供给关系范文（精选9篇）

供给关系 第1篇

中国人民银行于2013年4月11日公布的3月份金融数据显示, 我国广义货币 (M2) 余额3月末达103.61万亿元, 首次突破百万亿元大关。这个数据显示:我国货币存量世界第一, 同比增长15.7%, 同时我国M2与GDP之比接近190%。这个数据的公布, 引起了市场广泛的关注与争议。很多人由此得出结论:我国货币严重超发。

关于这个问题, 即我国货币是否真的超发, 学界一直争论不一。多数学者认为当前我国确实存在货币超发问题。吴晓灵 (2010) 将M2增速和GDP增速与CPI增速之和进行比较, 得出我国货币超发明显的结论。余丰慧 (2010) 对比了中国与美国的M2/GDP, 结果是我国M2/GDP远高于美国, 由此, 也认为我国存在货币超发。部分学者则对以上研究方法与观点提出了质疑, 认为“央行超发”的说法不够科学和客观。张健华 (2010) 认为:第一, M2是存量概念, GDP是流量概念, 二者不能进行直接相减, 也不能用一个时点上的存量数去减前三个季度的流量数。第二, 各国M2的统计口径并不一致, 所以, 直接采用各国公布的M2数值并使用M2/GDP比值作简单的国际横向比较, 会存在很大的偏差。黄涛 (2013) 认为, 仅仅依据M2存量规模世界第一、M2增速显著高于实际经济增速、以及M2/GDP比率显著高于世界其他国家等特征事实, 尚不足以得出货币超发的结论。M2高企缘于多方面因素:经济货币化程度在不断提高、金融市场不完善与金融效率不高、经济结构失衡与社会储蓄率过高、外汇占款的持续增加等。一般来说, 当货币供过于求时, 一个国家存在货币超发问题, 但是各国货币供给统计口径各不相同, 货币需求更是无法科学地被衡量出来。可以说目前还不存在一个科学的指标来衡量一国货币是否超发, 所以关于货币超发问题的争论也并无多大实际意义。我们真正要关注的是什么原因导致了“货币超发”的幻象, 也即为何我国M2/GDP的值高企, 显然, 我们的落脚点应该在M2上。

虽然诸多理论和研究都指出M2高企有诸多因素, 但是各因素对M2猛增的具体贡献 (即影响程度) 并没有很好地被衡量出来。而本文的重点就是研究因素之一———外汇占款的持续增加对M2高企的贡献。1994年我国开始实行外汇结售汇制度, 外汇进出都要经过指定的银行办理结售汇, 这就使我国的外汇储备 (FER, Foreign Exchange Reserve) 与外汇占款之间形成了强烈的正相关关系。所以本文就以外汇储备作为自变量, 研究其对货币供给增加的贡献。

二、我国外汇储备与货币供给基本态势

选取的数据样本区间为1995~2012年, 这18年间我国外汇储备由1995年的736亿美元增加到2012年的33, 116亿美元, 增长了近44倍。2006年2月, 我国外汇储备更是达到了8, 536亿美元, 超过日本成为全球第一大外汇储备国。截至2012年9月, 我国外汇储备量为32, 850亿美元, 位居世界第一, 远超过日本的12, 770亿美元, 而排名第三的欧盟外汇储备余额为90, 304亿美元。由此可见, 我国外汇储备近年来在全球一直保持高位状态。

而对照我国货币供给M2可以发现, 2012年的M2为97.4万亿元, 是1995年的16倍, 其18年间平均增速慢于FER的增速。截至2012年底, 美国M2存量为64.71万亿元, 欧元区为75.25万亿元, 日本为56.7万亿元。我国的M2存量是美国的1.5倍。

资料来源:中国统计年鉴

(一) 我国FER与M2运行态势。

从表1和图1可以看出, 我国外汇储备增加可以划分为以下几个阶段:1995年到1997年, 我国外汇储备保持较快增长, 在1996年底突破了1, 000亿美元, 达到了1, 050亿美元;1998年开始, 外汇储备余额增势明显放缓;2001年, FER升至2, 122亿美元, 增幅近30%, 此后迅猛发展, 在2004年增长率超过50%, 到2007年底, 余额达15, 282亿美元;2008年开始, 外汇储备增势明显放缓, 2011年之后, 增幅急剧下滑, 至2012年底, 增幅不到5%, 为近年来增幅最低值。

与此同时可以看到, M2与FER的增长态势基本相似:外汇储备增长较快时, 货币供给M2增势也较迅猛, 如1996~1997年、2006~2008年;而当外汇储备增速降低时, 货币供给增势也趋于放缓, 如1998~2000年和2009~2012年。这说明, 两者同增同减, 有很强的相关性。值得注意的是2008年以来, FER的增速普遍被M2超越, 因此有理由推测外汇储备增加对货币供给增长的贡献有所下降。

(二) FER/M2分析。

我们已经知道, 我国外汇储备与M2增长运行轨迹基本一致。基于此, 下文将进一步对两者同增同减的关系加以量化, 即研究FER占M2的比重。

图3反映出我国FER与M2的比值在1995~2007年间基本上呈上升趋势, 尤其是2001年至2007年, FER占M2的份额几乎呈直线上升, 在2007年达到接近30%的峰值;从2008年开始, FER/M2的值就开始呈下降趋势, 近年来跌势有所加强, 在2012年跌至近年来最低点21.4%。

总而言之, 从FER与M2增长的基本态势来看, 外汇储备的增长态势与货币供给增加的轨迹大致相似, 这从一定程度上说明了FER对货币供给增长的贡献;但是在作FER/M2的分析中也可以发现, 从2008年开始, FER对货币供给增长的贡献已经开始下降, 并在近两年呈急剧下降趋势。为了定量地测定FER对货币供给增长的实际贡献, 下文将建立简单的线性回归模型并作相关性检验与分析。

三、线性回归分析

中央银行主要通过投放基础货币来控制货币供给。在开放经济条件下, 中央银行可以通过外汇占款的方式投放基础货币, 这就使得基础货币的投放简便、快捷, 货币供给的时滞缩短。因此, 本文将从外汇储备增长对M2增长的短期效应这一方面进行线性回归分析。

选用如下两个经济计量模型来对我国外汇储备增长和货币供给增长的关系作定量的短期分析: (1) 式用来对FER、M2关系作普通的回归分析, 以定量地说明FER与M2的相关程度; (2) 式用来弹性分析。

其中 (1) 式的α1为常数项;β2为系数, 即FER每增加一美元, M2增加的美元数; (2) 式的α2是常数项, β2为弹性系数, 即FER每增加1%, M2将增加百分之几;μ2分别为两式中的残差项。

根据表1的数据, 利用Eview6软件, 我们得到如下的回归方程, 其中括号内是对应系数的t-检验值:

两个方程中所有关键的回归元系数均通过了5%的t-检验, 因此都是有意义的。

根据以上分析, 我国FER与M2的可决系数将近0.97, 属于高度正相关;FER平均每增加1亿美元, M2将增加3.827亿美元。Ln FER与Ln M2同样具有高度相关性, 可决系数为0.9768;FER平均每增长一个百分点, M2将增长0.712个百分点。

四、原因探究与结论

通过上文的简单实证研究, 不难发现如下两个问题:一是我国的FER无论是从绝对额还是从FER/M2的相对额来看, 都有着明显的阶段性;二是在2008年以后, FER的增长率开始大幅震荡, 从相对额来看FER/M2的值呈下降趋势。针对这两个问题, 笔者认为可能是由如下原因所导致的。

第一, FER绝对额与FER/M2相对额的阶段性是与国内外经济环境和政策制度因素密不可分的。具体来说, 1995~1997年的FER较快增长主要源于制度因素:我国的外汇储备在1994年以前一直是处于短缺和紧张的状态, 但在实行以汇率并轨和银行结售汇制为主要内容的外汇管理体制改革以后, 我国的外汇储备终于摆脱了入不敷出的窘境, , 开始快速增加;由于受1997年亚洲金融危机影响, 我国出口增长的速度放慢, 1998~2000年的FER增势明显放缓;而2001~2007年的FER迅猛增长则在很大程度上与中国加入WTO后对外开放程度不断提高, 贸易盈余和外资流入不断增加有关;其后FER出现的大幅震荡及其对M2增长贡献的下滑则会在下文作出解释。

第二, 一些大事件成为了FER在某些区间内变动的原因, 例如1997年我国宏观经济成功实现软着陆后随即发生了亚洲金融危机, 当年FER增速从上一年度的33.19%降至3.62%, 而2001年FER的再次大幅提升则要归功于2001年中国入世后扩大开放带来的经济效应;随着2008年底全球性经济危机爆发, 我国出口贸易受到严重影响, 外汇储备增速急剧下滑, 从2007年的43.32%降至27.34%。值得注意的是, 2001~2007年FER迅猛增长原因不局限于贸易顺差不断增加。统计显示, 从2001年至2010年十年间, 流入中国的热钱平均为每年250亿美元, 相当于我国同期外汇储备的9%。所以, 热钱大量流入也是导致外汇储备余额急剧增加的重要因素。当然, 这其中还涉及许多问题, 但不在当前的研究范围之内。

第三, 探讨2008年以来我国FER对M2增长的贡献下降的原因。2008年全球金融危机带来的出口企业的创汇能力严重受挫、人民币对美元汇率升值放缓导致的部分国际游资回流、欧债危机引起的我国外汇储备中的欧元区资产的汇兑损失等都导致我国近年来的FER增速明显放缓。与此同时, 2008年金融危机爆发后, 我国政府迅速出台了一系列调控政策致使货币供应量大大增加, 显然在二者的共同作用下, FER/M2的值会下降。由图2可知, 2008年以来, 我国FER的增长率均不及M2增长率, 这就不难解释FER对M2贡献下降的现象了。另外, 本文在分析数据时将我国每年的货币供给M2折算成美元, 因此在人民币升值的情况下, 变相扩大了M2, FER/M2的值则会偏小, 致使在此基础上研究的FER对货币供给增长的贡献也会相应降低, 但这仅仅产生微小的误差, 对整个大趋势不造成根本性影响。

综上所述, 可以得出如下结论:一是我国外汇储备与货币供给的增长轨迹基本一致, 从一定程度上说是外汇储备增加对货币供给增加贡献显著的反映。二是FER与货币供给具有高度的正相关关系, FER与M2的可决系数都在0.97左右。这从数据上说明FER对货币供给增长的贡献。三是根据我们利用的线性形式和对数形式的线性回归模型所作的测算, 在短期, FER平均每增加1亿美元, 当年的M2将增加3.827亿美元;FER每增加1%, 当年的M2将增长0.712%。四是由于受全球金融危机、人民币汇率变化、国内金融形势等诸多因素的影响, FER对我国货币供给增长的贡献2008年以来呈下降趋势。

摘要：本文选取了19952012年间我国外汇储备 (FER, Foreign Exchange Reserve) 与广义货币 (M2) 的时间序列资料, 描绘了外汇储备与货币供给的运行轨迹, 对FER与货币供给增长的关系作了线性回归分析, 并实际测算了FER对货币供给增长的贡献。本文认为, 外汇储备增加对我国货币供给增长的贡献是显著的, 且FER与M2的比值与国内外经济形势高度相关, 有明显的阶段性并从2008年开始急剧下滑。这说明由于全球金融危机、人民币汇率变化、国内金融形势等诸多因素的影响, FER对我国货币供给增长的贡献2008年以来有所下降。

关键词：外汇储备,货币供给,实证分析

参考文献

[1] .余丰慧.货币政策需惠及民生[N].每日经济新闻, 2010-11-17

[2] .张健华.超发货币引发通胀说法没有依据[EB/OL].经济观察网, 2010-11-16

[3] .韩巍.70万亿的人民币投放还没有超发?[EB/OL].搜狐财经, 2010-11-16

[4] .黄涛.人民币超发了吗?[N].上海证券报, 2012-4-9

[5] .史焕平.外汇储备超常增长对货币供给的影响研究[J].中国物价, 2006, 12

[6] .中国人民共和国国家统计局.中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社, 2012

[7] .中国人民银行网站[EB/OL].http://www.pbc.gov.cn/publish/diaochatongjisi/126/index.html

供给侧改革需处理好两组供求关系 第2篇

为什么要强调从供给侧入手，主要基于两个方面的考虑。从国际对比的角度来看，一方面，自2008年国际金融危机爆发以来，世界各国的经济金融政策主要是从需求侧入手，尽管出台了一系列财政政策和货币政策，但效果并不理想，目前仍未走出危机，且局部有加重迹象；另一方面，无论全球还是中国，都面临一系列结构性问题。其中发达国家收入高但人口老龄化问题严重，陷入“低生育陷阱”；发展中国家人口增速快但收入低，陷入了“低收入陷阱”，而需求管理手段对这种结构性问题几乎束手无策。

供给侧改革是主基调

从中国改革开放的历程来看，从1978年改革开放到2001年加入WTO，供给侧改革一直是改革的主基调。其中，“农村改革”主要是1978年开始解散人民公社，实行家庭联产承包制；“城市改革”主要是20世纪80年代开始进行承包制、股份制和国企改革等方面的探索；“金融改革”主要是1993年开始把工、农、中、建等国有商业银行同政策性银行分离，创造了金融新供给，为经济发展注入了新活力。从加入WTO之后一直到2008年国际金融危机爆发，中国对外贸易迅猛发展，经济实现高速增长。甚至在2005-2006年为防止经济过热，中国政府加强宏观调控和政策紧缩。2008年国际金融危机爆发后，中国面临两种选择：一种是适当扩大基础设施建设的同时，继续把着眼点放在供给侧，重启改革；另一种是实施大规模刺激计划。众所周知，中国最终选择了第二条路，出台了4万亿投资计划。这在推动经济增速反弹方面确实起到了一定的作用，但也产生了一系列问题，包括地方政府债务高、企业杠杆高、部分产业产能过剩等。目前这个阶段，中国同样面临两种选择：一种是像欧洲、日本一样，继续采用新一轮的刺激性政策；另一种是把眼光从需求侧转向供给侧，构建促进中国经济中长期可持续发展的新型驱动力。

中国政府已经明确选择了第二条道路。实际上，中国所面临的不是短期的、周期性的、外部的冲击，而是中长期的、结构性的、内部的压力。因此，通过以“改革开放、创新创造、生态民生”的新三驾马车作为主驱动力，以基于中长期高质量制度创新、技术创新为核心的“供给管理”部分替代短期凯恩斯式的“需求管理”，才能真正提升要素供给效率，不断拓展市场空间。着力从供给侧入手，改革才能大有可为。从农业来看，中国除黑龙江、内蒙古等地，其他省市仍然是小农经济、小块土地。限于土地制度的问题，很难实现现代农业的专业化运作，农产品供给质量相对较低。因此，在推进农业现代化方面，如果能够进行土地制度改革，推行“股田制”试点，以农民承包权入股，很快就能释放出生产力。而且，不同的区域引入不同国家的发展模式，例如德国模式、美国模式，江浙一带可以用日韩的农业耕作模式等。从制造业来看，中国生产的产品以中低端为主。如果能够加大研发投入力度，同时推进国企混合所有制改革，特别是把石油等垄断领域向民营资本开放，通过制度优化来扩大供给主体，将会增强市场竞争强度，提高企业运营效率，从而促进中国制造的产品由中低端走向中高端。中国现在并不是没有需求，例如形容中国人的“暴买族”一词去年曾在日本流行，中产阶级具有很强的购买力，关键是缺乏有效的产品供给。从服务业来看，中国民众普遍面临入托难、上学难、就医难等问题。这些“难”，反映的主要是有效供给的短缺。以北京等大城市为例，此前一直面临打车难的问题，后来有了优步、滴滴等打车软件，一方面引入了专车等新的供给主体，另一方面可以加价进行激励，不仅破解了打车难的问题，而且提升了服务质量。这个案例可以很好地解释供给侧结构性改革的原理，同时也可以应用到教育、医疗等多个领域。

从基础设施来看，中国仍有很大空间。以中部的河南、湖北为例。河南是中国人口第一大省，但省会郑州市目前只有一条地铁；湖北武汉是华中第一大市，但3年前却连一条过江隧道都没有。因此，中国基础设施建设与美国、德国等发达国家相比，仍有很大差距，前景依然广阔。必须处理好两组供求之间的关系 理解“供给侧结构性改革”，必须“以供给侧的视角、通过改革的手段、解决结构性的问题”。从具体路径来看，要着力推进两组供求关系的匹配。一是金融有效供给与实体经济有效需求的匹配。经过改革开放30多年来的快速发展，民营企业已经成为中国实体经济的主体，但金融体系仍以国有银行为主体，众多中小民营企业的融资需求无法得到有效满足。在这方面，中国可以借鉴德国经济金融发展模式，从金融供给侧入手，用间接金融匹配制造业，放宽民营资本准入，大力发展民营银行，同时建立健全多层次资本市场，破解融资难、融资贵的问题，更好地满足实体经济发展需要。二是实体经济有效供给与居民实际有效需求的匹配。当前，中国实体经济在中低端产品与服务方面存在产能过剩的同时，在高端产品与服务方面存在有效供给不足。中国需要加大创新投入力度，提升产品品质和服务质量，更好地满足人民群众日益增长的物质文化需要。通过这两组供求的匹配和联动，才能真正将供给侧结构性改革落到实处。

通过“新供给”淘汰“老供给”

在推进供给侧结构性改革的过程中，解决债务问题可以借鉴美国政府救助通用汽车的做法。2008年前后，美国通用、福特、克莱斯勒等三大汽车业巨头均陷入几近破产境地。奥巴马当选总统后，成立“汽车特别工作小组”，果断对通用和克莱斯勒实施救助，先后两次投入500亿美元的低息贷款，为美国拯救了超过100万个就业岗位，避免了工业体系遭到重创和民众家庭财富巨额缩水。

供给关系 第3篇

(一) 研究背景

随着我国市场经济的高速发展, 我国就业形势正在不断僵化, 国内劳动力供需矛盾逐渐突出。如今, 怎样扩大国内就业、缓解我国国民就业压力已成为国内一大时事热点话题。讨论当前我国劳动力受税收因素的影响层面, 对于有效解决就业难题、降低屡降不下的失业率, 具有十分重要的理论价值和实践意义。截至目前, 国内学者关于税收及就业的关系的分析, 大多以税收政策、税收优惠及就业和时代发展的关系为研究出发点。

(二) 理论基础

总体来说, 若考虑税收对就业的影响, 多从以下两个方面:一、税收对劳动供给的影响, 二、税收对劳动需求的影响。此次本文主要从前者的角度来看, 包括税收影响劳动总供给量及税收影响劳动供给结构。其中税收影响劳动总供给量主要体现在控制人口数量和影响人们行为这两方面, 而税收影响劳动供给结构, 也体现在提高劳动力素质及为失业者提供资助这两个方面。

对此, 有一个西方经济学中的理论曾讨论税收对劳动供给的影响:若假定个人福利总量由收入和闲暇两要素构成, 而收入和闲暇这两个要素是定义在时间因素变量范围内的, 则将个人的时间用于闲暇或用于挣得收入都将为个人带来福利的增长, 但每个人可以用来支配的时间是既定的, 因此将时间用于任何一个因素都将以失去将时间用于另一因素的潜在收益。

除此以外, 国内也有一种有关于税收的收入效应和替代效应的理论, 该理论谈到:税收的收入效应指的是对人们征税后减少了人们理应的收入额度, 促使其为获得理想中的总效益而放弃闲暇、选择工作的效应;而替代效应是指当征税后人们收入下降, 闲暇的相对价格上升, 促使人们选择相对价格更高的闲暇的效应。因此, 如果某一时间内征税的收入效应>替代效应, 则改时间内征税对劳动供给起到了激励作用, 即人们会主动增加工作、增加劳动;但若收入效应<替代效应, 则征税对劳动供给就会形成反向动力和超额负担, 此时人们倾向于选择闲暇以减少劳动。

二、我国目前税收及就业现状分析

(一) 我国目前税收现状分析

由表1 (注:表1数据来源于国家税务总局网站及中经网统计数据库) 可以看出, 我国近几年国内生产总值税负率及广义货币中用于税收的比率都在不断上升, 说明近几年税负率一直在上升。

(二) 我国目前就业现状分析

当今世界经济仍处在后金融危机时代, 尽管我国在危机浪潮中努力维持经济高速增长, 但在国内, 长期的劳动供需之间的矛盾仍在日益加深, 人口增长使得劳动人口处于不断上升趋势, 劳动力供给量过大, 且长期持续快速增长。根据某官方统计显示, 在未来的几年内, 中国的城镇人口仍将每年以100万的新增劳动力速度持续增长中, 若考虑历年转下的140万下岗失业人员, 则代表着每年有高达240万的总劳动力需要安排就业, 若再考虑加上农村转移到城市的100多万劳动力, 则这一数字又加至400万人。

(资料来源:国家统计局数据库)

表2数据显示, 我国城镇人口失业率基本维持在4.1~4.3%左右, 这里不妨考虑一些官方数据与实际数据之间的差距, 国务院发展研究中心及社会发展研究部副部长林家彬曾对此公开表示, 其实在国内目前有高达2亿的人口处于失业或隐性失业的状态, 我国城镇人口失业率实际上远远高于官方登记的4.2%, 背后真实的数字可能在10%左右。可想而知, 中国社会目前就业问题的严峻程度。

三、我国现实的税收与劳动供给关系

针对目前日益困难复杂的就业形势, 我国政府一直在相关的税收政策上不断创新, 以期利用宏观财政工具拉动国内就业。特别自是2008年全球性金融危机爆发以来, 我国政府一方面从宏观角度继续实施向上的财政政策, 以刺激经济增长、拉动国内就业;另一方面, 从微观层面上也出台了一系列税收优惠政策以促进就业与再就业。通过国家巨额的财政投入及众多的税收优惠政策, 短期内的确发挥了积极的作用, 保证了我国目前就业形势的基本稳定。然而, 在这一过程中依然暴露出很多的问题急需解决:

(一) 我国现行税收优惠政策涵盖税种较少, 力度不够

目前, 我国税收优惠政策中有关于拉动就业的政策主要惠及在某些地方税种里, 如:营业税、所得税及城市维护建设税等, 而对于我国的主体税种———增值税, 其相关的优惠政策很少。这不仅很大程度上削弱了税收拉动就业的相关政策效应, 也违背了当初设立政策的初衷, 此外, 通过减免某些地方税来拉动整体国内就业情况, 这就相当于将国家财政的压力转嫁到地方财政上, 这大大降低了地方政府的积极性, 适得其反。

(二) 设定税收优惠政策的时间跨度短

举例来说, 自2003年1月1日开始, 有一系列诸如《关于下岗失业人员再就业有关税收问题的通知》等的相关税收优惠政策出台, 但设定的截止期限大概为2005年12月31日, 从此处可以看到国家在某阶段的确考虑到促进就业与再就业的急切需要, 但也反映出国内税后优惠政策的期限过短, 没有放眼于长远目标, 缺乏长期稳定性, 因此对于时间跨度这款仍然需要逐步补充完善。

(三) 目前相关税收政策执行力较低

当前国内促进就业的税收优惠政策大多以临时通知或补充规定的形式出台, 对于某些处理个案问题的优惠政策也没有形成完善、有秩序的法律规定, 因此, 国内相关税收政策随意性太大, 致使目前不少的优惠政策被错用滥用, 实现不了本该有的政策效果。

四、提升我国税收政策促进就业价值的现实策略

综上所述, 为了缓解复杂困难的就业形势, 我国政府从宏观和微观上都采取了各类措施, 但要么就是收效甚微, 要么就是无法完全根除问题病根。由此, 我们应该在优化税收政策及其他可实施性的实际操作中入手, 以真正降低我国的失业率, 提升国民幸福感。

(一) 鼓励中小企业壮大以发展非公有制经济, 减缓就业压力

近些年来, 在国内伴随着国有企业的改革, 整体的就业结构发生了巨大变化, 我国国有企业、集体和乡镇企业的就业岗位减少, 而同比之下, 私人企业、股份及外资企业就业岗位迅速增加。目前, 我国的中小企业提供了国内75%以上的城镇就业岗位, 这在新增就业机会中占据了80%的极大比例, 是我国解决就业的一大主力军。因此, 政府应当调整税收政策方向, 促进我国中小企业的发展。例如降低我国中小企业的所得税率, 采用加速企业折旧、放宽企业费用列标等其他多种税收优惠形式, 给予中小企业更多的投资补贴以及针对中小企业贷款贴息予以免税等。

(二) 大力发展第三产业, 加快国内产业结构调整

随着我国经济实力的不断提高, 我国第三产业所吸纳劳动力也越来越多, 从大势来看, 第一产业向第三产业转移必将成为今后的一大就业趋势。目前在发达国家, 大多情况下, 第三产业的劳动力人数高达劳动力就业总量的70%, 而在我国第三产业的发展状况则远低于发达国家。由此, 大力发展我国第三产业是解决国内就业问题的主要途径。

(三) 协调地区间不平衡发展, 提倡劳动力转移至我国中西部地区

当前, 我国中西部地区经济基础较为薄弱、发展相对缓慢, 由此导致诸多矛盾:例如高级管理人员、IT技术人才外流等, 这些现实状况非常不利于我国中西部地区经济的长期发展, 同时也给国内东部地区的大就业形态造成侧面压力。因此, 政府应该考虑地区间不平衡发展现状, 给予落后地区的相关部门和企业投资抵免等更多的优惠政策, 扩大企业再生产, 提升企业的创新优化能力, 鼓励中西部相关企业提供更多的就业岗位。同时, 对于自愿到西部创业的有关企业和个人, 给予更多的税收政策支持, 以快速促进劳动力转移至中西部地区。

(四) 发展外向型经济, 加快当前出口退税政策改革

首先, 应立足国内严峻实情, 适度调高对外依赖度较高并且划分在就业密集型类别的相关企业的退税率, 例如玩具出口、纺织等相关行业, 增加该类行业在国际市场的竞争力。通过此类措施支持国内出口型企业的生产, 以进一步改善我国当前就业现状。

(五) 减轻劳动力供给并扩大劳动力需求, 增强其就业能力

劳动力的供给量不仅取决于劳动力的人口数量, 还取决于劳动力的参与率, 因此一方面要控制人口数量, 另一方面要降低劳动力的供给, 进而实现降低总人口中劳动力数量的目标。相应可供考虑的税收政策有:鼓励个人及企业增加教育投资, 并落实基础教育、发展高等教育等。家庭的教育投资考虑在个人所得税中列支扣除, 而企业的教育支出, 允许在税前扣除。

摘要：税收与就业的关系一直是经济学研究的重要问题之一。本文基于税收对劳动供给影响的理论, 通过分析税收对劳动供给的影响因素, 并利用统计数据分析我国目前税收现状及就业现状, 得到我国近些年税负率持续上升和失业率居高不下的初步结论, 得出我国如今要解决的主要问题不是如何增加国内劳动力供给, 而是如何转移或消化劳动力过剩的最终结论, 由此发现我国在税收政策促进就业的过程中依然存在很多矛盾, 同时提出相应的策略来提升税收对劳动就业带来的价值。

关键词：税收负担,劳动供给,就业,税收政策

参考文献

[1]李晓霞.财政政策的就业效应[D].重庆理工大学, 2010.

[2]马海涛.促进就业的财税政策探讨[J].税务研究, 2009 (5) :17

供给侧改革与改革供给侧 第4篇

去年底中央提出的供给侧改革，近来已经成为会展业热议的话题。近日在上海举办的“产业会展高峰对话”（以下简称“峰会”）上，许多业内人士就这一话题发表了观点和看法。不过，在笔者看来，虽然各位大佬的观点貌似围绕“会展供给侧改革”，实则讨论的是改革会展供给侧的问题。这两者的差异并不是一个简单的顺序对调的文字游戏，我们要谈会展供给侧改革，首先要弄明白什么是供给侧改革。

什么是供给侧改革

新供给主义经济学提出，要使中国经济重新恢复增长动力，必须从供给侧发力，短期要尽快降低融资成本、大规模减税、放松垄断和行政管制，多方面降低对中国经济的供给约束；中期应通过市场化手段，让生产要素从那些供给成熟和供给老化的产业，尽快向新供给形成和新供给扩张阶段行业转移，更新供给结构；长期则应该深化供给侧改革，减少对劳动、土地、资金、管理、技术等各生产要素的供给抑制，提高供给效率、降低供给成本，让五大财富源泉充分涌流，开启中国经济的新一轮上升周期。

由上述理论可知，供给侧改革的核心在于解绑供给身上的束缚，通过释放供给活力、增加供给的手段达到刺激经济增长的目的。具体到会展业，所谓的会展供给侧改革应是通过税收、用地等优惠政策降低主承办单位及场馆等供给侧单位的运营成本，增加展会项目供应和场馆供应。然而事实上，中国会展业的场馆供应不是太少而是太多。前面提到的“峰会”认为，一些城市十分重视会展业的拉动作用，建了一批豪华展馆出来晒太阳，并指出缺乏产业支撑的会展是不可持续的，因此供给侧改革迫在眉睫。对于这个结论的前半部分，笔者完全赞同，业内许多学者和业者也大多认为我国会展场馆普遍过剩，总体利用率极低。不过，对于由此得出的结论，即会展业供给侧改革迫在眉睫，笔者则有不同看法。笔者以为，这恰恰说明会展业不能盲目进行供给侧改革，会展业需要的是改革供给侧。那么，这两者之间的差别是什么呢？

供给侧改革与改革供给侧的区别

供给侧改革是一套完整的经济学理论，强调的是围绕生产要素，在宏观政策上做文章，解放供给端生产力，刺激经济发展；而改革供给侧则是一个微观而具体的经济方案，是围绕供给侧存在的一些不合理因素或现象进行改革，扭转产业链上游领域的劣势，从而实现产业优化的目的。具体而言，两者的差别主要有以下几点：

一，两者作用范畴和辐射范围不同，供给侧改革辐射整个宏观经济，改革供给侧则必须具体到某一具体行业。

二，两者要达到的目的不同。供给侧改革致力于整个经济的繁荣发展，而改革供给侧则是为了实现某个行业或产业的优化发展。

三，两者具体做法不同。供给侧改革主要通过对宏观政策的改革如减免税收，降低劳动成本等激发市场主体的积极性，进行改革的主体主要是政府部门；而改革供给侧则是针对供给端存在的不合理现象进行治理以达到更好发展的目的，这种治理可以通过政府的政策和法律法规进行规范，也可以是行业或企业自发进行的。

对会展业而言，目前业内谈到的所谓的供给侧改革更多的是对供给侧存在问题的改革，其实质是改革供给侧。比如，在前面提到的“峰会”上，有人提出，尽管我国会展业规模与体量很大，但是许多主办单位不重视创意策划，因此很难出现让世界惊喜的全球顶级大展，会展业的供给侧改革应予以重视。诚然，这位同仁说的情况的确存在，我国会展业的确长期存在重规模、数量，轻创意、质量的问题，这也确实限制了展会品牌化的发展。但是，笔者窃以为，这是属于改革会展供给侧的范畴，而非供给侧改革。

国务院发展研究中心资源与环境研究所副所长李佐军的表示，“供给侧结构性改革，从本质上讲是要处理好政府与市场的关系，要发挥市场在资源配置中的决定性作用，同时更好地发挥政府的作用。未来，推进供给侧结构性改革，就是要更多地发挥好企业和个人的作用。政府的主要职责是把法律、法规、标准和政策制定好，给企业和市场相对稳定的预期，提高其积极性和创造性。”根据这一解读，政府市场化改革其实就是供给侧改革的核心要义，而这一点，会展业早已先行一步。自党的十八大以来，在各地精简会议论坛的同时，关于政府型展会市场化改革的尝试和探讨也在紧锣密鼓地进行。目前，我国会展业正在从政府主导向市场主导过渡，企业和中介机构的力量越来越重要。所以说，目前我国会展业的供给侧改革实际上已经在进行中，当前最迫切的是改革供给侧。

会展业需要的是改革供给侧

正如峰会上很多嘉宾谈到的那样，我国会展业还存在很多问题，这些问题大多都集中在供应端，也就是产业链上游的主承办和场馆方面。因此，笔者以为，与其把一个经济热词硬往会展业身上套，不如找准症结，从改革供给侧入手规范行业发展，促进会展业健康发展。在笔者看来，会展业需要改革供给侧的以下方面：

一，办展单位要改变重招商轻服务，重规模轻创新的传统发展模式，加强创意创新，走精品化、高端化路线。我国目前展会数量和规模都很可观，但是国际一流的展会却为数不多，仅停留在金字塔顶端的少数。这与展会偏重规模，缺乏创意和跟风办展等行业不良现象有关。作为会展活动链条的顶端，主办方的品味和追求决定了展会的品质和前景，因此改革会展供给侧要从改变主办单位的办展习惯开始。

二，明确办展单位和场馆方的职责及其服务标准。作为会展供给侧的2个主要方面，办展单位和主办方的职责和服务都缺乏统一的标准。以主办单位为例，主办方是否应该对展商行为和资质进行监管和筛查，目前业内并没有强制规定，各主办单位的做法不尽相同，各行其是。而在展馆服务方面，很多展馆都有其个性化的规定，如水电费的收取标准，进场搭建的时间控制，对搭建商资质的筛查等等，也都没有全国统一的标准。标准是行业进步的关键，会展业改革供给侧应注意这一问题。

三，理性看待会展业的拉动作用，在建设场馆时应充分考虑当地产业基础和市场容量，避免场馆过多过滥，遏制场馆增量，提高场馆利用率。当前我国供应整体过剩是必须直视的事实，决不能从供给侧改革的角度制定税收优惠、增加土地供应以扩大场馆供应。相反，政府应该从供给侧加强管制，收紧供应，防止资源进一步浪费。

当然，并不是说会展业在供给侧改革规律下就无所作为，实际上，正如前面说到的，会展业其实早已开始供给侧改革的探索。政府的退市，展会的市场化运作，放宽展会审批权限，民营企业的发展壮大，会展资本的活跃等等，这些都符合新供给主义经济学关于供给侧生产要素的描述，属于会展业自发进行的供给侧改革，是顺应时代潮流的。而有些供给侧改革，如增加土地供应扩大场馆建设，则与行业发展实际不相符合，不能随意而为。总之，供给侧改革不可一概而论，会展业没必要盲目跟风。

供给关系 第5篇

货币供给与经济增长的关系一直备受学者们的关注。改革开放以来, 货币政策对我国经济的影响也是日益显著的。关于货币供给与经济增长的关系研究, 国内外的学者们不管是在理论上还是在实证分析上都存在着很大的争议。基于他们的理论假设和经验数据提取的不同, 所得到的结论自然也是有差异的。概括起来, 主要有货币供给与经济增长无关论以及货币供给与经济增长有关论两种。

(一) 货币供给与经济增长无关论

货币供给与经济增长无关, 即货币供给的变化只影响一般价格水平, 不会对实际产出、就业等经济变量产生影响, 也即货币具有中性的特质。古典学派和新古典学派的经济学家们就持此理论观点。

古典经济学派中比较典型的货币中性观点有:威廉配第的“货币脂肪论”, 约翰洛克的“货币齿轮观”, 萨伊的“货币面纱论”和约翰斯图亚特穆勒的“货币机械观”等。他们主要从货币数量论、萨伊定律和瓦尔拉的一般均衡理论这三个方面对货币供给与经济增长无关论进行了论证。首先, 古典经济学家们通过构建剑桥方程式 (M=kPY) 和费雪方程式 (MV=PY) , 认为在k或V不变的条件下, M的变动只会引起P的变化, 而不会对Y产生影响;其次, 依据萨伊定律, 供给创造需求, 总供给等于总需求, 货币只是商品交换的媒介和工具, 其数量的变化对实际经济产出没有影响;最后, 瓦尔拉一般均衡论则在价格和工资具有完全弹性的假设条件下, 认为经济总是处于均衡的充分就业状态, 货币均衡的实现同其他商品供求均衡的实现过程是一样的, 因而货币对经济产出的影响是中性的。新古典主义经济学派则在理性预期和市场出清的假设前提下, 通过实际经济周期模型的构建来论述货币供给与经济增长的无关性。他们认为是来自需求方面或供给方面的实际因素引起了经济的波动, 而不是货币因素。

在实证研究方面:Barro通过实际经济产出对货币供给的回归分析, 认为预期到的货币供给与价格水平之间有对应的同期联系, 并未影响实际经济变量, 即预期到的货币供给增长对经济产出具有中性, 这一结论与理性预期学派的货币中性观点是相符的。Kormendi, Meguire运用实证方法对50个国家的经济数据进行了研究分析, 得出货币供应量不会影响实际经济产出的结论。McCandles, Weber对110个国家30年期间的数据进行了考察研究, 认为货币供给增长率与经济产出增长率不存在相关关系, 可见货币在长期是中性的。陆军, 舒元在回顾长期货币中性理论的基础上, 运用格兰杰因果检验以及Fisher与Seater的长期导数的检验方法对中国1978-2000年的数据进行了分析研究, 发现经济产出是货币供给的格兰杰原因, 在中国长期内货币是中性的。张丽丽, 彭国富通过构建误差修正模型 (ECM) , 运用协整检验、单位根检验、格兰杰因果检验等实证方法对我国1985-2009年的货币供给与经济增长时间序列数据进行了研究, 认为二者之间有着长期稳定的均衡关系, 并且得出货币增长率不是经济增长率格兰杰原因的结论。刘春季通过实证计量模型的构建, 对1978-2009年中国的流通中货币量对GDP的影响进行了考察, 得出流通中货币量和实际GDP的增长之间没有格兰杰因果关系, 即货币只是经济生产活动的一种媒介和工具, 是中性的。

(二) 货币供给与经济增长有关论

货币供给与经济增长有关论, 也即货币非中性, 货币供给会对经济增长产生一定的影响。瑞典学派的经济学家维克赛尔认为货币供给是影响经济产出的重要因素, 并强调政府应该采取货币政策保持自然利率和货币利率的一致性, 以消除货币供给对经济产生的影响。凯恩斯和他的追随者们也指出货币是非中性的, 政府应当采取适当的货币政策和财政政策来调节社会总需求。弗里德曼等货币学派的经济学家则认为, 在短期, 货币对经济增长而言是至关重要的, 货币供给的变化会引起经济产出、就业和物价等变量的变化。新凯恩斯主义学派经济学家也指出, 在短期内, 预期和未预期到的货币政策都会对经济周期和总产出产生影响。

在实证分析方面:Mishkin认为预期到的与未预期到的货币供给都会对实际经济产出产生影响。Cover运用实证分析方法对美国1951-1987年数据进行研究, 认为货币冲击对经济产出有正的和负的两个方面的影响。Al-Malkawi, Marashdeh, Abdullah通过对小型开放经济体阿联酋1974-2008年的时间序列数据进行协整自回归分析以及因果关系检验, 结果表明, 金融发展指标对阿联酋的经济增长有很大的负面影响。陆军, 舒元采用两步OLS方法分析了中国货币政策对实际经济产出的影响, 得出预期到的与未预期到的货币都对经济产出有影响的结论。蔡风景, 李元, 王慧敏利用近年来刚发展起来的DAG方法对我国货币供给、投资、GDP和通货膨胀的因果关系进行了研究。实证结果表明, 投资与货币供给是我国经济增长的同期原因, 同时也是经济增长的短期和长期原因, 说明我国货币政策的非中性。邵国华通过理论分析和实证研究指出, 我国的货币供给对经济增长的影响是显著的, 并认为M0、M1、M2对经济增长的影响程度是不同的。刘金全, 隋建利基于1980-2008年的经济数据对我国货币增长的不确定性与经济增长的关系进行了实证检验, 认为由货币政策冲击和宏观经济冲击导致的货币增长不确定性对经济增长都具有一定程度的影响。张永升, 杨伟坤, 桑毅博选取中国1999-2011年货币供给量和国内生产总值的季度数据, 对货币供给与经济增长之间的数量关系进行了实证研究, 得出货币供给对经济产出有影响, 是经济增长的助推器的结论。

通过上面的理论综述可以看出, 对于货币供给与经济增长之间的关系, 国内外学者们的研究结论具有较大的差异性。笔者认为造成这些差异的原因主要有以下几个方面:一是数据时间段选取的不同。例如刘春季采用1978-2009年的年度数据得出货币中性的结论, 而张永升, 杨伟坤, 桑毅博选取中国1999-2011年的季度数据, 则得出货币供给对经济产出有影响的结论;二是变量工具选取的不同。以货币供给为例, 张丽丽, 彭国富选取广义货币供给量M2作为衡量货币供给的指标, 而邵国华则同时采用了M0、M1和M2三个指标分别研究其对经济增长的影响, 得出不同的结论;三是计量检验模型的不同。例如, 陆军, 舒元运用格兰杰因果检验以及Fisher与Seater的长期导数的检验方法对数据进行分析, 而蔡风景, 李元, 王慧敏则是利用近年来刚发展起来的DAG方法进行研究, 他们的结论截然相反。

针对以上情况, 为了使研究更为符合客观实际, 本文在实证研究方面做了如下改善:在数据的选取上, 由于1984年以前我国并没有真正意义上的央行和商业银行, 而之后中国人民银行才开始独立发挥中央银行的职能, 故本文选取1985-2010的货币供应量数据进行分析;在变量指标的选取和处理上, 本文利用GDP平减指数剔除物价的影响, 并对货币供给指标M1和M2对经济增长的影响进行分析对比, 以使结果更为客观全面。基于上述理论分析, 本文提出货币供给具有长期中性的经验假设, 并综合运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果关系检验等计量分析方法进行实证检验。

二、实证分析

(一) 数据来源与数据说明

本文选取1985-2010年中国货币供给与经济增长的宏观经济数据作为样本, 以此来考察两者之间的关系。经济增长用GDP来表示, 货币供给用M1和M2来表示。同时, 为了消除物价的影响, 引入GDP平减指数GDPI, 通过公式gdp=GDP100/GDPI得到实际gdp, 通过公式m1=M1100/GDPI和m2=M2100/GDPI得到实际m1和m2, 并对gdp、m1和m2进行对数化处理。其中GDP、M1和M2来源于历年《中国统计年鉴》和中国统计局网站, GDPI由笔者根据历年GDP和国内生产总值指数计算得到。

(二) 序列平稳性检验ADF检验

使用EViews6.0对时间序列lngdp、lnm1和lnm2进行ADF检验以判断序列的平稳性。对各变量选择其相应的ADF检验形式, 并依据AIC准则选择滞后项的阶数, 得到如表1所示的检验结果。

如表1所示, 原序列lngdp、lnm1和lnm2都未通过显著水平为10%的ADF单位根检验, 接受存在单位根的原假设, 即这些原序列都是非平稳的。对lngdp、lnm1和lnm2的一阶差分序列分别进行ADF检验, 结果显示在1%的显著性水平上都拒绝存在单位根的原假设, 即d (lngdp) 、d (lnm1) 和d (lnm2) 序列都是平稳性序列, lngdp、lnm1和lnm2都是一阶单整序列, 也即lngdp～I (1) , lnm1～I (1) , lnm2～I (1) 。

(三) 协整检验

对变量之间的协整关系进行检验, 可以避免伪回归, 是正确建立经济计量模型的先决条件。此外, 如果一组非平稳性时间序列之间存在着协整关系, 据此建立的回归模型, 其参数的最小二乘估计量具有超一致性, 即会以更快的速度收敛于参数的真实值。最后, 如果变量之间存在着长期均衡关系, 则均衡误差将显著地影响变量之间的短期动态关系。

1. 利用EG两步检验法对lngdp和lnm1进行协整检验

第一步, 对lngdp和lnm1两个变量使用普通最小二乘法OLS回归分析得到协整方程:

其中, 括号中的数据为相应的估计量t的统计值。通过上述的回归分析结果可知, 方程的拟合优度比较好, 各项检验参数显著不为零, F统计量说明方程显著成立。设ecm1为该回归模型的残差, 则ecm1=lngdp-2.947-0.767lnm1。

注:检验形式 (c, t, n) 表示有常数项和趋势项;滞后阶数用n来表示;d表示的是差分;滞后项阶数的选择依据AIC准则

注:检验形式 (c, t, n) 表示有常数项和趋势项;滞后阶数用n来表示;滞后项阶数的选择依据AIC准则

第二步, 检验残差ecm1的平稳性。对残差ecm1进行ADF单位根检验, 检验的结果见表2。残差ecm1通过了5%水平上的ADF单位根检验 (0.0456<0.05) , 即残差序列是平稳性序列, 也即序列lngdp和lnm1之间存在着长期的协整关系。

由上面的分析可知, 国内生产总值lngdp和货币供给lnm1之间的协整关系成立。从长期来看, 货币供给lnm1对国内生产总值的弹性为0.767, 即货币供给lnm1每增加1%时, 国内生产总值将增加0.767%, 这说明货币供给lnm1对经济的拉动效应是比较明显的。

2. 利用EG两步检验法对lngdp和lnm2进行协整检验

第一步, 对lngdp和lnm2两个变量使用普通最小二乘法OLS回归分析得到协整方程:

回归分析结果表明, 方程的拟合优度比较好, 各项检验参数显著不为零, F统计量说明方程显著成立。设ecm2为该回归模型的残差, 可得如下残差方程:ecm2=lngdp-3.356-0.662lnm2。

第二步, 检验残差ecm2的平稳性。表2表明, 残差ecm2通过了10%显著水平上的ADF单位根检验 (0.0836<0.1) , 序列lngdp和lnm2之间存在着长期协整关系。货币供给lnm2对国内生产总值的长期弹性为0.662。

(四) 误差修正模型

如果两变量之间是协整的, 那么它们之间就存在着长期均衡的关系。当然, 在短期内, 这些变量可以是不均衡的, 随机项是均衡误差ecm。两变量之间的这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型 (ECM) 来描述。

1. lngdp关于lnm1的误差修正

以lngdp关于lnm1的协整回归中稳定残差序列ecm1作为误差修正项, 可建立如下误差修正模型:

上述结果表明货币供给lnm1的短期变动对国内生产总值的变动存在着正向的影响。此外, 由于短期调整系数是显著的, 表明每年实际发生的国内生产总值的变动与其长期均衡值的偏差中的15% (0.148) 被修正, 即当短期的实际国内生产总值大于均衡时的实际国内生产总值时, 将以0.15的调整力度向下回到均衡;反之, 则以0.15的调整力度向上回到均衡。

2. lngdp关于lnm2的误差修正

以lngdp关于lnm2的协整回归中稳定残差序列ecm2作为误差修正项, 可建立如下误差修正模型:

由上面的误差修正模型可以看出, 误差修正项ecm2的系数为-0.142, 这是符合反向修正机制的, 即上一年的国内生产总值和货币供给lnm2的非均衡误差以14.2%的比例对本年的国内生产总值增长率作出修正。由上式还可以看到货币供给lnm2对国内生产总值的短期弹性为0.167。

(五) 格兰杰因果关系检验

由上面的协整检验和误差修正模型我们可以看到国内生产总值lngdp与货币供给lnm1和lnm2之间存在着长期与短期均衡关系。然而, 对于货币供给与经济增长之间的这种关系, 我们还不能确定其是不是具备统计意义上的因果关系。因此, 我们需要进一步对货币供给与经济增长进行格兰杰因果关系检验。按照AIC (Akaike information criterion) 和SC (Schwarz criterion) 最小化准则, 选取滞后期为8, 对序列lnm1、lnm2和lngdp进行格兰杰检验, 结果如表3所示。

由表3可知, 在10%的显著性水平下, lnm1是lngdp的格兰杰原因, 同时lngdp也是lnm1的格兰杰原因, 即货币供给lnm1与经济增长之间存在着双向格兰杰因果关系。此外, 通过格兰杰因果关系检验, 还可以看到lnm2是lngdp的格兰杰原因, 而lngdp却不是lnm2的格兰杰原因。

三、结论与政策建议

(一) 结论

通过上面的实证研究, 可以得出如下结论。

无论是M1还是M2, 都与GDP存在着长期均衡关系, 因为我们选择的是扣除价格因素的真实变量, 这说明从长期意义上看, 超出经济增长需要的货币转化为价格上涨, 长期看货币是中性的。由因果关系检验可知, 货币供给lnm1与经济增长之间存在着双向格兰杰因果关系, 而脉冲响应函数的分析进一步证实了“双向因果关系”, 这说明我国M1与宏观经济关系更为密切。这是因为, 狭义货币M1是流通中的现金和活期存款之和, 广义货币M2是指狭义货币M1加上定期存款、储蓄存款和单位其他存款, M1是经济周期波动的先行指标, 相比于M2具有较强的流动性, 其变化反映出货币市场流动性的强弱, 从而与宏观经济有更为密切的联系, 也是各国央行调控货币供应量的主要对象。

(二) 政策建议

1. 把货币供给量作为货币政策的中介目标, 保持实际货币供给的变动与实际经济增长同步。因为我国的实际货币供给与实际经济增长之间存在着长期均衡关系, 货币供给的大幅度变动会引起经济的波动, 给经济的稳定增长带来困难, 因此, 需要保持货币供给与经济的同步增长, 同时需要控制实际货币供给增长的速度, 避免通货膨胀或通货紧缩。

2. 中央银行可以通过调整法定准备金率、再贴现政策、公开市场操作等货币政策工具来有效地控制货币供给量, 同时把握好货币政策的时滞, 才能保证国民经济持续、健康、稳定地增长。

3. 加快利率的市场化进程。如果要使货币供给量作为宏观调控的中介目标发挥其相应的作用, 就要使利率市场化, 而不应该使利率完全受到控制。只有这样, 货币政策才能发挥其促进经济增长的能力。

注:表中“”表示“箭头前的变量不是箭头后变量的格兰杰原因”

供给关系 第6篇

一、概述分析

1.对外贸易差额。所谓的对外贸易差额,主要是一个国家、一个地区在特定的时间内,其出口总额与及进口总额的相差数额。其中所涉及到的总贸易差额会在某种程度上充分显示出对外贸易的收支状况。通常情况下,在对外贸易差额分析的过程中可以发现,其基本的内容包括了贸易顺差、贸易逆差两种,在原则上分析,通过长期入超与出超对一国的对外贸易以及国民经济发展是存在着不力的影响因素。

2.货币供给。货币供给主要是一种对国家或是货币区域银行系统所投入的经济体系机制,通过对创造、扩张,以及货币的金融项目分析,呈现出不同货币的购买能力,从而通过货币购买进行货币供给的有效衡量。

二、中国对外贸易差额与货币供给关系

1.自由浮动汇率制度中贸易差额的货币供给。在本国宏观经济体系运行的背景下,其初始性的状况呈现出均衡性的发展模式,文章在研究中,对自由浮动汇率制度下贸易差额对货币的影响进行了分析,其曲线图如图1所示。其均衡性的状态如图1中的IS、LM、BP曲线的相交点1。而且,在经济开放的背景下,其外国经济的发展对本国产品的需求逐渐增大,使本国贸易出口呈现出增加的状态。而且,在产品价格不变的状态下,出口贸易的需求量会不断增大,并打破原有均衡性的运行状态,IS2与LM1相交于点2,这种状态与初始均衡的状态1相比,其产出项目呈现出增加的运行状态,而且理论不断上升,在利率上升的背景下,会造成外汇市场对本币的超额需求。与此同时,在货币供给保持不变的背景下,需要通过对市场均衡运行状态的确定,如图1中的E1-E2,在本币升值的背景下,会造成出口减少问题的出现,同时,进口数额不断增加。图1中的产品市场、货币市场以及贸易收支如图1中的2点,呈现出了均衡性的运行模式。根据这种分析方法,可以发现贸易收支中所出现的逆差问题,也就是本国货币供给的状态,不会造成本币贬值的核心依据。所以,在现阶段自由浮动汇率制度构建的背景下,贸易差额中的变动现象会引起汇率的变化,但是,在这种背景下不会对货币的供给以及变动造成严重的制约[1]。

2.固定汇率制度中贸易差额对货币的影响。在固定汇率制度构建的背景下,中央银行或是货币当局需要通过改变货币的方式对外汇市场进行干预,核心目的是通过对本币的控制,进行升职幅度的合理调整,从而达到控制本币幅度的最终目标,而且,在该种背景下,也可以充分保证汇率市场运行的稳定性。当发生贸易顺差状态时,其具体的贸易运行状态可以通过图2所示,这种运行状态也就是贸易中所出现的顺差现象。图2中的IS曲线会经过IS1并向右移动到IS2,并与LM1形成交点为2。在产出增加、利率上升以及外汇市场发货的过程中本币需求会呈现出超出的现象,这也就意味着本币面临升压值的状态,在汇率变动水平超额问题分析的过程中,其变动的水平超过中央银行所控制的目标时,会逐渐增加货币的供给现象,通过对本币的升值速度分析,使其在短期内的货币增加发生变化,如图2中的LM曲线,有LM1向右移动到LM2的位置,其汇率变化如图2中的E1-E2。在同种背景下,当贸易支出呈现出逆差现象时,中央银行会减少货币供给的支出,并通过对本币过度贬值压力的确定,实现相互关系的稳定分析。所以,在固定汇率制度背景下,当贸易差额发生变动时,其贸易擦和的变动也就会发生转变,也就是在贸易顺差现象发生时,会导致货币供给的的增加,而且在贸易逆差现象发生时,货币的供给也就会不断降低[2]。

三、结束语

总而言之,在市场经济运行的背景下,贸易收支的变动会对国家的后壁供给产生一定的影响,这种影响会在某种程度上取决于国家对汇率制度的选择。所以,在现阶段经济自由运行的背景下,贸易超额的变动并不会导致货币供给的变化,但是,在这种环境会严重影响国家的汇率。而且,在固定汇率制度确定以及管理汇率浮动的过程中,使贸易差额的变动发生了系统性的转变,降低了本币面临贬值的压力,促进了社会经济的和谐、稳定发展。

参考文献

[1]史龙祥.人民币贸易结算的影响因素——基于大国博弈视角的一般均衡分析[J].经济理论与经济管理,2014,(03):14~24.

供给关系 第7篇

2008年,一场突如其来的金融风暴席卷了全球金融市场。由于金融与经济的密切关系,金融危机必然引发经济危机。2008年各主要发达国家已经陷入经济衰退。在金融和经济全球化的形势下,此次危机不止殃及到发达国家,像中国等发展中国家也未能幸免。尽管中国的金融市场还未完全开放,但中国的外部需求已经严重萎缩,这直接影响到中国的经济增长。中国经济以出口导向型为主,出口即外部需求是拉动中国经济增长的“三驾马车”之一。为了应对国际金融危机,保持经济平稳较快发展,中国制定了一系列的计划,实施了积极的财政政策和适度宽松的货币政策。2009年上半年,在外需严重不足的情况下,中国GDP同比增长7.1%。毫无疑问,中国实施的积极财政政策在刺激经济增长中发挥了重要的作用,因为财政政策作用的直接对象就是投资和消费,而投资和消费又直接构成社会总需求,形成经济增长动力。然而,宽松的货币政策对经济增长的刺激作用也同样很大吗?在此,我们不能对其作出肯定判断,因为货币政策对经济增长的促进方式不同。货币政策首先直接作用于中介指标货币供给量,然后通过货币供给量对价格和利率产生作用,进而通过价格和利率对投资和消费产生作用,最后对经济增长产生作用,由此可以看出,货币政策需要借助中介变量才能促进经济增长。货币政策对经济增长作用的间接性和滞后性让我们在判断货币政策的有效性时并不是那么肯定。而在这一轮刺激经济增长的政策中,现实结果是,随着经济回升和货币供给的扩张,物价不断攀升。2010年10月,居民消费价格指数CPI同比上涨4.4%,创2008年10月以来的新高。

对于金融发展与经济增长的关系,国内许多学者已经对其进行了大量的实证研究。这些学者通过建立各种模型对不同地区的金融发展与经济增长的关系进行了实证研究,所使用的最新数据持续到2008年。各学者虽然研究的是同一问题,但他们仍然得出了截然相反的结论。刘丽萍(2010)利用1979—2006年的时间序列数据建立了VAR模型,运用单位根检验、格兰杰因果检验、Johansen协整关系检验等计量方法对相应的样本数据进行了实证分析,结果显示,中国经济增长带动了金融的发展,而金融发展却不是经济增长的Granger原因。郭江山和周海燕(2010)对石家庄1998—2008年间经济增长与金融发展的相关数据进行单位根、协整检验和格兰杰因果检验,得出两者之间存在较强的正相关关系,并且这种关系是单线因果关系,即金融发展是经济增长的格兰杰因,经济增长不是金融发展的格兰杰原因。

相比较而言,多数学者都得出了前一种观点。对于同一种问题出现了两种矛盾的结论,这可能是由于构建的指标体系不同。毕竟金融发展是一个宏观概念,包含的内容十分广泛,金融发展可以看作是包含在其中的各具体项目发展的综合,而具体项目的发展也并不是完全同步的,因此,在构建金融发展的指标体系时,难免会因为选取指标的差异而产生不同的结果。笔者根据研究的目的,选择金融发展的一个具体项目即货币供给这个方面来进行研究。利用1985—2009年的数据,运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验和误差修正模型(ECM)等计量分析方法,对中国货币供给与经济增长之间的关系进行实证研究。

二、货币供给与经济增长的理论分析

(一)货币供给与经济增长的概念

货币供给指某一国或货币区的银行系统向经济体中投入、创造、扩张(或收缩)货币的金融过程。货币供给量指一个国家在某一特定时点上由家庭、厂商和政府等部门持有的货币存量总和,它由包括中央银行在内的银行系统来供应。笔者选取广义货币供给量M2作为衡量货币供给的指标。经济增长是指一个国家或地区经济总产量或人均产量的增加。总产量通常用国内生产总值(GDP)来衡量。因此,笔者选取GDP及其函数作为衡量经济增长的指标。

(二)货币供给对经济增长的理论作用

在短期,中央银行增加或减少货币供给量将引起利率的下降或上升,在资本边际效率一定的条件下,利率的下降将引起投资的增加,利率的上升则引起投资的减少。投资的增加或减少,又将通过投资乘数作用引起支出和收入的同方向变动。在长期,货币供给增加时,社会公众发现所持有的货币比所需要的多,于是就会通过支出来减少持有的货币,从而支出增加,商品价格上升,厂商利润增加。当社会还有闲置资源的时候,商品价格上升会使得厂商增加产出,进而促进经济增长;当社会不存在闲置资源的时候,过剩的流动性只能使得商品价格进一步上升,并不能促进经济增长。

货币供给量的增加通过影响利率和价格来发挥对经济的促进作用。对于为促进经济增长而制定的货币政策,我们关注的重点是货币供给对经济的短期影响。对于利率高度市场化的国家来说,这种促进作用是很明显的;而对于像中国这样的发展中国家来讲,利率尚未完全市场化,货币供给量的增长对经济的促进作用难免会大打折扣。

三、货币供给与经济增长的实证分析

(一)变量的选取及数据说明

基于以上的理论分析,根据中国实际情况,笔者选取1985—2009年中国经济增长和货币供给的宏观经济数据作为研究样本,考察两者之间的互动关系。经济增长用国内生产总值(gdp)来衡量;货币供给用广义货币供给量(m2)来衡量;为了消除物价的影响,引入居民消费价格指数(cpi),通过公式gdp_p=gdp×100/cpi得m2_p=m2×100/cpi到实际国内生产总值gdp_p和实际广义货币供给量m2_p;为了消除量纲的影响,对gdp_p和m2_p取对数。

本研究样本数据来自于历年《中国统计年鉴》,经笔者整理与计算得出。相关数据如表1所示。

(二)平稳性检验

运用Eviews5.0软件对各变量水平值及其一阶差分值分别进行ADF检验,检验结果如表2所示。

注:(c,t,n)表示有常数项和趋势项;滞后阶数为n;d表示差分算子;滞后项阶数的选择依据AIC准则。

如表2中所示,lngdp_p序列在1%的显著性水平下接受原假设,即该序列存在单位根,该序列是非平稳序列。将lngdp_p序列作一阶差分,然后对d(lngdp_p)进行ADF检验。检验结果显示,在1%的显著性水平下拒绝原假设,接受不存在单位根的结论,即该序列为平稳序列,lngdp_p~I(1)。时间序列lnm2_p在1%的显著性水平下,P值为83.99%,远大于1%,接受原假设,即序列lnm2_p存在单位根,该序列为非平稳序列。将lnm2_p序列作一阶差分,然后对d(lnm2_p)进行ADF检验。检验结果显示,在6%的显著性水平下,P值为5.02%,小于6%,拒绝原假设,接受不存在单位根的结论,即d(lnm2_p)序列是平稳序列,lnm2_p是一阶单整序列,即lnm2_p~I(1)。

通过以上对序列的单位根检验,可以看到,序列lngdp_p和lnm2_p都是非平稳序列且都是一阶单整序列,d(lngdp_p)和d(lnm2_p)都是平稳序列。

(三)协整检验

由以上分析可知,序列lnm2_p和lngdp_p都是一阶单整的序列,对lnm2_p和lngdp_p建立如下回归方程:

估计后得到:

对上式的残差进行单位根检验,不含常数和时间趋势项,由AIC准则确定滞后阶数,所得ADF统计量的值为-3.530 6(1%的显著性水平),P值为0.001 2。

检验结果显示,序列在1%的显著性水平下拒绝原假设(0.0012<0.01),因此可以确定为平稳序列,即。上述结果表明,1985—2009年lnm2_p和lngdp_p之间存在协整关系,即CI(1,1),协整向量为(1,-3.0905,1.2915)。

通过协整检验得知,货币供给与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。很遗憾的是,货币供给与经济增长之间的协整关系只能说明两者之间存在某种稳定的比例关系,而不能确定这种关系是不是因果关系。因此,下面将借助格兰杰因果检验方法来验证货币供给与经济增长之间是否存在因果关系。

(四)格兰杰因果关系检验

为了使检验结果更准确,对序列lnm2_p和lngdp_p取差分得到各自的差分序列d(lnm2_p)和d(lngdp_p),这两个差分序列都是平稳经济时间序列。由计量经济学知识可知,对某一经济时间序列取对数后再差分得到的序列为该变量的增长率,所以,d(lnm2_p)和d(lngdp_p)分别表示实际货币供给的增长率和实际经济增长率。对d(lnm2_p)和d(lngdp_p)进行格兰杰因果关系检验。由于关注的重点是货币供给对经济的短期影响,所以选取的滞后阶数为1,结果如表3所示。

由表3可知,在10%的显著性水平下,d(lnm2_p)不是d(lngdp_p)的格兰杰原因,d(lngdp_p)是d(lnm2_p)的格兰杰原因。通过格兰杰因果关系,可以看到,d(lnm2_p)是由d(lngdp_p)格兰杰引起的,也就是说,经济增长率是货币供给增长率的格兰杰原因。

(五)误差修正模型(ECM)的建立

误差修正模型基本形式是1978年由Davidson、Hendry、Srba和Yeo提出的,因此又称为DHSY模型。传统的经济模型通常表述的是变量之间的一种长期均衡关系,而实际经济数据却是由非均衡过程生成的。因此,建模时需要用数据的动态非均衡过程来逼近经济理论的长期均衡过程。误差修正模型的表达式为:

通过协整检验得知货币供给与经济增长之间存在协整关系,为了考察两者之间的动态关系,现通过ECM模型进行分析。

首先,建立1985—2009年经济时间序列lnm2_p和lngdp_p的长期均衡方程:

估计结果为:

其次,令,即将上式的残差序列作为误差修正项,建立下面的误差修正模型:

估计得到:

在式(1)表示的长期均衡方程中,实际经济增长的系数是1.291 5,大于1,表明实际经济增长率小于实际货币供给增长率。在式(2)表示的误差修正模型中,差分项反映了短期波动的影响。实际货币供给的短期波动可以分为两部分:一部分是短期实际经济增长波动的影响;一部分是实际货币供给偏离长期均衡的影响。误差修正项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计值-0.38来看,当短期实际货币供给大于均衡时实际货币供给时,将以0.34的调整力度向下回到均衡;反之,则以0.34的调整力度向上回到均衡。

四、结论与建议

(一)结论

笔者利用1985—2009年的时间序列数据建立了误差修正模型(ECM),利用单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验等计量方法对样本数据进行了实证分析,从而得到以下结论:

1. 整体上来看,中国实际货币供给与实际经济增长之间有长期稳定的均衡关系。也就是说,中国实际货币供给的变动与中国实际经济增长的变动存在稳定的比例关系。

2. 中国实际经济增长率是中国实际货币供给增长率的格兰杰原因,但中国实际货币增长率却不是中国实际经济增长率的格兰杰原因。这与一般的货币供给对经济增长的理论作用相违背,但是与中国经济所处的特殊时期相适应。中国正处于计划经济向社会主义市场经济转型时期。在改革的初期,中国经济获得较快发展,但是金融体制的改革落后于经济体制的改革,尤其是中国利率仍未市场化,中国仍然处在金融抑制阶段,这使得货币供给增长促进经济增长的传导路径不畅通,从而导致中国实际货币供给增长率不是实际经济增长率的格兰杰原因。此外,由货币供求与社会总供求关系的理论知识可知,社会商品总供给决定一定时期的货币需求,货币需求决定了货币供给;而GDP指一国或地区一定时期内生产的全部最终产品和劳务的价值,经济增长意味着社会提供的产品和劳务增加,进而货币需求增加,结果导致货币供给增加。从这个角度来讲,中国实际经济增长率是实际货币供给增长率的格兰杰原因。

3. 短期来看,实际货币供给增长率并不与实际经济增长率所决定的均衡实际货币供给增长率相同,而是有一定的偏离,经过动态调整过程,最终回到长期均衡状态。

(二)建议

1. 加快金融体制改革,尤其是利率市场化改革。加强金融深化,使中国货币供给促进经济增长的传导路径畅通,从而有利于中国通过货币政策有效地调控和管理宏观经济。

2. 通过协整检验可知,中国实际货币供给与实际经济增长之间有长期稳定的均衡关系,因此,为了保持货币供给与经济增长之间的均衡关系,中国货币供给必须与经济增长的速度相适应,才能保证经济平稳发展。

3. 鉴于中国金融体制尚未完善,货币供给促进经济增长的传导路径还不畅通,对经济增长的影响远不如消费和投资等。因此,在金融危机下,笔者建议在刺激经济的政策选择上,以财政政策为主,货币政策为辅,即采用积极的财政政策和稳健的货币政策。此外,当前通胀的问题日益严重,这反映了中国目前的情况是过多的货币追逐过少的商品,出现了流动性过剩,而且基于货币供给并不能引起实际经济增长这个事实,偏紧的货币政策不但不会抑制经济增长,反而对收回过剩的流动性和治理通货膨胀有很明显的效果。

参考文献

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[3]郭江山,周海燕.石家庄经济增长与金融发展关系的实证研究[J.]石家庄铁路职业技术学院学报2,010,(1):79-83.

[4]林勇,禄兴能.经济增长与金融发展:来自中国的时间序列经验证据[J.]华北金融,2010,(2):13-17.

供给关系 第8篇

通货膨胀现象是我国经济运行过程中经常出现的问题。2007年CPI走高开始于年初粮食和食用植物油涨价, 加速于5月份猪肉价格突发性上涨, 全年上涨4.8%。其中, 食品价格涨幅达12.3%, 影响CPI上升4.1个百分点。2008年一季度CPI同比上涨8%, 增幅同比高出5.3个百分点, 其中食品价格同比上涨21.4%。4月和5月CPI同比分别上涨8.5%和7.7%, 其中食品价格同比分别上涨22.1%和19.9%, 仍然是主要因素。这一轮农产品涨价, 除了一些短期因素 (如2007年生猪发生疫病、2008初遭遇严重低温雨雪冰冻灾害和汶川大地震等) , 主要是受中长期因素的影响。一是从1997年至2006年, CPI累计上涨9.5%, 平均每年上涨不到1%, 尤其是农产品价格多年处于较低水平, 而农业生产资料价格持续上涨, 农产品生产成本大幅度增加必然推动农产品价格上涨。二是我国工业化、城镇化进程加快, 其结果是:一方面耕地逐年减少, 2002年以来全国耕地面积净减少8820万亩;另一方面城镇人口不断增加, 2002年以来城镇人口每年增加近两千万人, 加之随着人民收入持续增长, 对农产品 (尤其是畜禽产品) 的需求日益增加。因此, 不论从农产品价格形成机制 (耕地有限、农业受自然条件的制约大、农产品需求有一定刚性等决定了农产品价格由劣等条件的生产成本加平均利润决定) 看, 还是从农产品供求规律看, 这一轮农产品价格上涨都是必然的。工业化国家的历史表明, 农产品价格逐步上升, 从而使工农业产品价格剪刀差逐步缩小, 是伴随工业化、城市化进程不可避免的长期趋势。这个过程也是我国必然要经历的。问题在于, 由于前些年农产品价格一直稳定在较低水平, 使矛盾逐渐积累、集中爆发, 以至于去年以来食品价格上涨过快, 对低收入群体的基本生活影响较大。上述种种现象表现出中国正面临着通货膨胀的潜在危机, 必须予以干预。

由于通货膨胀形成的直接原因是货币供应过多, 因此, 治理通货膨胀的一个最基本的对策就是控制货币供应量, 使之与货币需求量相适应, 稳定币值以稳定物价。而要控制货币供应量, 必须实行适度从紧的货币政策, 控制货币投放, 保持适度的信贷规模, 由中央银行运用各种货币政策工具灵活有效地调控货币信用总量, 将货币供应量控制在与客观需求量相适应的水平上。本文拟验证我国通货膨胀与货币供给之间的定量关系。

二、货币供给与通货膨胀关系的理论分析

货币供给 (money supply) 是指某一国或货币区的银行系统向经济体中投入、创造、扩张 (或收缩) 货币的金融过程。货币供给指一个国家在某一特定时点上由家庭和厂商持有的政府和银行系统以外的货币总和。

货币供给的主要内容包括:货币层次的划分;货币创造过程;货币供给的决定因素等。在现代市场经济中, 货币流通的范围和形式不断扩大, 现金和活期存款普遍认为是货币, 定期存款和某些可以随时转化为现金的信用工具 (如公债、人寿保险单、信用卡) 也被广泛认为具有货币性质。

一般认为, 货币层次可以划分如下:

M1=现金+活期存款+旅行支票+其他支票存款;

M2=M1+小额定期存款+储蓄存款+散户货币市场共同基金;

M3=M2+其他金融资产。

基本概念通货膨胀 (Inflation) 一般指:在纸币流通条件下, 因货币供给大于货币实际需求, 导致货币贬值, 而引起的一段时间内物价持续而普遍地上涨现象。其实质是社会总需求大于社会总供给。通货膨胀在现代经济学中意指整体物价水平上升。一般性通货膨胀为货币之市值或购买力下降, 而货币贬值为两经济体间之币值相对性降低。前者用于形容全国性的币值, 而后者用于形容国际市场上的附加价值。两者之相关性为经济学上的争议之一。

纸币流通规律表明, 纸币发行量不能超过它象征地代表的金银货币量, 一旦超过了这个量, 纸币就要贬值, 物价就要上涨, 从而出现通货膨胀。通货膨胀只有在纸币流通的条件下才会出现, 在金银货币流通的条件下不会出现此种现象。因为金银货币本身具有价值, 作为贮藏手段的职能, 可以自发地调节流通中的货币量, 使它同商品流通所需要的货币量相适应。而在纸币流通的条件下, 因为纸币本身不具有价值, 它只是代表金银货币的符号, 不能作为贮藏手段, 因此, 纸币的发行量如果超过了商品流通所需要的数量, 就会贬值。例如:商品流通中所需要的金银货币量不变, 而纸币发行量超过了金银货币量的一倍, 单位纸币就只能代表单位金银货币价值量的1/2, 在这种情况下, 如果用纸币来计量物价, 物价就上涨了一倍, 这就是通常所说的货币贬值。此时, 流通中的纸币量比流通中所需要的金银货币量增加了一倍, 这就是通货膨胀。在宏观经济学中, 通货膨胀主要是指价格和工资的普遍上涨。通货膨胀之反义为通货紧缩。无通货膨胀或极低度通货膨胀称之为稳定性物价。 (在若干场合中, 通货膨胀一词意为提高货币供给。因之, 若干观察家将美国1920年代的情况称之为“通货膨胀”, 即使当时的物价完全没有上涨。以下所述, 除非特别指明, 否则“通货膨胀”一词意指一般性的物价上涨。) 通货膨胀, 是指经济运行中出现的全面、持续上涨的物价上涨的现象。纸币发行量超过流通中实际需要的货币量, 是导致通货膨胀的主要原因之一。

三、实证分析

我们现在检验通货膨胀 (π) 与货币供给的自然对数 (LNM) 之间的协整关系, 首先进行平稳性ADF检验, 结果如下:

*表示在10%的显著性水平下通过原假设

**表示在5%的显著性水平下通过原假设

现在我们验证两组变量是否具有协整关系, 先进行回归, 然后检验残差的平稳性, 得:

残差的ADF检验值为:-3.500399 (在5%的显著性水平下接受原假设) 。因此通货膨胀 (π) 与货币供给的自然对数 (LNM) 之间存在长期的协整关系。可以看出, 在我国通货膨胀与货币供给存在长期负相关的关系, 这表明, 在我国货币供给的调整并不能很好的治理通货膨胀。原因可能与我国货币政策的传导滞后有关系, 因此应进一步完善我国的货币供给调控宏观调控。

四、完善我国通货膨胀治理的建议与对策

通货膨胀对社会经济的影响有以下:

(1) 对收入分配的影响。当发生未预期通货膨胀时, 有固定货币收入的人以及债权人遭受损失。相反, 对于非固定收入者及债务人都是受益者。在现代社会中主要包括股票持有者、企业和国家。

(2) 对财产分配的影响。由于通货膨胀侵蚀着货币购买力, 使任何以固定货币数量计算的资产的真实价值也受到影响。对于持有不变价格财产的人来说其拥有的债券、银行存款的票面价值是相对固定的, 实际价值将随物价上涨而下降。对于持有可变价值财产的人来说, 则正好相反, 他们会因通货膨胀而受益。

(3) 对于经济效益的影响。通货膨胀造成人们对货币贬值的预期, 导致流通中的囤积居奇, 出现“投资不如投机, 生产不如囤积, 存钱不如存货“现象。导致生产下降, 通货膨胀恶化, 企业不再致力于提高产品质量, 提高生产效率, 降低成本, 而是乘通货膨胀之机, 抬高物价, 粗制滥造, 结果形成资源浪费, 生产能力降低, 严重影响经济效益。

(4) 对经济增长的影响。从短期看, 当有效需求不足而且社会存在闲置生产能力时, 通货膨胀可以刺激政府的投资性支出, 扩大总需求, 从而能够刺激经济增长。从长期看, 通货膨胀会增加生产性投资风险, 提高经营成本, 使生产投资下降, 从而不利于经济增长。

(5) 对国际收支的影响。通货膨胀的国家, 国内市场商品价格上涨, 出口商品价格也上涨, 从而影响出口商品在国际市场上的竞争能力, 出口减少。而本国货币贬值, 必然导致进口商品价格降低, 进口增加, 致使国际收支恶化。

由此可见, 治理好通货膨胀对于稳定经济、促进经济发展具有积极作用, 完善我国通货膨胀治理机制的建议与对策有:

1、完善供给机制

积极发挥产业政策和投资政策的作用, 努力抑制投资过快增长, 增加有效供给。一是要实行最严格的土地保护制度, 强化对土地使用的审批和监督。二是调动农民种粮积极性, 增加粮油播种面积。利用国际市场, 调节国内粮油供求。三是大力加强交通、能源等基础产业和基础设施建设, 能源交通项目建设应适度超前。四是加快投资体制改革步伐, 投资权直接下放给企业, 加强市场机制引导投资的作用;国家通过经济的、法律的手段, 辅之以必要的行政措施, 调控企业投资方向。

2、控制货币供应量

由于通货膨胀形成的直接原因是货币供应过多, 因此, 治理通货膨胀的一个最基本的对策就是控制货币供应量, 使之与货币需求量相适应, 稳定币值以稳定物价。而要控制货币供应量, 必须实行适度从紧的货币政策, 控制货币投放, 保持适度的信贷规模, 由中央银行运用各种货币政策工具灵活有效地调控货币信用总量, 将货币供应量控制在与客观需求量相适应的水平上。

3、调节和控制社会总需求。

治理通货膨胀仅仅控制货币供应量是不够的, 还必须根据各次通货膨胀的深层原因对症下药。对于需求拉上型通货膨胀, 调节和控制社会总需求是关键。各国对于社会总需求的调节和控制, 主要是通过制定和实施正确的财政政策和货币政策来实现。在财政政策方面, 主要是大力压缩财政支出, 努力增加财政收入, 坚持收支平衡, 不搞赤字财政。在货币政策方面, 主要采取紧缩信贷, 控制货币投放, 减少货币供应总量的措施。采用财政政策和货币政策相配合, 综合治理通货膨胀, 两条很重要的途径是:控制固定资产投资规模和控制消费过快增长, 以此来实现控制社会总需求的目的。

4、完善货币政策操作工具

通货膨胀目标制的操作工具脱离不了现代中央银行的三大工具:公开市场业务、法定准备金、再贷款和再贴现。虽然非市场的操作工具还有贷款规模控制和利率管制等等, 但“通货膨胀目标制度”起源于市场化的国家, 因而从来没有考虑过使用非市场的货币政策操作手段问题。值得指出的是, 鉴于公开市场业务具有灵活性和适宜微调的特性, 它日益为各国中央银行所钟爱, 成为货币政策的主要操作工具。通货膨胀目标制的操作目标可以是基准利率或者基础货币, 但不能同时是两者。这是因为, 变动利率会导致货币供应量产生较大幅度的波动, 而调整货币供应量则会导致利率出现较大幅度的波动, 兼顾两者是不可能的。在实践中, 各国中央银行可以根据本国货币政策传导机制的特点和历史经验, 决定适用本国的货币政策操作目标。这体现了通货膨胀目标制的又一包容性。

参考文献

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[3]付霞.我国当前的通货膨胀压力分析[J].当代经济 (下半月) , 2008, (03) .

供给关系 第9篇

关键词：货币供给,物价变动,自回归模型

一、模型设定和数据说明

(一) 模型设定

本文基于P=f (M) 这一基本形式建立双对数自回归模型:Ln (CPI) t=а+βln (Mi) t+Ln (CPI) t-1+μt。根据所建模型考查了变量之间的相互关系, 从下图可见货币供给的变化整体呈缓慢上升趋势, 而物价的变动则相对平稳。这有可能使得后续的模型论证中解释变量Ln (mi) t对被解释变量Ln (cpi) t的解释不够显著。

由于本文采用的是1996-2011年的月度数据, 为更精确地估计模型验证模型中变量是否存在长期关系, 故对各序列进行了单位根检验和协整检验。

(二) 单整检验

本文采用扩展的Dickey-Fuller检验 (ADF) 来确定变量的单整阶数。下表给出我国货币供给量与物价的月度数据进行ADF检验结果。

注:1、c和t表示常数项和趋势项, *表示所采用的滞后阶数显著性水平为5%的临界值

从检验结果看, 所有变量的原始序列ADF值均大于显著性水平5%的临界值, 说明原始序列是非平稳的。经过一阶差分以后, ADF值小于I临界值, 可以认为序列经过一阶差分以后达到平稳, 以上变量均是一阶单整序列。

(三) 协整检验

为了分析ln (CPI) 和ln (Mi) 之间是否存在协整关系, 我们先做两变量之间的回归, 然后检验回归残差的平稳性。

从检验结果看, 显著性水平为5%的临界值均小于相应的ADF值, 说明上述各变量之间存在协整关系。

二、模型的计量分析

基于以上的单位根检验以及协整检验, 以Ln (cpi) t为被解释变量, ln (mi) t和Ln (cpi) t-1为解释变量, 首先考查第一层次的货币供给量M0与物价变动的关系。有回归结果如下:

从以上回归结果来看, 解释变量Ln (m0) t和Ln (cpi) t-1对被解释变量Ln (cpi) t的整体解释能力较强, 各项检验参数较为显著。但考虑到时间序列很可能存在自相关性, 因此对该回归结果的残差进行检验, 其检验结果如下:

很明显, 残差变动存在系统模式, 即连续为正和连续为负, 表明残差存在一阶相关, 故现用德宾h检验法检验其相关性:h=2.3246, 而h 2=1.96, 因此拒绝原假设=0, 说明自回归模型的却存在一阶自相关。为消除一阶自相关, 采用广义差分法, 有如下结果:

由结果DW=1.876061, 且查表可得:dL=1.748, du=1.789, DWφdu, 即自相关消除。

用同样的方法, 考查M1、M2层次的货币供给与物价变动的关系, 得到最终回归结果可以看出:Mi层次的货币供给增加1%会造成同期物价上涨大约0.2%, 而该层次的货币供给量对物价变动的滞后影响并不明显;相反, 物价变动更多的受到其自身作用的影响, 从实证数据上来看, 上一期的物价对本期物价的影响可达95%左右。

三、结论

从以上模型回归结果可以定性:各层次的货币供给量对物价变动的滞后影响并不明显;相反, 物价变动更多的受到其自身作用的影响。从定量上来看, 各层次的货币供给增加约1%会造成同期物价上涨大约0.2%, 上一期的物价对本期物价的影响可达95%左右。造成上述结果原因有二:首先、货币供给量对物价的滞后性影响不明显是与我国居民长期以来形成的消费习惯有关;其次, 人们对物价的变动形成了较为理性的预期。由此可见, 货币当局在发行货币供给量要充分考虑到其对物价的影响, 防止物价水平的大范围波动, 以保持居民生活水平的稳步提升。

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