货币供应量比率M i /M 0 的时间序列分解分析及预测
发布时间：2021-07-02 08:16
文章通过对1995年12月至2010年12月的货币供应量及Mi/M0的比率数据进行分析,并结合央行历次的存款准备金率调整政策,分析了货币供应量比率的发展变化趋势,从一方面证明货币供应量的内生性;其次,文章利用时间序列分解法对Mi/M0比率进行分解,求出其季节波动、长期趋势与周期波动,整个季节指数表现为上凸型曲线,且M2/M0比M1/M0的波动性更大。从长期趋势因素看,M2/M0上升趋势较之更明显,也说明广义货币的派生速度强于狭义货币。最后利用分解指标对2011年的Mi/M0比率进行了预测与分析。
【文章来源】：统计与决策. 2012,(08)北大核心CSSCI
【文章页数】：4 页
【部分图文】：
Mi/M0时间序列图
统计与决策２０12年第8期·总第356期来首次上调。然后又连续上调9次，从2011年4月21日起，上调存款类金融机构人民币存款准备金率0.5个百分点，此时，存款准备金率已达到1985年以来的最高点。提高存款准备金率，就减少了社会贷款总量，相应地也就减少了货币供应量，在货币市场上，货币供应量减少，货币需求就会增加，通过LM模型分析，需求（货币）增加LM左移，在国民收入变化不大的情况下，利率就会上升，这样人们的CPI指数下降，最终降低通货膨胀率。从图2看，2003年至2008年6月是一个上升的趋势，2008年9月金融海啸爆发，为了刺激经济复苏，央行连续4次下调存款准备金率直至13.5%，此后，由于4万亿刺激经济计划及相应政府投资的拉动，出现了流动性过剩的情况，2010年开始存款准备金率连续上调，又形成了一个上升的趋势。图2中国历年存款准备金率调整所以说，从整体上看，存款准备金率是一个上升的趋势，根据货币的乘数效应，相对于2004年，其减少的货币供应量达200%以上。但是实际上货币供应量仍然是在加速上升，流通中的现金M0从2007年年底的30375亿元增加到2011年2月底的47300亿元，M2更是从2007年年底的403442亿元增加到2011年2月底的736100亿元，增长了82.45%。这说明现代社会经济发展和金融创新技术等导致货币创造能力越来越强，也可以说明货币供应量主要受经济内生因素的影响。3时间序列分解模型经济时间序列的变化受许多因素的影响，可将这些因素分为四种，即长期趋势（T）、季节变动（S）、周期变动（C）与不规则变动因素。时间序列Y可以表示成以下函数形式：Yt=f()Tt,St,Ct,It(1)时间序列的分解方法较多，一般使用的有加法模型与乘法模型。加法模型如下：乘法模型如下：Yt
统计与决策２０12年第8期·总第356期与M1/M0的季节指数相比，前者的极差达20.4%，而后者只有17.4%。这说明广义货币对基础货币的变动更为敏感。图3SI指数及比较图4.2长期趋势分解这里对移动平均序列进行线性回归，得到以下回归方程。Tm1/m0=2.811+0.015t(10)t=116.764.17其中R2=0.961,F=4118.2Tm2/m0=7.296+0.0464t(11)t=91.760.25其中R2=0.956,F=3630.93从两个回归方程对比可以看出，Tm1/m0的变量系数为0.015，而Tm2/m0为0.0464，M1/M0的长期上升比率要低于M2/M0，即广义货币增长的速度要快于狭义货币。而对这种现象的解释结合存款准备金率趋势，可以说明广义货币的内生性。图4为两种比率的长期趋势图。此外，从原序列看，从2009年开始，M2/M0与M1/M0有一个加速上升的趋势，如果要测算这种加速上升趋势，可以加入虚拟变量，分别对其进行拟合，以更加精确地反映长期趋势的实际情况，而由于数据的长度较短，可能只是由于应对金融海啸所产生的一个短期冲击，这里不予以计算。图4长期趋势及比较图4.3周期变动分解在剔除季节变动与长期趋势后，我们得到Mi/M0序列的周期波动因素。从周期波动图（图5）看，1996~2000年，我国的Mi/M0比率是向下走的，且M1/M0比率略领先于M2/M0大概半年多的时间，即M1/M0在2000年1月已经触底，而M2/M0直到10月份左右才触底。此时周期变动比率跌到0.93左右；2001~2008年约为一个周期，此周期的特点是波动比较平缓，比率在0.93至1之间波动，此周期的后期阶段，M1/M0比M2/M0多了一个小波动，其触底又较之滞后大概1年左右。从2009年开始，这种
【参考文献】：
期刊论文
[1]开放经济条件下中国货币供给量内生性的实证分析（2000-2005）[J]. 石华军,肖珑,刘莅祥. 经济与管理. 2006(01)
[2]货币供应非完全外生性及实证[J]. 邵春梅. 统计与决策. 2003(10)
[3]货币供给的内生性与货币政策的效率——兼评我国当前货币政策的有效性[J]. 万解秋,徐涛. 经济研究. 2001(03)
[4]中国货币供给内生性或外生性问题的实证[J]. 冯玉明,袁红春,俞自由. 上海交通大学学报. 1999(10)
[5]中国经济市场化过程中的货币总量控制（续）[J]. 谢平,俞乔. 金融研究. 1996(02)
本文编号：3260102
【文章来源】：统计与决策. 2012,(08)北大核心CSSCI
【文章页数】：4 页
【部分图文】：
Mi/M0时间序列图
统计与决策２０12年第8期·总第356期来首次上调。然后又连续上调9次，从2011年4月21日起，上调存款类金融机构人民币存款准备金率0.5个百分点，此时，存款准备金率已达到1985年以来的最高点。提高存款准备金率，就减少了社会贷款总量，相应地也就减少了货币供应量，在货币市场上，货币供应量减少，货币需求就会增加，通过LM模型分析，需求（货币）增加LM左移，在国民收入变化不大的情况下，利率就会上升，这样人们的CPI指数下降，最终降低通货膨胀率。从图2看，2003年至2008年6月是一个上升的趋势，2008年9月金融海啸爆发，为了刺激经济复苏，央行连续4次下调存款准备金率直至13.5%，此后，由于4万亿刺激经济计划及相应政府投资的拉动，出现了流动性过剩的情况，2010年开始存款准备金率连续上调，又形成了一个上升的趋势。图2中国历年存款准备金率调整所以说，从整体上看，存款准备金率是一个上升的趋势，根据货币的乘数效应，相对于2004年，其减少的货币供应量达200%以上。但是实际上货币供应量仍然是在加速上升，流通中的现金M0从2007年年底的30375亿元增加到2011年2月底的47300亿元，M2更是从2007年年底的403442亿元增加到2011年2月底的736100亿元，增长了82.45%。这说明现代社会经济发展和金融创新技术等导致货币创造能力越来越强，也可以说明货币供应量主要受经济内生因素的影响。3时间序列分解模型经济时间序列的变化受许多因素的影响，可将这些因素分为四种，即长期趋势（T）、季节变动（S）、周期变动（C）与不规则变动因素。时间序列Y可以表示成以下函数形式：Yt=f()Tt,St,Ct,It(1)时间序列的分解方法较多，一般使用的有加法模型与乘法模型。加法模型如下：乘法模型如下：Yt
统计与决策２０12年第8期·总第356期与M1/M0的季节指数相比，前者的极差达20.4%，而后者只有17.4%。这说明广义货币对基础货币的变动更为敏感。图3SI指数及比较图4.2长期趋势分解这里对移动平均序列进行线性回归，得到以下回归方程。Tm1/m0=2.811+0.015t(10)t=116.764.17其中R2=0.961,F=4118.2Tm2/m0=7.296+0.0464t(11)t=91.760.25其中R2=0.956,F=3630.93从两个回归方程对比可以看出，Tm1/m0的变量系数为0.015，而Tm2/m0为0.0464，M1/M0的长期上升比率要低于M2/M0，即广义货币增长的速度要快于狭义货币。而对这种现象的解释结合存款准备金率趋势，可以说明广义货币的内生性。图4为两种比率的长期趋势图。此外，从原序列看，从2009年开始，M2/M0与M1/M0有一个加速上升的趋势，如果要测算这种加速上升趋势，可以加入虚拟变量，分别对其进行拟合，以更加精确地反映长期趋势的实际情况，而由于数据的长度较短，可能只是由于应对金融海啸所产生的一个短期冲击，这里不予以计算。图4长期趋势及比较图4.3周期变动分解在剔除季节变动与长期趋势后，我们得到Mi/M0序列的周期波动因素。从周期波动图（图5）看，1996~2000年，我国的Mi/M0比率是向下走的，且M1/M0比率略领先于M2/M0大概半年多的时间，即M1/M0在2000年1月已经触底，而M2/M0直到10月份左右才触底。此时周期变动比率跌到0.93左右；2001~2008年约为一个周期，此周期的特点是波动比较平缓，比率在0.93至1之间波动，此周期的后期阶段，M1/M0比M2/M0多了一个小波动，其触底又较之滞后大概1年左右。从2009年开始，这种
【参考文献】：
期刊论文
[1]开放经济条件下中国货币供给量内生性的实证分析（2000-2005）[J]. 石华军,肖珑,刘莅祥. 经济与管理. 2006(01)
[2]货币供应非完全外生性及实证[J]. 邵春梅. 统计与决策. 2003(10)
[3]货币供给的内生性与货币政策的效率——兼评我国当前货币政策的有效性[J]. 万解秋,徐涛. 经济研究. 2001(03)
[4]中国货币供给内生性或外生性问题的实证[J]. 冯玉明,袁红春,俞自由. 上海交通大学学报. 1999(10)
[5]中国经济市场化过程中的货币总量控制（续）[J]. 谢平,俞乔. 金融研究. 1996(02)
本文编号：3260102
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