货币供应量范文精选

一、引言

货币政策中介目标的选择没有统一的模式。20世纪80年代以后，金融创新使货币供应量的概念变得模糊，许多国家选择利率作货币政策中介目标。1996年中国人民银行把货币供应量作为我国货币政策的中介目标。以货币供应量作为货币政策中介目标，一是可测性强，二是可控性强，三是与最终目标的相关性高。自1996年中国人民银行把货币供应量作为我国货币政策中介目标以来，货币供应量与宏观经济的总体关联度在增强，我国经济稳定较快增长。

但部分学者不这样看，他们认为货币供应量已不适宜作为我国货币政策中介目标，而应以其他金融变量作为中介目标。其理由，一是认为基础货币投放难以控制和货币乘数不稳定，从而货币供应量的可控性较差并且下降。二是说我国货币流通速度下降，短期货币需求函数不稳定，货币量与物价和产出的相关性被削弱，因而货币供应量已不适合作为货币政策的中介目标[1][2][3]。

本文通过对1996年以来我国货币供应量的可控性与相关性进行分析，以期证明货币供应量作为货币政策中介目标的有效性。

二、我国货币供应量与经济增长之间的相关性分析

(一)货币供应量相关性的理论分析货币政策有无真实效应(是否影响产量和就业)，取决于总供给曲线的形状。古典理论认为总供给曲线是垂直的，无论总需求怎样变化，产出水平都不会发生移动，因此货币是中性的。凯恩斯把总供给曲线看成是水平的，实行扩张性财政、货币政策使就业和产量增加，但不影响价格水平。垂直的和水平的总供给曲线是两种极端情形，正常的总供给曲线是一条向上倾斜的曲线。因改革开放带来经济持续高增长，到20世纪末我国商品供求状况转变成了买方市场；加上亚洲金融危机的影响，我国20世纪末出现了有效需求不足、物价持续下降、经济增长减缓的局面。在金融方面，防范和化解金融风险成为头等大事，商业银行对信贷工作提出了贷款质量终身负责制和新增贷款不良比率为零的指标要求，贷款更谨慎了。这意味着总需求曲线向左平移，总供给曲线的斜率下降。从总供给方面来看，由于体制改革、技术进步导致企业效率提高、成本下降、产品价格水平下降。这意味着总供给曲线向右平移，总供给曲线的斜率进一步下降。这样就使我国经济远离充分就业水平(或潜在产出水平)，而接近凯恩斯总供给曲线的情形。在此种形势下，扩张总需求(实行扩张性财政、货币政策)，会使产出增加而对物价水平影响不大。因此，在经济总体供大于求、货币币值相对稳定的情况下，以货币供应量为中介目标的货币政策有能力实现促进经济增长的目标。

(二)货币供应量相关性的实证分析

1.变量、数据来源和模型的说明

摘要：解决总需求不足仅靠积极的财政政策是不够的，有必要让货币政策扮演更加重要的角色，即扩大货币供应量。而扩大货币供应量的途径不外乎两条：一是增加基础货币，二是提高货币乘数；同时加大金融体制改革的步伐。

关键词：货币供应量；基础货币；货币乘数；途径

1999年以来，中央政府实施了积极的财政政策，对保持宏观经济稳定增长起到了重要作用，但总需求相对不足的状况仍未得到有效解决，这表明在财政政策积极的同时，有必要让货币政策扮演更加重要的角色，充分发挥货币政策对经济增长的作用。就货币政策而言，一个重要指标就是货币供应量，因此，最近一段时间，有关专家学者呼吁2000年要扩大货币供应量，使货币供应量增长保持较高水平，从而为经济增长提供保障。那么，扩大货币供应量的途径在哪里？应采取哪些措施呢？

一、货币供应量的决定因素及分析

在现代货币银行制度下，货币供应量取决于基础货币和货币乘数之积，因此，只有对基础货币和货币乘数进行详细的研究，才能准确把握货币供应量的趋势。

1．基础货币的决定因素及实证分析

货币银行理论表明，基础货币由流通中的现金与商业银行的准备金之和构成，它是创造货币供应量的基础。由于我国的特殊国情，央行的基础货币还包括非金融部门的存款，因此本文对基础货币的定义是：基础货币＝发行货币＋对金融机构负债＋非金融机构存款（以下所用数据除非特别说明，均来自于中国人民银行统计季报）。

根据历史数据，我国的基础货币总体上呈上升趋势。1990年之前基础货币增长比较缓慢，基本上是平稳的爬升阶段；1993年之后，基础货币增长较快，特别是在1993－1994年间，基础货币的增幅明显较高，1995－1996年虽有所波动，但仍保持较高水平；1997年，基础货币增速放缓（当然这与统计口径发生变化有一定关系，但增速下降趋势则是明显的），1998－1999年，在法定准备金率下调以及法定准备金帐户和备付金帐户合并之后，基础货币增速下降的趋势更加明显。从基础货币的构成看，基础货币增速下降主要是受对金融机构负债增速下降所致，1999年，非金融机构存款出现负增长，也对基础货币的增长产生了一定的影响。

一、电子货币的概念及货币供应量统计

何谓电子货币,1998年,巴塞尔银行监管委员会(BCBS)将电子货币定义为:在零售支付机制中,通过销售终端、各类电子设备,以及在公开网络上执行支付的“储值”产品和预付支付机制。所谓“储值”产品,是指保存在物理介质(硬件或卡介质)中可用来支付的价值,这种物理介质可以是Mondex智能卡、多功能信用卡、“电子钱包”等,所储价值使用后,可以通过电子设备追加。而“预付支付机制”则是指存在于特定软件或网络中的一组可以传输并可用于支付的电子数据,通常被称为“数字现金”,也有人将其称为“代币”,由一组二进制数据或数字签名组成,可以直接在网络上使用。

货币供应量统计包括对不同层次的货币的统计,其中对于广义货币的统计是工作的重点。广义货币主要由通货和存款构成,通货和存款的创造也就是广义货币的创造。在货币金融统计中,常通过统计基础货币的量,然后根据特定的货币创造机制,计算出实际流通中的广义货币量,一般来说,广义货币代代创造可概括为:广义货币量=基础货币×货币乘数。为了阐述电子货币对货币供应量统计的影响,文章将从其对基础货币和货币乘数的影响两方面进行。

二、对基础货币的影响

(一)货币发行权的多样化

电子货币的出现冲破了中央银行的货币垄断发行权,使传统法币在流通中被电子货币所部分替代。到目前为止,绝大部分的电子货币产品并不是由中央银行,而是有商业银行、其他金融机构、甚至非金融性的经济实体所发行,如蒙德克斯卡是由英国国立西敏寺银行、米德兰银行和英国电信公司联合开发,并由英国、美国、澳大利亚新西兰等国家的若干家商业银行共同组成蒙德克斯国际公司发行,同时该公司授权世界各地商业银行使用其品牌,并提供一定的技术支持。各国在对待电子货币发行权问题上的处理方法也不尽相同,在欧盟,各中央银行已一致同意,对电子货币中的一种多用途预付卡的发行应该仅限于信用机构。在荷兰,中央银行已决定自己发行电子货币。澳大利亚和丹麦的中央银行只是间接地参与发行新形式的电子结算媒介。

(二)货币划分层次的模糊

货币银行理论依据不同金融资产的流动性强弱将货币划分M0、M1、M2、M3等多个层次。货币层次的划分是货币计量、金融市场运行分析的前提和基础。在电子货币下。将瞬间实现通货与储蓄存款、活期存款与定期存款之间以及其他各种短期流动金融资产如商业票据、人寿保单等之间的相互转换。金融资产之间的替代性大大增强。货币层次结构更加复杂多变。传统各层次货币的定义和计量变得更加困难。同时由于电子货币由不同的机构发行。不同的电子货币的风险性、通用性及与其他金融资产的可转换性也是不一样的。如果仅将其简单的加总。势必影响货币量指标的准确性。因此在电子货币对法币大规模替代的情况下。要准确测量某一层次的货币总量几乎不再可能。即使可能。其所需的成本也将是惊人的。由于电子货币的广泛使用导致的货币划分层次的模糊,将导致货币政策中介目标中的总量性目标的合理性和科学性下降。而以利率为代表的价格信号性中介目标成为未来货币政策的选择主流。

摘要：文章选取我国1999～2014年的货币供给（M2、M1、M0）、准货币（M2-M1）、活期存款（M1-M0）及价格指数（CPI）的月度数据为样本，建立VAR模型，采用脉冲响应及差分分析，研究货币供应与物价波动之间的关系。研究表明： M2由于含有大量非流动存款，对物价波动的影响不显著；M0因始终以现金形式存在，波动性小，加之非现金支付方式普及，对物价波动影响微弱；M1-M0具有较大的货币乘数，产生大量派生存款，对市场产生较强冲击力，对物价波动有显著影响。

关键词：货币供应量（M2、M1、M0）；准货币（M2-M1）；活期存款（M1-M0）；居民消费价格指数（CPI）

物价稳定是社会发展的重要前提，货币供应量是货币政策的中介，是国家调控社会稳定与发展的重要手段，两者的关系一直是理论界争论不休的话题。传统货币数量论认为，货币供应量与物价之间存在稳定的正相关关系，货币供应量的增加，必然导致物价上涨，引发通货膨胀。然而，美国经济学家罗纳德・麦金农于1993年研究发现：中国存在高财政赤字和高货币供应量的同时却能保持着物价稳定的“中国之谜”。当下中国经历了近几十年的高速发展，现代非现金支付手段快速普及，在这种大环境下，货币供给链中广义货币（M2）、狭义货币（M1）、流通中现金（M0）、准货币（M2-M1）、活期存款（M1-M0）的变化与物价波动的关系如何，是一个值得研究的课题。

一、相关文献综述

（一）理论研究综述

货币政策是否能实现其预期目标，货币供应量与物价水平之间是否存在稳定的关系，是西方众多经济学派争论不休的话题，至今仍未达成一致观点。

1. 古典货币数量论。古典货币数量论主要分为两派，一派是以经济学家艾尔文・费雪为代表古典数量论，提出了著名的交易恒等式：MV=PQ，假设货币流通速度是稳定的，货币数量的增加只会导致物价的同比例上涨，对实际产出没有影响。另一派是庇古为代表的剑桥学派，它们的观点是货币与物价同方向变动，但并非同比例的变动。

2. 凯恩斯学派。凯恩斯于1936年出版《就业、利息与货币通论》，并在此基础上形成了凯恩斯学派，该学派认为货币供应量在短期内的变动会影响到就业、产出等经济因素，在长期内影响到物价水平。

【摘 要】货币政策中间目标是整个货币政策操作的一个核心环节，对货币当局观察货币政策调控效果意义重大。货币供应量作为中国货币政策中间变量，其有效性问题一直是理论界的争议特点，本文就此展开讨论，就如何提高货币供应量有效性问题给出了相关建议。

【关键词】货币供应量 货币政策 中间目标

一个有效的货币运行系统中，中间目标是个重要环节。作为考察货币政策实施效果的信号，这些变量和货币政策目标有着直接的联系，货币政策当局使用这些变量作为中间目标，就能较迅速的判断它的政策是否处于一个正确的轨道上，而不必等待就业和物价水平上看其政策最终效果。一般来说通常以利率和货币供应量作为货币政策的中介目标的选择。中国从1996年起开始实行以货币供应量（m1为中介目标，m0和m2监测目标）为货币政策的中介目标。由于中国近年来呈现的经济增长率、价格总水平走势与货币供应量增长情况不一致的现象，人们开始关注对货币供应量是否适宜充当货币政策中介目标这一问题。本文就这一问题的有关不同看法作个简单的总结，同时对完善货币供应量这一中介目标提出几点思考。

一、货币供应量作为中间目标的有关争议

（一）货币供应量作为中介目标与货币政策是否相关

夏斌、廖强（2001）认为，从1998年开始，尽管货币供应量供应速度不减，尤其是m1增速更快，但经济增长速度却趋于平稳稍降，物价甚至出现了下跌的势头，尤其是m1和物价出现了明显的背离，物价在m1快速增长的情况下继续持续下跌，这说明货币供应量的相关性较弱。钱小安（2002）认为，金融开放条件下，金融中介的结构性变化使金融运行机制相应发生变化，从而改变宏观经济指标之间的相关性。新的情况下，中央银行货币政策中介目标不再行之有效。吴晶妹（2002）以相关性分析和回归分析作为主要分析方法，分析了我国货币供应量的增长率和gdp的增长率之间的相关性。结果表明，m1增长率对gdp增长率没有显著影响，而m0、 m2对gdp的影响较为显著，货币供应量与商品零售物价指数之间非协整，没有长期稳定关系，回归不具解释性。根据这些结论，央行通过控制货币供应量实现价格总水平稳定的行为是无效的。而范从来（2004）选用滞后的m0、 m1、 m2增长率作解释变量，对国民生产总值进行回归。回归结果表明，gdp对滞后一期的m2反应强烈，对滞后一期的m1变动反应也较强，m0的解释能力则不够。可以认为，gdp对来自m2、m1的作用能产生比较迅速而敏感的反应，这表明我国货币供应量尤其是m2与总量经济之间存在较强的相关性。对于货币供应量与消费物价指数的关系，回归结果表明，cpi对滞后一期、二期的m2变动的反应比较敏感，而m1的解释能力比较弱。分析结果表明，m2对gdp和cpi存在显著影响。

(二)货币供应量是否可控

多数人认为根据这几年调控货币供应量的实践来看，认为央行并没有真正的控制货币供应量。夏斌、廖强认为，从1996年我国正式确定m1为我国货币政策中介目标，m1和m2为观测目标开始，货币供应量的目标值就几乎没有实现过。吴晶妹认为， m0并不是中央银行对货币供应量调控的最佳目标，m1和m2的流动性较差，而存款的多少又要取决于各经济主体的能力和主观愿望以及利率的高低.因此，中央银行在控制上也存在很大的难度。范从来承认中国货币供应量控制性差这一事实，但他认为这并不意味着货币供应量不能控制。他提出，货币供应量目标没有实现有两种可能性，一是中央银行并不想真正控制它，二是中央银行想控制但无法控制。后者又有两种情况:可能是中央银行对立性不强，调控货币供应量受到钳制，或是中央银行想控制货币供应量时受到了其他政府目标的制约无法实施。在这两种情况下货币供应量目标值没有实现并不能说明中央银行控制不了货币供应量。而巴曙松认为，货币供应量并未失控，如果用gdp(不变价)与cpi的增幅之和与货币供应量的增幅去比较，后者确实偏快，有失控的表现，但将gdp的平减指数替代cpi而得到的结果是，在2003年上半年，货币供应量增长虽然还有些偏快，但幅度已经不如前面那种方式所显示的那样明显。如果在此基础上，再将货币流通速度考虑进去，结果表明，从1997年以来，广义货币流通量与现价gdp的增长曲线表现出了高度的吻合性。这表明，我国的货币供应量可能是“恰到好处”。因此，货币供应量的增长基本上是较好地配合了经济的增长势头。

摘要：解决总需求不足仅靠积极的财政政策是不够的，有必要让货币政策扮演更加重要的角色，即扩大货币供应量。而扩大货币供应量的途径不外乎两条：一是增加基础货币，二是提高货币乘数；同时加大金融体制改革的步伐。

关键词：货币供应量；基础货币；货币乘数；途径

1999年以来，中央政府实施了积极的财政政策，对保持宏观经济稳定增长起到了重要作用，但总需求相对不足的状况仍未得到有效解决，这表明在财政政策积极的同时，有必要让货币政策扮演更加重要的角色，充分发挥货币政策对经济增长的作用。就货币政策而言，一个重要指标就是货币供应量，因此，最近一段时间，有关专家学者呼吁2000年要扩大货币供应量，使货币供应量增长保持较高水平，从而为经济增长提供保障。那么，扩大货币供应量的途径在哪里？应采取哪些措施呢？

一、货币供应量的决定因素及分析

在现代货币银行制度下，货币供应量取决于基础货币和货币乘数之积，因此，只有对基础货币和货币乘数进行详细的研究，才能准确把握货币供应量的趋势。

1．基础货币的决定因素及实证分析

货币银行理论表明，基础货币由流通中的现金与商业银行的准备金之和构成，它是创造货币供应量的基础。由于我国的特殊国情，央行的基础货币还包括非金融部门的存款，因此本文对基础货币的定义是：基础货币＝发行货币＋对金融机构负债＋非金融机构存款（以下所用数据除非特别说明，均来自于中国人民银行统计季报）。

根据历史数据，我国的基础货币总体上呈上升趋势。1990年之前基础货币增长比较缓慢，基本上是平稳的爬升阶段；1993年之后，基础货币增长较快，特别是在1993－1994年间，基础货币的增幅明显较高，1995－1996年虽有所波动，但仍保持较高水平；1997年，基础货币增速放缓（当然这与统计口径发生变化有一定关系，但增速下降趋势则是明显的），1998－1999年，在法定准备金率下调以及法定准备金帐户和备付金帐户合并之后，基础货币增速下降的趋势更加明显。从基础货币的构成看，基础货币增速下降主要是受对金融机构负债增速下降所致，1999年，非金融机构存款出现负增长，也对基础货币的增长产生了一定的影响。

编者按：本论文主要从以往股票价格与货币供应量关系的相关研究；对我国股票价格与货币供应量关系的实证分析等进行讲述，包括了分析方法、指标和数据选取、运用同样的方法、货币供应量对股票价格的影响似乎存在较大的分歧、货币供应量与股票价格相关性较弱，且不稳定等，具体资料请见：

摘要：从总区间(1997.6－2008.6)来看，M0与股票市场收益率之间互为因果，且为正相关关系。对于M1与股票收益率之间的关系，可以发现在2001年6月之前，两者之间没有明显的因果关系，但是到2001年6月份之后。两者互为因果。总体来看，M1是股票收益率的影响因素。对于M2与股票收益率之间的关系，在2001年之前两者没有明显的因果关系，但是到2001年6月份之后，股票收益率是M2变动的原因，虽然影响比较弱。总体来看，股票收益率是M2变动的原因。对于r07与股票收益率之间的关系，总体来看，两者之间互为因果。综合来看，我们可以发现股票市场的冲击对于货币流动性的影响较弱，而货币流动性的变动会导致股票市场收益率较大幅度的变动。

关键词：货币供应量；股票价格；格兰杰因果检验；向量自回归模型

一、以往股票价格与货币供应量关系的相关研究

货币供应量与资产价格的关系问题是自20世纪80年代以来引起了理论界比较大的兴趣。Friedman利用VAR模型检验了货币供应量对股价的作用，得到了肯定的结论。NOZarHashemzadeh利用Granger－Sims方法检验了美国货币供给、利率与股价的关系，指出货币供应量在一定程度上会引起股价波动，而利率与股价之间不存在理论上的关系。国内学者钱小安采用经典静态回归的方法，结论是：货币供应量与股票价格相关性较弱，且不稳定。从货币层次来看，沪指、深指与中国的M0同向变化；与M1无关、与M2反向变化。薛永刚等则认为货币政策变量与股票价格之间存在不完全的双向因果关系：M1不是股价变动的原因，M2在一定程度上是股票价格波动的原因；股票价格波动对Ml具有显著的反馈作用，却不是M2变动的原因。于长秋研究了股票价格与不同层次货币的关系，认为股票价格与不同层次的货币供应量M0、M1、M2之间存在长期均衡的协整关系，而从短期的动态调整因素看，货币供应量的波动也是引起股票价格波动一个重要因素，在格兰杰意义上，货币供应量与股票价格之间存在因果关系，互为影响。除了研究货币供应量对股票的影响外，还有一种重要的思路，就是研究货币供应扰动(moneysupplysurprise)与股票市场的影响。易钢、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，使股票价格上涨；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。因此认为，货币政策对金融资产价格(特别是股票价格)有影响的结论，认为扩张性货币政策的长期结果是股票价格的上涨。万解秋、徐涛研究认为，货币供应扰动对我国股票市场产生一定程度的影响，但影响不大。M1冲击对股市影响更大，但是影响存在一个月的时滞，而M0、M2冲击对股市没有产生明显的影响。

总之，从国内外的研究来看，货币供应量对股票价格的影响似乎存在较大的分歧。正如美联储理事会原副主席罗杰·弗格森(Rogerw.Ferguson)所总结的那样“对股票价格来说，除了非常短的时期以外，流动性的增长率与实际股票价格的变化之间只有很弱的关系。当然，缺乏中长期正相关性的证据可能是由于股票价格波动性很大，使我们无法找到确切的相关性。另外，也许需要有更好的流动性衡量方法来找出流动性对股票价格的可能影响。因此，货币增长对实际股票价格的影响绝对不是一个已经明确的问题”。

二、对我国股票价格与货币供应量关系的实证分析

1、分析方法

摘要：本文主要是从国内、国外，并理论和实证两个方面，介绍了有关货币是否中性的基本观点，以及在该观点的支持下，各界学者对不同国家和不同期间的有关经济指标所作的实证研究。可以看出，不同的数据来源得出的结论是不同的，这不但是因为样本数据本身的不同以及数据分析方法的不同，还在于各个期间的其他因素如货币政策、其他经济变量的影响。

关键词：货币供应量；货币中性；理论研究；实证研究

中图分类号：F820 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）05-000-01

一、国外研究综述

1.理论研究综述

20世纪30年代凯恩斯革命以来，货币政策作为金融宏观调控工具已走上历史舞台。但对货币政策的有效性，西方经济学界一直争论不休：凯恩斯学派重视货币政策的作用，主张“相机抉择”；货币学派不重视货币政策的作用，主张“单一规则”；理性预期学派完全否定货币政策的作用，提出“政策无效性命题”。

（1）货币中性论

在古典经济学看来，货币只不过是覆盖于实物经济上的一层“面纱”，对实际经济并不产生影响。古典学派货币中性论的理论基础是萨伊定律和瓦尔拉斯的一般均衡理论。与古典学派一样，传统货币数量论也认为货币是中性的。可以通过剑桥方程和费雪方程清楚地说明这一问题：

摘要：超额货币是我国现阶段发展的一个特殊现象，本文通过以货币供给理论为基础，从基础货币和货币乘数的内生性与外生性几个角度，结合我国的具体实际，研究我国超额货币现象。不仅有助于更深入地探索我国经济金融运行的一般规律，对于今后的宏观调控也有重要的参考价值。

关键词：超额货币供给；基础货币；货币乘数；内生性；外生性

中图分类号：F820.5文献标识码：A

文章编号：1005-913X（2014）07-0188-02

所谓超额货币现象我国是以M2衡量的货币增长速度经常超过经济增长速度与通货膨胀率之和即M>Y+P意味着有一部分货币供给是超过货币需求的。我国现阶段正处于转型期的发展中国家，一个较为突出的现象就是M2/GDP的比例增长过快：从1978年到2003年，我国GDP增长了8.33倍，CPI上涨了2.47倍。货币增长率均远大于物价上涨率和实际GDP增长率之和，这就是所谓“超额货币”现象。

一、基础货币对M2的影响

基础货币的变化会影响货币供给量的变化。我国从1994年第三季度开始正式按照货币供应量统计指标和国际货币基金组织的要求，现阶段我国的货币供应量划分为如下三个层次。

M0=流通中的货币量

《金融教育研究杂志》2014年第五期

一、模型、变量及数据处理

变量及数据处理在章所构建的经济模型中，包含三个核心变量，分别是跨境贸易人民币结算量波动与货币供应量M2、汇率，分别记住CRS、MS、ER。在此对时间序列变量CRS、MS进行取对数处理，一方面，回归方程的系数可以反映变量间的弹性关系，另一方面，对数处理可有效降低回归方程的异方差性。对CRS、MS取对数后记做Ln(CRS)、Ln(MS)，ER不做处理。本文所采用的时间序列的样本区间为2010年1月－2013年12月。由于跨境贸易人民币结算业务起步于2009年，09年的数据较小不具有代表性。所以，基于数据的可比较性和可得性等原因，将时间序列的样本范围选为2010年1月－2014年4月。跨境贸易人民币结算量(CRS)数据选取自央行每季度的《货币政策执行报告》，为月度数据。货币供应量M2、人民币对美元汇率(ER)采集2010年1月到2014年4月各月期末值，数据选取自中国人民银行的《货币统计概览》。

二、实证研究

(一)长期均衡关系1．变量平稳性检验。经典计量经济学理论是建立在时间序列平稳的基础之上，所假设的变量之间的相关系数服从正态分布。但是，在很多情况下，大部分的经济变量是非平稳的。对非平稳时间序列而言，时间序列的数字特征是随着时间的变化而变化的，也就是说，非平稳时间序列在各个时间点上的随机规律是不同的，难以通过序列已知的信息去掌握时间序列整体上的随机性。将实际上不相关的非平稳序列进行回归分析，是一种虚假回归，又称伪回归。所以对非平稳变量间进行回归分析，首先应考虑和检验序列的平稳性。检验序列平稳性的标准方法是单位根检验。单位根检验有很多检验方法，如DF检验、ADF检验、PP检验等等，其中最常用的是增广狄克—富勒(ADF)检验。ADF检验方法是通过在回归方程的右边加入因变量yt的滞后差分项来控制高阶序列相关。原假设:序列存在一个单位根;备选假设为:不存在单位根序列yt可能还包含常数项和时间趋势项。通过判断γ的估计值是接受原假设还是接受备选假设，进而判断一个高阶自相关序列AR(p)过程是否存在单位根。对序列进行ADF检验可以通过EVIEWS软件来实现。采用增广狄克—富勒(ADF)检验模型使用EVI-WS6．0软件来检验变量序列的平稳性，检验结果如下:根据表1中各时间序列的ADF统计值，分别与1%、5%、10%临界值进行比较，可以得出LN(CRS)、LN(MS)、ER在ADF值均大于1%临界值，非平稳。对三大变量取一阶差分后再次进行检验，检验结果表明取一阶差分后三大变量的ADF值均小于1%临界值，平稳。由此可以得出跨境贸易人民币结算量、货币供应量及汇率均为一阶单整时间序列，记为I(1)。2．VAR最优滞后期的确定。滞后阶数的确定是VAR模型中一个重要的问题。理论上讲，滞后阶数越大，需要估计的参数就越多，模型的自由度就减少。通常的做法是，既考虑足够数目的滞后项，又要有足够数目的自由度。实践检验中多以信息准则作为判断VAR最优滞后期的确定原则，表给出了5大信息准则(LR、FPE、AIC、SC、HQ)检验模型最优滞后阶数的输出结果由表2中结果可以看出，当选择滞后期为2时，5大信息准则中有3大信息准则在5%水平下显著，由此可判定滞后期为2，即VAR(2)。3．VAR稳定性检验。构建VAR模型后，需要对模型进行稳定性检验。如果构建的VAR模型不稳定，则后续的脉冲响应函数不可靠。VAR模型稳定性的判定可以通过估计VAR模型中所有特征根的倒数的模是否小于1，即是否位于单位圆内部。如果所有的特征根的倒数的模均位于单位元内，则可以认定所构建的VAR模型是稳定的，否则不稳定。从图1中可以看出，本文所构建的VAR(2)模型6个特征根的倒数的模均位于单位元内部。因此可以认为，所构建VAR(2)模型是稳定的。4．协整检验。本文主要用Johansen协整检验法对所构建的VAR(2)模型进行协整检验。Johansen协整检验是基于回归系数的协整检验，又称JJ检验。Johansen检验时Johansen在1988年与Jucselius一起提起的一种以VAR模型为基础的检验回归系数的方法，是一种进行多变量协整检验较方便准确的方法。进行Johansen协整检验前需要首先确定模型的滞后阶数，由于协整检验模型实际上是对无约束VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型，该模型的滞后期应选为无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期，简而言之，协整检验的阶数要比VAR模型的滞后阶数少1．由于上文中以确定VAR模型的滞后阶数为2，因此Johansen协整检验的滞后阶数取为1。显示了三个变量之间的Johansen协整检验结果，根据迹统计值和最大特征根统计量的显示结果可以得出:在5%显著水平下，变量Ln(CRS)、ER、Ln(MS)之间存在且仅存在一个协整关系。根据Johansen协整检验的显示结果，可以得出以下协整方程:由于变量使用的是对数形式，因此协整方程的系数表示的是弹性关系。根据方程可以看出，ER每变动1%，将引起Ln(CRS)同向变动0．3243%;Ln(MS)每变动1%，将引起Ln(CRS)反向变动0．1497%。说明从长期而言，汇率变动对跨境贸易人民币结算量影响效应高于货币供应量变动对跨境贸易人民币结算量的影响效应。

(二)短期波动关系1．格兰杰因果关系检验。在经济变量中有一些变量高度相关，但它们之间的这种相关联性未必就是有统计学意义的。判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因是经济计量学中的常见问题。VAR模型的另外一个重要的应用就是分析经济时间序列变量之间的因果关系。因果关系检验由美国经济学家格兰杰(C．W．Granger)于1969年提出，后经亨德里(Hendry)和理查德(Richard)进一步发展而成。这种方法为从统计角度确定变量间的因果关系提供了一种实用分析工具。格兰杰因果关系检验不是检验逻辑上的因果关系，而是看变量之间的先后顺序，是否存在一个变量的前期信息会影响到另一个变量的当期。下表显示了Ln(CRS)、ER、Ln(MS)三个变量之间的格兰杰因果关系。表4中显示了Ln(CRS)、ER、Ln(MS)三个变量之间的格兰杰因果关系。分析表4可以得出:Ln(CRS)在5%的显著性水平下是ER的单向Granger原因，同时也是Ln(MS)的单向Granger原因;ER在5%的显著性水平下是Ln(MS)的单向Granger原因;ER、Ln(MS)在5%的显著性水平下均不能Granger引起Ln(CRS)。2．向量误差修正模型(VEC)。协整关系只能说明变量之间的长期关系，若分析变量间的短期动态关系，可通过引入向量误差修正模型(VEC)来将变量的短期波动和长期均衡进行结合，进而实现短期内变量由非均衡向均衡调整过程。只要变量间存在协整关系，就可以导出误差修正模型。通过建立VEC模型，既可以通过协整分析研究变量的长期均衡关系，又可以通过VEC模型观察变量间的动态影响机制。根据表5的输出结果显示:从跨境贸易人民币结算量波动、汇率波动、进出口额波动分别作为解释变量的三个VEC模型看，误差修正系数ECM(－1)的值均小于0，符合反向修正机制，表明滞后1期的非均衡误差将分别以0.39888、0.00097、0.00755的速度将非均衡状态拉回到均衡状态。3．基于VAR模型的脉冲响应函数。由于VEC模型的估计系数大部分不显著，不能够很好解释变量之间的短期影响。对于此问题，可以运用另外一种分析工具—脉冲响应函数，分析变量间的动态影响。脉冲响应函数用来衡量来自某个内生变量的随机扰动项的一个标准差冲击对模型中所有内生变量的当期值与未来值的影响。图2中的上半部分反映了跨境贸易人民币结算量对来自其自身和其他变量冲击的响应。可以看出，跨境贸易人民币结算量对来自其自身的冲击在前4期呈现明显正向响应，响应强度随期数的增加逐渐降低，并在零响应附近收敛。跨境贸易人民币结算量量波动对来自货币供应量的响应较为微弱，前两期呈现负向响应，第五期后转为正向响应，其后始终保持正向响应，最终在零响应附近收敛。跨境贸易人民币结算量波动对来自汇率的脉冲冲击响应，呈现始终较弱的负向响应，并在零响应附近收敛。总体来看，跨境贸易人民币结算量波动对来自其自身冲击的响应在三种变量冲击中最为明显。图2中的下半部分反映了货币供应量对来自自身和其他变量冲击的响应。在图中可以看出，货币供应量对来自跨境贸易人民币结算量波动的冲击，呈现始终的正向响应，在前五期呈现递减趋势。在第五期后，这种响应有逐渐加强的趋势，随着期数的增加，脉冲响应有收敛的趋势。货币供应量对来自其自身的响应亦始终呈现正向响应。这种正向响应在第一期最为明显，之后逐步衰减，并在零响应附近收敛。货币供应量对来汇率冲击的的脉冲响应在前两期呈正向响应，之后转为负向响应，这种负向响应变化趋势较为平缓。在第25期，负向响应达到最强烈，随后有递减的趋势。总体来看，货币供应量对来自其自身及其他变量的脉冲均有较为明显的响应。图2中的中半部分反映了汇率对来自自身和其他变量冲击的响应。图中可以看出，汇率对来自跨境贸易人民币结算量波动的冲击呈现先正向后负向响应，在第1期为较为显著的正向响应，其后转为负向响应。在第7期，这种负向响应达到最大，之后逐步衰减，在零响应附近收敛。汇率波动对来自其货币供应量冲击的响应始终比较微弱，前十期呈正向响应，之后转为负向响应，并在零响应附近收敛。汇率对来自自身的冲击响应呈现较为明显的正向响应，这种响应在第1期响应达到最大，其后逐渐衰减，并在零响应附近收敛。总体来看，汇率对来自其自身冲击的响应在三种变量冲击中最为明显。

三、结论

基于2010年1月－2014年4月的时间序列数据，通过构建向量自回归模型，对我国跨境贸易人民币结算量、货币供应量、汇率之间的动态变化关系进行了研究。研究结果显示:跨境贸易人民币结算量、货币供应量、汇率之间之间存在着长期稳定的均衡关系。协整方程可以得出，汇率每变动1%，将引起跨境贸易人民币结算量同向变动0．3243%;货币供应量每变动1%，将引起跨境贸易人民币结算量反向变动0．1497%。说明从长期而言，汇率变动对跨境贸易人民币结算量影响效应高于货币供应量变动对跨境贸易人民币结算量的影响效应。格兰杰因果关系检验结果表明跨境贸易人民币在5%的显著性水平下是汇率的单向Granger原因，同时也是货币供应量的单向Granger原因;汇率在5%的显著性水平下是货币供应量的单向Granger原因;汇率、货币供应量在5%的显著性水平下均不能Granger引起跨境贸易人民币结算量。长期内，汇率对跨境贸易人民币结算总额具有正向的抑制作用;货币供应量对跨境贸易人民币结算总额具有反向的抑制作用。脉冲响应函数来看，跨境贸易人民币结算量波动对来自其自身冲击的响应在三种变量冲击中最为明显;货币供应量对来自其自身及其他变量的脉冲均有较为明显的响应;汇率对来自其自身冲击的响应在三种变量冲击中最为明显。