)績的增長。而擴張性貨幣政策通常意味著貨幣供給增加和利率下降，信用也變得更加充足，新的投資項目將更為有利可圖；與此同時，在擴張性貨幣政策下，每一利率水平下的需求也會增加，這些都會導(dǎo)致公司有更好的盈利機會和盈利水平。根據(jù)以上分析，我們提出以下假說1：假說1：擴張性貨幣政策與公司的會計業(yè)績顯著正相關(guān)。
三、模型設(shè)計
1.模型設(shè)計。為了檢驗不同貨幣政策下的公司績效之間的差異，本文使用績效的托賓Q模型，此模型是近來研究公司績效的學(xué)者常使用的模型（Fazzraietal，1988，KaplanandZingales，1997，Duehinetal，2009）。具體模型如下。AP代表會計業(yè)績包括三個指標(biāo)：營業(yè)利潤率、利潤率、凈利潤率（營業(yè)利潤、利潤總額和凈利潤除以年度平均總資產(chǎn)），t代表時間下標(biāo)，i代表公司下標(biāo)，TobinQ代表公司成長機會，LDBL是財務(wù)杠桿，MP表示貨幣政策類型啞變量。
2.貨幣政策類型的界定方法。根據(jù)對2007年至2014年第三季度貨幣政策執(zhí)行報告的解讀，我國貨幣政策根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展需要進行了相機適應(yīng)性調(diào)整。雖然由于篇幅的原因，沒有列示貨幣政策執(zhí)行報告及其類型，但是，我國自2001年第1季度至2007年第1季度一直使用穩(wěn)健性貨幣政策，中間雖然也存在一些微調(diào)，但都沒有更改基本的貨幣政策類型。貨幣政策發(fā)生重大變化是從2007年第二季度開始的。為了控制經(jīng)濟增長過快，公司績效過度，國家及時采用了適度從緊貨幣政策，適度從緊貨幣政策實施了兩個季度后，政府認為經(jīng)濟增長速度依然過快，貨幣政策改為緊縮貨幣政策，緊縮性貨幣政策實施了三個季度，由于受到國際金融危機的影響，經(jīng)濟從增長過快轉(zhuǎn)向趨冷，自2008年第3季度開始采用適度寬松的貨幣政策。總的來說，從2007年第2季度至2008年第2季度實行的是緊縮的貨幣政策；從2008年第3季度到2010年第4季度實行的是寬松的貨幣政策；從2011年第1季度至2014年第3季度實施的是穩(wěn)健的貨幣政策。
四、樣本選取及假設(shè)檢驗
本文數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，公司財務(wù)數(shù)據(jù)使用2007年第一季度到2014年第三季度報告數(shù)據(jù)，貨幣政策執(zhí)行報告來自中國人民銀行網(wǎng)站。剔除下列公司數(shù)據(jù)：（1）公司財務(wù)數(shù)據(jù)中存在缺失值的數(shù)據(jù)，（2）季度銷售收入增長兩倍和減少一倍的數(shù)據(jù)，（3）總資產(chǎn)季度增長一倍和減少一倍的數(shù)據(jù)：（4）金融行業(yè)公司數(shù)據(jù)。為了保持更多樣本觀測值，將主要研究變量的上下1%的數(shù)據(jù)使用1%分位和99%分位值替代?？紤]到季度數(shù)據(jù)可能存在季度變化特征，在設(shè)定研究視窗時，既要考慮貨幣政策的變化，又要考慮數(shù)據(jù)季度特征的影響。因此，本文將研究視窗設(shè)計如下表。
1.描述統(tǒng)計。從上圖中可以看出，所研究變量的均值基本都大于中位數(shù)，說明這些變量都存在右偏。由于篇幅原因沒有列出主要變量各季度均值變化表，表中可以看出，托賓Q值和流動比率成周期性的，反向變化。從2007年第二季度到2008年第二季度中央銀行實施緊縮貨幣政策，在此期間，公司托賓Q值都高于均值，其它季度公司托賓Q值都低于均值，這表明緊縮貨幣政策主要是為了抑制經(jīng)濟增長過快。在經(jīng)濟高速增長時期，受貨幣供給的影響，公司的價值在逐漸減少。
2.相關(guān)性分析。因為篇幅原因沒有列出各個變量的相關(guān)性分析，從表中發(fā)現(xiàn)各變量之間相關(guān)系數(shù)都顯著低于0.5，說明各變量之間沒有顯著地相關(guān)性，不存在多重共線性。
論文摘要: IS曲線是指產(chǎn)品市場上總供給和總需求相等的點連成的曲線，反映產(chǎn)品市場上的均衡;LM曲線是指貨幣市場上總供給與總需求相等時的曲線，反映供給市場上的均衡.IS-LM模型是描述產(chǎn)品市場和貨幣之間相互聯(lián)系的理論結(jié)構(gòu)。它代表產(chǎn)品市場和貨幣市場同時均衡的利率和收入。本文通過對中國1978—2007年宏觀經(jīng)濟各個構(gòu)成的分解來了解中國的消費函數(shù)、投資函數(shù)和貨幣供求函數(shù)以及產(chǎn)品市場和貨幣市場均衡，從而得出財政政策和貨幣政策對宏觀經(jīng)濟的調(diào)整和影響。
一、理論模型及分析
定義式Y(jié)＝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(chǎn)品和服務(wù)凈出口額
消費函數(shù):C=a+bY，
投資函數(shù):I=e-dr
凈出口函數(shù):NX=f-mY-nr
數(shù)據(jù)采用1978年到2007年數(shù)據(jù)，采用eviews5.0軟件進行分析.
（一）中國的消費函數(shù)
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(shù) =0.9884，說明信賴度較高， =0.9880，T檢驗?zāi)軌蚝芎玫耐ㄟ^.該方程較理想。
（二）中國的投資函數(shù)
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(shù)為負數(shù)，t檢驗值也能夠通過，但是可決定系數(shù)R2=0.28太低，所以該式為理論式。
考慮到當(dāng)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(shù)，R2的值提高了，但是t檢驗值降低了，并且利率的系數(shù)變成了正，與理論不符合。
考慮到政府主導(dǎo)我國經(jīng)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(shù)R2的值提高了， t檢驗值都不能完全通過，而且利率的系數(shù)變成了正，與理論不符合。在這種情況下，優(yōu)先考慮理論式，所以我們采納(2)。
（三）中國的凈出口函數(shù)
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(shù)比較高，但是t值相當(dāng)?shù)?，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(jié)果基本上能夠通過．但這個式子和上述③同樣Y的系數(shù)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(tǒng)計上有系列相關(guān)的矛盾的方法。關(guān)于凈出口函數(shù)，采納③ 。
（四）中國的貨幣供求均衡式
基本模型為M/P＝kY－h(huán)r
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(jù)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
其圖形如下
[論文關(guān)鍵詞] 資源 戰(zhàn)略 價格
[論文摘要] 全球 經(jīng)濟 增長放緩導(dǎo)致礦產(chǎn)資源需求減少，促使國際資源價格走低。美元貶值趨勢改變的預(yù)期將直接導(dǎo)致以美元計價的國際礦產(chǎn)資源價格走低。國際礦產(chǎn)資源價格走低，為我國資源外向型戰(zhàn)略的實施提供了難得發(fā)展機遇。
長達十年的美元貶值道路有可能在近期觸底，從而走出美元反轉(zhuǎn)走勢，這樣就為我國的資源外向型戰(zhàn)略的實施提供了發(fā)展機遇。
1.決定國際礦產(chǎn)資源價格的主要因素
決定國際礦產(chǎn)資源價格主要因素有兩個：國家間資源供求關(guān)系因素和資源計價貨幣與其他貨幣的匯率因素。
資源供求關(guān)系因素是指：在自由 市場 中，一方面，隨著對資源需求量的增加，資源價格會逐步走高。反之，其價格逐步走低。隨著對資源需求量的減少，資源價格會逐步走低。反之，其價格逐步走高。另一方面，隨著資源價格上升，資源需求量會逐步減少，會隨著價格下降而增加。隨著資源價格的上升，資源供給量會逐步增加，會隨著價格下降而減少。根據(jù)以上兩面的機制，在自由市場上，由于資源價格要變動到其均衡水平，所以過剩和短缺都是暫時的。供求定律是任何一種物品價格的調(diào)整都會使該物品的供給與需求達到新的平衡。而影響需求和供給變化的因素往往很多很復(fù)雜。
資源計價貨幣與其他貨幣的匯率因素：在自由市場中，一方面，資源計價貨幣如果對其他貨幣出現(xiàn)貶值，那么，以此計價的資源價格會逐步上升，反之，以此計價的資源價格會逐步降低。另一方面，隨著資源價格的逐步上升，對資源需求量會下降，資源需求量下降又會使資源價格走低，資源價格走低，反映到資源計價貨幣上，說明此貨幣會逐步走強，反之，資源價格走高，資源計價貨幣走弱。因此，在自由市場中，資源計價貨幣與其他貨幣的匯率也會在動態(tài)中尋求平衡，影響匯率走勢的因素也是很多很復(fù)雜的。
論文關(guān)鍵詞：通貨膨脹率,食品供給,剛性需求,翹尾因素
引言
2008年的金融危機給全球各國的經(jīng)濟增長帶來致命的打擊，中國經(jīng)濟也面臨了前所未有的不利沖擊，中國政府適時采取寬松的貨幣政策和積極的財政政策，在政府空前力度的經(jīng)濟刺激政策的實施下，我國經(jīng)濟在逆勢中步步向好，2009年呈現(xiàn)出令世人驚嘆的“V”型回升。貨幣供給和金融機構(gòu)信貸超常擴張是經(jīng)濟迅速回升增長的強大驅(qū)動力。2009年我國狹義貨幣M1和銀行信貸這兩個指標(biāo)年增長率達到25%左右。M1和銀行信貸如此天量增長也給經(jīng)濟發(fā)展帶來負面影響，市場上對通貨膨脹的預(yù)期不斷加大，對于是否引發(fā)未來通貨膨脹爭議不斷，但對于加大經(jīng)濟系統(tǒng)的通貨膨脹壓力這一觀點達成共識。隨著2010年1-5月份宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)的陸續(xù)出臺，市場對于通貨膨脹的討論甚囂塵上，因此理性分析當(dāng)前通貨膨脹形勢無論是對個人認清當(dāng)前的宏觀經(jīng)濟情況還是對于未來貨幣政策的制定和實施都具有切實的指導(dǎo)意義。
現(xiàn)有研究成果的簡單回顧
通貨膨脹本質(zhì)上就是一種貨幣現(xiàn)象，是貨幣供給大于貨幣實際需求，而引起的一段時期內(nèi)物價持續(xù)而普遍地上漲現(xiàn)象。長期以來，學(xué)術(shù)界關(guān)于通貨膨脹的研究從來沒有停止過。主要分為兩類分析，一類是研究通貨膨脹與其他經(jīng)濟變量的關(guān)系；劉霖、靳云匯（2005）以1978-2003的年度數(shù)據(jù)構(gòu)建經(jīng)濟增長率、貨幣增長率、通貨膨脹率三變量VAR模型，研究顯示，從長期看價格水平上升時，未來貨幣供給增長率下降，這一規(guī)律可能與中央銀行利用貨幣政策工具對付通貨膨脹的行為有關(guān)。另一類是專門研究我國通貨膨脹的特性如成因、類型、慣性特征等；陳彥斌（2008）通過對2003-2007年我國通貨膨脹的研究發(fā)現(xiàn)，2003以來的通貨膨脹具有結(jié)構(gòu)性、非平衡性、溫和性等特點；同時具有需求拉動通貨膨脹和成本推動通貨膨脹的特征，流動性過剩對居民消費價格上漲的影響還不明顯。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，運用當(dāng)前的最新數(shù)據(jù)、以比較說明的方法為主，分析當(dāng)前我國經(jīng)濟的通貨膨脹形勢。
當(dāng)前物價上漲的主要原因
自居民消費價格指數(shù)（CPI）同比增長率由負增長扭轉(zhuǎn)為正增長以來，CPI同比增長率不斷攀升，1月份為1.5%，5月份攀升到3.1%，創(chuàng)19個月新高，首破通貨膨脹警戒線。市場的通脹預(yù)期愈演愈烈，通貨膨脹真的來臨了嗎？
事實上，仔細分析居民消費價格指數(shù)的構(gòu)成部分可知：食品和居住這兩大類的價格上漲是拉動居民消費價格指數(shù)上漲的最主要動力。（見表1）從表中可直觀看出，食品類和居住類的同比上漲率均高于CPI的同比上漲率，其中食品類的上漲率往往是CPI上漲率的兩倍之高。又由于在我國CPI構(gòu)成中，我們賦予食品和居住這兩大類的權(quán)重相對比較高，綜合這兩方面的因素，可以認為當(dāng)前我國居民消費價格指數(shù)上漲主要是由食品和居住這兩大類拉動起來的。以4月份為例，食品價格上漲5.9%。居住價格上漲4.5%，占2.8%同比漲幅的93%。由此可知，當(dāng)前CPI的上漲很大程度上是結(jié)構(gòu)性因素造成的，并不是全面的價格上漲。
表12010年1-5月份CPI分類別同比上漲率單位：%
月份
類別
1月份
2月份
3月份
4月份
5月份
CPI同比上漲率
1.5
2.7
2.4
2.8
3.1
食品類同比上漲率
3.7
6.2
5.2
5.9
6.1
居住類同比上漲率
2.5
3.0
3.3
論文關(guān)鍵詞：貨幣需求,貨幣偏好,協(xié)整
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?yōu)榱藵M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(yù)防需求，是指人們?yōu)榱祟A(yù)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(yù)防貨幣需求都是收入的函數(shù)，所以可以把兩者結(jié)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(shù)關(guān)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?yōu)榱俗プ∮欣馁徺I生利資產(chǎn)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(guān)。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(shù)，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(shù)為，其中為滿易動機和預(yù)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(diào)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(chǎn)，并強調(diào)人們持有貨幣而不是其他資產(chǎn)，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(shù)，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(wù)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(chǎn)和實物資產(chǎn)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(chǎn)間的分配情況，取決于各種資產(chǎn)的相對收益率。這些資產(chǎn)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(shù)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(chǎn)的收益率，代表預(yù)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(xié)整檢驗、誤差修正模型(ECM)、方差分解法來構(gòu)建我國的貨幣需求函數(shù)，并對各因素貢獻程度進行分析，以為在以內(nèi)生性貨幣供給為主要特點的供給分析中提供基準(zhǔn)。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(shù)據(jù)。
二、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源
(一)模型設(shè)定
對變量指標(biāo)進行選擇時要依據(jù)：一是所選擇指標(biāo)的數(shù)據(jù)比較容易獲得，二是指標(biāo)應(yīng)真實地反映所代表變量。根據(jù)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(tǒng)計指標(biāo)：
一、反映收入的經(jīng)濟總量指標(biāo)。我們采用現(xiàn)期收入即真實國民收入表示，記為LNI。它是名義經(jīng)物價指數(shù)調(diào)整后的實際值的自然對數(shù)。
二、反映貨幣機會成本的指標(biāo)。所選機會成本指標(biāo)有兩類，一類是反映持有貨幣收益的機會成本指標(biāo)，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?lián)p失的預(yù)期通貨膨脹成本，對通貨膨脹的預(yù)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(jù)劍橋現(xiàn)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(shù)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(jīng)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(jié)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
-4.439428***
關(guān)鍵詞：黃金價格；實證分析；影響因素
一.背景與意義
黃金作為一種特殊商品，兼有商品屬性，金融屬性，貨幣屬性，目前在各國外匯儲備中占有重要的地位。黃金之所以如此特殊與國際貨幣體系的演進密不可分。
最早的國際金本位制度是在多國實行金本位制的基礎(chǔ)上形成的，是一種最早的自發(fā)的國際貨幣體系。它的主要內(nèi)容是：黃金是國際貨幣，匯率是由兩國的貨幣的含金量決定，金幣可以自由鑄造，自由融化，金幣具有無限法償能力，以及銀行可以自由兌換金幣，金幣可以自由輸出或輸入國境。此時的金本位制尚有金塊本位制和金匯兌本位制兩種類型，無論哪種類型都體現(xiàn)了黃金在國際支付中的巨大作用。
隨著第一次世界大戰(zhàn)的結(jié)束，金本位制度的瓦解，布雷頓森林體系的建立，將國際的支付體系改成為：黃金與美元掛鉤，各國貨幣與美元掛鉤；的雙掛鉤制度，彌補了金本位制時黃金供給的不足，資源浪費等問題，但因為美元危機引起人們對美元失去信心，美國與其他國家矛盾加劇，最終導(dǎo)致布雷頓森林體系的崩潰。
因美元不能時刻保持與黃金的市值掛鉤，又維持經(jīng)濟的持續(xù)騰飛的“特里芬”難題的出現(xiàn)使得牙買加體系浮出水面，并延續(xù)至今：它規(guī)定浮動匯率制度的合法性，減弱與黃金掛鉤的貨幣制度等。在如今的國際貨幣體系中，不能否認黃金所起的重要作用，在各國的黃金儲備中仍然是占比最大的重要資產(chǎn)。
而我國黃金市場在經(jīng)歷了半個世紀(jì)的變遷后，在2002年10月30日，上海黃金交易所正式開業(yè)，可以交易黃金，白銀，鉑金等貴金屬。這也標(biāo)志著中國黃金市場開始走向市場化。
黃金作為作為具有價值尺度，支付手段，貯藏手段，流通手段的重要商品影響其因素很多，本文主要考慮的有：美元價格，匯率，GDP，CPI，外匯儲備。
二.實證分析
本文選取上海期貨交易所AU100，2009年1月5日到2013年12月31日共計1250個黃金交易數(shù)據(jù)，如今上海黃金交易所交易的黃金品種有AU99.99，AU99.95，AU100，PT99.95，這些指標(biāo)分別表示黃金的純度。而筆者選擇AU100的原因是此種黃金的計價單位為100g，而其他品種的黃金計價單位為1000g，本文的主要想測量的價格波動時我國消費者所購買的黃金的價格變化情況，所以AU100更能反映所觀察目標(biāo)。
2.1最小二乘法估計
用單位個檢驗的方法檢驗我國黃金價格受到哪些因素的影響，由于數(shù)據(jù)是時間序列型，需要對其平穩(wěn)性進行檢驗，建立模型為：
y=b0+b1x0+…+∑ni=1Xibi+1+e i=1，2…n
由于最小二乘法的估計變量越多，隨機誤差越大，會出現(xiàn)重復(fù)共線的問題，所以選擇兩個有代表性的變量來反映其與黃金價格之間的線性關(guān)系。，它們是，匯率變化情況X1，上證綜合指數(shù)變化情況X2，之所以選擇匯率和上證綜指，是考慮到黃金以美元標(biāo)價，消費者的投資，經(jīng)濟的發(fā)展程度可以通過股票指數(shù)來反映，因此，利用EVIEWS對上述模型進行檢驗，可以得到如下結(jié)果：
上圖為上證綜指變量，匯率變量的散點圖，可以看出他們的關(guān)聯(lián)性不大，在2010年以前匯率基本不變的情況下，上證綜指指出在2008年的低點開始向上反彈，之后上證綜指都在其周圍波動，總體有向下行走的趨勢，而匯率在2010年之后一直處于下滑的趨勢中。說明兩者的相互影響，可能影響黃金的價格。
黃金價格會變化0.03426個單位，匯率上漲一個單位，黃金價格會下降1.58887個單位。而由于我國大盤指數(shù)一直在2000+左右浮動，人民幣近幾個月也出現(xiàn)貶值傾斜，由此可以看出黃金價格的下跌與這兩者有一定的關(guān)系。
2.2 格蘭杰因果檢驗
為了進一步找到影響黃金價格的因素，又不僅僅從線性關(guān)系的角度加以衡量，所以考慮到用格蘭杰因果檢驗。而時間序列的數(shù)據(jù)都必須建立在數(shù)列穩(wěn)定的基礎(chǔ)上進行，所以仍要對其的平穩(wěn)性進行檢驗，為了減小數(shù)據(jù)間的波動，直接對其取對數(shù)。相關(guān)變量選的是貨幣供給量M2，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，消費者物價指數(shù)CPI，以及匯率的變化X2，上證指數(shù)的變化X1。
通過對上證綜指X1，匯率變化X2的因果檢驗可知X1，X2都為黃金價格變化的原因，也進一步驗證前面的最小二乘法的估計，這里匯率指的與美元的匯兌的比率，也說明黃金價格在美元的貶值或升值中得到改變，由于美國的量化寬松的貨幣政策的退出，美國經(jīng)濟的復(fù)蘇，強勁的美元有不斷升值的可能，也也預(yù)示著黃金價格會在美元升值背后開始有下滑的趨勢，當(dāng)然黃金價格還會受到其他因素的影響，這使得即使美元升值也不是一定會導(dǎo)致黃金價格的下降，還需要考慮其它影響因素的作用。
三，結(jié)論及建議
通過選取上證綜合指數(shù)，匯率，貨幣供給量，國內(nèi)生產(chǎn)總值，消費者物價指數(shù)指標(biāo)進行實證分析來探討影響我國黃金價格的因素得出如下結(jié)論：
首先黃金價格是受多因素影響的，它與上證綜指成正相關(guān)關(guān)系，和美元的匯率成負相關(guān)關(guān)系。黃金作為特殊商品不僅與股票指數(shù)息息相關(guān)，也因其作為世界的貨幣而受到美元的影響。在大盤指數(shù)趨于低谷之時，會使黃金價格趨于走低的趨勢。美國經(jīng)濟的復(fù)蘇，是美元走強，也是推動最經(jīng)黃金價格走低的另一方面原因。
其次黃金價格還受CPI，M2等變量的影響。從實證結(jié)果可以看出，有時候的黃金價格上升不是因為美元真的走低，或者大盤走高，而是由于通貨膨脹原因?qū)е碌?，通貨膨脹的強弱會帶動消費品的價格的走高或低，黃金盡管是特殊商品，但仍然具有商品的屬性，特別是在我國，由于傳統(tǒng)價值觀念的影響，結(jié)婚等重要意義的時刻黃金商品是不可或缺的物品，所以會在一定程度上受CPI價格的影響。
第三黃金價格不收GDP指標(biāo)的影響。通過實證分析得出，經(jīng)濟的增長速度對黃金價格的影響不明顯，所以如今的經(jīng)濟增速稍稍放緩，但那不是影響黃金價格的重要因素。
因此建議持續(xù)關(guān)注黃金市場的投資者或消費者，不要僅僅考慮黃金市場供給需求的影響因素，還要考慮美元的強弱，股票市場的運行，以及廣義貨幣供應(yīng)量等因素。
（作者單位：貴州財經(jīng)大學(xué)）
參考文獻
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[2] 王申強.黃金市場分析與中國黃金市場可持續(xù)發(fā)展.碩士學(xué)位論文.2009年5月
[3] 張曉麗.黃金價格影響因素分析.碩士學(xué)位論文.2013年4月
