劉建豐，許志偉，潘英麗

（上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200030）

一、引 言

近40年來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革的貨幣化進(jìn)程大致可分為兩個(gè)階段：第一階段從改革開放之初的1978年至20世紀(jì)90年代前期，重點(diǎn)是狹義的產(chǎn)品市場(chǎng)化和商品貨幣化；第二階段則從20世紀(jì)90年代中后期至今，主要包括股票市場(chǎng)的建立和發(fā)展以及土地與住房的商品化與貨幣化。而再思考Yi（1991）提出的“中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革過程中的貨幣化進(jìn)程”，至少有兩大問題仍未得到解決：第一個(gè)問題是，沒有很好地總結(jié)我國(guó)第一階段貨幣化的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，其核心是Yi（1991）提出且之后被廣泛認(rèn)同的“貨幣化假說”，留下了一個(gè)困擾學(xué)術(shù)界和貨幣當(dāng)局近30年且至今仍未得到很好解決的難題，即如何較科學(xué)地直接測(cè)算一國(guó)的貨幣化率。①在學(xué)術(shù)界，貨幣化程度幾乎已成了M2/GDP的代名詞。這里，為防止誤解，我們稱為“貨幣化率”。下文中讀者將會(huì)更加了解兩者的聯(lián)系和區(qū)別。第二個(gè)問題是，對(duì)于“貨幣消失之謎”相關(guān)問題的研究，近30年來一直吸引著國(guó)內(nèi)外學(xué)者的高度關(guān)注（Yi，1991；黃桂田和何石軍，2011；張杰，2011）。然而，即使相關(guān)研究一直在不斷地深入，對(duì)此問題的解答卻仍不是很滿意。尤其是在貨幣化的第二階段，以過量M2為關(guān)注焦點(diǎn)的“貨幣消失之謎”在當(dāng)前金融改革關(guān)鍵時(shí)期依然存在。圖1顯示，我國(guó)傳統(tǒng)定義的M2流速呈現(xiàn)長(zhǎng)期下降趨勢(shì)。因此，對(duì)“M2消失之謎”的形成原因及其對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行探尋、分析和解釋，仍顯得十分重要。

在國(guó)際方面，當(dāng)前我國(guó)正倡議和推動(dòng)“一帶一路”建議，積極引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)全球化朝著正確方向發(fā)展，這對(duì)亞非拉“一帶一路”沿線發(fā)展中國(guó)家將是一次實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展的較好機(jī)會(huì)。由“貨幣化假說”可知，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展過程中，這些“一帶一路”沿線發(fā)展中國(guó)家會(huì)經(jīng)歷一個(gè)經(jīng)濟(jì)不斷貨幣化的過程，直到完全貨幣化為止。表1數(shù)據(jù)顯示，除了越南、菲律賓、馬來西亞和泰國(guó)的M2/GDP已接近或超過100%之外，亞非其他主要發(fā)展中國(guó)家2011?2015年的M2/GDP較低，說明這些國(guó)家未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿柏泿呕熬耙廊痪薮蟆?/p>

圖1 1952?2016年傳統(tǒng)定義的各層次貨幣流速的變化趨勢(shì)

表1 亞非15個(gè)主要發(fā)展中國(guó)家2011?2015年的M2/GDP數(shù)據(jù)（單位：%）

鑒于此，對(duì)Yi（1991）提出的“中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革過程中的貨幣化進(jìn)程”問題進(jìn)行再考察，較科學(xué)地測(cè)算我國(guó)第一階段的貨幣化率，并對(duì)現(xiàn)階段仍存在的“M2消失之謎”進(jìn)行更深入的研究，是非常有必要的。前者有利于總結(jié)我國(guó)過去貨幣化進(jìn)程的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，對(duì)正處在狹義貨幣化進(jìn)程中的亞非拉“一帶一路”沿線發(fā)展中國(guó)家具有較強(qiáng)的借鑒意義；后者則有助于理解我國(guó)當(dāng)前的貨幣創(chuàng)造、貨幣政策以及資源“脫實(shí)向虛”的重要原因。具體來說，在政策方面，若貨幣當(dāng)局對(duì)貨幣化率有充分的認(rèn)識(shí)，就可通過調(diào)控貨幣發(fā)行量來支持貨幣化進(jìn)程中的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并避免造成宏觀經(jīng)濟(jì)的劇烈波動(dòng)（如避免出現(xiàn)高通脹率等）。在理論方面，測(cè)算貨幣化率有助于我們更準(zhǔn)確地計(jì)算出真實(shí)的貨幣流速，從而更清晰地認(rèn)識(shí)和思考貨幣創(chuàng)造機(jī)制及“貨幣消失之謎”。如果學(xué)術(shù)界不能為我國(guó)貨幣化率測(cè)算的核心難題提供一個(gè)較準(zhǔn)確清晰的答案，那么就很難給上述國(guó)家現(xiàn)階段的貨幣化進(jìn)程提供實(shí)質(zhì)性建議。因此，本文的核心任務(wù)是初步解決貨幣化率直接測(cè)算遺留的難題，并分析“M2消失之謎”的形成原因及其對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響。當(dāng)然，值改革開放四十周年之際，學(xué)術(shù)界也確實(shí)有必要對(duì)此問題進(jìn)行再梳理和研究，因?yàn)樨泿呕M(jìn)程是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一條重要主線。

1952?2016年的宏觀數(shù)據(jù)（見圖1）顯示，傳統(tǒng)定義的M1和M2流速呈現(xiàn)單調(diào)下降趨勢(shì)，而M0流速則在1993年出現(xiàn)明顯的V形轉(zhuǎn)折點(diǎn)，1993年之前呈現(xiàn)長(zhǎng)期下降趨勢(shì)，之后則逐漸上升。我們觀察發(fā)現(xiàn)，M0流速這種特有的時(shí)間序列特征包含了與貨幣化進(jìn)程相關(guān)的重要信息，而這一點(diǎn)往往被以往的文獻(xiàn)所忽視。

本文基于Yi（1991）的貨幣化假說，建立了一個(gè)簡(jiǎn)單的貨幣化經(jīng)濟(jì)理論，證明了傳統(tǒng)定義的M0流速V形拐點(diǎn)含有重要的信息，可用來判斷貨幣化進(jìn)程完成的時(shí)間節(jié)點(diǎn)。我們由此推斷，中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的貨幣化進(jìn)程在1993年已初步完成?；诒疚牡睦碚?，我們進(jìn)一步測(cè)算了我國(guó)1952?2016年的貨幣化率和各層次真實(shí)貨幣流速。

其實(shí)，本文測(cè)算貨幣化率的思路相對(duì)簡(jiǎn)單。在長(zhǎng)期，傳統(tǒng)定義的M0流速主要受到貨幣化和廣義交易技術(shù)兩個(gè)核心因素的影響。在貨幣化進(jìn)程完成后，M0流速變?yōu)橹皇艿浇灰准夹g(shù)因素的影響。如果交易技術(shù)進(jìn)步率為一個(gè)時(shí)變正數(shù)，那么由貨幣化后的M0流速即可推知該時(shí)段的交易技術(shù)進(jìn)步率大小。如果貨幣化完成前后的交易技術(shù)進(jìn)步率相等，或存在某種線性數(shù)量關(guān)系，那么從貨幣化完成前的M0流速中就可剝離出各個(gè)階段的廣義交易技術(shù)因素而僅留下貨幣化因素，這樣就能獲得一國(guó)經(jīng)濟(jì)貨幣化進(jìn)程的動(dòng)態(tài)演進(jìn)情況。同時(shí)，我們可定義這個(gè)只受廣義交易技術(shù)因素長(zhǎng)期影響的貨幣流速為“真實(shí)貨幣流速”。

測(cè)算結(jié)果顯示，我國(guó)的貨幣化率在1952年和1978年分別約為31.7%和42.0%，到1993年基本達(dá)到100%；經(jīng)濟(jì)貨幣化的增速則分為三個(gè)階段：1952?1960年年均增速為4.7%?6.1%，1961?1977年為?0.7%?1.2%，1978?1992年為6.0%?6.7%。

在去除狹義貨幣化因素之后，我們發(fā)現(xiàn)M2的平均流速仍在逐年下降，說明即使在金融深化的關(guān)鍵時(shí)期，中國(guó)經(jīng)濟(jì)仍存在“貨幣消失之謎”與“高貨幣化之謎”。因此，尋找商品貨幣化以外的其他影響因素仍是一個(gè)重要的研究方向。為此，本文通過構(gòu)建一個(gè)各宏觀關(guān)鍵變量之間的協(xié)整系統(tǒng)來檢驗(yàn)與M2流速存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的影響因素。結(jié)果顯示，住房市場(chǎng)（交易量和房?jī)r(jià)）與M2流速存在顯著的長(zhǎng)期負(fù)相關(guān)關(guān)系，股票市場(chǎng)（市值和股價(jià)指數(shù)）與M2流速則不存在顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由此推斷，土地與住房市場(chǎng)對(duì)貨幣的吸收是解釋現(xiàn)階段“高貨幣化”現(xiàn)象的一個(gè)新的重要因素。當(dāng)前，過多的金融資源流向了房地產(chǎn)市場(chǎng)。圖2顯示，2008年經(jīng)濟(jì)危機(jī)后房地產(chǎn)行業(yè)的新增人民幣貸款占比平均約為30%，2016年更是高達(dá)40%；而與之形成鮮明對(duì)比的是，同期房地產(chǎn)行業(yè)的產(chǎn)出占比則比較穩(wěn)定，僅約為6%，為前者的1/5。這暗示土地與住房的過度貨幣化可能對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成了傷害。

圖2 2008年經(jīng)濟(jì)危機(jī)后房地產(chǎn)行業(yè)新增人民幣貸款占比與產(chǎn)出占比

本文的創(chuàng)新主要有以下四點(diǎn)：第一，重新審視了我國(guó)各層次貨幣流速，強(qiáng)調(diào)傳統(tǒng)定義的M0流速的V形轉(zhuǎn)折特征具有貨幣化進(jìn)程的重要信息；第二，本文對(duì)Yi（1991）的理論做了擴(kuò)展，證明了傳統(tǒng)定義的M0流速V形轉(zhuǎn)折點(diǎn)與貨幣化進(jìn)程完成相一致，并提供了一個(gè)較科學(xué)的貨幣化率直接測(cè)算理論和方法；第三，本文的理論并不依賴于經(jīng)濟(jì)制度的假設(shè)，因此可同時(shí)用于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)與改革開放兩個(gè)時(shí)期，從而測(cè)算1952?2016年各層次貨幣經(jīng)貨幣化因素調(diào)整后的真實(shí)流速，結(jié)果更加嚴(yán)謹(jǐn)和合理；第四，本文還探討了土地與住房的商品化和貨幣化。

下文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)回顧及本文的貢獻(xiàn)；第三部分描述了各層次貨幣流速的兩個(gè)特征事實(shí)；第四部分基于特征事實(shí)，通過擴(kuò)展Yi（1991）的貨幣化理論，提出了一個(gè)測(cè)算貨幣化率的理論；第五部分利用該理論測(cè)算了我國(guó)1952?2016年歷年的貨幣化率，并計(jì)算了歷年各層次貨幣的真實(shí)流速；第六部分分析了金融深化階段M2流速繼續(xù)下降的影響因素，即土地與住房的貨幣化；最后總結(jié)全文。

二、文獻(xiàn)回顧及本文的貢獻(xiàn)

貨幣經(jīng)濟(jì)相關(guān)文獻(xiàn)為數(shù)眾多，受篇幅限制，本節(jié)僅討論與本文關(guān)系最緊密的貨幣化文獻(xiàn)。近30年來，對(duì)貨幣化問題做出重要研究貢獻(xiàn)的學(xué)者主要來自處在經(jīng)濟(jì)改革中的中國(guó)。最具代表性的是Yi（1991）的“貨幣化假說”。事實(shí)上，Yi（1991）的“貨幣化假說”主要指狹義的產(chǎn)品市場(chǎng)化和商品貨幣化。此后，貨幣化領(lǐng)域的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)主要關(guān)注以下四個(gè)方面：第一，對(duì)貨幣化假說本身做進(jìn)一步的解釋；第二，對(duì)貨幣化假說進(jìn)行擴(kuò)展，主要是廣義的貨幣化或金融深化進(jìn)程；第三，討論貨幣化進(jìn)程的完成時(shí)間點(diǎn)；第四，對(duì)貨幣化率進(jìn)行測(cè)算和計(jì)量經(jīng)驗(yàn)研究。

對(duì)于貨幣化進(jìn)程本身的進(jìn)一步解釋，易綱（1995，1996，2003）在多篇論文或著作中又闡述了其“貨幣化假說”。謝平（1996）、秦朵（1997）以及張杰（1997，2011）則重點(diǎn)關(guān)注了貨幣化進(jìn)程中的制度因素?；赮i（1991）的狹義貨幣化假說，本文認(rèn)為不同層次貨幣尤其是M0的流速長(zhǎng)期主要受到狹義貨幣化進(jìn)程和廣義交易技術(shù)的影響。由下文的分析可知，上述文獻(xiàn)關(guān)注的制度變遷和金融體制改革會(huì)同時(shí)影響?yīng)M義貨幣化進(jìn)程和廣義交易技術(shù)這兩個(gè)重要因素；在貨幣化進(jìn)程完成前，廣義交易技術(shù)的改善會(huì)使未市場(chǎng)化的產(chǎn)品更容易融入集市和商業(yè)圈。這既會(huì)加快其商品化和貨幣化，也會(huì)加快貨幣的真實(shí)流速。

對(duì)于貨幣化假說的擴(kuò)展，代表性成果主要有帥勇（2002）的包含資本存量貨幣化在內(nèi)的“廣義貨幣化假說”、伍志文（2003）的廣義貨幣數(shù)量論模型及“資本市場(chǎng)貨幣積聚假說”、王朝平（2004）的“經(jīng)濟(jì)資源流動(dòng)性深化假說”、劉士余和王辰華（2005）的“貨幣淺化（貨幣功能的持續(xù)萎縮和退化）現(xiàn)象”、張文（2008）的政府推動(dòng)下的“生產(chǎn)要素市場(chǎng)貨幣化假說”以及周立等（2010）的“資源資本化假說”。易綱（1996）及易綱和宋旺（2008）也深入探討了中國(guó)金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的發(fā)展和變化。然而，這些文獻(xiàn)（包括因篇幅原因而未列出的其他解釋“貨幣消失或流速下降之謎”的相關(guān)文獻(xiàn)）并沒有重點(diǎn)論證1998年開始的土地與住房的商品化與貨幣化，以及1990年開始建立的股票市場(chǎng)對(duì)M2流速繼續(xù)下降是否造成影響。下文研究發(fā)現(xiàn)，股票市場(chǎng)對(duì)“M2流速下降之謎”并沒有明顯的解釋力，而土地與住房市場(chǎng)對(duì)貨幣的吸收則是解釋現(xiàn)階段“高貨幣化”現(xiàn)象的一個(gè)新的重要因素。

貨幣化進(jìn)程的完成時(shí)間點(diǎn)是一個(gè)爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。Yi（1991）認(rèn)為，1985年后，貨幣化進(jìn)程明顯減緩，經(jīng)濟(jì)不能再吸收額外的貨幣，貨幣供應(yīng)超過真實(shí)GNP增速的部分導(dǎo)致了通貨膨脹。McKinnon（1993）強(qiáng)調(diào)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的貨幣化指標(biāo)（M2/GDP）在 1991年達(dá)到 97%。謝平（1996）指出，1992年以后中國(guó)經(jīng)濟(jì)的貨幣化程度已達(dá)到頂點(diǎn)，從而導(dǎo)致了通脹的加劇。世界銀行（1996）指出，中國(guó)廣義貨幣余額 M2 已很高，到 1994 年已接近 GDP。張杰（1997，2011）認(rèn)為，Yi（1991）提出的折點(diǎn)時(shí)間（1985年）過于靠前，而謝平（1996）指出的折點(diǎn)時(shí)間（1992年左右）又過于靠后。張杰（1997，2011）根據(jù)貨幣化指標(biāo)（M2/GDP）在1988年首次下降（由上一年的69.85%下降至67.68%）及通脹率（18.5%）在1988年也第一次超過真實(shí)GDP增速（11.3%），推斷貨幣化進(jìn)程的折點(diǎn)時(shí)間應(yīng)在1988年。本文的研究結(jié)果支持McKinnon（1993）、謝平（1996）以及世界銀行（1996）對(duì)貨幣化進(jìn)程完成時(shí)間點(diǎn)在1992?1993年間的判斷。

對(duì)于貨幣化率的測(cè)算和計(jì)量經(jīng)驗(yàn)研究，目前測(cè)算貨幣化率的方法有三種：第一種是直接測(cè)算；第二種是尋找貨幣化率的代理變量；第三種是直接采用M2/GDP指標(biāo)來衡量貨幣化程度。對(duì)于第一種方法，Yi（1991）提到，之所以難于直接測(cè)算，是因?yàn)楹茈y將貨幣化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分離開，而且缺乏數(shù)據(jù)。即使有足夠的數(shù)據(jù)和信息，由于過于頻繁的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化，也很難系統(tǒng)地估算貨幣化率。楊仲偉等（1988）估算了1978?1986年的貨幣化率；黃小祥（1988）提出貨幣供給每年應(yīng)增加6%?8%以滿足新貨幣化經(jīng)濟(jì)的需要。而遺憾的是，以上兩篇文章沒有對(duì)其估算過程進(jìn)行詳細(xì)的闡述。Yi（1991）指出：“畢竟，在一個(gè)發(fā)展中國(guó)家里，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貨幣化是交織在一起的，很難對(duì)貨幣化進(jìn)程有一個(gè)準(zhǔn)確的衡量。”而在此后近30年，尚未發(fā)現(xiàn)有學(xué)者對(duì)貨幣化率直接進(jìn)行估算。對(duì)于尋找代理變量的測(cè)算方法，易綱（1994）以城市化率（城市人口的比例）作為貨幣化率的代理變量，估測(cè)了1952?1989年我國(guó)的貨幣需求。而這種辦法的局限性在于，其只能用于與貨幣化進(jìn)程相關(guān)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)經(jīng)驗(yàn)研究，而不能直接得出貨幣化率的具體數(shù)值。由于上述提到的貨幣化率直接測(cè)算的困難，一些學(xué)者直接運(yùn)用M2/GDP作為一國(guó)的貨幣化指標(biāo)。易綱（1996）運(yùn)用這一指標(biāo)，介紹了我國(guó)1978?1995年的貨幣化情況，其中1978年為32%，1995年為105%。張杰（2011）補(bǔ)充了改革開放前1952?1977年的貨幣化情況，其中1952年為15%，1977年為36%。崔文生和劉?。?013）則通過對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)史的研究，恢復(fù)了銀行資本和M1數(shù)據(jù)，從而提供了1910?1936年的貨幣化情況，其中1910年的M1/GDP為11.16%；1936年為21.36%。與這些文獻(xiàn)不同的是，本文提供了一個(gè)較科學(xué)地直接測(cè)算貨幣化率的理論和方法。此外，本文還有兩個(gè)經(jīng)驗(yàn)性貢獻(xiàn)：第一，糾正了1952?1992年傳統(tǒng)定義的貨幣流速的失真性，提供了同時(shí)期與文獻(xiàn)記載證據(jù)相符的貨幣化率和各層次貨幣真實(shí)流速數(shù)據(jù)序列；第二，在得到貨幣化率和各層次貨幣真實(shí)流速后，我們發(fā)現(xiàn)以往文獻(xiàn)中M2/GDP指標(biāo)所反映的1952?1992年貨幣化程度可能存在低估。

三、貨幣流速的典型特征事實(shí)

在正式討論貨幣化理論之前，有必要對(duì)我國(guó)各層次貨幣流速的一些特征事實(shí)做簡(jiǎn)要描述和總結(jié)。

典型事實(shí)1：傳統(tǒng)定義的M0流速在1993年出現(xiàn)V形轉(zhuǎn)折點(diǎn)。

圖1顯示，傳統(tǒng)定義的M0流在1993年出現(xiàn)非常明顯的V形轉(zhuǎn)折點(diǎn)（經(jīng)HP濾波過濾后在1994年出現(xiàn)V形轉(zhuǎn)折點(diǎn)）。①從經(jīng)過HP濾波的趨勢(shì)項(xiàng)來看，1994年傳統(tǒng)定義的M0流速為6.86，比1993年的6.87僅小0.01。因此，整體上可將1993年作為M0流速的V形轉(zhuǎn)折點(diǎn)。具體表現(xiàn)為，1993年之前M0流速呈現(xiàn)出長(zhǎng)期下降趨勢(shì)，之后則出現(xiàn)長(zhǎng)期上升趨勢(shì)（1997?2002年亞洲金融危機(jī)與之后的美國(guó)9·11恐怖襲擊事件及IT泡沫時(shí)期表現(xiàn)較為平坦）。這表明在1993年之前，M0具有文獻(xiàn)所說的“貨幣消失之謎”；而在1993年之后，M0消失之謎則不再存在。事實(shí)上，這個(gè)被已有文獻(xiàn)所忽視的特征包含了非常重要的信息以判斷貨幣化進(jìn)程完成與否。在本文第四部分，我們將基于一個(gè)簡(jiǎn)潔的貨幣化理論給出數(shù)學(xué)證明。

典型事實(shí)2：傳統(tǒng)定義的M1和M2流速呈現(xiàn)長(zhǎng)期下降趨勢(shì)。

圖1還顯示，傳統(tǒng)定義的M1和M2流速呈現(xiàn)持續(xù)的長(zhǎng)期下降趨勢(shì)，即文獻(xiàn)所描述的“貨幣流速下降或貨幣消失之謎”。流速下降的另一個(gè)體現(xiàn)是其倒數(shù)逐年上升，這反映了中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)（尤其是從20世紀(jì)90年代開始）的“高貨幣化”特征。需要注意的是，以上討論的流速并未經(jīng)過貨幣化因素的調(diào)整。在下文中，我們將基于一個(gè)簡(jiǎn)潔的貨幣化理論，對(duì)各層次貨幣流速進(jìn)行貨幣化因素調(diào)整。結(jié)果顯示，調(diào)整后的M2流速仍存在下降趨勢(shì)。這表明中國(guó)經(jīng)濟(jì)的貨幣消失之謎仍存在，除貨幣化因素以外，其背后還有其他重要的驅(qū)動(dòng)因素。

四、測(cè)算貨幣化率的理論

基于上述特征事實(shí)，我們著手建立貨幣化率的測(cè)算理論。本節(jié)的測(cè)算理論遵循Yi（1991）的“貨幣化假說”，即這里的貨幣化特指狹義的商品貨幣化。至于包括房地產(chǎn)、股票等實(shí)物與金融資產(chǎn)的廣義貨幣化或金融深化，我們將在第六部分另做分析。上節(jié)的分析表明，傳統(tǒng)定義的M0流速序列存在V形拐點(diǎn)。其實(shí)，這包含了貨幣化進(jìn)程非常重要的信息，可用來識(shí)別貨幣化完成的時(shí)間點(diǎn)，我們將在隨后的理論部分給出嚴(yán)密的數(shù)學(xué)證明。

令傳統(tǒng)定義的M0流速序列的V形拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的年份為，貨幣化進(jìn)程完成的時(shí)間點(diǎn)為T。本節(jié)理論的核心是要證明，即V形拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的年份就是貨幣化進(jìn)程完成的時(shí)間點(diǎn)。

首先，回顧Yi（1991）包含貨幣化率的貨幣數(shù)量方程，并擴(kuò)展使其包含地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)；然后，從貨幣化因素的水平值和變化值角度給出“貨幣化進(jìn)程完成”的兩個(gè)基本定義；再次，關(guān)于非貨幣化的其他因素及其與貨幣化因素間的關(guān)系，根據(jù)國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)的實(shí)證結(jié)果或歷史經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)及理性行為，做出三個(gè)基本假設(shè)；最后，證明傳統(tǒng)定義的M0流速序列V形拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的年份滿足貨幣化進(jìn)程完成的兩個(gè)基本定義，即。

（一）Yi（1991）包含貨幣化率的貨幣數(shù)量方程及其擴(kuò)展

針對(duì)現(xiàn)金M0、狹義貨幣M1和廣義貨幣M2，根據(jù)貨幣數(shù)量方程，貨幣流速定義如下：

其中為國(guó)家統(tǒng)計(jì)局報(bào)告的可觀測(cè)的名義GDP為一般物價(jià)水平為可觀測(cè)的真實(shí)GDP。

記為我國(guó)在第t年的貨幣化率，定義包含不可觀測(cè)地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)②也稱為隱性經(jīng)濟(jì)、非正規(guī)經(jīng)濟(jì)、影子經(jīng)濟(jì)、未觀測(cè)經(jīng)濟(jì)等。因?yàn)楝F(xiàn)金是地下經(jīng)濟(jì)的“血液”，對(duì)地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模的估算，最常采用的方法是貨幣需求法（肖文和李黎，2001；王小魯，2007；閆海波等，2013；白重恩等，2015）。的廣義名義GDPt（，其中為廣義真實(shí)GDP）與貨幣化率的乘積）為已貨幣化的廣義名義GDP。根據(jù)Yi（1991）的研究，考慮貨幣化因素后，可定義各層次貨幣的真實(shí)流速（記為）為已貨幣化的廣義名義GDP除以各層次貨幣供應(yīng)量）的數(shù)值：

式（2）就是Yi（1991）包含貨幣化率的貨幣數(shù)量方程。我們?cè)谶@里假設(shè)貨幣化率獨(dú)立于 i。這表示不管是M0、M1還是M2，貨幣化率相同。其實(shí)，一國(guó)狹義的商品貨幣化首先一定是以現(xiàn)金來交易商品，而不是越過此階段直接進(jìn)入以活期存款或定期存款來交易。因?yàn)楣娛种谐钟械默F(xiàn)金M0主要對(duì)應(yīng)的是央行可以通過商業(yè)銀行進(jìn)行調(diào)控的高能基礎(chǔ)貨幣，而流通中的現(xiàn)金M0能影響M1和M2，所以通過考察M0流速，就可窺見大部分M1和M2的流通情況。因此，盡管M0在整個(gè)貨幣體系中的占比不大，但是基于M0建立的測(cè)算理論仍具有合理性。我們可暫不考慮M1和M2流速，僅基于傳統(tǒng)定義的M0流速及其真實(shí)流速來建立測(cè)算貨幣化率的理論和方法。

假設(shè)包含不可觀測(cè)地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的廣義名義GDP與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局報(bào)告的名義GDP之間具有如下的數(shù)量關(guān)系：

其中為不可觀測(cè)的地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例。

根據(jù)式（1）?式（3），我們有：

式（4）表明，傳統(tǒng)定義的貨幣流速是經(jīng)地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例折扣后的真實(shí)貨幣流速除以貨幣化率；或者說，真實(shí)貨幣流速是經(jīng)地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例調(diào)整后的傳統(tǒng)貨幣流速乘以貨幣化率。因此，傳統(tǒng)定義的貨幣流速與真實(shí)貨幣流速不是同一概念，目前文獻(xiàn)中常用的“貨幣化程度”（）不是Yi（1991）最初定義的“貨幣化率”，更不是真實(shí)貨幣流速的倒數(shù)。

（二）貨幣化進(jìn)程完成的兩個(gè)基本定義

記，我們從貨幣化因素的水平值和變化值角度給出“貨幣化進(jìn)程完成”的兩個(gè)基本定義。

定義1：在貨幣化進(jìn)程完成前，傳統(tǒng)定義的M0流速受貨幣化因素影響；在貨幣化進(jìn)程完成后，貨幣化因素不再影響傳統(tǒng)定義的M0流速，即：

其中為第t年貨幣化因素以外的其他影響貨幣流速的因素，包括交易技術(shù)、宏觀變量（如通脹）及不確定性沖擊等的變化速率。

結(jié)合式（1），對(duì)比式（4）和式（5），我們有：

式（6）表明，真實(shí)貨幣流速等于貨幣化因素之外經(jīng)地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例調(diào)整后的其他影響貨幣流速因素的變化速率。其實(shí)，這可視為真實(shí)貨幣流速的定義。式（6）還表明，對(duì)于一個(gè)已完全貨幣化（即）的經(jīng)濟(jì)，傳統(tǒng)定義的貨幣流速與經(jīng)地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例折扣后的真實(shí)貨幣流速是等價(jià)的，此時(shí)就是經(jīng)地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例調(diào)整后的M0流速的倒數(shù)；而對(duì)于一個(gè)未完全貨幣化（即）的經(jīng)濟(jì)等于貨幣化率除以經(jīng)地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例折扣后的M0真實(shí)流速的數(shù)值。

記貨幣化率的變化百分率為。貨幣化進(jìn)程的快慢與一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的制度因素有關(guān)，因此在不同的經(jīng)濟(jì)、政治、法律等制度下，貨幣化率將有不同的變化百分率，甚至在某些時(shí)期（如）會(huì)出現(xiàn)變化百分率為負(fù)的情形。盡管在某些時(shí)期會(huì)出現(xiàn)的情形，但仍可從貨幣化因素的變化值角度給出如下定義：

定義2：在貨幣化進(jìn)程完成前，貨幣化因素變化百分率的期望值為正；在貨幣化進(jìn)程完成后，該變化百分率的期望值變?yōu)?，即：

定義2的含義是，在貨幣化進(jìn)程完成前（即），貨幣化率的平均變化百分率嚴(yán)格為正，直到經(jīng)濟(jì)完全貨幣化（即）為止。

綜上分析，若一國(guó)的貨幣化進(jìn)程同時(shí)滿足上述定義1和定義2，我們認(rèn)為T時(shí)刻就是貨幣化進(jìn)程完成的時(shí)間點(diǎn)。另外，根據(jù)為傳統(tǒng)定義的M0流速V形拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的年份，在區(qū)間時(shí)的斜率為負(fù)；而在區(qū)間時(shí)的斜率為正。

（三）三個(gè)基本假設(shè)

首先，我們對(duì)不可觀測(cè)的地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例給出一個(gè)具有文獻(xiàn)支持的基本假設(shè)。

假設(shè)1：不可觀測(cè)的地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例的變化率服從均值為零、方差時(shí)變的某個(gè)概率分布，即：

假設(shè)1表明，不可觀測(cè)的地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的規(guī)模比較固定，這部分經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例圍繞一個(gè)正的常數(shù)波動(dòng)，即：。這得到了國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)的支持，李強(qiáng)（2011）、徐藹婷和李金昌（2007）以及楊燦明和孫群力（2010a，b）發(fā)現(xiàn)，我國(guó)不同時(shí)期的隱性經(jīng)濟(jì)規(guī)模均值在15%?20%之間。

然后，對(duì)非貨幣化的其他因素變化速率給出一個(gè)具有文獻(xiàn)支持的基本假設(shè)。

假設(shè)2：在任意時(shí)期()，非貨幣化的其他因素變化速率的變化百分率服從均值時(shí)變且為正數(shù)、方差時(shí)變的某個(gè)概率分布，即：

結(jié)合式（6）和式（8），假設(shè) 2 可重述為：

其中，為M0真實(shí)流速的變化百分率。假設(shè)2的含義是，所有其他因素對(duì)（或）的綜合影響為正。我們認(rèn)為的假設(shè)較為合理，原因在于：其他因素主要包括交易技術(shù)、宏觀變量及不確定性沖擊等，前者主要針對(duì)流速的長(zhǎng)期趨勢(shì)，即技術(shù)進(jìn)步是貨幣流速長(zhǎng)期增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?，后者則主要針對(duì)流速的經(jīng)濟(jì)周期成分。顯然，取期望值后，均值為零的周期性因素已被剔除，只剩下均值為正的長(zhǎng)期趨勢(shì)（受不斷改善的交易技術(shù)影響）。需要注意的是，我們所說的技術(shù)進(jìn)步是廣義的，它不僅表現(xiàn)為現(xiàn)金和商品流通的加快（如自助取款機(jī)的普及、在線購物和手機(jī)支付、農(nóng)貿(mào)集市、超市、大型商業(yè)圈、交通和物流的發(fā)展等），也反映在一國(guó)金融發(fā)展和創(chuàng)新使信貸增加而現(xiàn)金使用減少上。事實(shí)上，國(guó)內(nèi)外一系列文獻(xiàn)（BIS，1998；BCBS，1998；ECB，1998；王魯濱，1999；蒲成毅，2002；游鴻輝和苑德宇，2007；方軼強(qiáng)，2009；趙留彥等，2013）發(fā)現(xiàn)，電子貨幣和支付體系的發(fā)展及金融創(chuàng)新等交易技術(shù)的改善均會(huì)加快貨幣流速（或）。

最后，對(duì)非貨幣化的其他因素變化速率的變化百分率與貨幣化因素的變化百分率做一個(gè)具有實(shí)際數(shù)據(jù)支持且與理性行為一致的基本假設(shè)。

假設(shè)3：在貨幣化進(jìn)程完成前，貨幣化因素的變化百分率期望值大于其他因素變化速率的變化百分率期望值，即：

假設(shè)3要求在貨幣化進(jìn)程完成前，考察期內(nèi)貨幣化因素的變化百分率均值大于其他因素變化速率的變化百分率均值，但并不要求每時(shí)每刻均大于。因此假設(shè)3的含義是，在貨幣化進(jìn)程完成前，貨幣化因素對(duì)傳統(tǒng)定義的M0流速的平均影響大于其他因素的平均影響?；诩僭O(shè)2的討論，其他因素主要為交易技術(shù)，也就是說，假設(shè)3說的是在貨幣化完成前，交易技術(shù)對(duì)傳統(tǒng)定義的M0流速的平均影響小于貨幣化因素的平均影響。從我國(guó)經(jīng)濟(jì)改革開放的快速推進(jìn)進(jìn)程看，該假設(shè)并非不合理。

（四）命題的證明

我們結(jié)合假設(shè)1?假設(shè)3，根據(jù)上述定義1和定義2，推導(dǎo)出。

命題1：基于上述定義1和定義2以及假設(shè)1?假設(shè)3，貨幣化進(jìn)程完成意味著傳統(tǒng)定義的M0流速會(huì)出現(xiàn)V形拐點(diǎn)，即。

證明：

對(duì)于定義1，先取對(duì)數(shù)并對(duì)時(shí)間t求導(dǎo)，再取期望值，可得：

其中為傳統(tǒng)定義的M0流速的變化百分率。

進(jìn)一步地，由定義2及假設(shè)1和假設(shè)2可得：

結(jié)合假設(shè)3，可得：

由于，我們有：

另外，根據(jù)為傳統(tǒng)定義的M0流速V形拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的年份，我們知道在區(qū)間時(shí)，的斜率為負(fù)；而在區(qū)間時(shí)的斜率為正，即：

因此，由式（15）和式（16）可知。

證畢。

命題1的證明過程雖然相對(duì)簡(jiǎn)單，但是其重要意義在于：盡管貨幣化進(jìn)程完成的時(shí)間點(diǎn)T無法觀測(cè)，但是根據(jù)傳統(tǒng)定義的M0流速時(shí)間序列圖上出現(xiàn)的V形拐點(diǎn)，我們就能判斷貨幣化進(jìn)程是否完成。一旦成立，那么計(jì)算貨幣化率的問題就變得相對(duì)直觀。

五、貨幣化率的測(cè)算及結(jié)果應(yīng)用（1952?2016年）

要測(cè)算貨幣化率，關(guān)鍵是依據(jù)命題1確定貨幣化進(jìn)程完成的時(shí)間點(diǎn)和貨幣化率的變化百分率來進(jìn)行反向遞歸。根據(jù)實(shí)際數(shù)據(jù)（見圖1），我國(guó)M0流速出現(xiàn)V形拐點(diǎn)的時(shí)間為1993年。根據(jù)命題1，我國(guó)貨幣化進(jìn)程完成時(shí)間為1993年。我們將結(jié)合1952?2016年實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)序列，利用三種不同方法來估算我國(guó)的貨幣化率。具體地，方法a沒有考慮經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化，而方法b和方法c考慮了不同的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化。

（一）測(cè)算貨幣化率

1.測(cè)算方法 a

記貨幣化率的估算值為，其變化百分率的估算值為，當(dāng)時(shí)，根據(jù)定義2和命題1，我們有：

記傳統(tǒng)定義的現(xiàn)金M0流速變化百分率的估算值在1993年前后分別為和，所有其他因素變化速率的變化百分率估算值分別為和。在離散狀態(tài)下，根據(jù)定義2和假設(shè)2，我們有：

為了求出1952?1992年貨幣化率的平均增速，首先需要知道這一時(shí)期所有其他因素變化速率的變化百分率的估算值。為此，我們修改了上文中的假設(shè)2，使其成立的條件變得更嚴(yán)苛。

假設(shè)2′：在整個(gè)考察期，非貨幣化的其他因素變化速率的變化百分率的均值為正的常數(shù)，即：

結(jié)合上文中的式（6）和式（8），這一假設(shè)可重述為：

我們認(rèn)為，以廣義交易技術(shù)為核心的其他因素變化速率的變化百分率均值為正的常數(shù)，是一個(gè)相對(duì)合理的假設(shè)。根據(jù)假設(shè)2′，1952?1992年貨幣化率的平均增速為：

需要注意的是，由于考察的是貨幣流速的長(zhǎng)期特征，為減少周期性波動(dòng)因素對(duì)估算準(zhǔn)確度的影響，上述計(jì)算中的貨幣流速為經(jīng)HP濾波過濾后的趨勢(shì)項(xiàng)，這也是為了盡量消除貨幣化率估算中Yi（1991）提到的不連續(xù)性和跳躍性。一旦得到貨幣化率在1952?1992年的平均變化百分率，各年度的貨幣化率就很容易計(jì)算。具體來說，通過反向遞歸，我們可得：

2.測(cè)算方法 b

顯然，測(cè)算方法a沒有考慮經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，因而只能作為一個(gè)參考基準(zhǔn)。而現(xiàn)實(shí)情況是，自1978年以來，我國(guó)實(shí)行改革開放，從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)逐步向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變。在測(cè)算方法b中，我們將這一結(jié)構(gòu)變化考慮進(jìn)去。為了增強(qiáng)測(cè)算方法b和下文方法c中根據(jù)經(jīng)濟(jì)制度變化來定性確定斷點(diǎn)的說服力，我們利用Bai和Perron（2003a，b）的斷點(diǎn)自動(dòng)診斷方法，對(duì)1952?1993年傳統(tǒng)定義的M0流速經(jīng)過HP濾波處理后的趨勢(shì)項(xiàng)和原始數(shù)據(jù)分別進(jìn)行了分析。結(jié)果表明，經(jīng)HP濾波處理后趨勢(shì)項(xiàng)的斷點(diǎn)分別在1960年、1978年和1986年，原始數(shù)據(jù)的斷點(diǎn)分別在1960年和1984年。因此，定量結(jié)果與定性分析結(jié)論一致，我們有理由相信在這次重大的制度變化中，貨幣化率的變化百分率也已發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變。與方法a類似，我們計(jì)算出1952?1977年貨幣化率的平均增長(zhǎng)率為2.86%，1978?1992年為6.66%。利用反向遞歸方法，我們可計(jì)算出：

3.測(cè)算方法 c

事實(shí)上，測(cè)算方法b仍不是一個(gè)最理想的方法，因?yàn)樵谪泿呕M(jìn)程中，一國(guó)很可能發(fā)生不止一次經(jīng)濟(jì)制度變化。1950?1992年，我國(guó)經(jīng)歷了五個(gè)主要時(shí)期：1952?1958年解放初期、1959?1961年“三年困難時(shí)期”、受前期嚴(yán)重影響的1962?1965年、1966?1976年“文革十年”以及1978?1992年改革開放前期。為簡(jiǎn)化分析，結(jié)合上述五個(gè)時(shí)期的特征和測(cè)算方法b中的斷點(diǎn)自動(dòng)診斷分析結(jié)果，我們將我國(guó)1952?1992年的貨幣化進(jìn)程劃分為具有明顯不同特征的三個(gè)時(shí)期：傳統(tǒng)定義的M0流速在1952?1960年的快速下降期（解放初期與“三年困難”前期）、1961?1977年的不變期（“三年困難”后期、受前期嚴(yán)重影響的1962?1965年和“文革十年”）以及1978?1992年的再次快速下降期（改革開放前期）。同理，我們計(jì)算出1952?1960年貨幣化率的平均增長(zhǎng)率為6.06%，1961?1977年為1.17%，1978?1992年為6.66%。同理，采用反向遞歸方法，我們可計(jì)算出：

（二）真實(shí)貨幣流速的測(cè)算

估算貨幣化率的一個(gè)重要應(yīng)用是測(cè)算貨幣的真實(shí)流速。我們可依據(jù)方法a、方法b和方法c測(cè)算的貨幣化率結(jié)果，分別給出我國(guó)1952?2016年M0、M1和M2的真實(shí)流速。記為各層次貨幣的真實(shí)流速估算值，根據(jù)式（4），我們有：

其中，為傳統(tǒng)定義的貨幣流速。顯然，通過式（24），我們可討論（忽略地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)）、（地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例為10%）、（地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例為15%）以及（地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例為20%）四種情形，并很容易計(jì)算出各種情形下各層次貨幣的真實(shí)流速?？梢?，地下經(jīng)濟(jì)活動(dòng)將影響真實(shí)貨幣流速（流速將更快），但不影響貨幣化率，因?yàn)榈叵陆?jīng)濟(jì)的交易幾乎都是現(xiàn)金化和貨幣化的。

（三）廣義交易技術(shù)因素變化速率的平均變化百分率不為常數(shù)時(shí)的情形

一些學(xué)者可能會(huì)認(rèn)為以廣義交易技術(shù)為核心的其他因素對(duì)傳統(tǒng)定義的M0流速影響的均值為常數(shù)不太準(zhǔn)確，比如可能是前期小而后期大，這是因?yàn)椋罕M管前期存在一些物理技術(shù)（如各類交通工具、集市和商圈等）的改善，但是后期電子技術(shù)的快速進(jìn)步更大地改善了交易的速度和效率。此外，還有學(xué)者可能會(huì)認(rèn)為一國(guó)的經(jīng)濟(jì)、政治、法律等制度除了影響貨幣化進(jìn)程的快慢之外，對(duì)廣義交易技術(shù)因素的影響也不容忽視。在上文的三種測(cè)算方法中，方法c更符合中國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。為此，在均值時(shí)變的假設(shè)2下，我們將利用測(cè)算方法c，繼續(xù)討論貨幣化率和各層次貨幣真實(shí)流速的測(cè)算問題。

由式（18）和式（20）可得。綜合上述原因，我們可假設(shè)與上文中基準(zhǔn)情形參數(shù)不同的另外兩種情形進(jìn)行討論。顯然，與上文中最樂觀的基準(zhǔn)情形相比，下面的情形1最保守，情形2則居中。

在情形1下，我們計(jì)算出1952?1960年貨幣化率的平均增長(zhǎng)率為4.65%，1961?1977年為?0.74%，1978?1992年的為5.95%。采用反向遞歸方法，我們可計(jì)算出：

在情形2下，我們計(jì)算出1952?1960年貨幣化率的平均增長(zhǎng)率為5.35%，1961?1977年為?0.053%，1978?1992年為6.66%。同理，采用反向遞歸方法，我們可計(jì)算出：

為何做情形1和情形2的設(shè)定？上文已經(jīng)提到，以廣義交易技術(shù)為核心的其他因素對(duì)傳統(tǒng)定義的M0流速影響的均值可能前期小而后期大，與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)時(shí)期相比，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期的廣義交易技術(shù)變化較緩慢?？紤]到廣義交易技術(shù)變遷主要分為三個(gè)時(shí)期，即1993?2015年、1978?1992年以及1952?1960年，本文將1993?2015年的廣義交易技術(shù)變化速率的平均變化百分率三等分，將最保守的情形1下這三個(gè)時(shí)期的平均變化百分率依次設(shè)定為1、2/3和1/3，居中的情形2下依次設(shè)定為1、1和2/3，而最樂觀的基準(zhǔn)情形下依次為1、1和1。受篇幅限制，文中沒有做出更詳細(xì)的原因解釋和討論，如有需要可向作者索取。

（四）結(jié)果分析

本小節(jié)將基于測(cè)算結(jié)果做進(jìn)一步分析。圖3展示了在測(cè)算方法a、方法b和方法c及上述不同情形下，1952?2016年的貨幣化率及其平均變化百分率的時(shí)間序列圖。由上文可知，在三種測(cè)算方法中，方法c更符合中國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。圖3中三種不同情形下的方法c測(cè)算結(jié)果表明，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的狹義貨幣化進(jìn)程大致可分為三個(gè)階段：第一階段為1952?1960年，1952年的貨幣化率區(qū)間為18.4%?31.7%（久遠(yuǎn)年代的區(qū)間較大是采用反向遞歸方法估算的誤差累計(jì)所導(dǎo)致的）；此階段的年均變化百分率區(qū)間為4.7%?6.1%，1960年為29.4?45.6%。第二階段為1961?1977年，1961年的貨幣化率區(qū)間為31.2%?47.7%；此階段的年均變化百分率區(qū)間為?0.7%?1.2%，1977年為37.6%?42.3%。這說明此階段的貨幣化進(jìn)程幾近停滯，甚至倒退。第三階段為1978?1992年，1978年的貨幣化率區(qū)間為38.0%?42.0%；此階段的年均變化百分率區(qū)間為6.0%?6.7%，1992年為93.8%?94.4%，1993年左右達(dá)到100%，標(biāo)志著貨幣化進(jìn)程已基本完成。從1993年開始，我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了更廣義的貨幣化與金融深化進(jìn)程中，包括20世紀(jì)90年代初啟動(dòng)的股票市場(chǎng)建設(shè)、中后期啟動(dòng)的國(guó)企改革以及土地與住房的商品化和貨幣化等。值得一提的是，本文的測(cè)算結(jié)果與黃小祥（1988）總結(jié)認(rèn)為的“發(fā)展中國(guó)家提供的一般經(jīng)驗(yàn)是每年增發(fā)6%?8%的貨幣才能滿足貨幣化的需要”相一致。當(dāng)然，與其相比，本文提供了一個(gè)更科學(xué)的測(cè)算理論和方法及詳細(xì)的直接測(cè)算過程。

圖4展示了在測(cè)算方法c及各種情形下，1952?2016年不考慮貨幣化進(jìn)程的傳統(tǒng)貨幣流速與真實(shí)貨幣流速的對(duì)比情況（限于篇幅，未報(bào)告測(cè)算方法a和方法b的結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索?。?。對(duì)于M0，無論在哪種情形下，去除貨幣化因素后，真實(shí)流速整體上呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)。在基準(zhǔn)情形下，M0真實(shí)流速從1952年的4.62上升到1994年的6.70，2016升至10.93，年均變化百分率約為2.12%。在最保守的情形1下，M0真實(shí)流速1952年為7.97，到1959年升至最高，達(dá)到8.41；“三年困難”時(shí)期下降幅度較大，到1964年重回新高點(diǎn)8.40；“文革十年”期間再次出現(xiàn)下降；1978年改革開放后，若考慮不斷擴(kuò)大的地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模，則重新上升到超過8.0的水平。與原始序列相比，經(jīng)過貨幣化因素調(diào)整后，M0真實(shí)流速并沒有出現(xiàn)V形特征，也沒再出現(xiàn)早期超過15的極端流速情形。對(duì)于M1，經(jīng)過貨幣化因素調(diào)整后，基準(zhǔn)情形下的真實(shí)流速從1952年開始逐年上升，1995年達(dá)到最高點(diǎn)2.57，而后下降到2016年的1.53。與未經(jīng)調(diào)整的傳統(tǒng)定義的M1流速逐年下降完全不同，調(diào)整后的序列在數(shù)值上更穩(wěn)定，情形1下幾乎均在1.40?2.50之間，均值約為1.56。對(duì)于M2，基準(zhǔn)情形下調(diào)整后的真實(shí)流速在1993年之前幾乎圍繞1波動(dòng)，情形1下從1953年的最高點(diǎn)2.43逐年下降，到1978年降至1.32。從20世紀(jì)90年代中后期開始，M2流速呈現(xiàn)逐年下降趨勢(shì)。與調(diào)整后的M2真實(shí)流速的下降趨勢(shì)較為平緩不同，未經(jīng)調(diào)整的傳統(tǒng)定義的M2流速從1952年的6.83較快地下降到2016年的0.48，下降了約14倍。

圖3 不同方法測(cè)算的 和

圖4 不考慮貨幣化因素的流速與本文結(jié)果的比較

由圖3和圖4可知，傳統(tǒng)的貨幣化程度M2/GDP指標(biāo)既不是Yi（1991）所定義及本文所擴(kuò)展的貨幣化率，更不是真實(shí)貨幣流速的倒數(shù)；1952?1992年，傳統(tǒng)定義的M0、M1和M2流速出現(xiàn)了嚴(yán)重的失真，經(jīng)貨幣化率調(diào)整后的各層次貨幣真實(shí)流速則糾正了失真性。此外，對(duì)于廣義貨幣M2，由圖4還可知，從20世紀(jì)90年代中后期開始，M2流速仍呈現(xiàn)逐年下降趨勢(shì)，因而“貨幣消失之謎”并未消失，商品貨幣化以外的其他未知因素仍存在。我們?cè)谙鹿?jié)將繼續(xù)探討“M2消失之謎”問題。

一個(gè)特別值得提出的是，盡管基準(zhǔn)情形最符合經(jīng)濟(jì)理論，但是情形1似乎更符合我國(guó)的實(shí)際歷史記錄。這是因?yàn)榍樾?下的估算結(jié)果得到了當(dāng)時(shí)文獻(xiàn)中所記錄數(shù)據(jù)的支持。喻瑞祥（1964）記錄了1957年和1958年的正常貨幣流速分別為8和7.5，這與情形1下這兩年的M0真實(shí)流速估算值8.30和7.92較為接近。戴園晨（1985）記錄了1962年和1965年的平均貨幣量與年度商品零售額比例分別為1:5.7和1:8.5，這也與情形1下這兩年的M0真實(shí)流速估算值5.23和8.30非常接近。趙海寬（1983）記錄了1979年、1980年和1981年的市場(chǎng)平均現(xiàn)金流通量與商品零售額比例分別為1:8、1:7.8和1:6.9。盡管情形1下這三年不考慮地下經(jīng)濟(jì)的M0真實(shí)流速估算值分別為6.78、6.23和6.25，小于文獻(xiàn)所記錄的數(shù)據(jù)，但是考慮到改革開放初期，商品和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的合法性在當(dāng)時(shí)并未完全得到確認(rèn)，因此當(dāng)時(shí)地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模可能較大。而情形1下這三年地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模GDP占比為20%的M0真實(shí)流速估算值分別為8.14、7.48和7.50，這與文獻(xiàn)所記錄的較為接近。此外，情形1下1952年的貨幣化率估算值為31.7%，這與崔文生和劉巍（2013）基于中國(guó)經(jīng)濟(jì)史研究而估算的1936年貨幣化程度21.36%較為銜接。因此，基準(zhǔn)情形下1952年的貨幣化率估算值僅為18.4%可能存在低估。我們知道，與傳統(tǒng)的貨幣化程度相對(duì)應(yīng)的是真實(shí)貨幣化程度，由上述論證可知，情形1似乎更符合我國(guó)的實(shí)際歷史記錄。因此，情形1下貨幣化率及其變化速率與相應(yīng)的真實(shí)貨幣化程度等時(shí)間序列數(shù)據(jù)最值得關(guān)注，未來或可作為解釋變量或被解釋變量用于貨幣經(jīng)濟(jì)實(shí)證研究（受篇幅限制，文中未報(bào)告這些數(shù)據(jù)）。

六、金融深化階段M2流速繼續(xù)下降的影響因素：土地與住房的貨幣化

從上文中可發(fā)現(xiàn)，自20世紀(jì)90年代中期以來，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)更廣義的貨幣化或金融深化進(jìn)程中，M2流速的下降問題并沒有因1993年狹義貨幣化進(jìn)程的基本完成而消失。事實(shí)上，在這一階段，我國(guó)的金融制度發(fā)生了根本性的變化。第一，我國(guó)從1990年開始建立股票市場(chǎng)，特別是1997年證監(jiān)會(huì)15號(hào)文強(qiáng)調(diào)“利用股票市場(chǎng)促進(jìn)國(guó)有企業(yè)改革”以來，國(guó)有企業(yè)進(jìn)行了根本性的市場(chǎng)化改革；同時(shí)，資本及金融市場(chǎng)也得到了長(zhǎng)足的發(fā)展與壯大。第二，自1998年開啟貨幣化房改、土地與住宅商品化以來，我國(guó)的房地產(chǎn)行業(yè)逐步成為了國(guó)民經(jīng)濟(jì)的一個(gè)支柱性產(chǎn)業(yè)（2016年的新增商品房?jī)r(jià)值約占GDP的16%）。

那么，廣義貨幣M2流速的繼續(xù)下降是否與這兩個(gè)金融制度變化因素相關(guān)？進(jìn)一步地，在1993年狹義商品貨幣化基本完成，特別是1998年東南亞金融危機(jī)之后，我國(guó)的貨幣化進(jìn)程是否進(jìn)入了以“房地產(chǎn)貨幣化”為主要特征的廣義貨幣化新階段？下面將主要考察對(duì)數(shù)化后的M2流速（記為lnV2）、名義國(guó)民生產(chǎn)總值（記為lnGDP）、股票市價(jià)總值（記為lnSV）以及全國(guó)商品房銷售額（記為lnHV）這四個(gè)變量之間是否存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

本文采用1998?2016年的季度數(shù)據(jù)。名義GDP和廣義貨幣數(shù)量M2數(shù)據(jù)來自Chang等（2016），這兩個(gè)數(shù)據(jù)已做季度調(diào)整，建構(gòu)方法參見Higgins和Zha（2015）。貨幣流速V2等于名義GDP除以廣義貨幣數(shù)量M2。股票市價(jià)總值SV和全國(guó)商品房銷售額HV來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。首先，將后面兩個(gè)數(shù)據(jù)運(yùn)用X-12方法做季節(jié)調(diào)整。然后，對(duì)四個(gè)變量分別做包含漂移項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的ADF單位根檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)lnV2、lnGDP、lnSV和lnHV均為一階單整I（1）過程。最后，在確定滯后階數(shù)和完成協(xié)整秩的檢驗(yàn)后，使用Johansen的MLE方法估計(jì)該系統(tǒng)的三個(gè)向量誤差修正模型（VECM）。同時(shí)，作為比較，我們還分別對(duì)三個(gè)協(xié)整模型做了OLS估計(jì)。估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 以商品房銷售額和股票市值作為協(xié)整變量的模型估計(jì)結(jié)果

在表2中，盡管模型3的協(xié)整秩為0，但是與模型2相比只增加了一個(gè)變量lnSV，而模型2中的三個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系（協(xié)整秩為1），因此我們不能武斷地認(rèn)為模型3中的四個(gè)變量之間不存在任何協(xié)整關(guān)系。事實(shí)上，如果令模型3中變量lnSV的系數(shù)為0，則變成了與模型2中三個(gè)變量之間完全相同的協(xié)整關(guān)系。表2的估計(jì)結(jié)果顯示，房地產(chǎn)市場(chǎng)可能是影響流速V2的重要因素，兩者之間具有顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系；商品房銷售額的上升會(huì)引起流速V2下降，這對(duì)三個(gè)模型及OLS和MLE兩種估計(jì)方法都成立。在模型3中采用Johansen的MLE方法估計(jì)，流速V2與股票市值SV之間的彈性在10%的顯著性水平上為負(fù)，但是若采用OLS估計(jì)方法，它們之間的彈性在10%的顯著性水平上卻為正。此外，在協(xié)整秩檢驗(yàn)中，不管是否控制變量lnGDP，lnV2和lnSV之間的協(xié)整秩均為0，說明它們之間不存在協(xié)整關(guān)系，因此很難判斷股票市場(chǎng)對(duì)流速V2的影響。

上述估計(jì)從商品房銷售額和股票市值這兩個(gè)價(jià)值變量的角度考察了房地產(chǎn)和股票市場(chǎng)對(duì)廣義貨幣M2的“額外吸收”狀況。結(jié)果表明，房地產(chǎn)市場(chǎng)可能吸收了很多“額外”的廣義貨幣M2，而股票市場(chǎng)則不太明顯。

我們繼而從全國(guó)商品房平均價(jià)格（以全國(guó)商品房銷售額除以銷售面積表示，記為lnHP）和上證綜合收盤指數(shù)（記為lnSZZS）這兩個(gè)價(jià)格變量的角度來考察房地產(chǎn)和股票市場(chǎng)對(duì)M2流速lnV2的影響。這實(shí)質(zhì)上也考察了我國(guó)居民是否利用房地產(chǎn)和股票市場(chǎng)進(jìn)行謹(jǐn)慎性儲(chǔ)蓄行為。我們?nèi)圆捎?998?2016年的季度數(shù)據(jù)。以GDP平減指數(shù)表示一般價(jià)格水平（記為P），數(shù)據(jù)也來自Chang等（2016），該數(shù)據(jù)已做季度調(diào)整，建構(gòu)方法同樣參見Higgins和Zha（2015）。上證綜合收盤指數(shù)SZZS和全國(guó)商品房平均價(jià)格HP數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。我們將后面兩個(gè)數(shù)據(jù)運(yùn)用X-12方法做季節(jié)調(diào)整。ADF單位根檢驗(yàn)顯示，新增的三個(gè)變量lnP、lnSZZS和lnHP均為一階單整I（1）過程。

表3的估計(jì)結(jié)果顯示：第一，不管是否控制一般價(jià)格水平lnP，lnV2和lnHP之間的協(xié)整秩均為1，它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；而lnV2和lnSZZS之間的協(xié)整秩為0，它們之間不存在任何協(xié)整關(guān)系。第二，房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)流速lnV2的影響顯著，而股票市場(chǎng)的影響則不太顯著。這也表明我國(guó)居民可能利用房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行謹(jǐn)慎性儲(chǔ)蓄，實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)的保值升值，而其利用股票市場(chǎng)進(jìn)行儲(chǔ)蓄的行為則不太明顯。

表3 以商品房?jī)r(jià)格和上證指數(shù)作為協(xié)整變量的模型估計(jì)結(jié)果

本節(jié)的結(jié)果顯示，住房市場(chǎng)（交易量與房?jī)r(jià)）與M2流速存在顯著的長(zhǎng)期負(fù)相關(guān)關(guān)系，而股票市場(chǎng)（股票市值與股價(jià)指數(shù)）與M2流速并沒有呈現(xiàn)顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由此推斷，土地與住房市場(chǎng)對(duì)貨幣的吸收是解釋現(xiàn)階段“高貨幣化”現(xiàn)象的一個(gè)新的重要因素。

七、結(jié) 論

本文對(duì)Yi（1991）的貨幣化理論進(jìn)行了擴(kuò)展，考慮了廣義交易技術(shù)、結(jié)構(gòu)性突變與地下經(jīng)濟(jì)等因素，根據(jù)傳統(tǒng)定義的M0流速的V形拐點(diǎn)，提出了一個(gè)測(cè)算貨幣化率的理論與方法。本文估算了我國(guó)貨幣化進(jìn)程的貨幣化率和各層次真實(shí)貨幣流速，發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)的M2/GDP指標(biāo)可能低估1992年以前的貨幣化程度，而且傳統(tǒng)定義的各層次貨幣流速存在嚴(yán)重的失真。本文還對(duì)現(xiàn)階段仍存在的“貨幣流速下降之謎”和“高貨幣化之謎”提供了一個(gè)土地和住房貨幣化的解釋。本文的結(jié)論有助于理解我國(guó)的貨幣化進(jìn)程和貨幣創(chuàng)造機(jī)制，對(duì)于貨幣政策的制定具有一定的現(xiàn)實(shí)參考意義，對(duì)于貨幣化、貨幣創(chuàng)造、貨幣政策、貨幣史等領(lǐng)域的研究也具有一定的借鑒價(jià)值。

本文測(cè)算結(jié)果表明，我國(guó)的貨幣化率在1952年和1978年分別為31.7%和42.0%，到1993年基本達(dá)到100%；貨幣化率的年均增速在1952?1960年為4.7%?6.1%，1961?1977年為?0.7%?1.2%，1978?1992年6.0%?6.7%。當(dāng)前，我國(guó)正通過國(guó)家開發(fā)銀行和“亞投行”等金融機(jī)構(gòu)支持“一帶一路”建設(shè)。本文測(cè)算得到我國(guó)貨幣化率約有6.5%的年均增速，這對(duì)于指導(dǎo)現(xiàn)階段正處在狹義貨幣化進(jìn)程中的亞非拉發(fā)展中國(guó)家具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)借鑒意義。

本文還發(fā)現(xiàn)，去除狹義貨幣化因素后，我國(guó)M2的平均流速仍呈現(xiàn)逐年下降趨勢(shì)，說明現(xiàn)階段我國(guó)經(jīng)濟(jì)的“貨幣流速下降之謎”和“高貨幣化之謎”并未消失，實(shí)證分析表明土地與住房的商品化和貨幣化可能是一個(gè)新的重要因素。當(dāng)前，不少金融資源流向了土地與住房市場(chǎng)，房地產(chǎn)行業(yè)消耗了過多的資源但未能提供足夠的產(chǎn)出，暗示土地與住房的過度貨幣化可能對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成了傷害。

盡管本文理論的建立及對(duì)貨幣化率和真實(shí)貨幣流速的估算采用的是標(biāo)準(zhǔn)的數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)和時(shí)間序列信號(hào)處理的方法，但是理論模型框架并沒有遵循主流的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）方法，最大的好處在于，其并不依賴于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)（經(jīng)濟(jì)制度）和微觀經(jīng)濟(jì)行為的具體假設(shè)，因此能夠?qū)⒅袊?guó)改革開放前的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)與開放后的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)放在一個(gè)統(tǒng)一的框架中分析。而其缺點(diǎn)在于，由于模型高度特征化（stylized），我們并不能給出像DSGE模型中類似的定量政策分析，因此如何將貨幣化因素納入主流宏觀模型是未來研究的一個(gè)可能方向。此外，國(guó)際比較發(fā)現(xiàn)（受篇幅限制，文中未列示相關(guān)結(jié)果），狹義貨幣化進(jìn)程完成意味著傳統(tǒng)定義的M0流速出現(xiàn)V形拐點(diǎn)，這不管是在發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家均具有普適性。然而，本世紀(jì)發(fā)達(dá)國(guó)家的“M0傳統(tǒng)流速下降之謎”并未消失，暗示對(duì)其形成原因的探尋、分析和解釋或?qū)⒊蔀楸绢I(lǐng)域未來研究的另一個(gè)可能方向。

[1]白重恩，唐燕華，張瓊.基于微觀方法估計(jì)隱性經(jīng)濟(jì)的研究進(jìn)展[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2015，（1）：137?147.

[2]崔文生，劉巍.近代中國(guó)的銀行資本、貨幣量與貨幣化（1910?1936）[J].中國(guó)經(jīng)濟(jì)史研究，2013，（2）：3?9.

[3]戴園晨.認(rèn)識(shí)貨幣流通規(guī)律，調(diào)節(jié)貨幣流通[J].經(jīng)濟(jì)研究，1985，（3）：3?9.

[4]方軼強(qiáng).支付系統(tǒng)的發(fā)展與貨幣流通速度變化分析[J].上海金融，2009，（9）：27?31.

[5]黃桂田，何石軍.結(jié)構(gòu)扭曲與中國(guó)貨幣之謎——基于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)金融抑制的視角[J].金融研究，2011，（7）：1?13.

[6]黃小祥.通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].管理世界，1988，（3）：50?64.

[7]李強(qiáng).用 GDP 評(píng)價(jià)新中國(guó)頭 30 年建設(shè)成就的幾個(gè)問題[J].當(dāng)代中國(guó)史研究，2011，（1）：46?56.

[8]劉士余，王辰華.中國(guó)經(jīng)濟(jì)貨幣化進(jìn)程：動(dòng)態(tài)演進(jìn)及實(shí)證解說[J].金融研究，2005，（3）：38?49.

[9]蒲成毅.數(shù)字現(xiàn)金對(duì)貨幣供應(yīng)與貨幣流通速度的影響[J].金融研究，2002，（5）：81?89.

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

[11]世界銀行.1996年世界發(fā)展報(bào)告：從計(jì)劃到市場(chǎng)[M].北京：中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，1996.

[12]帥勇.資本存量貨幣化對(duì)貨幣需求的影響[J].中國(guó)經(jīng)濟(jì)問題，2002，（3）：30?35.

[13]王朝平.“中國(guó)之迷”再討論[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2004，（3）：103?108.

[14]王魯濱.電子貨幣與貨幣政策研究[J].金融研究，1999，（10）：71?74.

[15]王小魯.灰色收入拉大居民收入差距[J].中國(guó)改革，2007，（7）：9?12.

[16]伍志文.“中國(guó)之迷”——文獻(xiàn)綜述和一個(gè)假說[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2003，（1）：39?70.

[17]肖文，李黎.地下經(jīng)濟(jì)：原因、影響及規(guī)模估計(jì)方法[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治，2001，（3）：58?63.

[18]謝平.中國(guó)金融制度的選擇[M].上海：上海遠(yuǎn)東出版社，1996.

[19]徐藹婷，李金昌.中國(guó)未被觀測(cè)經(jīng)濟(jì)規(guī)?！贛IMIC模型和經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)的新發(fā)現(xiàn)[J].統(tǒng)計(jì)研究，2007，（9）：30?36.

[20]閆海波，孟媛，陳敬良.改進(jìn)的貨幣需求法與未觀測(cè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模估測(cè)[J].統(tǒng)計(jì)研究，2013，（4）：42?45.

[21]楊燦明，孫群力.中國(guó)各地區(qū)隱性經(jīng)濟(jì)的規(guī)模、原因和影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010a，（4）：93?106.

[22]楊燦明，孫群力.中國(guó)的隱性經(jīng)濟(jì)規(guī)模與收入不平等[J].管理世界，2010b，（7）：1?7.

[23]楊仲偉，張曙光，王誠，等.我國(guó)通貨膨脹的診斷[J].經(jīng)濟(jì)研究，1988，（4）：3?11.

[24]易綱.中國(guó)貨幣需求的估測(cè)[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)季刊，1994，（3）.

[25]易綱.中國(guó)的貨幣供求與通貨膨脹[J].經(jīng)濟(jì)研究，1995，（5）：51?58.

[26]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.

[27]易綱.中國(guó)的貨幣化進(jìn)程[M].北京：商務(wù)印書館，2003.

[28]易綱，宋旺.中國(guó)金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)演進(jìn)：1991?2007[J].金融研究，2008，（8）：4?15.

[29]游鴻輝，苑德宇.電子貨幣對(duì)貨幣流通速度的影響[J].統(tǒng)計(jì)研究，2007，（11）：94?96.

[30]喻瑞祥.再談決定貨幣必要量的因素[J].經(jīng)濟(jì)研究，1964，（10）：42?49.

[31]張杰.中國(guó)的貨幣化進(jìn)程、金融控制及改革困境[J].經(jīng)濟(jì)研究，1997，（8）：20?25.

[32]張杰.中國(guó)金融制度的結(jié)構(gòu)與變遷[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2011.

[33]張文.經(jīng)濟(jì)貨幣化進(jìn)程與內(nèi)生性貨幣供給——關(guān)于中國(guó)高M(jìn)2/GDP比率的貨幣分析[J].金融研究，2008，（2）：13?32.

[34]趙海寬.關(guān)于擴(kuò)大貨幣流通研究范圍的一些意見[J].經(jīng)濟(jì)研究，1983，（5）：73?76.

[35]趙留彥，趙巖，陳瑛.金融交易與貨幣流通速度的波動(dòng)[J].國(guó)際金融研究，2013，（4）：30?40.

[36]周立，蔣莉莉，黎振宇.資源資本化推動(dòng)下的中國(guó)貨幣化進(jìn)程（1978?2008）[J].廣東金融學(xué)院學(xué)報(bào)，2010，（5）：3?15.

[37]Bai J，Perron P.Computation and analysis of multiple structural change models[J].Journal of Applied Econometrics，2003a，18（1）：1?22.

[38]Bai J，Perron P.Critical values for multiple structural change tests[J].The Econometrics Journal，2003b，6（1）：72?78.

[39]Bank for International Settlements（BIS）.Survey of electronic money[M].BIS and the Group of Computer Experts Press，1998.

[40]Basle Committee on Banking Supervision （BCBS）.Risk management for electronic banking and electronic money activities[R].Basle Committee on Banking Supervision Working Paper No.BS/97/122，1998.

[41]Chang C，Chen K，Waggoner D F，et al.Trends and cycles in China’s macroeconomy[A].Parker J.NBER macroeconomics annual（volume30）[C].Chicago：University of Chicago Press，2016.

[42]European Central Bank（ECB）.Report on electronic money[M].Frankfurt am Main：European Central Bank，1998.

[43]Higgins P，Zha T.China’s macroeconomic time series：Methods and implications[R].Federal Reserve Bank of Atlanta，2015.

[44]McKinnon R I.The order of economic liberalization：Financial control in the transition to a market economy[M].Baltimore：Johns Hopkins University Press，1993.

[45]Yi G.The monetization process in China during the economic reform[J].China Economic Review，1991，2（1）：75?95.