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貨幣供給論文范文第1篇

貨幣增長(zhǎng)理論是研究貨幣同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)內(nèi)在關(guān)系的理論。它關(guān)注的是貨幣供給能否對(duì)經(jīng)濟(jì)中的實(shí)際變量產(chǎn)生影響的問(wèn)題。對(duì)這一問(wèn)題的不同回答產(chǎn)生了兩種觀(guān)點(diǎn)：一種觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為，貨幣供給在長(zhǎng)期內(nèi)只影響各經(jīng)濟(jì)變量的名義值，而不影響經(jīng)濟(jì)變量的實(shí)際值，即“貨幣長(zhǎng)期超中性”說(shuō)；另一種觀(guān)點(diǎn)則認(rèn)為，貨幣供給在長(zhǎng)期內(nèi)同時(shí)影響經(jīng)濟(jì)變量的名義值與實(shí)際值，這是對(duì)“貨幣長(zhǎng)期超中性”說(shuō)的否定。關(guān)于貨幣與增長(zhǎng)問(wèn)題的現(xiàn)代文獻(xiàn)是從Tobin（1965）的《貨幣與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》一文開(kāi)始的。Tobin認(rèn)為，在貨幣與實(shí)物資本之間分配著固定的儲(chǔ)蓄流，通脹率的增長(zhǎng)降低了貨幣的真實(shí)回報(bào)，導(dǎo)致人們把現(xiàn)金轉(zhuǎn)換為資本的動(dòng)機(jī)，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(zhǎng)模型中考慮到了消費(fèi)者的理，認(rèn)為貨幣能為消費(fèi)者帶來(lái)正效用，從而說(shuō)明了貨幣為何要存在的問(wèn)題。但是，Sidrauski得出了貨幣中性的結(jié)論，考慮到貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，這個(gè)結(jié)論并沒(méi)有被大多數(shù)學(xué)者完全接受。本文試圖在一個(gè)修正后的Sidrauski模型基礎(chǔ)上，對(duì)我國(guó)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究。

二、模型及其改進(jìn)

（一）Sidrauski模型。Sidrauski（1967）最先在一個(gè)明確的Ramsey最優(yōu)化框架中建立了貨幣增長(zhǎng)模型。假設(shè)一個(gè)無(wú)限期界的家庭通過(guò)解決跨時(shí)最優(yōu)化問(wèn)題來(lái)最大化家庭成員的福利，實(shí)際財(cái)富以資本和實(shí)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(gè)家庭通過(guò)解決跨時(shí)最大化問(wèn)題來(lái)最大化其效用函數(shù)，因每一時(shí)刻經(jīng)濟(jì)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(cái)富總量at等于人均資本存量kt與人均實(shí)際貨幣余額mt；（2）式流量約束：

要求人均財(cái)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(shí)際貨幣余額耗損（πt-n）mt、人均資本耗損（δ＋n）kt和人均消費(fèi)ct。其中δ代表資本的折舊率，n代表人口自然增長(zhǎng)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(guò)求解Hamilton函數(shù)，得到：f′（k*）=δ＋n（4）

Sidrauski認(rèn)為，在長(zhǎng)期中貨幣增長(zhǎng)率的上升會(huì)完全導(dǎo)致價(jià)格變動(dòng)，將減少實(shí)際余額存量但并不影響穩(wěn)定的消費(fèi)狀態(tài)，所以資本存量獨(dú)立于貨幣增長(zhǎng)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(zhǎng)率之和。

（二）改進(jìn)。只要對(duì)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(shí)際貨幣余額增加會(huì)提高均衡狀態(tài)時(shí)的人均資本存量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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(duì)經(jīng)濟(jì)的影響能夠充分地反映到消費(fèi)和生產(chǎn)中，從而能更準(zhǔn)確地分析貨幣因素對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)的影響。至于該模型能否較好的解釋中國(guó)的貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，還有待于實(shí)證的檢驗(yàn)。

三、數(shù)據(jù)描述和實(shí)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(jìn)行分析，其中貨幣供給量以M2表示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以GDP表示。用商品零售物價(jià)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(jì)），得到人均實(shí)際M2余額和人均實(shí)際GDP，分別用RM2和RGDP表示。對(duì)RM2，RGDP取自然對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)RM2，LRGDP。

（二）實(shí)證分析

1、時(shí)間序列的平穩(wěn)性分析。若兩個(gè)時(shí)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(shí)，以一個(gè)時(shí)間序列對(duì)另一個(gè)時(shí)間序列的__歸”問(wèn)題。因此，在對(duì)時(shí)序數(shù)據(jù)分析之前，首先應(yīng)檢驗(yàn)各時(shí)間序列是否是平穩(wěn)的。本文運(yùn)用Eviews軟件對(duì)序列進(jìn)行PP檢驗(yàn)，可知LRM2，LRGDP~I（1）。由于LRM2與LRGDP為同階單整，可進(jìn)行協(xié)整分析。

2、協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型

（1）協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)序列進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，來(lái)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(gè)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(zhǎng)期看，我國(guó)1978年以來(lái)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供給具有穩(wěn)定的關(guān)系，且國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)貨幣供給的彈性為0.7123，即人均實(shí)際M2余額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，人均實(shí)際GDP將增加0.7123個(gè)百分點(diǎn)。

（2）誤差修正模型。誤差修正模型可以用來(lái)分析短期波動(dòng)中貨幣供給對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，利用Eviews軟件，可得到LRGDP受LRM2影響的短期波動(dòng)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(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)有正向的促進(jìn)作用，即人均實(shí)際M2余額增長(zhǎng)率每增加1%，人均實(shí)際GDP的增長(zhǎng)率將增加0.2305%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供給具有的長(zhǎng)期均衡關(guān)系使得短期內(nèi)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的非均衡狀態(tài)逐漸向長(zhǎng)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L(zhǎng)RM2，LRGDP，可以理解為人均實(shí)際M2余額增長(zhǎng)率與人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率，且LRM2與LRGDP均為I（0）過(guò)程。本文將選取LRM2與LRGDP建立VAR模型，同時(shí)將前面分析得出的誤差修正項(xiàng)ECM引入模型。根據(jù)LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，確定VAR的滯后階數(shù)p=1，得到VAR（1）的估計(jì)結(jié)果，見(jiàn)表2。（表2）從模型的整體檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)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(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，即計(jì)算一個(gè)單位的LRM2沖擊對(duì)LRGDP和其自身的影響，脈沖響應(yīng)曲線(xiàn)如圖1。（圖1）分析可知，貨幣供給增長(zhǎng)率對(duì)其自身的一個(gè)沖擊立刻有較強(qiáng)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(lái)的水平，然后保持平穩(wěn)。這表明，貨幣供給增長(zhǎng)率具有調(diào)節(jié)機(jī)制，它的變動(dòng)會(huì)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(jì)均衡狀態(tài)時(shí)的水平；另一方面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)貨幣供給增長(zhǎng)率的沖擊開(kāi)始具有正影響，在第2年達(dá)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(lái)的水平。這表明，貨幣供給增長(zhǎng)率的增加會(huì)在短期內(nèi)加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度，但是從長(zhǎng)期來(lái)看，貨幣供給增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響是有限的，并且隨著時(shí)間的推移，這種影響會(huì)逐漸減小。

四、結(jié)論

（一）我國(guó)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的現(xiàn)階段，貨幣是非中性的：實(shí)際貨幣供給的增加會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（二）從短期來(lái)看，實(shí)際貨幣供給的變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)有正向的促進(jìn)作用，而且誤差修正機(jī)制表明貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系使得短期內(nèi)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的非均衡狀態(tài)逐漸向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)趨近。

（三）貨幣供給增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在如下作用機(jī)制：短期內(nèi)貨幣供給增長(zhǎng)率的增加會(huì)加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度。但是從長(zhǎng)期來(lái)看過(guò)多過(guò)快地增加貨幣供給，對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的影響并不大，甚至是微不足道的。這說(shuō)明雖然在我國(guó)貨幣具有內(nèi)生性，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最終動(dòng)力卻來(lái)源于技術(shù)進(jìn)步與制度變遷等非貨幣因素。這就要求我們?cè)跍?zhǔn)確運(yùn)用貨幣政策調(diào)控宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，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(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]龔六堂.高級(jí)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].武漢大學(xué)出版社，2005.

[2]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例[M].清華大學(xué)出版社，2006.

[3]劉霖，靳云匯.貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)—基于協(xié)整的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2005.3

貨幣供給論文范文第2篇

論文摘要: IS曲線(xiàn)是指產(chǎn)品市場(chǎng)上總供給和總需求相等的點(diǎn)連成的曲線(xiàn)，反映產(chǎn)品市場(chǎng)上的均衡;LM曲線(xiàn)是指貨幣市場(chǎng)上總供給與總需求相等時(shí)的曲線(xiàn)，反映供給市場(chǎng)上的均衡.IS-LM模型是描述產(chǎn)品市場(chǎng)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(chǎng)和貨幣市場(chǎng)同時(shí)均衡的利率和收入。本文通過(guò)對(duì)中國(guó)1978—2007年宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)各個(gè)構(gòu)成的分解來(lái)了解中國(guó)的消費(fèi)函數(shù)、投資函數(shù)和貨幣供求函數(shù)以及產(chǎn)品市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)均衡，從而得出財(cái)政政策和貨幣政策對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的調(diào)整和影響。

一、理論模型及分析

定義式Y(jié)＝C＋I(xiàn)＋G +NX ????① 其中

Y: GDP（含G）;

C:　最后消費(fèi);

I：　資本形成;

G：　政府購(gòu)買(mǎi)，即為財(cái)政支出

NX:產(chǎn)品和服務(wù)凈出口額

消費(fèi)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(jìn)行分析.

（一）中國(guó)的消費(fèi)函數(shù)

基本模型C=a+bY，通過(guò)對(duì)歷年消費(fèi)和GDP進(jìn)行回歸分析得出消費(fèi)

C= 3170.97+ 0.51*Y（XF為消費(fèi)）

（3.173）（49.00）

決定系數(shù) =0.9884，說(shuō)明信賴(lài)度較高， =0.9880，T檢驗(yàn)?zāi)軌蚝芎玫耐ㄟ^(guò).該方程較理想。

（二）中國(guó)的投資函數(shù)

基本模型為I＝e-dr????②

利用EVIEWS估計(jì)得出

I = 57790.78- 5424.43r*r

（5.61）

（-3.47）

利息率r的系數(shù)為負(fù)數(shù)，t檢驗(yàn)值也能夠通過(guò)，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(jì)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(yàn)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(guó)經(jīng)濟(jì)，加入政府購(gòu)買(mǎi)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(yàn)值都不能完全通過(guò)，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(guó)的凈出口函數(shù)

基本模型為NX = f – mY – nr

估計(jì)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)停屎蛢舫隹诔烧攘撕蛯?shí)際不和。通不過(guò)檢驗(yàn)，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(guò)．但這個(gè)式子和上述③同樣Y的系數(shù)與理論不同成正值．對(duì)于進(jìn)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(jì)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(guó)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(xiàn)＋g +NX 得到IS曲線(xiàn):5675.15r=46695.25-0.06Y，即Y=(-5675.15/0.06)*r+46695.25/0.06

LM曲線(xiàn):2447.44r=1.54Y-18229.88 ，即Y=(2447.44/1.54)*r+18229.88/1.54

其圖形如下

貨幣供給論文范文第3篇

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(duì)于貨幣需求決定因素的考察中，凱恩斯認(rèn)為貨幣需求有三大動(dòng)機(jī)：一是交易動(dòng)機(jī)，指人們?yōu)榱藵M(mǎn)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(dòng)；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(dòng)機(jī)，其大小也由收入決定并且同收入之間同方向變動(dòng)。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(lái)進(jìn)行分析。如果把兩種貨幣合起來(lái)用表示，用表示收入，則這種函數(shù)關(guān)系可寫(xiě)為：(為貨幣需求的收入彈性)；三是投機(jī)貨幣需求，是指人們?yōu)榱俗プ∮欣馁?gòu)買(mǎi)生利資產(chǎn)如債券等有價(jià)證券的機(jī)會(huì)而持有一部分貨幣的動(dòng)機(jī)。投機(jī)貨幣需求與利率密切相關(guān)。這是因?yàn)閭膬r(jià)格隨利率的變化而變化，債券價(jià)格=債券年收益／利率。投機(jī)貨幣需求是利率的函數(shù)，并且與利率反方向變動(dòng)，表示為其中表示投機(jī)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(mǎn)易動(dòng)機(jī)和預(yù)防動(dòng)機(jī)的貨幣需求，為滿(mǎn)足投機(jī)動(dòng)機(jī)的貨幣需求，表示國(guó)民收入，表示利率。

強(qiáng)調(diào)貨幣作為交易媒介作用的交易理論認(rèn)為貨幣是一種被支配的資產(chǎn)，并強(qiáng)調(diào)人們持有貨幣而不是其他資產(chǎn)，是為了進(jìn)行購(gòu)買(mǎi)。其中，鮑莫爾—托賓模型。其認(rèn)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(jī)會(huì)成本。

弗里德曼認(rèn)為，對(duì)貨幣的需求一樣會(huì)給持有者帶來(lái)服務(wù)流，這種需求主要依賴(lài)于三種因素：（1）財(cái)富約束，此種約束決定了可持有的最大貨幣量；（2）相對(duì)于其他金融資產(chǎn)和實(shí)物資產(chǎn)的價(jià)格和收益而言，貨幣的收益率情況；（3）財(cái)富持有者的興趣和偏好。全部財(cái)富在各種資產(chǎn)間的分配情況，取決于各種資產(chǎn)的相對(duì)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(shí)物商品，以及人力資本。弗里德曼的貨幣需求函數(shù)的簡(jiǎn)化形式可以寫(xiě)為：其中代表名義貨幣余額需求，代表一般價(jià)格水平，代表持久收入，用以代替財(cái)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(gè)人偏好。

本文將綜合上面的理論，運(yùn)用單整檢驗(yàn)、EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型(ECM)、方差分解法來(lái)構(gòu)建我國(guó)的貨幣需求函數(shù)，并對(duì)各因素貢獻(xiàn)程度進(jìn)行分析，以為在以?xún)?nèi)生性貨幣供給為主要特點(diǎn)的供給分析中提供基準(zhǔn)。時(shí)間維度起點(diǎn)于1990年，主要因?yàn)槲覈?guó)在這一年才開(kāi)始公布M1的數(shù)據(jù)。

二、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)模型設(shè)定

對(duì)變量指標(biāo)進(jìn)行選擇時(shí)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(shí)地反映所代表變量。根據(jù)這兩個(gè)原則，我們對(duì)貨幣需求模型中所涉及的變量選定了以下一些統(tǒng)計(jì)指標(biāo)：

一、反映收入的經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)。我們采用現(xiàn)期收入即真實(shí)國(guó)民收入表示，記為L(zhǎng)NI。它是名義經(jīng)物價(jià)指數(shù)調(diào)整后的實(shí)際值的自然對(duì)數(shù)。

二、反映貨幣機(jī)會(huì)成本的指標(biāo)。所選機(jī)會(huì)成本指標(biāo)有兩類(lèi)，一類(lèi)是反映持有貨幣收益的機(jī)會(huì)成本指標(biāo)，通常以實(shí)際一年期定期存款儲(chǔ)蓄利率RR作為代表。另一類(lèi)是持有貨幣害怕?lián)p失的預(yù)期通貨膨脹成本，對(duì)通貨膨脹的預(yù)期我們采用CPI。

三、反映貨幣持有者的個(gè)人貨幣持有偏好k，這是依據(jù)劍橋現(xiàn)金余額方程來(lái)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(jì)的影響。主要選取外匯儲(chǔ)備LFR和匯率ROE，匯率為年度平均人民幣中間匯率。

三、實(shí)證分析

（一）對(duì)變量的單位根檢驗(yàn)

表一ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量

ADF檢驗(yàn)值

檢驗(yàn)類(lèi)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***

貨幣供給論文范文第4篇

論文關(guān)鍵詞：從價(jià)稅，CPI，通貨膨脹

 

一、引言

通貨膨脹的影響因素研究一直是宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)理論的重要研究方向，值得注意的是，現(xiàn)有的通貨膨脹影響因素的文獻(xiàn)大都集中在貨幣供給、投資、CPI及PPI等因素，但對(duì)于更為本質(zhì)的財(cái)政稅收增加、特別是對(duì)間接稅轉(zhuǎn)嫁因素的研究卻鮮有涉及，這使得通貨膨脹傳導(dǎo)機(jī)制的研究一直不夠深入。事實(shí)上,過(guò)于偏重貨幣理論的分析，容易忽視財(cái)政政策中稅收和政府支出對(duì)通貨膨脹的影響。并且關(guān)于財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹的影響還集中在財(cái)政赤字和貨幣供給量關(guān)系的方面。Barro (1976)提出,如果債券存量增長(zhǎng)率超過(guò)產(chǎn)出增長(zhǎng)率,持續(xù)赤字就會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹[1]。Sarg-ent,Wallace(1981)也認(rèn)為持續(xù)的債券融資赤字將最終被貨幣化[2]。中國(guó)的學(xué)者對(duì)此也進(jìn)行了相關(guān)研究，許雄奇、張宗益(2004)采用中國(guó)1978—2002年的數(shù)據(jù)對(duì)財(cái)政赤字、貨幣政策與通貨膨脹進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),認(rèn)為中國(guó)的通貨膨脹不僅是一個(gè)貨幣現(xiàn)象,也是一個(gè)財(cái)政現(xiàn)象，在我國(guó)可以通過(guò)財(cái)政政策來(lái)影響通貨膨脹水平[3]。

新疆試行資源稅從價(jià)征收是政府支持區(qū)域建設(shè)的重要舉措，有利于增加地方財(cái)政收入與支出。資源稅屬于間接稅，是可以轉(zhuǎn)嫁的稅種，實(shí)際上由賣(mài)方和買(mǎi)方共同負(fù)擔(dān)稅收，而負(fù)擔(dān)稅收的多少取決于商品的需求彈性和供給彈性，需求彈性越大CPI，供給彈性越小，稅負(fù)越傾向于由供給方負(fù)擔(dān)；需求彈性越小，供給彈性越大，稅負(fù)越傾向于由需求方負(fù)擔(dān)。因此石油、天然氣類(lèi)的資源型產(chǎn)品的需求彈性小和供給彈性是我們要討論的一個(gè)重點(diǎn)。

二、新疆財(cái)政收入通貨膨脹效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析

我們以1978—2009年新疆居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)為因變量（1978年為100）,以財(cái)政收入的規(guī)模為自變量進(jìn)行回歸分析。此外,投資率、對(duì)外開(kāi)放性水平、居民可支配收入增長(zhǎng)率也都是影響通貨膨脹的因素，可以作為截距項(xiàng)論文提綱怎么寫(xiě)。數(shù)據(jù)主要是根據(jù)相應(yīng)歷年新疆統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)整理、計(jì)算而得。用SPSS17.0進(jìn)行曲線(xiàn)估計(jì)，三次方程的擬合效果最好。

圖：新疆財(cái)政收入和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)三次曲線(xiàn)擬合

我們構(gòu)建時(shí)間序列模型：yi =β1 x +β2 x2 +β3 x3 +εi

式中yi為第i年的居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)，X表示財(cái)政收入（億元）；ε為截距項(xiàng)。具體來(lái)講,當(dāng)β3 ≠0 時(shí), 模型刻畫(huà)了財(cái)政收入與居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)之間呈現(xiàn)N 型或倒N 型曲線(xiàn)關(guān)系；當(dāng)β2 ≠0 且β3 = 0 時(shí), 財(cái)政收入與居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)之間呈現(xiàn)U 型或倒U型曲線(xiàn)關(guān)系；而當(dāng)β1 ≠0、β2 = 0 且β3 = 0 時(shí)，模型反映出財(cái)政收入與居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)單調(diào)變化特征。我們用SPSS17.0進(jìn)行回歸分析，得到方程：

y=7.182x -0.037 x2 +5.719*10-5x3 +78.549

（R2=0.939，F(xiàn)=143.365，sig=0.000）

模型中系數(shù)都異于零，且擬合程度很高呈現(xiàn)比較明顯的N型趨勢(shì)，即居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)隨著財(cái)政收入的增加先是迅速上升，然后保持一定的水平或略微下降，而后又快速上升，表明在不同時(shí)期，財(cái)政收入對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)影響程度不同。從曲線(xiàn)特征上來(lái)看，自1978年至1997年，曲線(xiàn)迅速上升；1998年至2003年，曲線(xiàn)比較平緩；2004年后曲線(xiàn)又有快速上升的勢(shì)頭。經(jīng)驗(yàn)表明，財(cái)政收入和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)存在比較明顯的N 型曲線(xiàn)關(guān)系，改革開(kāi)放后的20年，CPI隨著財(cái)政收入的上升而快速上漲，曲線(xiàn)較為陡峭，斜率較大，本文認(rèn)為這和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下價(jià)格機(jī)制發(fā)揮正常作用CPI，價(jià)格扭曲現(xiàn)象得到糾正有一定的關(guān)系，不排除期間出現(xiàn)通貨膨脹。1998年以來(lái)，中國(guó)內(nèi)需不足特別是消費(fèi)不足問(wèn)題凸顯出來(lái)，盡管財(cái)政收入保持一定的增收速度，但是 CPI上升平緩甚至略有下降。2004年后經(jīng)濟(jì)走向過(guò)熱發(fā)展的階段，CPI指數(shù)有快速上升的趨勢(shì)。

三、從價(jià)稅對(duì)財(cái)政收入增長(zhǎng)影響及CPI預(yù)測(cè)

對(duì)資源稅進(jìn)行從價(jià)征收會(huì)帶來(lái)財(cái)政收入的大幅增長(zhǎng)，但是稅負(fù)可能由此轉(zhuǎn)移到下游部門(mén)最終由消費(fèi)者承受，引發(fā)CPI指數(shù)上升。資源類(lèi)產(chǎn)品特別是不可再生的上游類(lèi)產(chǎn)品，是屬于需求彈性小、供給彈性大的商品。因此，對(duì)石油、天然氣、煤炭計(jì)征的大部分資源稅都會(huì)轉(zhuǎn)移到下游產(chǎn)業(yè)中并最終由消費(fèi)者負(fù)擔(dān)，通過(guò)PPI影響到CPI，最終引發(fā)通貨膨脹。這是因?yàn)樯唐沸枨髲椥员硎拘枨罅繉?duì)價(jià)格的變動(dòng)的敏感程度，需求彈性低的產(chǎn)品，價(jià)格的變動(dòng)對(duì)需求量變動(dòng)的影響小，稅負(fù)更容易轉(zhuǎn)嫁。同時(shí)，作為工業(yè)上游產(chǎn)品，石油、天然氣的供給彈性較大，生產(chǎn)商是壟斷供給，為保證超額利潤(rùn)，稅負(fù)可以轉(zhuǎn)嫁到下游產(chǎn)業(yè)。因此資源稅從價(jià)征收的結(jié)果是下游產(chǎn)品的大幅漲價(jià)、消費(fèi)者剩余減少和地方財(cái)政收入的增加。并且，地方政府財(cái)政收入的增加必然帶來(lái)財(cái)政支出的擴(kuò)張，進(jìn)一步會(huì)推動(dòng)物價(jià)上漲。而據(jù)現(xiàn)行資源稅率，新疆地區(qū)從量計(jì)征的原油資源稅為30元/噸，天然氣資源稅額為每千立方米9元。若國(guó)內(nèi)原油價(jià)格以每噸4000元計(jì)算，按5%的稅率征收，原油資源稅每噸稅額將達(dá)200元。目前CPI，國(guó)產(chǎn)陸上天然氣出廠(chǎng)基準(zhǔn)價(jià)格已提高，新疆各油田所產(chǎn)天然氣供應(yīng)工業(yè)用燃?xì)獾幕鶞?zhǔn)價(jià)為每千立方米1200元左右，供應(yīng)化肥生產(chǎn)和非工業(yè)城市燃?xì)饣鶞?zhǔn)價(jià)為每千立方米790元。改革后，新疆天然氣資源稅相應(yīng)稅額將提高至每千立方米60元、39.5元。新疆有克拉瑪依、塔里木、吐哈三大油田，以2009年生產(chǎn)原油2518萬(wàn)噸計(jì)算，資源稅由“從量計(jì)征”改為“從價(jià)計(jì)征”后，僅石油每年可為當(dāng)?shù)卣鍪?2.8億元。由于天然氣計(jì)價(jià)因購(gòu)買(mǎi)對(duì)象不同而有所差異，本文暫不做深入研究論文提綱怎么寫(xiě)。在這里僅僅分析42.8億的財(cái)政增收對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格的影響。按上述三次方程來(lái)預(yù)測(cè)，假設(shè)原油生產(chǎn)量維持2009年水平，自實(shí)行從價(jià)稅的今后一年里（自2010年6月1日開(kāi)始實(shí)行），年財(cái)政收入增加x=42.8億，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)y=304.5，CPI指數(shù)環(huán)比上升50%，2009年為579.3，2011年將達(dá)到883.8，漲幅十分巨大，通貨膨脹預(yù)期十分強(qiáng)烈，這只是計(jì)算了對(duì)石油征收從價(jià)稅引發(fā)的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的上漲，如果考慮天然氣對(duì)財(cái)政增收的影響，按照模型估算的CPI指數(shù)還將大幅增加。由于新疆生產(chǎn)的石油和天然氣價(jià)格上漲，不排除生產(chǎn)商減少新疆當(dāng)?shù)厣a(chǎn)量而加大新疆以外地區(qū)的產(chǎn)量，通脹預(yù)期減弱的同時(shí)容易引發(fā)失業(yè)問(wèn)題。

四、結(jié)論及政策建議

綜上分析，我們得出以下結(jié)論：

一是新疆地方財(cái)政收入和CPI指數(shù)之間符合三次函數(shù)的特征。目前，伴隨著財(cái)政收入的上漲，CPI指數(shù)有加速上行的趨勢(shì)。

二是資源稅從價(jià)征收會(huì)加大地方財(cái)政收入，即政府的經(jīng)濟(jì)租增加CPI，但同時(shí)會(huì)推動(dòng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)大幅上升，通脹預(yù)期更加濃烈。

由于石油、天然氣的壟斷供給，屬需求缺乏彈性，供給富有彈性產(chǎn)品。生產(chǎn)廠(chǎng)商掌握著定價(jià)權(quán)。在節(jié)約資源利用的同時(shí)推高價(jià)格在所難免，改變需求彈性和供給彈性是緩解通脹的途徑之一。改變需求彈性可以從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的角度出發(fā)，減少對(duì)不可再生資源的依賴(lài)性，使用替代產(chǎn)品，發(fā)展新能源及戰(zhàn)略性新型產(chǎn)業(yè)，從這個(gè)角度上分析，戰(zhàn)略性新型產(chǎn)業(yè)采用新技術(shù)、新材料，對(duì)傳統(tǒng)能源起到一定的替代作用，改變供給彈性可以從破除壟斷生產(chǎn)的角度出發(fā)，長(zhǎng)期以來(lái)石油、天然氣的開(kāi)發(fā)、煉制和批發(fā)銷(xiāo)售環(huán)節(jié)以法定的專(zhuān)營(yíng)權(quán)形式固定下來(lái)。寡頭壟斷經(jīng)營(yíng)下油氣產(chǎn)業(yè)缺乏競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，必須打破壟斷機(jī)制，放開(kāi)準(zhǔn)入領(lǐng)域并放寬準(zhǔn)入條件才能使產(chǎn)品供給彈性下降，價(jià)格轉(zhuǎn)入市場(chǎng)定價(jià)模式。

The AdvaloremDuty, the Financial Revenue and Xinjiang Inflation Anticipated Analyze

FuMing

(Xinjiang University ofFinance & Economics 830012)

Abstract: The advalorem duty hasimplemented in Xinjiang.This reform measure may increase the local financeincome largely, which is advantageous in enlarging the expenditure, promotesthe rapid development of economy. But we must be vigilant the influence of advaloremduty that may pass the tax burden to the downstream industry and the residentconsumable price. This article began from the angle of relations between financialrevenue's increase and the CPI, analyzing the conduction mechanism for advaloremduty to PPI and the CPI,with the empirical analysis for relations between the advaloremduty and CPI.The article has proven under the present system, theimplementation of advalorem duty will promote the Xinjiang price leveluniversal which exist strong inflation expectations.

Keywords: Advalorem duty,The CPI,Inflation

現(xiàn)在新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院任教 主要研究領(lǐng)域：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)

庫(kù)爾勒市、克拉瑪依市國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十二個(gè)五年規(guī)劃編寫(xiě)組成員

[1] Barro, R·J·Reply to Feldstein and Buchanan [J]·Journal of PoliticalEconomy, 1976, (82 ): 1095 -1117·

[2] Sargent, T·J·and N·Wallace·Some Unpleasant Monetarist Arithmetic[J]·FederalReserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 1981, (5): 1-17·

[3] 許雄奇,張宗益.財(cái)政赤字、金融深化與通貨膨脹———理論分析和中國(guó)經(jīng)驗(yàn)的實(shí)證檢驗(yàn)(1978-2002)[J].管理世界, 2004, (9)

貨幣供給論文范文第5篇

現(xiàn)代宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)的創(chuàng)立、傳播和發(fā)展

《就業(yè)、利息與貨幣通論》（1936）出版已有半個(gè)多世紀(jì)，但凱恩斯對(duì)經(jīng)濟(jì)理論的貢獻(xiàn)問(wèn) 題，至今在學(xué)術(shù)界中仍存在激烈的爭(zhēng)論。但不論持什么樣的觀(guān)點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們都普遍承認(rèn) ，凱恩斯對(duì)經(jīng)濟(jì)學(xué)的影響是“二十世紀(jì)經(jīng)濟(jì)學(xué)中最重大的事件”。或者說(shuō)，正是凱恩斯， 創(chuàng)立了現(xiàn)代宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué) ，從而使經(jīng)濟(jì)學(xué)再也不象馬歇爾當(dāng)時(shí)那本最具權(quán)威性的教科書(shū)──《經(jīng)濟(jì)學(xué)原理》的樣子 。這倒不是說(shuō)在《通論》之前不存在宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)分析。早已存在的各種經(jīng)濟(jì)周期論和貨幣數(shù) 量論，就屬于宏觀(guān)分析。但是，此前的傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)家深信，經(jīng)濟(jì)危機(jī)只是資本主義市場(chǎng)經(jīng) 濟(jì)體系運(yùn)行過(guò)程中的暫 時(shí)失衡，市場(chǎng)機(jī)制會(huì)發(fā)揮自動(dòng)調(diào)節(jié)作用，使經(jīng)濟(jì)恢復(fù)到充分就業(yè)的均衡水平。

三十年代的“大蕭條”給這種傳統(tǒng)理論以致命的一擊。針對(duì)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)通常只把注意力 集中在廠(chǎng)商和居民的決策上這一傳統(tǒng)，凱恩斯把分析的重點(diǎn)放在諸如投資、消費(fèi)、總需求 等等宏觀(guān)變量的相互關(guān)系上，把重點(diǎn)從強(qiáng)調(diào)貨幣和物價(jià)水平的貨幣數(shù)量論轉(zhuǎn)移到重視總產(chǎn) 量、國(guó)民收入和就業(yè)的 分析上，從而開(kāi)創(chuàng)了新的經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域──現(xiàn)代宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)。凱恩斯《通論》最具革命性的 方面是，他清楚而堅(jiān)定地指出，就產(chǎn)出和就業(yè)的水平而言，我們?cè)趯?shí)踐中看不到“無(wú)形之 手”會(huì)自發(fā)地將自利行為引向社會(huì)最優(yōu)狀態(tài)。通過(guò)確立這些變量之間的理論關(guān)系，他證明 ：在沒(méi)有政府干預(yù)經(jīng)濟(jì) 的情況下，市場(chǎng)體系本身具有一種有效需求不足的傾向，加之價(jià)格剛性、預(yù)期的不穩(wěn)定性 等因素，經(jīng)濟(jì)通常處于非充分就業(yè)的均衡狀態(tài)，幾乎不可能達(dá)到充分就業(yè)的均衡。

《通論》出版之后，不僅誘發(fā)眾多年輕學(xué)者風(fēng)起云涌地研究這個(gè)新的理論，更因不斷給予 詮釋及推廣，而成為經(jīng)濟(jì)學(xué)的“新正統(tǒng)”。凱恩斯的總需求；消費(fèi)、投資和流動(dòng)性偏好函 數(shù)；乘數(shù)和加速系數(shù)；以及暗含的國(guó)民收入帳戶(hù)等等概念，激起了形式化、具體說(shuō)明和經(jīng) 驗(yàn)驗(yàn)證的努力。對(duì)凱恩 斯理論的經(jīng)驗(yàn)補(bǔ)充賦予它以科學(xué)的客觀(guān)性和確定性，使它更容易從模型中推導(dǎo)出政策建議 。它也給學(xué)生提供許多學(xué)位論文題目。

自然，對(duì)凱恩斯的貢獻(xiàn)存在著各種解釋。但至少?gòu)牡诙问澜绱髴?zhàn)后直到70年代初期，希 克斯（1937）、莫迪利亞尼（1944）、薩繆爾森（1948）和托賓（1958）等人設(shè)計(jì)和精雕 細(xì)刻的IS－LM模型一直占據(jù)統(tǒng)治地位，被視為是對(duì)《通論》的經(jīng)典解釋。菲利普斯（1958 ）發(fā)現(xiàn)的關(guān)于失業(yè)和通 貨膨脹之間純經(jīng)驗(yàn)性關(guān)系，經(jīng)過(guò)薩繆爾森和索洛（1960）的理論化，形成菲利普斯線(xiàn)，彌 補(bǔ)了IS－LM模型沒(méi)有（至少是沒(méi)有直接地）涉及這一問(wèn)題的缺陷。

可以說(shuō)，《通論》以后的60多年中，宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)已有長(zhǎng)足的發(fā)展，且不說(shuō)凱恩斯理論從“ 凱恩斯主義”、“后凱恩斯主義”，發(fā)展到“新凱恩斯主義”的演變，還有與之相對(duì)抗的 “貨幣主義”、“新古典宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)”。從希克斯論文的發(fā)表（1937）到60年代，通過(guò)最 優(yōu)化原理的運(yùn)用，宏觀(guān) 理論的主要發(fā)展，包括對(duì)凱恩斯假設(shè)的總體行為相互關(guān)系所進(jìn)行的理性化和修改工作在內(nèi) 。進(jìn)入七十年以后，宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)的主要趨勢(shì)是力圖重建自身的微觀(guān)基礎(chǔ)，例如，盧卡斯的 研究計(jì)劃顯然是要把整個(gè)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)建立在新古典廠(chǎng)商理論的基礎(chǔ)上，新凱恩斯主義者則 試圖通過(guò)對(duì)工資和價(jià)格 粘性現(xiàn)象的系統(tǒng)解釋來(lái)給宏觀(guān)分析提供一個(gè)可以接受的微觀(guān)基礎(chǔ)，但這些模型還處于其搖 藍(lán)期。在這一時(shí)期，不僅IS－LM模型一般化為一種通用分析工具，不再被視為是專(zhuān)用于凱 恩斯主義的系統(tǒng)化解釋?zhuān)以谒幕A(chǔ)上又發(fā)展出AD－AS模型。

IS＿LM模型的創(chuàng)建者們偏重于凱恩斯體系中總需求方面的新內(nèi)容，而忽略了凱恩斯著名的 總供給函數(shù)。溫特勞布（1957）在“總需求和總供給的微觀(guān)基礎(chǔ)”一文中重新發(fā)現(xiàn)凱恩斯 總供給函數(shù)的基礎(chǔ)，經(jīng)過(guò)戴維森和斯莫倫斯基（1964）的發(fā)展而形成一種明確的總供給函 數(shù)，但當(dāng)時(shí)并未引起學(xué) 術(shù)界的應(yīng)有重視。之后，在凱恩斯主義者與貨幣主義者、新古典宏觀(guān)學(xué)派的爭(zhēng)論過(guò)程中， 有些經(jīng)濟(jì)學(xué)家意識(shí)到，凱恩斯主義關(guān)注的是經(jīng)濟(jì)的需求方面，而貨幣主義和新古典宏觀(guān)學(xué) 派卻把經(jīng)濟(jì)的供給方面視為最重要的關(guān)系，應(yīng)該提出一種更一般的模型，才能對(duì)它們各自 的立場(chǎng)作出明確的說(shuō)明 。于是乎，人們把經(jīng)修改的菲利普斯曲線(xiàn)顛倒過(guò)來(lái)，把它重新解釋為總供給曲線(xiàn)，例如 ，Lucas，RobertE和A.Rapping（1969）。既然已經(jīng)發(fā)明總供給曲線(xiàn)，所需要的就只是一條 總需求曲線(xiàn)，以便同時(shí)決定產(chǎn)出和價(jià)格水平。某些教科書(shū)著者發(fā)現(xiàn)，可以從IS－LM模型中 直接推導(dǎo)出一條表示產(chǎn)出 與價(jià)格水平的向下傾鈄之曲線(xiàn)，便立即命名為總需求曲線(xiàn)。這些發(fā)展最終形成了現(xiàn)在眾所 周知的總供給──總需求（AD－AS）模型。較早使用和普及AD－AS模型的教材有 Dornbusch和Fischer（1978）和Parkin（1982）。實(shí)際上，雖然對(duì)AD-AS模型的基礎(chǔ)仍有 爭(zhēng)論，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家都認(rèn)為，這 一模型既可以用于解釋各種宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)范示、又可以用來(lái)以嚴(yán)格的邏輯討論通貨膨脹、失業(yè) 等現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。

《通論》對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)政策的制定也有著深刻的影響，不論是好是壞，這一點(diǎn)勿庸置疑。在 凱恩斯的模型中，“經(jīng)濟(jì)”就象一只在大海中漂泊不定的無(wú)舵小船，如果聽(tīng)任其自然的話(huà) ，它總會(huì)撞在蕭條這個(gè)礁石上。這種理論必然蘊(yùn)藏著國(guó)家干涉主義。凱恩斯主義對(duì)經(jīng)濟(jì)學(xué) 家的征服，使他們構(gòu)思 出國(guó)家在經(jīng)濟(jì)世界中不同于以往的職能，即政府有責(zé)任促進(jìn)充分就業(yè)的實(shí)現(xiàn)。在這方面， 凱恩斯的真正重大貢獻(xiàn)在于，使我們從無(wú)知的危險(xiǎn)中得以解脫，使我們有了應(yīng)如何管理經(jīng) 濟(jì)的觀(guān)念，不再允許經(jīng)濟(jì)力量不受控制。可以說(shuō)，在當(dāng)代，需求管理占據(jù)了政府宏觀(guān)經(jīng)濟(jì) 管理的中心位置，貨幣 和財(cái)政政策必然以調(diào)整總需求為重點(diǎn)方向，這是各國(guó)對(duì)凱恩斯理論精神的采納與認(rèn)可。正 是在凱恩斯理論的影響之下，各國(guó)政府的政策取向發(fā)生了與以前根本不同的變化，使政府 的決策具有了從未有過(guò)的理性化和客觀(guān)性，也使宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)作為一門(mén)獨(dú)立的學(xué)科而得以存 在和發(fā)展。 可以說(shuō)，經(jīng)濟(jì)學(xué)的凱恩斯時(shí)代已經(jīng)結(jié)束。但這絕不意味著凱恩斯經(jīng)濟(jì)學(xué)的影響之消失。凱 恩斯《通論》的基本思路和精神已經(jīng)不可磨滅地改變了經(jīng)濟(jì)學(xué)家的思維方式。即便凱恩斯 主義的批評(píng)者，其所使用的都是凱恩斯的術(shù)語(yǔ)與分析方法。例如，正是弗里德曼，這個(gè)在 人們眼中的反凱恩斯主 義者，第一個(gè)斷言：“我們所有的人都是凱恩斯主義者”。從范例上來(lái)看，弗里德曼是一 個(gè)“凱恩斯派”，而不象人們通常說(shuō)他的那樣是“反凱恩斯學(xué)派”，因?yàn)樗翢o(wú)保留地接 受凱恩斯的世界觀(guān)：弗里德曼的經(jīng)濟(jì)學(xué)完全是以需求為中心的純粹宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)，把國(guó)民經(jīng) 濟(jì)視為一個(gè)單位來(lái)加以 研究，并認(rèn)為政府可以通過(guò)貨幣供給量來(lái)調(diào)控經(jīng)濟(jì)。

二微觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展

“凱恩斯革命”，雖然從根本上改變了經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的思維方式，但它并沒(méi)有否定 古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心──微觀(guān)理論。然而，即便微觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本理論也并未象馬歇爾所宣 稱(chēng)的那樣穩(wěn)固、無(wú)需發(fā)展。

對(duì)一般均衡的嚴(yán)格證明

微觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)有一個(gè)核心命題，即：個(gè)人追求自身利益最大化的行為會(huì)受一只無(wú)形之手的引 導(dǎo)而無(wú)意識(shí)地產(chǎn)生最有利于社會(huì)利益的結(jié)果。瓦爾拉斯第一個(gè)試圖以數(shù)學(xué)形式表述這一經(jīng) 典命題，由此而形成一般均衡論；他的第子帕累托還引入一個(gè)檢驗(yàn)這種均衡是否最優(yōu)的標(biāo) 準(zhǔn)。但在他們那里，一 般均衡只是個(gè)人最大化行為的一種邏輯結(jié)果。直到本世紀(jì)30年代，帕累托最優(yōu)的的可能性 ，甚至于一般均衡的可能性，都沒(méi)有得到嚴(yán)格的證明。如果沒(méi)有一種論點(diǎn)來(lái)支持在經(jīng)濟(jì)體 系的所有市場(chǎng)中至少存在一種均衡價(jià)格，那么瓦爾拉斯的理論將空洞無(wú)物。