长期供货合同篇1
关键词：中介目标；货币供应量；货币需求；货币流通速度
一、引言
自中国人民银行(中央银行)独立于商业银行以来，我国货币政策研究进入了研究领域逐步细化、技术性日益增强的阶段，其中货币政策中介目标的选择一直是改革开放以来我国宏观经济领域内的热点问题。
从时间上看，盛洪(1991)早期曾对中央银行通过数量调节实施货币政策的有效性提出质疑，并提出从数量调节到“参量调节”(利率调节)的改革方向。在讨论货币供应量是否应继续成为货币政策的中间目标的文献中，最具代表性的文献是夏斌和廖强(2001)一文，该文较全面地评价了货币供给量指标，从传导机制角度分析了货币供给量无效的深层原因，指出我国当前已经不适合以货币供给量作为我国货币政策的中介目标，并提出了通货膨胀目标制。秦宛顺等(2002)从货币政策规则角度，考虑了以货币供给和利率作为中介目标的福利损失，得出以货币供给和以利率作为我国货币政策中介目标是无差异的，货币当局可以灵活地选择应用。范从来(2004)指出货币当局应该创造出一种有利于货币供应量发挥中介目标的货币控制机制，而不仅仅是简单地放弃货币供应量目标，张成思(2004)用因果关系模型和向量自回归模型分析了我国中央银行的货币政策指标变量及其对宏观经济的影响，分析发现我国广义货币很好地代表了货币政策的指标变量，其相关的变化对经济有长期影响。
20世纪90年代以后，国外对货币政策中介目标的研究主要集中在货币供应量和通货膨胀目标上，在实证方法上主要采用由Sims开创的向量自回归方法。MichaelDotsey和ChristopherOtrok(1994)采用向量自回归对M2作为中介目标进行了检验。Bernanke和Mihov(1997)的研究表明，很多国家中央银行实际依据的中介目标会有所不同，但在行为中却表现出相似的行为模式。绝大多数国家在放弃货币供应量中介目标后基本上没有再简单地恢复到利率目标，而是直接盯住通货膨胀，同时将货币供应量、利率等经济变量作为监测指标。历史经验表明，货币政策中介目标的选择并没有统一的模式，不同国家、不同经济体制以及同一国家在不同历史时期和不同发展阶段，其选择中介目标的标准和原则都会有所差别。
本文采用数理分析与实证检验相结合的方法，对货币供应量作为我国当前货币政策中介目标的有效性问题和可供利用的价值进行系统的分析论证。
二、货币供给的可测性分析
本文从两个方面验证货币供给的可测性：一是货币需求的稳定性，二是货币流通速度的稳定性或规律性。
1.数据描述及说明。(1)数据均来自历年《中国统计年鉴》、《中国宏观经济月度分析报告》、《中国金融年鉴》、《中国经济景气月报》各期和中国人民银行网站。(2)利率采用具有代表性的一年期定期存款利率，考虑到我国的利率在样本数据所在的区间的多次调整，如果某些年度对存款利率进行了调整，则以实际执行时间为权数进行加权平均而得到的数值为准。(3)采用消费物价指数来反映通货膨胀。同时为了让整个样本区间内的物价具有可比性，本文采用消费物价定基比物价指数。由于数据不能直接得到，我们通过月度同比物价指数和月度环比物价指数得到月度定基比物价指数，进而得到季度定基比物价指数(以1992年12月为基期)。(4)采用上海股市季度内平均收盘价来代表股票市场指标，用SZ表示，数据来自于大智慧股票软件。这里没有选择季度平均价格变化之差指标，主要是考虑到两者之间存在同向关系。(5)通货膨胀率πt＝P-1t-1(Pt-Pt-1)×100，Pt为定基比消费物价指数。
为了避免季节因素的影响，采用X—11方法对某些数据进行季节性调整，以此生成新的数据样本，并对所有数据(除通货膨胀外)进行了对数处理。文中大部分数据的时间段从1991年第1季度到2005年第2季度，在此期间经历了通货膨胀和通货紧缩，政府采用了扩张性、紧缩性和稳健的货币政策。
2.我国货币需求的稳定性分析。如果没有稳定的需求函数为基础，货币当局就无法准确预测货币需求，进而无法通过控制货币供给量达到稳定币值和经济增长的最终目标。一般来说，影响货币需求的变量包括规模变量(如财富、收入)、机会成本变量、价格变量和其他因素变量。这里借鉴弗里德曼的货币需求函数，同时考虑到我国股票市场的发展情况，将我国的实际货币需求模型设定为：lnM／P＝lnα+β1lnY／P+β2lnR+β3lnSZ+β4πe+ε。其中M是货币需求量，由于货币需求数据无法获得，在实证分析中用货币供给代替。我国的财富概念比较模糊，在统计上存在困难，而且收入和财富的相互替代性比较强，因此用国内生产总值GDP代替，记为Y。R和πe分别代表机会变量的一年期存款利率和通货膨胀预期，根据我国实际，通货膨胀预期采用静态预期，即πe＝πt-1，SZ为反映股市的指标变量，ε是随机项。
为了避免非平稳序列回归产生谬误，对模型中各个变量进行单位根检验，结果显示，水平序列都接受单位根的原假设，差分序列拒绝原假设，即该模型涉及的变量都是一阶差分平稳。同时用Johansen方法对M2和相关变量进行协整检验，协整结果显示存在零个协整关系的原假设被拒绝，而接受至多一个协整关系的原假设。由于只存在一个协整关系，我们尝试用E-G两步法进行协整估计。由于各变量间存在协整关系，表明存在长期的货币需求函数，进一步可得到短期货币需求函数。
协整方程估计结果显示方程中各变量系数很显著，拟合优度为98.5%，DW值为1.9，一阶序列相关不存在，而且残差拒绝有单位根的原假设，可以判断为平稳序列，表明上述各个变量间确实存在协整关系。协整方程为：M2＝-1.898t1.34GDP-0.189R+0.1SZt0.02πe。由Granger定理知道，任何一个协整方程都可以转化为一个误差修正模型，使本期的变化通过上一期的误差进行调整。逐渐去掉不显著的变量，得到短期的货币需求函数：M2＝0.032t0.12Mz(-1)+0.52GDP-0.055R+0.037SZ一0.035SZ(-1)+0.002πe-0.132ecm(一1)。修正方程中的系数基本上都显著，DW值为2.02，拟合优度为0.42，误差修正项ecm前的系数为负，符合负反馈机制原理，调整系数为0.132。Breusch—Godfrey序列相关检验的LM统计量为0.2，表明接受无序列相关假设。
通过递归最小二乘法对短期的货币需求函数进行参数稳定性检验，估计方程中的各系数基本上符合理论和我国的实际情况。长期货币需求的收入弹性都大于1，表明货币需求量的变动大于收入的变动，而且长期广义货币需求的收入弹性大于长期狭义货币需求的收入弹性。利率弹性都很小且为负，并对货币需求有显著影响，表明我国并没有进人流动性陷阱，利率的作用应该会随着利率市场化的不断推进而越来越明显。无论短期还是长期狭义货币的利率弹性都要比广义货币的利率弹性大，这是由于两者所涵盖的范围不同，M2更为广泛，利率弹性较多地反映了定期存款、储蓄存款和现金、单位活期存款等现实购买力总和之间的转换关系。当活期存款利率与准货币利率存在差额时，狭义货币与准货币之间存在资产选择行为，当准货币的利率上升扩大准货币与狭义货币的利差时，居民必然把狭义货币转换成准货币，加大狭义货币的利率弹性，而存款利率只能影响M2的组成结构，对其绝对量影响很小。因此，M1体现出更高的利率弹性，符合理论要求。
随着我国股票市场的不断发展，股票市场对我国货币需求已经产生正的效应，不过弹性并不大，股市价格变动对货币需求的影响由财富效应、交易效应和替代效应三者共同决定，其中财富效应和交易效应增加货币需求，替代效应减少货币需求。预期通货膨胀对我国货币需求有正的影响，这与理论分析有些不同，但可能与我国的实际存在密切联系。自从我国1998年后出现了通货紧缩，通货膨胀率预期出现负值，而货币需求也因投资萎缩而减少，从而促使货币需求和预期通货膨胀出现正向关系。20世纪90年代以来，我国社会福利制度的改革使人们的消费观念逐渐开始转换，对教育、住房和养老等预期，增加了人们的长期货币需求，储蓄存款不断上升，致使货币需求增长速度快于收入增长速度。同时，在我国渐进式金融改革的背景下，由于实行管制利率，导致利率并不能通过市场供求来决定，而且金融资产的结构也比较单一，因此，长期的货币需求函数表现出高收入弹性和低利率弹性。
对误差修正模型(短期的货币需求函数)进行递归检验，结果显示，对M2的短期货币需求函数，残差波动较大，甚至有些年份超出两倍标准差范围之外，一步预测出现了多个断点，表明M2的短期货币需求函数存在一定程度的不稳定性。比较而言，M1的短期货币需求函数表现出更加不稳定的特性，CuSumofsquares曲线超出了5%置信度下的两倍标准差范围，一步预测出现多个断点，残差波动也比较明显。这些症状表明，我国短期货币需求函数具有不稳定性。我国短期货币需求的不稳定性，在一定程度上给我国央行对货币需求准确预测带来难度，容易发生货币供给和货币需求相背离的情形，使得货币政策的中介目标难以发挥作用。
3.我国货币流通速度的稳定性分析。货币流通速度的不稳定表现为货币流通速度突然增加或者突然减少。在相同货币供应量的条件下，货币流通速度的下降会降低扩张性货币政策的效果。要使货币供应量发挥中介目标的作用，就需要有一个稳定的货币流通速度，或者是呈现明显的规则性变化。
(1)货币流通速度的稳定性对货币供给量目标的影响分析。如果货币当局没有意识到货币流通速度的变化，为实现产出增长率为y%的目标，则根据费雪方程有：Mt+1Vt＝Pt+1Yt(1+y%)，货币当局为了达到上述产出目标，必须将货币供应量目标定为Pt+1Yt(1+y%)／Vt，但是实际上货币流通速度在短期内并不是恒定不变的，而且有可能呈现很大的波动性。从我国的情况来看，自改革开放以来几乎每年货币流通速度都在下降，而且在下降的过程中呈现不规则波动。这里不防假设它比上期减慢了v%，即Vt+1＝(1-v%)Vt，如果货币当局继续将货币供应量目标定为Pt+1Yt(1+y%)／Vt，则相应的产出为(1+y%)(1-v%)Yt，Yt+1＝-v%Yt+1，这表明当货币流通速度降低时，实际产出与产出目标Yt(1+y%)之间存在着差距v%Yt(1+y%)，而且这个差距的大小与货币流通速度变化的幅度成正比。
由于货币流通速度的不稳定性，货币当局可能做出错误的判断。比如，在货币流通速度t+2时期继续下降(v%)情况下，货币供应量目标应该为Mt+2但是，如果实际上在t+2时期流通速度已经恒定不变或者转而上升(Vt+2≥Vt)，继续按原先的货币供给目标进行货币扩张的话，将会导致物价上涨，引发通货膨胀。
由于货币流通速度变化不定而产生通货膨胀，可能的原因是由于上期在流通环节中沉淀下来的一些无效货币，在本期又重新恢复其流通职能，再次进入流通领域，使得货币流通速度加快，实际发挥作用的货币供给量变大。货币流通速度的不稳定性，将会削弱以货币供应量为中介目标的效果。
(2)货币流通速度的实证分析。我们用Vi＝GDP／Mi(i＝1，2)来衡量货币流通速度，其中GDP代表名义产出。在分析我国货币流通速度波动性时，采用固定样本时间长度的滚动时窗方法。使用固定样本长度的滚动标准差来度量波动性，比一般的标准差更能体现变量的波动性，是一个动态的变化过程。
根据年度和季度的样本数据，其中年度数据样本区间为1978～2004年，季度数据样本区间为1991年1季度至2005年2季度。考虑到样本量等因素，我们在计算滚动标准差时，其中年度值选取的滚动时窗长度为4年，季度值选取的滚动时窗长度为8个季度。通过数据处理，我们分别得到M1和M2的货币流通速度变化轨迹和滚动标准差轨迹。结果显示，狭义货币M1和广义货币M2流通速度的年度变化轨迹和季度变化轨迹都有一个很明显的特征，无论年度还是季度，广义货币的流通速度都比狭义货币的流通速度稳定，通过H-P滤波可以得到两者都呈下降的趋势。改革开放至今，无论是狭义货币还是广义货币，货币流通速度的下降在减慢，但是仍存在着一定程度的波动。还有一个明显的特征就是，货币流通速度呈现一定的顺周期性，在经济处于收缩时期下降幅度要明显大于经济处于上升时期的下降幅度。
利用滚动标准差衡量货币流通速度序列轨迹的波动性表明，在20世纪90年代以前，年度的广义货币流通速度的波动大体与狭义货币相当，都呈下降趋势；90年代以后波动又突然上升，然后在上升和下降之间波浪式前进，整个轨迹出现了波动程度降低的迹象，但是也存在短期内波动再次上升的可能。季度的货币流通速度波动也表现出同样的特征，90年代以来广义货币流通速度波动曲线一直位于狭义货币流通速度下方，并且各自的波动都处于不断变化当中，而且狭义货币流通速度波动性变化幅度大，说明90年代以来广义货币流通速度相对比狭义货币流通速度稳定，但两者都处于非稳定状态。
由此可知，我国的货币流通速度表现出以下特征：一是货币流通速度逐渐下降，下降过程中又出现突然上升的情况，下降趋势逐渐趋缓。二是广义货币流通速度要比狭义货币流通速度稳定，年度内货币流通速度比季度货币流通速度稳定。三是货币流通速度的波动性变化不定，总的趋势是波动性减小，但短期内仍然存在波动性继续提高的可能，即货币流通速度仍然存在一定程度的不稳定性。随着我国教育、医疗、住房、养老等体制的改革，我国经济主体的资产结构发生了变化，具体表现为经济主体的储蓄占收入比不断上升，消费占收入比下降，导致很多货币退出了流通领域，造成收入增加而货币流通速度减慢，在数量上表现为货币流通速度的收入弹性小于零。同时，广义货币与狭义货币两个层次的组成结构不同，前者包括了储蓄存款，决定了两者货币流通速度的收入弹性存在差别。
以上分析表明我国的货币流通速度并不是稳定的，尤其在短期内波动比较剧烈，波动幅度时大时小，规律性并不明显。不稳定的货币流通速度必然影响到目前我国货币政策中介目标的适宜性。经济,金融,货币-[飞诺网]
三、我国货币供给的可控性分析
从货币理论的角度看，货币供给量的可控性问题实质上是货币的内生性问题，货币供给的内生性和可控性存在着此消彼长的关系。从货币供给的影响因素来看，一定时期的货币供应量应是基础货币和货币乘数相互作用的结果。因此，在进行货币供给量可控性分析时，对基础货币和货币乘数进行分析是必不可少的。
1.货币供给内生性的理论分析。一定时期的货币供给是由基础货币与货币乘数共同决定的，即M＝Mb·m。在决定货币供给的两大因素之中，通常认为基础货币Mb可以被货币当局控制，而货币乘数m是由通货与存款比例(h)、法定准备金率(r)、超额准备金率(e)等因素决定的，这些因素中只有法定准备金率由货币当局控制，另外两项则与经济的内在因素有关联。因此，从货币基数来说，通常认为货币供给是外生的；而从货币乘数来说，在很大程度上货币供给又是内生的。
设M1，M2为狭义货币与广义货币供应量，Mb为基础货币，C为流通中的现金，R为存款准备总额(包括法定准备金和超额准备金)，D为活期存款，T为准货币M2-M1，m1和m2为货币乘数，r为法定存款准备率，e为超额存款准备率，h为现金与活期存款之比，t为准货币与活期存款之比，从而得到：C＝hD，T＝tD，Mb＝C+R，M1＝C+D，M2＝C+D+T，R＝(r+e)(T+D)，
从公式中可看出，广义货币乘数大于狭义货币乘数，狭义货币乘数m1的变动与r，e，h，t成反比，而广义货币乘数m2的变动与r，e，h成反比，与t成正比。为了比较各个参数的影响，我们只需要比较其绝对值的大小即可。由于一般情况下r，e都比较小，两者之和不超过1。观察上述各式，其分母都为
从上面的分析可知，r，e的变动引起m1和m2的变动幅度比其他因素都大。参数e取决于商业银行的成本收益的权衡，受到盈利性、流动性和安全性等因素的制约，与经济活动存在密切联系，并且在一定程度上可以抵消r的变动。因此，e对m1和m2的作用应该最大，正是由于e并不能被货币当局所控制，从而表明我国的货币供给具有内生性。h和t分别为现金和准货币与活期存款的比率，主要由居民和企业的资产偏好所决定，并不受中央银行所支配，而且对货币乘数的影响不大。居民收入、市场利率、金融资产多元化程度以及对未来的预期等因素会影响持有金融资产的行为，导致h发生变化，而居民的可支配收入水平以及存款利率的高低等会影响t的变化，这些具有内生性的因素波动致使货币供给难以控制。
2.我国货币供给的实证分析。首先，从整体上考察我国货币供给的内生性。由于M1，M2，GDP都为I(1)过程，则GDP变化和货币供给变化都为平稳过程，符合Granger因果关系检验的条件。Granger因果关系检验表明，货币供给的变动与产出变动存在双向因果关系，两者在统计上存在着因果关系。GDP的变化在某种程度上是引起货币供给变化的原因，也就是说GDP的变化能刺激货币供给发生变化，体现出我国货币供给的内生性。从检验结果发现，广义货币M2比狭义货币M1更强烈地拒绝了各自的原假设，这在一定程度上说明M2的内生性要比MI的内生性强，而且与经济增长的关系更加密切。
其次，在货币供给的影响因素中，货币当局应该可以对基础货币进行控制，然而我国的实际情况则并非如此。我国的基础货币投放忽快忽慢，很不稳定，1997年基础货币比上年增长14%，而1998年增长率就急剧下降为2.3%，1999年又跃升至7.3%，90年代以来这一现象很大程度上是由于我国的汇率制度导致的。我国名义上实施有管理的浮动汇率制度，但实质上可以看作是一种钉住美元的固定汇率制度。如果一国实行的是固定汇率制或爬行汇率等有管理的汇率制度，不论其名义上的货币政策中介目标是什么，都首先要保证汇率目标得以实现，这给我国货币供应量目标的实现造成了很大困难，因为它直接影响到基础货币的投放。
再次，货币乘数也是影响货币供给的重要因素。法定准备金率是影响货币乘数各因素中惟一可以由中央银行控制的变量，是决定货币乘数诸因素中外生性最强的变量。超额准备率和现金存款比率、准货币与活期存款比率是具有较强内生性的变量，并不是中央银行所能决定的。货币乘数体现出来的内生性或外生性要看这些因素对货币乘数影响力的大小，我们借助预测方差分解方法来分析货币乘数。
方差分解实际上是系统的预测均方误差，分解成系统中各变量冲击所做的贡献。经过ADF检验，表明m1，m2，r，e，t，h都服从单位根过程。经过JJ协整检验，表明m1与h，e，h，t之间和m2与r，e，h，t之间都存在协整关系。将货币乘数和其影响因素组成VAR模型，在设定VAR模型时，由于变量间存在协整关系，选择向量误差修正形式(vecm)，向量定义为Y＝(mi，r，e，h，t)''''，i=1或2，滞后阶数的选择根据Akaike信息准则和Schwartz准则。对模型回归得到的预测方差进行分解，分析各因素对货币乘数的影响程度，预测期数为10，得到货币乘数预测误差方差的百分比，即货币乘数本身及其影响因素在对应的预测步长下对货币乘数的贡献。
结果表明，对于狭义货币乘数m1，超额准备率能够解释其方差的15%左右，而法定准备率仅能够解释方差的2%左右，货币乘数m1的预测方差主要来自其自身的变化，在影响因素中，超额准备金率e对货币乘数m1的作用最大，而法定准备金率r的作用较小，这表明m1的影响主要来自超额准备金率的变化。货币乘数m2的方差分解得到m2的影响(除自身以外)主要来自超额准备金率e的变化，其中17%左右可以由超额准备率来解释，而且对比m1和m2的方差分解结果，发现r，e，h，t四个因素对货币乘数m2的影响都比对货币乘数m1的影响大，这与我们前面的理论推导一致。因为超额准备金率并不是由中央银行所能决定的，它取决于金融机构的经济行为和经济发展状况。我国超额准备金率的大幅度变动导致货币乘数对货币供给形成了冲击，进而弱化了央行对货币供给的控制能力。货币乘数具有较强的内生性，在一定程度上决定了我国货币供给的内生性。
实际上，货币供给的内生性取决于经济发展和市场化的程度，西方一些经济学家普遍认为，货币供给具有内生性是金融体系发展的结果，因此，随着我国经济市场化的深入，货币供给的内生性增强是完全可以理解的。
四、我国货币供应量与物价和经济增长的相关性分析
如果货币供应量可以充当货币政策中介目标，其与货币政策最终目标必须是高度相关的。如果中介目标与最终目标是相关的，中介目标所包含的有关信息与最终目标的相关信息也是相关的，货币当局才有可能通过掌握中介目标信息和控制中介目标来实现最终目标。
1.货币供给与经济增长和物价的理论关系。在实证分析之前先理清货币供给与经济之间的理论关系，交易方程MV＝PY体现了货币量与物价以及经济产出之间的一个量的关系，方程两边求对数并对时间求导得：
这是一个关于各变量增长率的关系式，货币供给增长率与货币流通速度增长率之和等于通货膨胀率与国内生产总值增长率之和。用μ表示货币供给量的增长率，y是国内生产总值的增长率，π为通货膨胀率。假定货币流通速度为不变常数，我们可以得到货币量、产出水平和价格水平三者之间的一个重要关系式：μ＝π+y，即在一定条件下，产出水平、通货膨胀都分别与货币供给存在正向变化关系。货币供给的增长不仅部分作用于经济增长而且也部分作用于通货膨胀，通货膨胀对经济增长有一定的制约作用，因为由于通货膨胀的存在致使需要一部分货币供给来抵消通货膨胀的存在。
当社会资源已经充分利用，此时经济增长已达到最优的增长途径，货币供给量的增加已经不会促使经济增长反而导致物价上涨，用上述公式来解释就是当Y已经达到最大，即增长率y已经保持恒定不变，μ的增加将仅仅导致π的增加。说明货币供给只能在由产出水平增加而引起的实际货币需求增加的范围内适度地增长，增加的有效需求适当地由增加的货币供给量来满足，如果货币供给的速度大于经济产出的速度时，将会导致通货膨胀。
2.相关性的实证分析。对中介目标(货币供应量)与最终目标的相关性实证分析，其指标应采用指标的名义值。我们主要考察狭义货币M1、广义货币M2和准货币M-M1对经济增长和物价的影响，包括滞后影响。
由于各个变量都服从单位根过程，我们先检验变量的平稳性，发现名义货币供给量M1和M2，名义GDP都为I(1)过程，而物价P为I(2)过程。为了促使各变量具有一致的单整阶数，我们把物价P进行一阶差分，从而促使DP为I(1)过程，代表通货膨胀变量。继续对货币供给M1，M2和准货币M2-M1与通货膨胀代表变量DP进行因果检验，从因果关系检验中得到，在一定滞后阶数下，狭义货币、广义货币和准货币都对通货膨胀产生影响，几乎都能在95%的概率下接受货币供给的变动是通货膨胀的原因，表明货币供给对通货膨胀具有一定的影响力，通货膨胀是一种货币现象。也就是说，货币当局能够通过控制货币供给量来控制通货膨胀，但是前提是货币当局必须能够控制货币供给量。国外实证研究表明：通货膨胀与货币供应量变化具有非常强的相关性，相关系数在0.92～0.96之间，并且长期看来货币供应量的增加将最终导致相同程度的通货膨胀上升。从结果中可以看出，各层次货币对通货膨胀的影响都存在滞后，这要求货币当局在控制通货膨胀时应具有一定的前瞻性。而且，狭义货币与广义货币、准货币相比，其对通货膨胀的影响滞后期短，广义货币与准货币的变化对通货膨胀产生作用并不是瞬时的，都在滞后两期以后才对通货膨胀产生影响，并持续一段时间。由于广义货币、准货币与狭义货币的组成结构不同，特别是准货币，基本上是由定期存款组成，主要对通货膨胀产生潜在的影响，因为货币不进入流通领域，不能发挥作用。
从对货币供给变动与GDP变动之间的因果关系检验中发现，货币量变动对经济增长有显著影响，而且广义货币比狭义货币对经济增长的作用更大。
上述分析表明，我国的货币供给是非中性的，其对经济增长是有影响的，尤其是对通货膨胀，影响比较显著。因此，货币供给量作为货币政策中介目标对稳定物价有积极作用。
长期供货合同篇2
一、货币流速减慢是造成前一段时期物价持续下降的直接原因
一定时期，一个经济体的货币量是货币供应量与货币流通速度的结合。现代货币经济理论普遍认同，在正常的流通机制和货币政策环境下，存在着一个相对稳定的货币流通速度（V）。只要流通手段和技术不变，货币流通速度从长期看是不变的；而在短期，货币流通速度则可以随利率、股息等几个有限的变量做方向确定却弹性十分有限的波动。这样，货币名义收入水平（PY）、货币存量（M）及货币流通速度（V）三者之间存在如下关系：MV=PY。方程两边取对数，并求导，有：m+v=p+y。式中m表示货币的增长率；v代表货币流通速度的变化率；p是物价水平的变化率；y是产量的增长率。本文用广义货币供应量（M2）的增长率代表货币存量的增长率m，商品零售价格涨幅代表物价水平变化率p，国内生产总值（GDP）增长率代表产量增长率y，以粗略估算近年来我国经济的货币流通速度。
1996―2003年我国经济增长、货币供应量、物价水平之间数量关系
（表中数据根据《中国统计年鉴2003》整理、计算）
根据上表计算的结果，我们可以发现我国近几年货币流通速度确实每年都是以较快（近10%）的速度下降，1996-2003年间总流速下降七成。由公式：通货膨胀率=广义货币量M2年增长率+货币流速的变动率-GDP年增长率。这样，由于实际中货币流速的持续快速的下降，虽然货币当局采取了宽松的货币政策使货币供应保持了高增长，还是出现了负的通货膨胀率，即通货紧缩。
二、货币流速持续下降的原因
货币流速为什么会持续下降呢？我们还是从货币传导的主要途径――投资、消费渠道上来寻找。
先看消费渠道。我国公众的消费并不是凯恩斯所说的消费随收入增加而同步增加，倒有些像莫迪利安尼生命周期假说所认为的居民依照一生均匀安排其消费。表现为消费不受当前暂时收入多少的影响，而是更多地考虑未来。在我国，面对社会转轨时期的摩擦与碰撞，人们担心未来的收入会因打破终生制、绩效挂钩、末位淘汰等改革措施而变得忧心忡忡。同时，在社会保障体系还不完备的情况下，这种“未来收入不确定，而未来支出会增加”的心理预期必然会强化公众的“预防性动机”，使他们努力节减当前的实际投资与消费，为未来储蓄最直接的“购买力”（货币）。还应说明一点，我国收入分配差距拉大，贫富悬殊，占人口比重不大的高收入群体拥有大量可自由支配的货币，他们有购买力但无购买欲望，而广大低收入者有购买欲望但无购买力，这更加剧了消费需求的不足，更多的资金“沉淀”于银行，阻塞了货币循环。
再看投资传导渠道。在我国，货币、资本市场发展滞后，金融资产的多样化程度低，各类企业融资渠道单一，对银行贷款依赖程度高。而且，由于有效的产权约束，无论是银行还是企业，风险意识一直很弱，很难真正将风险和收益内部化，这样，银行易于在两方面走向极端：当资产质量考核不严时，片面追求规模和收益；当资产质量考核严格时，又过于偏向“风险最小化”，表现为银行的“惜贷”现象。我国先前投资不足的通货紧缩和当前投资过热导致通胀压力很大程度上就是由此造成。基于同样的原因，银行出于怕风险，担心贷款给私营企业收不回是“政治错误”（同样情况给国企则可能不追究）及小业务贷款不经济等原因造成贷款长期存在偏好国企的“信贷偏向（lendingbias）”，它导致投资萎缩。最后，民间投资领域受诸多政策限制，个人投资也因金融投资品种少、交易市场不发达等原因而受到制约。总之，由于多种原因（尤其是制度方面的原因），正常的投资渠道受阻，造成货币流通不畅。
三、货币政策应找准着力点，警惕政策失当造成的人为通胀和通缩
由上面我们的分析，我们做出的基本判断是：我国货币供应量是充足、相对稳定的。近几年物价下降并不是一种货币供给失控造成的货币现象，而是由于复杂的深层因素所导致货币流通受阻滞，货币流速度持续下降。因此，要治理通缩并防止通胀，就不应该大量增发货币。
自东南亚经济危机后，我国经济陷于低迷，为保证增长与就业，政府采取了扩大内需的积极财政政策，并配合相对稳健（实际是被动扩张的）货币政策。其实，对扩张的货币政策能否拉动经济增长的问题上，即使凯恩斯主义者也是持否定态度的。如美国的凯恩斯主义者汉森就认为：“20世纪30年代的经济萧条所提供的充分证据表明，恢复经济增长仅靠廉价的货币扩张是不充分的……”。西方学者常常把反衰退的货币政策比喻为马用缰绳推车前进，效果有限（相反，用货币政策制止通涨，效果很好，是马拉车前进）。有学者吴军也就我国货币政策运用实际效果进行了分析，得出的结论是：“我国20世纪80年代末的宏观调控实践，可以证明经济膨胀时期在抑制物价方面，货币政策的强效应与财政政策的弱效应……90年代以后……可以证明在经济衰退阶段、恢复经济增长方面，财政政策的强效应与货币政策的弱效应”。
因此，要注意货币政策拉动经济效果的局限性，尤其应重视其可能带来通胀的副面作用。从长期来看，M2增长率与通货膨胀率的正向联系是清楚的。M2上升，特别是以M2超出GDP增长率的速度在上升，就会形成通货膨胀的潜在压力。最明显的例子是阿根廷近来经历相当高的通货膨胀率，它的货币增长率也高；与之相反，同期瑞士和德国的通货膨胀率就非常低，因为它们的货币增长率也一向很低（米什金，1998）。事实上，虽然我国由于处于经济转轨和金融改革的进程之中，货币供应变化和物价的波动的联系存在飘忽不定的时滞（这种飘忽的时滞反映了改革受政策面影响的特性），但这一原则在我国同样适用。研究发现（王大用，1996），在1988年和1989年的高通胀之前，有1987-1988年过量的M2供应；在1993-1995年的通胀之前，有1990-1992年过量的M2供应，且1994年通胀高峰时M2的供应加速，使得本次通胀的时间延长。当前，我国的通胀压力一定程度上是先前M2供量过速所造成。
长期供货合同篇3
〔关键词〕货币冲击；VEC模型；利率期限结构；预期通胀
中图分类号：F821.1文献标识码：A文章编号：1008-4096(2011)06-0048-06
货币政策对于产出刺激作用的持续性和对通货膨胀的影响是评价货币政策有效性的主要因素，也是学术界关注的焦点之一。特别是在全球经济形势日益复杂多变的情况下，合理货币政策的选择和制定是当前的热点、难点问题。本文通过对2008年末这一轮宽松货币政策效果的科学评估，在当前我国大的经济背景下，分析我国货币政策的传导机制，以及货币政策效果的有效性和持续性，为应对当前全球及国内复杂的经济形势下制定科学、有效的货币政策提供实证依据。
本文以中国国债的利率期限结构曲线作为研究对象，通过考察货币冲击对利率期限结构曲线的影响，分析短期利率变化对产出刺激的短期和长期效果，并通过长期利率和预期通胀之前的关系研究货币冲击对于通胀的持续影响。
一、文献综述
国内外学者在这一领域内做了大量的研究，其中较为有代表性的有Estrella和Hardouvelis选取1955―1988年的美国季度数据作为分析对象，运用线性回归模型进行研究。实证结果表明，期限利差对未来4年内的实际经济变量具有较强的解释能力，对未来1年半内的经济增长率具有较强的边际解释能力［1］。Estrella和Mishkin选取1973―1995年的季度数据作为分析对象，同时考察了美国、德国、英国、意大利和法国等5国的利率期限结构与货币政策工具变量、通货膨胀率和实际经济活动之间的关系。他们发现，利率期限结构对未来1―2年的经济增长率具有较强的预测能力［2］。Fama提出可用利率期限结构来分析未来通货膨胀的大小，发现长期利率同通胀率之间存在非常显著的正相关性［2］。Goodfriend指出，国债的长期收益率是估计未来通胀率的有效指标，美联储也已应用该指标作为衡量公众的长期通胀预期［3］。Mishkin采用到期期限从1个月到12个月的美国国库券价格的月度数据，分析利率期限结构包含的有关未来通货膨胀的信息［5］。实证结果表明，利率期限结构不能对未来6周内的通货膨胀率水平及其变化进行预测。当期限延长到9个月和12个月时，利率期限结构的斜率主要反映了未来通货膨胀率的变化。
就中国利率期限结构与宏观经济变量之间的相关性问题，现有的研究成果相对较少，只是在近期才有部分学者开始关注这一问题。刘金全等采用结构VAR模型考察了宏观经济冲击通过利率期限结构的变化影响，发现货币冲击、供给冲击和价格冲击都对短期利率产生了持续显著的影响，而对长期利率则没有显著作用效果；宏观经济冲击只对收益曲线的截距参数具有显著影响，而对收益曲线的斜率参数和曲率参数的影响微弱［4］。石柱鲜等基于VAR-ATSM模型对中国利率期限结构与经济增长、通货膨胀和利率的相互关系进行分析，结果发现，在不同期限利差中，较长期利率利差对经济增长率和通货膨胀率的短期预测能力较弱，而中长期预测能力较强；经济增长、通货膨胀和短期利率冲击对不同期限利率在短、中期内产生正向影响［5］。
与其他研究学者不同，考虑到收益率曲线及其他经济变量的非平稳性，在本文中，作者采用了VEC模型以避免时间序列的非平稳性对于结论的影响。同时，作者借助利率期限结构曲线，重点考察货币冲击如何通过市场利率影响实体经济，以及市场利率如何形成预期通胀这一货币政策的传导过程，以说明从货币供应到利率改变，直至产出变化和通胀形成的这一具体过程。最后，同以往研究者结论不同，本文研究发现，货币冲击对于短期和长期利率影响明显，但是作用时间不同，说明了货币政策对于产出刺激的即时性及对通胀影响的长期性，并定量分析了货币冲击对于产出和通胀作用的强度和时限，为理解我国当前货币政策传导过程提供了具体的量化分析指标。
二、样本数据采集和模型估计方法
由于本文采用利率期限结构曲线作为研究的基本对象，因此，期限结构曲线质量的优劣将很大程度上影响实证结果的分析质量和结论的可靠性。为此，在本文中，选取2002年1月―2008年12月间在上海证券交易所交易的国债价格，利用在国外研究中通行的Fama-Bliss方法作为剥离利率期限结构曲线的手段，估计债券交易价格中隐含的国债收益率曲线。该方法具有如下显著特点：（1）该方法具有较强的样本外预测能力。（2）该方法具有结构简洁且经济含义明确的特点。（3）该方法估计简单，结果稳健，且精度高。基于该方法的优势，各国学者在研究利率期限结构问题时，均用该方法估计的利率期限结构曲线作为研究同债券市场利率相关问题的基本数据。在美国的GRSP数据库中，用该方法估计的利率期限结构曲线作为研究使用的标准数据，供学者下载。由于研究问题的重点和篇幅所限，本文并未对该方法展开介绍，具体估计过程请参考作者之前发表的文章［6］。
三、模型与实证分析
在本部分中，我们将利用估计出的利率期限结构曲线的数据，考察货币冲击对利率期限结构和预期通胀影响的持续性、利率变化对产出变化的短期及长期影响，最后分析利率、货币冲击、产出和预期通胀之间的互动关系。我们将建立包含短期、中期和长期利率以及产出、预期通胀和货币供应量的向量误差修正模型VEC。由于VEC模型一方面可以分析变量之间相互作用的短期效果，同时也能分析变量之间相互作用的长期效应，故能够较好满足本文的研究目标。
1.模型的建立及估计
其中，所有回归方程的误差修正项均不为零，且所有误差修正项系数均显著为负，这说明，从长期来看，各变量之间不仅存在着一般均衡关系，且都有向一般均衡调整的趋势，且调整的速度由误差修正项的系数决定。回归方程残差是平稳序列，说明变量之间存在协整关系，并且，回归方程的F统计量均显著，说明模型的设定是基本合理的，能够反映出各个变量之间的动态相互作用关系。下面我们将就公式（1）中向量误差修正模型估计的结果及各宏观变量对货币供应冲击的脉冲响应函数来分析货币冲击对利率和预期通胀、预期通胀对利率以及利率对产出的动态影响。
2.货币供应量对于不同期限利率的冲击
我们将利用上述估计的VEC模型，通过脉冲响应函数来分析货币冲击对于不同期限利率增量变化的短期及长期影响，进而说明当前我国货币政策对于市场利率的影响的强度及时效性。
图1―图3分别画出了短期、中期和长期利率基于VEC模型下对货币供应冲击的脉冲响应函数。通过观察我们可以发现，货币供应冲击在短期内（1―3个月）能够降低短期和中期利率，但是，对长期利率的影响甚微，并且这种效果随着利率期限的延长而下降。此外，随着时间的推移，货币供应冲击对利率的影响为正，即利率水平结束下降后有显著的上升趋势，并且这种趋势随着时间的推移而增强。对于中、长期利率而言，利率增量所受到货币供应冲击的影响在货币供应量发生改变后的6个月左右达到高峰，此后对利率增量影响逐渐减弱。该分析结果表明，货币供应量增加对降低利率的影响有限，且影响期限较短，货币供应量的增加在中、长期内会较大幅度提高利率水平，并在长期内把整个期限结构曲线保持在一个较高的水平，即推动了整体利率的上扬。
图1短期利率的脉冲响应函数图2中期利率的脉冲响应函数图3长期利率的脉冲响应函数
从图4中可以看出，从长期来看，货币供应量同短期利率的走势一致，保持同升同降的关系，只是货币供应增长率要领先于短期利率的变化一段时间，市场利率相对于货币供应与调整存在一定的时滞。这说明，在长期利率是未来短期利率均值预期的预期理论下，长期利率在短期内受到货币冲击的影响较小，但是，在中长期内，会随着短期利率的上扬而逐渐上扬，该上扬趋势将滞后于短期利率的上扬，但持续时间更长，这同我们通过VEC模型的脉冲响应函数分析得到的结果相同，说明了实证结果同理论的结论分析保持一致。
3.货币供应量对于预期通胀以及预期通胀对利率的长期影响分析
公式（1）的估计结果显示，同货币供应量一样，预期通胀率在短期内也对各期限的利率水平具有显著的影响。然而，从长期来看，货币供应量的增加会改变物价水平，进而提高预期通胀并提升利率水平。如同弗里德曼曾经说过的“通货膨胀永远是货币现象”，在此，我们将通过预期通胀对货币冲击的脉冲响应函数来分析货币冲击对通货膨胀的影响强度及持续期限；并进一步分析各期限利率对通货膨胀的冲击影响及时限。我们期望分析货币供应冲击通过价格机制的传导最终对市场利率的长期影响，为了解货币政策对利率的最终效果提供政策依据。
图5显示了预期通胀对于货币供应冲击的脉冲响应函数。从该图可以看出，预期通胀对货币冲击的反应为正，且反应时效较长，从货币冲击开始至预期通胀达到顶峰，共用了8―9个月的时间，并且在此后一直基本维持在该高位水平上。该结果显示，在我国，预期通胀将在货币冲击之后3个季度左右达到顶峰。通过模型分析，从年初开始的宽松的货币政策导致的通胀预期在2009年的3―4季度开始走高，并在此后的时间里一直维持高位运行，这说明了具有时滞性的通胀预期一旦形成，将具有很强的惯性，继续推高价格水平。
（实线：短期利率；虚线：货币供应增长率M1）
图6―图8显示了不同期限利率对预期通胀冲击的脉冲响应函数。从这些图形中，我们可以观察到，不同期限的利率对预期通胀的冲击呈现正向反应。短期利率反应最为迅速，在预期通胀发生改变后的3个月调整即达顶峰，造成短期利率反应迅速的一个重要原因是，短期利率在货币市场形成，货币市场资金对利率成本变化极为敏感，人们对于通胀的预期将使资本从短期市场流入资产市场，如股市、房市、黄金和大宗商品等，对于资产价格上涨的预期将直接抬高相应的资金价格，推动货币市场利率的上扬，因此，短期利率调整也最为迅速、彻底。中、长期利率反应相对缓慢，但调整也相当迅速，二者皆在6个月后达到顶峰。造成中长期利率调整相对短期利率缓慢的潜在原因是：中长期利率在资本市场中形成，资金投资期限较长，投资目的相对固定，资金的调整速度相对较慢；此外，人们基于预期通胀调整利率需要一个确认通胀的时限过程，只有等短期的通胀经过人们的观察形成惯性通胀之时，长期资本的持有者才会对预期通胀做出反应，长期利率也得以改变。综合货币冲击对于预期通胀的冲击以及预期通胀对利率的冲击时限及强度，我们预期，货币供应冲击后的4―5个季度内，利率市场将对最初的货币冲击做出持续的反应，利率水平将在此期限末达到高峰。由于在之前的研究中发现［6］，实际通货膨胀率和长期利率之前存在稳定协同的变化关系，长期利率改变达到峰值之时，也是通胀水平高涨之日，因此，基于如上模型分析结果，始于2009年年初的货币供应急剧增加在2009年年末至2010年1季度形成第一次通胀高峰。图9显示，价格水平在经历金融危机短暂的下降后，在2009年3季度开始迅速回升，并在2010年的1季度恢复高点，这同文中分析的结果基本保持一致。
4.各期限利率对于产出的影响分析
前面，我们应用VEC模型的脉冲响应函数分析了货币供应量冲击和通胀预期冲击对不同期限利率的影响强度和影响时限，说明了货币供应量对不同期限利率变化的最终影响。然而，我们更关心的是受货币政策影响的利率变化对产出的影响，因此，我们将继续应用VEC模型的脉冲响应函数来分析在长期内，产出对于各期限利率变化冲击的反应。
图10―图12分别描绘了短期、中期和长期利率正向冲击对产出的脉冲响应函数曲线。首先，由于利率冲击同产出反应负相关，利率的上扬将导致产出的降低，反之，利率的下降将增加产出［7］。我们发现，短期利率变化对产出的冲击最为显著，中期利率次之，长期利率影响最弱。这也说明了市场投资者对货币市场的利率最为敏感，对长期债券市场的利率敏感性相对较低。然而，对不同期限的利率而言，产出增加在利率发生改变后的2个季度左右的变化达到峰值，在此后的2个季度，利率负向变化对产出增加的影响逐渐减弱，甚至之后影响为负。结合以上分析，并综合考虑不同期限利率在货币供应量发生改变后的1个季度左右得到有效降低，我们认为，我国现阶段，产出增量峰值对于货币政策的反映时滞为3个季度左右，并且，产出的累积增加的峰值将在货币冲击后的4―5个季度左右出现。据此分析，2009年初的超量货币供应在2009年4季度―2010年1季度实现政策效果的顶峰，此后，货币政策的效果将逐渐减弱。图13显示，我国经济的整体表现在经历2008年末的金融危机后，在货币及其他政策的配合下，缓慢复苏，并在2010年初达到了景气高峰，此后便有逐渐减弱的趋势，这同文中分析的结果完全一致。此后，在经济回暖达到顶峰后，市场利率将继续受到预期通胀的作用攀升，在2010年继续走高，通胀的形成将抬高整体物价水平，货币刺激带来的经济增长将趋近尾声。对货币政策效果的分析说明，经济增长在短期内（1年左右）可以通过投放货币得以提升；但是，从长期来看，货币冲击最终的结果是提高通胀水平和利率水平，进而限制产出，扭曲资源配置，加剧宏观经济运行的风险。
四、结论
货币政策对于产出刺激作用的持续性及对通胀预期的影响是评价货币政策有效性的主要因素，也是学术界关注的热点问题。特别是在全球经济形势日益复杂多变的情况下，合理的货币政策的选择和制定是当前的难点问题之一。本文通过对2008年末这一轮宽松货币政策效果的科学评估，分析在当前我国大的经济背景下，我国货币政策的传导机制，以及货币政策效果的有效性和持续性，为应对当前全球及国内复杂的经济形势下制定科学、有效的货币政策提供实证依据。
本文通过建立不同期限利率同货币冲击、产出和预期通胀的VEC模型发现，各变量在长期内存在协整关系，短期的冲击将在长期内使利率和产出向均衡水平调整。且进一步通过VEC模型的脉冲响应函数分析发现，货币供应冲击在短期内（1―3个月）能够有效降低短期和中期利率，但是，对长期利率的影响较小。对于中、长期利率而言，利率增量受货币供应冲击的影响在货币供应量发生改变后的2个季度左右达到高峰，由于GDP增量没有月度数据，且为避免经济增长的季节性对于分析的影响，文中用我国宏观经济运行的一致景气指数来说明我国宏观经济运行的态势。此后利率增量逐渐减弱。分析结果进一步表明，货币供应量增加对降低利率的影响期限较短，货币供应量的增加在中、长期内会较大幅度提高利率水平，并在长期内把整个期限结构曲线保持在一个较高的水平，即推动了整体利率的上扬。此外，货币冲击导致名义利率和预期通胀水平的持续上升，通货膨胀在货币刺激后的4―5个季度形成高峰，并在此后维持高位运行。最后，货币冲击对产出的刺激作用持续时间有限，产出水平在货币冲击后的4―5个季度内恢复至高位，此后，货币冲击对于产出的刺激作用逐渐减弱，而通胀水平在接下来的时间里持续走高，货币冲击对经济的刺激作用最终转化为物价水平的全面上升。本文的实证分析结果同2008年末以来我国宏观经济的实际情况基本吻合，较为准确地反映了我国当前货币政策传导机制的作用过程和实际效果。因此，本文的分析方法和结论在全球潜在的新一轮的货币量化宽松政策的大背景下，能够为评估和制定我国当前及未来的货币政策效果提供较为科学、准确的参考和依据。
参考文献：
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［2］Fama,E.TermStructureForecastsofInterestRates,Inflation,andRealReturns［J］.JournalofMonetaryEconomics,1990,(25):59-76.
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［5］Mishkin,F.S.WhatDoestheTermStructureTellUsAboutFutureInflation?［J］.JournalofMonetaryEconomics,,1990,(25):77-95.
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长期供货合同篇4
提要：实证研究表明：在长期，国内生产总值与货币供应量之间存在均衡的协整关系，且二者之间存在因果关系；在短期，货币供应量对国内生产总值的影响性质与长期基本相同，但M2对国内生产总值的影响是反向的，即M2增长，国内生产总值反而会下降。因此，国家在制定货币供应政策时要以推动GDP的增长为目的，在制定利率政策时要考虑均衡的利率，同时还要综合运用财政政策，增强货币政策的灵活性和可持续性。
在现代市场经济中，货币供应量与经济的增长有着密切联系。分析货币供应量的变动与经济增长之间的关系，对于制定正确的宏观经济调控政策具有重要的意义。
一、数据来源和统计方法
（一）数据说明。本文主要是检验我国实行的货币政策对经济增长的影响。因此，在货币政策方面，选用了不同层次的货币供给量M0、M1、M2作为研究对象；在反映国家经济增长方面，国内生产总值可根据核算价格标准的不同，分为名义GDP和实际GDP。因为货币供应量的变动会引起价格水平的变动，进而影响名义GDP的变动。因此，本文选用了名义国内生产总值作为研究对象。其中，各层次货币供应量的统计口径如下：
M0：流通中现钞；
M1：M0+活期存款；
M2：M1+定期存款+储蓄存款+其他存款。
本文数据均来自2009年统计年鉴，样本区间为1990～2008年，数据处理使用Eviews5.1软件。
由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，所以对名义GDP和3种货币供应量进行自然对数变换，分别用lnGDP、lnM表示自然对数的名义国内生产总值、货币供应额。
（二）统计方法。本文运用协整检验和Granger因果检验的方法对我国国内生产总值与不同层次货币供应量的关系进行分析。具体分为以下四个步骤：
1、单位根检验。经济的时间序列大多是非平稳的，采用非平稳的时间序列来研究变量之间的相互关系，很可能会出现谬误回归，得出错误的结论。为了避免谬误回归的出现，在对时间序列进行分析时，首先要进行序列的平稳性检验。单位根检验是平稳性检验常用的方法，包括DF检验和ADF检验。为消除误差项自相关的影响，一般采用ADF检验。
2、协整检验。一些时间序列，虽然自身是非平稳的，但是它们的某种线形组合却是平稳的，这个线形组合反映了变量之间长期稳定的关系，称为协整关系。具有协整关系的时间序列是不会产生谬误回归的。通常对双变量进行协整检验时，一般采用Engel和Granger的二阶段分析法。
3、误差修正模型。根据Granger定理，有协整关系的变量之间一定存在误差修正模型，它反映了变量之间的短期动态影响关系。我们通过差分把非平稳序列变换为平稳序列时，不仅经济变量关系的长期信息会丧失，还会导致回归模型序列具有相关性，使回归分析失效。而误差修正模型则可以克服这些问题，不仅能够保留变量关系的长期动态信息，而且还能够保证回归分析的有效性。
4、Granger因果检验。Granger曾指出，若变量之间存在协整关系，则这些变量之间至少存在一个方向上的Granger因果关系，Granger因果关系是描述两变量相互作用影响的一种统计关系，它是基于
双变量VAR来实现的。
二、检验结果与分析
（一）ADF检验结果。表1是对我国国内的生产总值与不同层次的货币供应量进行ADF检验的结果。（表1）从中可以看出，原序列lnGDP的ADF检验统计量是-0.622529，大于显著性水平为10%的临界值-2.660551，表明原序列是非平稳的，但经过一阶差分后的ADF统计量是-2.7129，小于临界值-2.673459，是平稳的，即非平稳序列lnGDP经过一阶差分平稳，是一阶单整序列。同理，lnM0、lnM1、lnM2的水平序列均没有通过数据平稳的假设，是不平稳的，而一阶差分序列通过了假设，是平稳的，因此这些经济变量的时间序列都是一阶单整的，可以进行变量间的协整检验。
（二）协整检验结果。本文采用Engle-Granger两步检验法检验lnGDP与lnM是否协整。首先用最小二乘法对lnGDP与lnM进行协整回归，然后再对协整回归得到的残差进行单位根检验，若残差序列平稳，则说明存在协整关系，否则不存在。检验结果见表2。（表2）可知，由于序列e0、e1、e2的检验统计量值均小于临界值，可以认为估计残差序列e为平稳序列，这表明lnGDP与lnM0、lnM1、lnM2存在长期稳定的均衡关系，即协整关系。
lnGDP＝1.298366＋1.072621lnM0（1）
（5.2646）（40.85478）
lnGDP＝2.42845＋0.837883lnM1（2）
（11.66）（42.9697）
lnGDP＝2.37＋0.7757lnM2（3）
（14.6576）（55.7063）
方程（1）～（3）为两变量间的协整方程，即变量间长期均衡关系。协整检验结果表明，货币供给量与国内生产总值之间存在协整关系，货币供给量与国内生产总值正相关，扩张的货币政策能够推动国内生产总值的增加，促进经济的增长。紧缩的货币政策能减缓经济的增长，货币供给量对国内生产总值有重要影响。
（三）误差修正模型。根据定理，若干单整变量只要存在协整关系，就可以建立误差修正模型，采用Eviews5.1软件可以得到：
lnGDP＝0.075＋0.557lnM0＋0.6277et-1
lnGDP＝0.055＋0.5514lnM1-0.2754et-1
lnGDP＝-0.0298＋0.96lnM2-0.1575et-1
协整方程描述了变量间的长期关系，误差修正模型描述了变量间的短期关系。误差修正模型可以确定变量间的相互调整速度和短期互动影响力。
从模型中可以看出，如果M0变化1%，会引起国内生产总值变化57.7%，误差修正系数为0.6277。如果M1变化1%，会引起国内生产总值变化55.14%，误差修正系数为-0.2754，符合反向调整机制，当期短期波动与长期均衡的偏离有27.54%会在下期得以调整。如果M2变化1%，会引起国内生产总值变化96%，误差修正系数为-0.1575，符合反向调整机制，当期短期波动与长期均衡的偏离有15.75%会在下期得以调整。因此，我国货币供给量的变化对经济的增长有明显的促进作用。
（四）Granger检验。对经济变量两两进行Granger检验，结果如表3、表4、表5所示。(表3、表4、表5)
通过因果检验可以看出，lnM0、lnM1、lnM2均为引致lnGDP变化的Granger原因，而lnGDP是引致lnM2变化的Granger原因。因此，在Granger意义上，货币供应量与经济增长之间存在因果关系，相互影响，形成一个复杂的循环。即一方面货币供应量的变化会引起经济增长的变化；另一方面经济增长的变化也会引起货币供应量的变化，这表明货币政策和经济增长之间存在一定的互动关系。
三、政策建议
从以上的实证分析可以得出以下结论：从长期看，货币供给量是推动经济增长的主要因素。由于货币政策能够通过货币供给量来影响国内生产总值，因此可以通过实施适宜的货币政策对经济增长进行宏观调控。由于在长期中货币供给量对经济的增长具有正向影响，紧缩性的货币政策可以抑制经济的过快增长，而稳定的货币供应量可以避免消费和投资的过快增长，可以有效稳定市场经济，防止通货膨胀的发生。
主要参考文献：
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长期供货合同篇5
随着时代经济的快速发展，现代化的大型连锁零售企业逐渐走向中国的零售市场。同时21世纪又是一个客户经济的时代，要想真正的使得我国连锁零售企业更好地走向国际市场的竞争中，则就必须从根本上改变一些现有的管理理念，同时也要从根本上实施连锁百货经营的供应商评价管理。而供应链管理的基础则是供应商评价，同时供应商评价也是供应链风险控制的一个重点。本文主要对供应商评价所设计的种种因素和其相互的关系进行一定的分析，同时本着以降低供应链的风险为经营理念，进一步的实施连锁百货经营的供应商评价管理，在一定程度上使得企业有着更广的市场发展空间。
【关键词】
供应商管理；综合评价；连锁百货
在现代化企业的发展中，其连锁百货的经营最不可缺少的就是供应商了，然而，供应链管理的基础则是供应商的评价，同时，这也是供应链风险控制的一个重点。同时供应商评价的一个过程不仅仅是企业经营水平持续改善的一个需要，同时也是现代化企业管理日益规范化的一个实质性的需求，因此实施连锁百货经营的供应商评价管理有着一定的现实意义。
1供应商评价指标体系的构建
一般情况下，如果要对核心企业的供应商进行一定的评价，就要在一定程度上通过研究连锁百货经营者与供应商在实际的合作过程中所存在的问题或者是有可能产生的问题进行一定的评价指标的建立。一般情况下，就要对供应商的产品的质量问题、价格问题、技术能力问题以及生产能力问题进行一定程度上的评估和探讨。
首先就其质量问题而言，一般情况下，连锁百货之所以能够长期的经营下去，与其经营的产品质量有着极其重要的关系，这也就在一定程度上说明供应商质量的存在缺陷对连锁百货经营有着严重的不利影响，因此连锁百货经营者的主考察者更应该实际性的考供应商供货的质量、质量体系、对质量重要性的认知以及发生质量问题时的反应和处理速度。
其次就产品问题。一个连锁百货在供应商所运营的产品的价格直接影响着消费品的整体运营，同时供应商的产品价格对于消费者的价格与整条供应链的投入有着一定的关联作用，同时又时刻影响着连锁百货经营和供应商共同的利润。
再次，经营上的信誉问题同样也是尤为重要的，现代化的社会中，大多数的人在其消费的过程中更加的注重其信誉问题，如果供应商的信用意识相对的薄弱，而这些信用意识薄弱基本上体现在所提供的采购时间有着随意性，不严格遵守其采购的时间，同时提供的产品的质量又是很差的或者是承诺的服务不能做到，这些信用意识薄弱的现象，对于供应商长期的发展有着极其不利的影响。
最后就其技术能力和生产能力而言，随着时代经济的快速发展，越来越多的顾客其对产品上的需求也逐渐的趋向于多样化，这就在一定程度上使得产品的使用寿命越来越短，同时其产品的更新速度也是越来越快，一个连锁百货经营要想真正的在市场竞争中脱颖而出，则就要从根本上满足顾客的需求，进而对经营的产品不断的进行更新。同时，对于连锁百货的经营来说，如果供应商的产品生产能力相对的低下，这就从根本上不能为连锁百货经营提供一定的产品支援保障，也就极大的影响了求商的整体生产运作。
2实施连锁百货经营供应商评价管理的重要性
随着现代化经济快速的发展，我国的产品价格也逐渐的趋向于透明性，这个时候连锁百货的采购商和供应商都必须在一定程度上图例“买”和“卖”的关系，从根本上融为一种体系，进而实现双赢的一种效果，因此对于实施连锁百货经营供应商平价管理有着极其重要的价值意义，主要表现在以下几点：
第一、实施连锁百货经营供应商评价管理，在一定程度上可以提升连锁百货企业的核心竞争力。我们知道，一个连锁百货企业的正常运营都是通过对多个供应商进行一定的体系构建，通过一定的密切合作，再加上企业的严格管理，进而提高连锁百货经营的核心竞争力。这就需要一方面必须明确采购方和供应商双方的关系，使得其供求主要存在着一种相互依赖的关系，但是这种依赖并不是绝对的依赖，还是有着一定的可选择的空间的。在一定的市场信息的指引下，通过各个环节上的分工合作，实现一定意义上的增值过程。另一方面就要在一定程度上提高连锁百货经营的竞争水平，我们知道一个企业的最终发展都是通过不断的竞争和淘汰的过程，然而，企业之间的竞争是市场上的竞争、是客户之间的竞争、同时也是产品更新的竞争，只有在竞争中才能不断地得到长期稳固高效的发展。最后，在加强供应商评价管理的过程中也要促进产品的研发过程，尽可能的在第一时间拿到合适的产品，在一定程度上提高其工作的效率。
第二、加强供应商评价管理同时也有利于提升采购企业的核心竞争力。供应商的选择在一定程度上直接决定着连锁百货的长期经营，同时一个很好的选择同样也在一定程度上使得企业的整体收益是非常可观的。这就需要一方面尽可能的降低成本；一方面还要提高其产品的质量；另一方面则在最大限度的加快产品的流通速度，进而在一定程度上提升了采购企业的整体核心竞争力。
总而言之，实施连锁百货经营供应商评价管理对于连锁百货的长期发展有着一定现实意义。
3目前连锁百货经营供应商评价管理中存在问题
虽然现代化的大部分的连锁百货经营供应商评价管理在一定程度上重视供应商和供应关系的选择、管理与开发商，但是，就其根本上而言，连锁百货经营供应商评价管理中仍然存在着各种各样的问题。
第一、对于供应商的评价仅仅存在与形式上的关系，缺少战略层面上的考量。这就在一定程度上使得连锁百货在其采购的过程中，更加注重的是产品的价格，仅仅注重其短期的效应，往往忽视其综合能力的评估，进而也就导致了人力物力上的一种巨大浪费，进而也就对于企业的长期发展有着极其不利的影响。
第二、连锁百货经营供应商评价管理中使得供应商与采购方双方之间的沟通不是特别的顺畅，也就使得信任度有所降低。一般情况下，大多数的供应商和连锁百货公司在其进行双方合作的时候，仅仅视其合作是一种买卖关系，并没有做到真正意义上的合作双赢，同时对于连锁百货供应商评价管理有着一定的阻碍作用。
目前连锁百货供应商评价管理上仍然还存在着一些其它的问题，其内部上的管理同样也是一个至关重要的影响因素，因此，在以后的连锁百货经营应该加强供应商评价管理，进而促进连锁百货经营的长期稳定的发展。
4如何实施连锁百货经营的供应商评价管理
供应商评价主要是通过多个指标对同一个供应商在某一制定的业务周期内的经营行为进行的一个综合评价的过程。连锁百货经营企业的供应商评价管理不仅仅是企业经营水平持续改善的一个需求，同时也是对连锁百货经营管理日益规范化的一个极大需求。但是就目前而言，实施连锁百货经营的供应商评价管理过程是一个相对复杂、繁琐以及持续性强的一个过程，对于实施连锁百货经营的供应商评价管理可以从以下几个方面进行。
4.1建立供应商评价的定量指标
一般情况下，供应商评价体系的构建要结合成熟、先进的连锁百货经营管理的一种全新的管理理念，并在一定程度上使这种全新的管理理念有效的进行一定的传承和传播。这个供应商评价的定量指标的建立过程主要有四个步骤：
第一、现则合适的评鉴指标，主要是围绕一定的评价主体，尽可能的选择可量化、可比较、并且能够客观的反应出经营管理活动的一种绩效指标，这对于评价系统的建立有着直接性的影响。
第二、建立一定的评价模型，通过已经建立的评价指标，在此基础上机那里一定的评价模型，这些模型的构建主要包括对评价指标的组合、计算方法、权值体系以及其评价的周期和评价的范围。
第三、严格的设定评分标准，这种评分标准的设定，主要是以评价的模型为基础进行的一种评分，同时在一定程度上结合一定的评价指标对实际业绩和评价分值再进行一定的建立。
第四、最后就是一个输出评价结果的过程，这个吧过程最要是将评价的结果以一种特殊的形式是展现出来，同时其展现的内容主要是对时点周期评价结果的展示和时段周期评价结果的展示两个部分。
4.2定量指标库组成
而实施连锁百货经营的供应商评价管理在真正的实施中，就其定量指标库的组成而言，主要包括以下几个方面：
第一、销售业绩的评价，也即是日均单店销售额、销售占比以及销售额的均差率。
第二、销售毛利评价
第三、综合毛利评价
第四、坪效
第五、预算达成评价
4.3评价周期及范围
一般情况下，在进行连锁百货经营供应商评价管理的过程中，其评价的周期主要是有时点周期和时段周期两个部分。
但是其评价的范围主要是集团、子分公司、门店以及商场四个部分进行综合的评价分析。
总而言之，在对连锁百货经营的供应商进行评价管理的过程中还要对名录内的供应商的监督体系进行一定的评价，同时在其监督评价的过程中可以给优秀的供应商给予一定的表彰，在一定程度上严格的根据供应商的变化情况适时的修订企业的名录，建立完善的供应商信息数据库，尽可能的加强对供应商的信息管理。
5结语
随着时代经济的快速发展，连锁百货的经营市场逐渐走向世界的大舞台，而对连锁百货经营的供应商评价管理进行一定的实施，对于连锁百货的经营发展有着极其重要的价值意义，同时也是提高连锁百货经营市场竞争力的一个行之有效的方法。
【参考文献】
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长期供货合同篇6
这种传统的方法是在接受了生产准备成本或订货成本存在合理性的前提下，发生了企业成本最低的条件，即变动订货成本与变动储存成本、生产准备成本与变动储存成本相等。竭力寻求一个理想的经济存货量的数学模型，结果导致存货控制理论越来越复杂。在完善的市场经济条件下，存货对企业来说就形成一种资源的闲置和浪费。于是世界各国的企业家们都在竭力寻求一种更科学的、资金使用效率更高的进货方式，这对企业提高经济效益具有重大的现实意义。西方发达国家已经取得了很多先进的经验，值得我们学习和借鉴。本文把这种方法的管理思想总结介绍给大家，以供大家参考。
适时制，也称为“零存货”，是指以仓库存储形式的某种物品的储存数量为零，即不保持存货。简单地说，就是及时供应存货，限制存货的积压。既要求企业持有尽可能低水平的存货，以工业企业为例，只在需要的时间购进需要的材料；又不允许企业因原材料供应中断的原因影响到生产正常进行。这就给企业的采购部门提出了很高的要求：一是材料供应的及时性，即必须能够在生产部门有原材料需求时，将所需原材料迅速、准时地采购并运至企业，否则就会引起停工待料现象的发生；二是采购的原材料在质量上必须有保证。比如，虽然采购部门及时将材料运抵企业，但材料在质量或规格上不符合要求，同样不能投入生产。由此原因造成企业延误生产时间的后果是恶劣的。实行适时制企业的产成品存货很少，在销售合同到期时，企业不能按时交货，即使一切顺利，也要经过较长一段时间，不能保证供货的及时性。企业对供货商情况不了解，不可能保证订购材料的质量。为了解决这一问题，适时制为企业和供货商之间建立了一种全新的“利益伙伴”关系。建立这种关系的原则为：
1、在原材料采购上，只与有限数量的，比较了解的供应商发展长期合作关系。当企业提出原材料需求时，采购部门就不必为寻找和选择供货商浪费时间，可以直接与长期合作的指定供货商联系，缩短材料订货时间，同时也节约了订货成本。由于经过选择和长期合作，企业对指定供货商供应的材料、供货商信誉、供货商的服务等都很了解，订购的原材料质量就有了相当的保证，不会因为材料质量问题影响生产。由于货源稳定、质量还有保证，采购部门还可以根据具体情况适当减少对购进原材料进行检验时的抽样样本量，甚至取消检验，降低检验成本。由于企业与供货商之间的合作关系，还可以要求供货商多批次、小批量供应材料，进一步降低企业原材料存货水平。
2、在选择供货商时既要考虑其供货的价格，同时也应考虑其服务质量和材料质量。在选择供货商问题上，价格因素当然起到十分重要的作用，材料进价低，可以有效地降低企业产品成本。但是，供货商服务的质量和所供应原材料的质量，企业也应同样予以重视，这是适时制本身的特点所决定的。
3、建立生产员工直接向经批准的供货商订购生产所需原材料的流程。由于材料的供货商业已指定且数量很少，适时制的采购系统可以要求供货商经常能够一次运送小批量的产品，可能是每周一次、每一天一次、甚至一天几次。这就要求与供货商紧密协作。企业可以与供货商签订长期合作合同，不再在每次订购后与供货商结算材料成本，而在合同中签订采用定期结算方式的条款。当企业生产部门需要某种类型的原材料时，就可以经过企业授权直接与对应的供货商联系，供货商将材料直接运送企业，定期持当期累积的原始凭证与企业结算。这样省去了中间环节采购部门，节约了订货时间，降低了订货成本，增强了原材料供应的及时性。
4、将供货商的供货直接送至生产场所。在传统方式下，企业订购的原材料批量较大，在检验之后，必须入原材料库存放，无形中增加了储存成本和管理成本。在适时制下，只有在生产需要时才订购材料，材料到位后直接投入生产，所以可以要求供货商直接将材料运抵生产车间堆放。这样做的好处有：缩短了从订购到投入生产的时间，增强了供货的及时性；生产工人直接从车间取得材料，缩短了搬运距离，节约了人工搬运成本。
5、为达到缩减原材料存货的理想效果，企业和供货商都需要付出很多努力。制造企业和供货商必须建立相互信任和信心，供需双方必须要有团队精神。制造企业在选择供货商问题上应慎重、全盘考虑，侧重的因素主要包括供货的价格、质量和及时性。供货商确定以后，应和供货商签订长期合同，直接与固定供货商联系原材料的购进。生产员工也必须参与决策。原材料的供货商必须明确一点：供货商的经济利益是与购货商的经济利益密切相关的，供需双方紧密的长期合作关系对双方都是有利的。适时制的目的也并不是要把存货的仓储成本转嫁给供货商。买方提供给卖方的生产计划信息同样可使供货商减少存货，并最终使成本最小化。这样，供货商就能够保持经常性的小批量生产，而不是间歇性的大批量生产。
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