徐斯旸，查 理

(1.廣東金融學(xué)院 金融系，廣東 廣州 510521；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢 430073)

總需求結(jié)構(gòu)、內(nèi)生性貨幣供給與中國(guó)貨幣化水平

徐斯旸1，2，查 理2

(1.廣東金融學(xué)院 金融系，廣東 廣州 510521；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢 430073)

本文對(duì)中國(guó)總需求結(jié)構(gòu)和內(nèi)生性貨幣供給機(jī)制做出了剖析，具體研究理論中所描述的作用機(jī)制。結(jié)果表明，國(guó)內(nèi)投資對(duì)國(guó)內(nèi)信貸有著顯著推動(dòng)作用，凈出口累加值對(duì)外匯占款具有顯著推動(dòng)作用，最終導(dǎo)致貨幣供給增加，進(jìn)而提升了貨幣化水平。在此基礎(chǔ)上，筆者提出應(yīng)該分別從實(shí)體經(jīng)濟(jì)層面和貨幣金融層面采取措施以緩解高貨幣化水平，提高貨幣使用效率，加快推動(dòng)總需求結(jié)構(gòu)的調(diào)整，積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。除此之外，還要積極推動(dòng)利率市場(chǎng)化改革、探索更加靈活的匯率制度、完善銀行及國(guó)有企業(yè)的預(yù)算約束機(jī)制。

總需求結(jié)構(gòu)；內(nèi)生性貨幣供給；貨幣化水平；利率市場(chǎng)化

一、問題的提出

早在20世紀(jì)60年代，Goldsmith[1]認(rèn)為各國(guó)的通貨與國(guó)民財(cái)富的比例在長(zhǎng)期遵循著一條倒U型的路徑：先上升，再趨于平緩，最后趨于下降(倒U型假說)。Mckinnon[2]認(rèn)為M2/GDP指標(biāo)表示的是經(jīng)濟(jì)體內(nèi)所有交易量中以貨幣為中介的交易所占的比重，該比重越高，那么這個(gè)經(jīng)濟(jì)體的貨幣化程度就越深。Demetriades和Hussein[3]通過實(shí)證研究得出M2/GDP在一定范圍內(nèi)的增加顯著推動(dòng)了一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)論，并探討了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融之間的相互關(guān)聯(lián)。Polster和Huang[4]認(rèn)為20世紀(jì)90年代以來(lái)中國(guó)M2/GDP的上漲主要是因?yàn)榻栀J的擴(kuò)張以及資本的低效率利用。Bottlers[5]認(rèn)為中國(guó)M2/GDP 已位居世界首位，但中國(guó)的資本市場(chǎng)很不完善，投資渠道狹窄。

國(guó)內(nèi)關(guān)于M2/GDP偏高成因的分析很多，本文歸納為：貨幣化論、經(jīng)濟(jì)虛擬化論、金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)單一化論、不良資產(chǎn)論和經(jīng)濟(jì)體制論。

貨幣化論認(rèn)為改革開放以來(lái)，隨著中國(guó)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)中對(duì)貨幣的需求逐年增長(zhǎng)，從而造成了M2的增加。如秦朵[6]認(rèn)為在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，GDP中很大一部分產(chǎn)品的交換是不需要貨幣的，但在引入市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制后，顯然這一部分產(chǎn)品的交換需要通過貨幣，從而導(dǎo)致貨幣化水平上升。黃昌利和任若恩[7]認(rèn)為社會(huì)群眾對(duì)現(xiàn)金偏好程度降低，反映在指標(biāo)上就是通貨比率的下降，進(jìn)而推動(dòng)了貨幣乘數(shù)的提高，導(dǎo)致貨幣供給量上升。貨幣化論能夠較好地解釋早期貨幣化水平的上升，但隨著情況的轉(zhuǎn)變，貨幣化論逐漸對(duì)貨幣化水平的持續(xù)走高解釋乏力。

經(jīng)濟(jì)虛擬化論認(rèn)為隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，逐漸產(chǎn)生了脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)的虛擬經(jīng)濟(jì)部門，大量的貨幣囤積于此，無(wú)法參與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的流通，從而造成了中國(guó)貨幣化水平的偏高。如石建民[8]在深入研究股票市場(chǎng)的基礎(chǔ)上，分別分析了資產(chǎn)組合效應(yīng)、財(cái)富效應(yīng)、交易效應(yīng)和替代效應(yīng)，他認(rèn)為前三種效應(yīng)會(huì)推動(dòng)貨幣需求的上升，而第四種則會(huì)減緩貨幣需求的上升，并且經(jīng)過測(cè)算他判斷這四種效應(yīng)總體上推動(dòng)貨幣需求的增加。經(jīng)濟(jì)虛擬化論研究視角較為獨(dú)特，但是并沒有能更深層次挖掘中國(guó)貨幣化水平趨高的根本原因。

金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)單一化論認(rèn)為中國(guó)金融結(jié)構(gòu)的失衡導(dǎo)致很多財(cái)富無(wú)效地積壓在銀行，并且以貨幣形式表現(xiàn)出來(lái)，從而造成廣義貨幣量偏高的現(xiàn)象。如易綱[9]認(rèn)為有兩個(gè)原因?qū)е轮袊?guó)M2/GDP的上升：一個(gè)原因是隨著改革的深化，金融體制也隨之深化；另一個(gè)原因是中國(guó)金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)存在比較嚴(yán)重的問題。因?yàn)閺?0世紀(jì)80年代以來(lái)，公眾逐漸替代國(guó)家一躍成為銀行儲(chǔ)蓄的主體。然而對(duì)于公眾中的大多數(shù)人來(lái)說，投資渠道并不夠豐富，大多數(shù)人只能長(zhǎng)期選擇銀行儲(chǔ)蓄，這主要?dú)w因于中國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展落后。因而中國(guó)M2/GDP呈現(xiàn)出偏高的狀態(tài)是由特殊的國(guó)情決定的。樊綱[10]認(rèn)為中國(guó)金融體系要向多種類、多層次的方向發(fā)展，唯有如此，貨幣偏多的狀況才能得到緩解。鐘偉和黃濤[11]認(rèn)為中國(guó)金融資產(chǎn)的單一化導(dǎo)致了M2/GDP偏高，同時(shí)從中也可以看出社會(huì)保障機(jī)制薄弱，銀行累積大量不良資產(chǎn)，這些問題都迫切需要統(tǒng)籌解決。

不良資產(chǎn)論認(rèn)為中國(guó)的銀行存在大量不良資產(chǎn)，這些不良資產(chǎn)缺乏被消化的通道，停留在經(jīng)濟(jì)當(dāng)中，并且抑制了GDP增速，從而導(dǎo)致貨幣化水平上升。如張曙光和張平[12]的研究表明，中國(guó)銀行的貸款結(jié)構(gòu)失衡，絕大部分貸款都投向了效益較差的國(guó)有企業(yè)，那些效益高的非國(guó)有企業(yè)卻難以獲得貸款，于是銀行貸出的資金很多難以收回而形成不良資產(chǎn)，停留在銀行體系中，推高了貨幣化水平。余永定[13]認(rèn)為許多有政策扶持的企業(yè)往往能夠很容易獲得銀行貸款，因而便盲目擴(kuò)大生產(chǎn)，從而造成流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。與此相應(yīng)，銀行無(wú)法收回貸款，從而形成不良債權(quán)，在這種情況下就會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大銀行貸款，導(dǎo)致貨幣增發(fā)。謝平和張懷清[14]認(rèn)為在中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整階段，商業(yè)銀行以及中央和地方政府共同的交織作用使得銀行中產(chǎn)生并長(zhǎng)期留存了巨量不良資產(chǎn)。從這些不良資產(chǎn)可以看到商業(yè)銀行所放出貸款的低效率，也可以看到在政府要求保證支持社會(huì)建設(shè)資金充足的情況下，中國(guó)貨幣不斷虛發(fā)，持續(xù)推高貨幣化水平。張春生和吳超林[15]認(rèn)為不良資產(chǎn)率與M2/GDP之間呈正相關(guān)關(guān)系，不良資產(chǎn)率提高了M2/GDP。這種不良資產(chǎn)不僅包括銀行因?yàn)榻?jīng)濟(jì)的不確定性及信息不對(duì)稱造成的投資決策失誤形成的資產(chǎn)，還包括銀行在二級(jí)市場(chǎng)購(gòu)買股票、債券或房地產(chǎn)形成的資產(chǎn)，因?yàn)檫@種投資沒有創(chuàng)造出GDP，因而與上述不良資產(chǎn)對(duì)M2/GDP的影響是一樣的。不良資產(chǎn)論的分析大都比較到位，且內(nèi)容詳實(shí)，但其研究范圍較為狹窄，沒能形成完整的理論體系。

經(jīng)濟(jì)體制論則將視角指向了經(jīng)濟(jì)體制，認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)中存在著種種不夠完善的體制，這些體制扭曲了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，從而造成高貨幣化水平現(xiàn)象。如曾康霖[16]認(rèn)為貨幣化水平其實(shí)是由國(guó)內(nèi)的融資機(jī)制決定的。20世紀(jì)90年代以來(lái)愈演愈烈的高貨幣化水平現(xiàn)象，其根本原因是中國(guó)的融資機(jī)制是由政府主導(dǎo)的，這種融資機(jī)制的失衡造成了M2/GDP的偏高。因而建立多元化的融資機(jī)制是解決貨幣低效能的關(guān)鍵。吳建軍[17]通過研究得出中國(guó)M2/GDP偏高并非是一種單純的貨幣現(xiàn)象，其根源是金融體制不完善。

二、總需求結(jié)構(gòu)、內(nèi)生性貨幣供給對(duì)貨幣化水平的影響機(jī)制

(一)高投資影響貨幣化水平的機(jī)制

中國(guó)總需求結(jié)構(gòu)中的高投資，雖然效率低下，但卻承擔(dān)著拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的重任，為了維持對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用，根據(jù)加速數(shù)理論，*加速數(shù)理論是關(guān)于產(chǎn)量的變動(dòng)與投資支出數(shù)量之間關(guān)系的投資理論，其中心內(nèi)容是投資支出的變動(dòng)取決于產(chǎn)量的變動(dòng)。若以Y表示產(chǎn)量, K表示資本存量，ω表示資本產(chǎn)出比率，有如下的關(guān)系式：K=ωY。以Kt表示t時(shí)期資本存量，Yt表示t時(shí)期的產(chǎn)量，Kt-1表示t-1時(shí)期資本存量，Yt-1表示t-1時(shí)期的產(chǎn)量，同樣有如下關(guān)系式：Kt-1=ωYt-1，Kt= ωYt。以It表示t時(shí)期的凈投資，有：It=Kt-Kt-1=ωYt-ωYt-1=ω(Yt-Yt-1)。根據(jù)加速數(shù)理論，如果某社會(huì)的現(xiàn)有資本存量已經(jīng)生產(chǎn)其所能生產(chǎn)的最大產(chǎn)量(即不存在過剩生產(chǎn)能力)，則資本產(chǎn)量比率不變，不難看出，產(chǎn)量的任何擴(kuò)大需要資本存量的擴(kuò)大。而且，只要加速數(shù)值大于1，資本存量所需要的增加必須超過產(chǎn)量的增加，這樣投資支出的增加就將大于引起它增加的產(chǎn)量的增加。同時(shí)，加速數(shù)理論也可以向反方向發(fā)揮作用。如果某一時(shí)期的產(chǎn)量比上期下降，那么投資凈額就將以加速數(shù)為倍數(shù)，大于產(chǎn)量減少額而減少。如果想要維持經(jīng)濟(jì)增速不變，就需要不斷地?cái)U(kuò)大投資，于是更大的資金量被持續(xù)投入。而投資的過熱會(huì)使能源和生產(chǎn)資料的需求不斷增加，從而使得能源和生產(chǎn)資料價(jià)格不斷上漲，這種上漲會(huì)導(dǎo)致投資成本上升，于是投資的效率被進(jìn)一步拉低，但是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度是不能夠大幅度放緩的，政府需要一個(gè)比較平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，于是經(jīng)濟(jì)中又需要更多的投資來(lái)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的同比例增長(zhǎng)。如此反復(fù)便會(huì)造成一種惡性循環(huán)，其結(jié)果是導(dǎo)致低效投資的不斷擴(kuò)張。

中國(guó)間接融資占比過高已經(jīng)是個(gè)事實(shí)。根據(jù)Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)，1994年以來(lái)，中國(guó)間接融資比例一直圍繞80%上下波動(dòng)。較高但穩(wěn)定的間接融資比例是高(M2-M1)/GDP得以維持的原因之一，但不能解釋中國(guó)貨幣化水平的持續(xù)上升，這是因?yàn)榻陙?lái)中國(guó)資本形成的融資結(jié)構(gòu)變化不大，一直穩(wěn)定在80%左右，并沒有表現(xiàn)出上升趨勢(shì)。資本產(chǎn)出比K/GDP作為資本存量與GDP的比值持續(xù)上升。通過對(duì)Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫(kù)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算整理，改革開放以來(lái)，中國(guó)的資本產(chǎn)出比在1995年之前雖有波動(dòng)，但沒有出現(xiàn)趨勢(shì)性上升，而在1995—2013年的約二十年，則由1.67持續(xù)上升到2.49，尤其是2008年以后呈現(xiàn)快速上升的態(tài)勢(shì)。中國(guó)資本形成效率的低下不但持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)，而且近年來(lái)有惡化的趨勢(shì)。事實(shí)上，盡管間接融資為主的金融資源配置模式為中國(guó)的經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)及金融穩(wěn)定起到了極其重要的作用，但也相對(duì)限制了資金供需雙方實(shí)現(xiàn)有效匹配的空間，降低了資本形成效率。因此，在中國(guó)間接融資程度常年在80%左右輕微波動(dòng)的情況下，資本產(chǎn)出比的上升便主導(dǎo)了(M2-M1)/GDP上升。1995—2014年，(M2-M1)/GDP與資本產(chǎn)出比處于同步上升的狀態(tài)。而作為M2/GDP的主要組成部分和主要推動(dòng)力，(M2-M1)/GDP的上升則推動(dòng)了M2/GDP的上升。

總之，中國(guó)總需求結(jié)構(gòu)中的高投資在內(nèi)生性貨幣供給機(jī)制下推動(dòng)了國(guó)內(nèi)信貸的大規(guī)模擴(kuò)張，而國(guó)內(nèi)信貸的快速擴(kuò)張導(dǎo)致銀行體系中累積了大量不良資產(chǎn)，引發(fā)資本形成效率惡化，并表現(xiàn)為高資本產(chǎn)出比，最終在以間接融資為主的融資體系中推高了準(zhǔn)貨幣供給和(M2-M1)/GDP，導(dǎo)致M2/GDP的持續(xù)上升。

(二)高凈出口影響貨幣化水平的機(jī)制

中國(guó)在2005年對(duì)匯率管理制度進(jìn)行了一次改革，在這次改革后，人民幣匯率實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)，參照一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)，有管理的浮動(dòng)機(jī)制。面對(duì)國(guó)際金融風(fēng)波一輪又一輪的猛烈沖擊，為了保證人民幣匯率的穩(wěn)定，國(guó)家不斷從市場(chǎng)上買進(jìn)外匯，投放人民幣，進(jìn)而為外匯儲(chǔ)備量上升推波助瀾。伴隨著外匯儲(chǔ)備的增加，外匯占款無(wú)疑也在不斷增加，以1995年為基期累加而得的凈出口累加值與外匯占款在上升軌跡上基本保持一致。在內(nèi)生性貨幣供給機(jī)制下，中央銀行不得不購(gòu)進(jìn)外匯從而通過發(fā)行外匯占款使得基礎(chǔ)貨幣不斷得到擴(kuò)張。外匯占款在中國(guó)基礎(chǔ)貨幣當(dāng)中所占的比重相當(dāng)高，而凈國(guó)內(nèi)資產(chǎn)也是投放基礎(chǔ)貨幣的一個(gè)渠道，在以外匯占款增量為主的巨額凈國(guó)外資產(chǎn)增量的壓力下，凈國(guó)內(nèi)資產(chǎn)轉(zhuǎn)變?yōu)槌洚?dāng)對(duì)沖凈國(guó)外資產(chǎn)增加、防止基礎(chǔ)貨幣過快增長(zhǎng)的角色，但由于凈國(guó)內(nèi)資產(chǎn)投放本身具有剛性，操作空間有限，其對(duì)沖基礎(chǔ)貨幣增量的效果已經(jīng)微乎其微，作為調(diào)控基礎(chǔ)貨幣對(duì)沖凈國(guó)外資產(chǎn)增加的作用已經(jīng)喪失。另外，中央銀行發(fā)行票據(jù)作為對(duì)沖外匯占款增加的重要手段只能在短期內(nèi)推遲壓力，延緩基礎(chǔ)貨幣過快增長(zhǎng)，尤其是通過匯率改革后的結(jié)果看，隨著票據(jù)到期形成新的資金回籠壓力和發(fā)行成本的不斷上升，發(fā)行票據(jù)已經(jīng)難以對(duì)沖新增外匯占款，其作為調(diào)控基礎(chǔ)貨幣的手段也失去了效力。因此，基礎(chǔ)貨幣的投放已經(jīng)完全被以外匯占款為主的凈國(guó)外資產(chǎn)增加所主導(dǎo)，不管是凈國(guó)內(nèi)資產(chǎn)還是作為公開市場(chǎng)操作主要工具的中央銀行票據(jù)，其作為對(duì)沖手段的功能趨于減弱。持續(xù)的高凈出口和內(nèi)生性貨幣供給機(jī)制所帶來(lái)的外匯占款增加對(duì)基礎(chǔ)貨幣的擴(kuò)張起著很大的推動(dòng)作用。

自改革開放以來(lái)，持續(xù)的高凈出口所帶來(lái)的外匯在內(nèi)生性貨幣供給機(jī)制作用下會(huì)轉(zhuǎn)化為外匯占款從而注入經(jīng)濟(jì)體，由于經(jīng)濟(jì)中旺盛的信貸需求，使得乘數(shù)效應(yīng)順利發(fā)揮作用，推高了廣義貨幣供給，即使央行采取對(duì)沖措施也很難真正減少貨幣投放。因此，只要高凈出口持續(xù)，基礎(chǔ)貨幣便會(huì)增加，從而推高貨幣化水平。

從整體上看，一方面，高投資在倒逼機(jī)制下推動(dòng)了國(guó)內(nèi)信貸的快速擴(kuò)張，進(jìn)而引發(fā)資本形成效率惡化，在以間接融資為主的融資體系中通過商業(yè)銀行資產(chǎn)負(fù)債表的擴(kuò)張不斷推升著貨幣供給量，進(jìn)而推高了貨幣化水平；另一方面，持續(xù)的貿(mào)易順差導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備累積，通過有管理的浮動(dòng)匯率制度和強(qiáng)制性結(jié)售匯制度積累了大量外匯占款，在國(guó)內(nèi)旺盛的貸款需求下，通過乘數(shù)效應(yīng)推高了廣義貨幣供給，而貨幣體系中的對(duì)沖措施效果乏力，最終導(dǎo)致了貨幣化水平的上升。

三、總需求結(jié)構(gòu)影響中國(guó)貨幣化水平的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

(一)內(nèi)生性貨幣供給經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

1.指標(biāo)選取與模型構(gòu)建

中國(guó)總需求結(jié)構(gòu)突出表現(xiàn)為高投資、高凈出口和低消費(fèi)形態(tài)，而其中高投資在間接性融資模式和倒逼機(jī)制的作用下引發(fā)國(guó)內(nèi)信貸的擴(kuò)張，高凈出口換來(lái)的外匯在強(qiáng)制結(jié)售匯與有管理的浮動(dòng)匯率機(jī)制下被換成外匯占款從而投放到經(jīng)濟(jì)體中。為了驗(yàn)證這一過程，本文選取國(guó)內(nèi)信貸(X1)、外匯占款(X2)、投資額(X3)和凈出口累加值(X4)來(lái)分別檢驗(yàn)X3對(duì)X1的推動(dòng)、X4對(duì)X2的推動(dòng)。全部數(shù)據(jù)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫(kù)相關(guān)數(shù)據(jù)整理計(jì)算。

在上述理論分析基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下模型：

X1=β0+β1X3+μ

(1)

X2=β2+β3X4+μ1

(2)

其中，X1為國(guó)內(nèi)信貸；X2為外匯占款；X3為投資額；X4為凈出口累加值。μ和μ1為誤差項(xiàng)。

2.檢驗(yàn)結(jié)果及分析

(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

從表1結(jié)果來(lái)看，國(guó)內(nèi)信貸(X1)在1%、5%和10%三個(gè)不同的顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.886、-3.052和-2.666，ADF檢驗(yàn)值為-0.869，大于相應(yīng)的臨界值，表明中國(guó)1995—2014年國(guó)內(nèi)信貸(X1)序列存在單位根，為不平穩(wěn)序列。為了確定此序列的單整階數(shù)，在單位根檢驗(yàn)對(duì)話框中，指定對(duì)一階差分序列做單位根檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果看，在1%、5%和10%三個(gè)不同顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.857、-3.040和-2.660，ADF檢驗(yàn)值為-4.017，小于相應(yīng)臨界值，表明中國(guó)1995—2014年國(guó)內(nèi)信貸(X1)的一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即X1序列是一階單整的。同理，對(duì)其他三項(xiàng)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示這三項(xiàng)序列均為不平穩(wěn)序列，但是其一階差分序列均為平穩(wěn)序列，即X1、X2、X3、X4序列均是一階單整。

(2)回歸分析

要進(jìn)一步分析相關(guān)變量之間的關(guān)系，還需要對(duì)上述模型進(jìn)行回歸分析。根據(jù)直接回歸的結(jié)果，模型(1)、模型(2)的DW值分別是0.740、0.496，而根據(jù)從DW統(tǒng)計(jì)表所查得的數(shù)據(jù)，當(dāng)α=0.050，解釋變量數(shù)目k=1，樣本數(shù)n=20時(shí)，dL=1.201，可見兩個(gè)模型的DW值均小于dL=1.201，因此，兩個(gè)模型均存在著自相關(guān)。而由于平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示X1、X2、X3、X4均為一階平穩(wěn)序列，因而本文模型中引入AR(1)進(jìn)行修正，修正后的方程為：

X1=-4 718.560+2.675X3+0.725AR(1)

(3)

(-8.957)(0.208)(0.300)

R2=0.991 F=1 310.840 DW=1.418

X2=5 557.470+11.707X4+0.971AR(1)

(4)

(0.257) (6.212) (0.971)

R2=0.682 F=38.600 DW=1.420

經(jīng)過ARCH法修正后，兩個(gè)模型的DW值均大于dL=1.201，表明經(jīng)過ARCH法修正的廣義差分模型已無(wú)自相關(guān)。同時(shí)F統(tǒng)計(jì)量也達(dá)到理想水平，且兩個(gè)模型的R2大小分別顯示兩個(gè)模型的擬合優(yōu)度較好，說明各變量都有顯著性影響，且不存在多重共線性。

(3)協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以看出，兩個(gè)模型的殘差μ和μ1分別為-4.324和-4.960，均小于相應(yīng)臨界值，可知模型的殘差皆是平穩(wěn)序列，說明國(guó)內(nèi)信貸(X1)與投資額(X3)、外匯占款(X2)與凈出口累加值(X4)皆存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

(4)格蘭杰因果檢驗(yàn)

要確定X1與X3、X2與X4因果關(guān)系的方向，需進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

從表3結(jié)果來(lái)看，投資額(X3)是國(guó)內(nèi)信貸(X1)增長(zhǎng)的原因，凈出口累加值(X4)是外匯占款(X2)上升的原因。中國(guó)投資額推動(dòng)了國(guó)內(nèi)信貸，凈出口推動(dòng)了外匯占款。并且，投資對(duì)國(guó)內(nèi)信貸的影響要更為滯后一些，凈出口對(duì)外匯占款的影響要提前一些。

(二)國(guó)內(nèi)信貸、外匯占款與M2/GDP關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

1.指標(biāo)選取

本文沿用國(guó)內(nèi)信貸(X1)、外匯占款(X2)指標(biāo)，并新引入M2/GDP(X5)，以達(dá)到分析國(guó)內(nèi)信貸(X1)、外匯占款(X2)與M2/GDP(X5)關(guān)系的目的。

2.檢驗(yàn)結(jié)果及分析

(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

具體結(jié)果如表4所示。

表4 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表4結(jié)果來(lái)看，通過對(duì)變量X1、X2和X5的數(shù)據(jù)序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)的原始序列的自然對(duì)數(shù)均為不平穩(wěn)的時(shí)間序列，而數(shù)據(jù)序列自然對(duì)數(shù)的一階差分序列均為平穩(wěn)的時(shí)間序列，因而lnX1、lnX2和lnX5均為一階單整的時(shí)間序列，可以用于協(xié)整檢驗(yàn)。

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

這里建立如下的分析模型：

lnX5=β4+β5lnX1+μ2

(5)

lnX5=β6+β7lnX2+μ3

(6)

其中，lnX5、lnX1和lnX2分別表示M2/GDP、國(guó)內(nèi)信貸和外匯占款序列數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)，β4、β6表示常數(shù)項(xiàng)，β5、β7表示變量系數(shù)，μ2、μ3表示殘差。 模型(5)和模型(6)分析結(jié)果分別如下：

lnX5=-1.779+0.179lnX1

(7)

(-8.892)(10.923)

R2=0.868 F=119.331 DW=0.423

lnX5=-1.003+0.128lnX2

(8)

(-6.144)(8.652)

R2=0.806 F=74.858 DW=0.403

為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠癯闪?，需分別判斷模型(5)與模型(6)的殘差是否是平穩(wěn)的時(shí)間序列，因而需檢驗(yàn)殘差的單位根，結(jié)果如表5所示。

表5 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表5結(jié)果來(lái)看，模型(5)與模型(6)對(duì)應(yīng)的殘差是平穩(wěn)的時(shí)間序列，因而可以判斷，協(xié)整模型是成立的，即變量M2/GDP(X5)與國(guó)內(nèi)信貸(X1)以及外匯占款(X2)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

通過協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，模型(5)的F值為119.331 ，對(duì)應(yīng)的P值為0.000；模型(6)的F值為74.858，對(duì)應(yīng)的P值為0.000，即模型(5)與模型(6)整體的顯著性效果良好。同時(shí)， 模型(5)的R2為0.868， 模型(6)的R2為0.806，即對(duì)原始數(shù)據(jù)的擬合程度較高，這表明，兩個(gè)模型整體的效果較好。再通過模型(5)變量的回歸系數(shù)值0.179、 模型(6)的回歸系數(shù)值0.128，并且對(duì)應(yīng)的P值皆為0.000，可以判斷，變量lnX1與lnX2對(duì)變量lnX5存在顯著性的影響。

(3)格蘭杰因果檢驗(yàn)

要確定因果關(guān)系的具體方向，還需要進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

表6 滯后期為2的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

從表6結(jié)果來(lái)看，國(guó)內(nèi)信貸(X1)與外匯占款(X2)是M2/GDP(X5)上升的原因，這證實(shí)了國(guó)內(nèi)信貸和外匯占款的增加對(duì)貨幣化水平M2/GDP的上升有積極作用。

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文的分析表明，總需求結(jié)構(gòu)在內(nèi)生性貨幣供給機(jī)制的作用下推高了M2/GDP水平。具體表現(xiàn)為：一方面，在中國(guó)特有的融資機(jī)制下，高投資通過銀行信貸導(dǎo)致廣義貨幣供給增加，從而推高了貨幣化水平；另一方面，20世紀(jì)90年代以來(lái)持續(xù)的高凈出口在強(qiáng)制性結(jié)售匯制度下轉(zhuǎn)化為外匯占款，從而內(nèi)生性地推高了基礎(chǔ)貨幣發(fā)行量，最終導(dǎo)致廣義貨幣增加，推高了貨幣化水平。經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)也表明內(nèi)生性貨幣供給機(jī)制確實(shí)在總需求結(jié)構(gòu)推動(dòng)貨幣化水平高企的過程中發(fā)揮著重要作用。

(二)建議

從前文分析可以看出，高貨幣化水平并不是單純的貨幣現(xiàn)象，它實(shí)際上反映的是實(shí)體經(jīng)濟(jì)與貨幣經(jīng)濟(jì)的失衡，也即大量貨幣的投放沒有轉(zhuǎn)化為有效的產(chǎn)出。因此，一方面，需要從實(shí)體經(jīng)濟(jì)入手，通過提高投資效率、改善總需求結(jié)構(gòu)來(lái)直接促進(jìn)產(chǎn)出的提高；另一方面，需要從貨幣層面入手，通過采取更加靈活自主的政策機(jī)制提高貨幣的使用效率。

通過制度創(chuàng)新，利用中國(guó)豐富的資金優(yōu)勢(shì)，將資金更多地引導(dǎo)到以私人投資為主的中小企業(yè)方面， 從而促進(jìn)國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)需求的有效提高。積極推動(dòng)利率市場(chǎng)化改革。積極發(fā)展各種類型的短期金融債券，以便能夠真實(shí)探測(cè)短期市場(chǎng)貨幣資金需求狀況，使中央銀行具備自主調(diào)控貨幣供給的能力。實(shí)行更加靈活的匯率制度。積極發(fā)展外匯市場(chǎng), 推動(dòng)人民幣國(guó)際化進(jìn)程，探索更加靈活的匯率制度，從根本上解決外匯資產(chǎn)不斷增加這一問題。完善銀行、國(guó)有企業(yè)的預(yù)算約束機(jī)制，逐步提高再貼現(xiàn)的門檻。

[1] Goldsmith,R.W.Financial Structure and Development[J].Studies in Comparative Economics , 1969 , 70 (4) : 31-45.

[2] Mckinnon,R. I. Money and Capital in Economic Development[J]. Brookings Institution , 1973 , 38 (4) :679-702.

[3] Demetriades，P. O., Hussein,K.A. Does Financial Development Cause Economic Growth? Time-Series Evidence From 16 Countries[J].Journal of Development Economics, 1996, 51(2): 387-411.

[4] Polster,R., Huang,Y. The Risk-Analysis of the Banking Sector in China[J]. China Center for Economic Research, 2000 ,22(1):9-22.

[5] Bottlers, P. China’s Inflation Carries Long-Term Risks[J].Asia Times,2008,36(1)：145-156.

[6] 秦朵. 改革以來(lái)的貨幣需求關(guān)系[J]. 經(jīng)濟(jì)研究,1997,(10):16-25.

[7] 黃昌利,任若恩. 中國(guó)的M2/GDP水平與趨勢(shì)的國(guó)際比較、影響因素:1978—2002[J]. 中國(guó)軟科學(xué),2004,(2):61-65.

[8] 石建民. 股票市場(chǎng)、貨幣需求與總量經(jīng)濟(jì):一般均衡分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究,2001,(5):45-52.

[9] 易綱. 中國(guó)金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)分析及政策含義[J]. 經(jīng)濟(jì)研究,1996,(12):26-33.

[10] 樊綱. 發(fā)展民間金融與金融體制改革[J]. 上海金融,2000,(9):4-6.

[11] 鐘偉,黃濤. 從統(tǒng)計(jì)實(shí)證分析破解中國(guó)M2/GDP畸高之謎[J]. 統(tǒng)計(jì)研究,2002,(4):24-27.

[12] 張曙光,張平. 化解金融風(fēng)險(xiǎn),防范外部沖擊[J]. 金融研究,1998,(4):23-28.

[13] 余永定. M2/GDP的動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)路徑[J]. 世界經(jīng)濟(jì),2002,(12):3-13.

[14] 謝平,張懷清. 融資結(jié)構(gòu)、不良資產(chǎn)與中國(guó)M2/GDP[J]. 經(jīng)濟(jì)研究,2007,(2):27-37.

[15] 張春生,吳超林. 中國(guó)M2/GDP畸高原因的再考察——基于商業(yè)銀行資產(chǎn)負(fù)債表的分析[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2008,(5):3-16.

[16] 曾康霖. 試論我國(guó)金融資源的配置[J]. 金融研究,2005,(4):12-15.

[17] 吳建軍. 中國(guó)M2/GDP過高——基于IS-LM模型的分析[J]. 金融研究,2007,(5):40-48.

2017-06-19

徐斯旸(1989-)，女，廣東廣州人，講師，博士研究生，主要從事金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)研究。E-mail:mstiffanyxu@126.com查 理(1989-)，男，河南信陽(yáng)人，碩士，主要從事貨幣理論與宏觀經(jīng)濟(jì)研究。E-mail:297972182@qq.com

F830.9

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(責(zé)任編輯：巴紅靜)