关键词：流动性过剩；货币供给；货币缺口
中图分类号：F832．1 文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2009)03-0070-06
一、引 言
历史经验表明，一些国家或地区在经济快速发展、增长模式转变与金融体制变革阶段，都曾出现流动性过剩。一方面，流动性过剩带来充足的资金供给，刺激需求，扩张投资，拉动经济快速增长，同时也带来资产价格暴涨，证券市场过度繁荣与投机盛行等负面结果，增加潜在通货膨胀压力，加速经济泡沫积聚，并最终威胁宏观经济安全；另一方面，在金融体系结构转变与资本市场全面开放过程中，流动性过剩与货币危机如影随形，本国货币汇率波动带来的投机冲击、国际收支失衡与国际贸易恶化接踵而至，泡沫经济崩溃造成经济的“间歇性休克”与持续衰退更是挥之不去。当前中国货币运行的基本特征可以归结为流动性过剩[1]。央行连续加息、发行特别国债，财政部调高印花税、降低利息所得税等组合政策，表明政府正采取措施解决流动性过剩带来的冲击。
目前，国内外对“流动性”的讨论存在诸多分歧，可以综合归纳为三个方面：一是对流动性层次的不同界定及其测量。二是不同交易成本对资产选择的影响。三是由此进一步讨论对中央银行货币调控力度的冲击与抵消，以至于对一国产出的影响。一般来说，从流动性可测量、可统计的角度看，有三个层次的界定：一是将流动性界定在银行体系内，我国中央银行曾以此为角度进行描述，是指超额存款准备金。二是将与实体经济增长密切相关的货币供应量视同于流动性。三是将经济社会中一切在一定条件下具有变现能力和支付能力的金融资产视为流动性。
从微观角度探讨金融系统流动性问题，关注的是金融机构存贷差、银行间市场利率和存款性金融机构在中央银行的法定存款准备金率和超额存款准备金率等指标，并分析其给商业银行盈利状况造成的影响。从宏观经济角度出发分析实际货币存量高、现实的货币供给与实体经济关系等指标，关注的是流动性带来的货币政策困境、潜在通货膨胀和泡沫经济问题。曾康霖认为流动性过剩是金融资产在市场中的交易状态，必须从市场主体的行为和资产负债结构变动去考察，流动性过剩反映市场主体的短期行为和功利主义[2]。任碧云通过实证分析得出，存贷差和外汇占款以及M2与M1差额的不断拉大等都不是流动性过剩的直接成因，而是由于货币政策没有及时对经济发展出现的变化做出反应造成的[3]。路磊认为银行体系的流动性过剩是影响当前货币政策的冲击因素，在承认高储蓄率和国际收支失衡的前提下，通过综合性的货币政策可以治理流动性过剩问题[4]。综上，流动性过剩的定义不同，流动性过剩原因分析与治理对策也不尽相同。各类定义描述的仅是流动性过剩部分特征，不能涵盖所有，且某些指标与衡量方法也并不适合我国当前的经济背景与制度基础。
当前，我国正处于转轨时期，在金融体制变革和经济周期等诸多因素作用下，货币供应量过快增长，导致需求不断上升，通货膨胀压力增加，没有完全被实体经济所吸纳的过剩资金滞留在资本市场，并通过各种传导路径对宏观经济运行产生短期冲击和深远影响。
本文认为，流动性过剩不是经济政策失误的结果，它是经济增长带来的财富效应与资本积累形成的必然现象。从宏观调控角度看，以资产价格上升、经济活动货币充沛为典型现象的流动性过剩是实际货币总量对预期均衡水平的偏离，流动性过剩度量可以从货币供给角度进行分析。
二、流动性过剩的均衡分析框架综述
古典经济学家经过长时期的积累，在探讨货币数量、价格及产出的均衡关系时，逐渐发展起来货币理论（Fisher 1911，Marshall 1923，Pigou 1917）。1911年，Irving Fisher首先以清晰交易方程式，表达了货币数量理论：
M•V=Y•P(1)
其中，M是货币存量，V是货币的流通速度，Y是经济实际产出，P是价格水平。现代货币数量理论认为，货币需求应与通货膨胀和产出增长保持一致，因此，通过公式（1）的变形，可以用来计算货币供给，即通过对(1)求一阶导数有：
可以得出Δm的表达式：
根据方程(2)，货币供给Δm的增长率等于产出增长率Δy加上价格的增长率Δp，即通货膨胀率再减去Δv货币流通速度的变化率。
大部分货币数量的分析模型都采取对数模型Darrat(1986)，即采取固定的弹性形式定义货币供给函数，即：
其中，Y是某种规模的变量，R是机会成本变量，E是误差项。如果我们用对数形式重写上式，用小写字母代表对数就可以得到简单的线性模型，令β0=lnk，M表示货币需求，Y为GDP，R为利率，P为价格水平，那么一定时期内货币供给与价格、产出基本关系如下：
m为货币存量的对数，p是价格水平的对数，y是实际GDP的对数，i是无风险利率，ε是随机误差项。
Hallman，Porter and Small[5]对流动性度量方法进行了较早讨论，他们将流动性过剩定义为“价格缺口(The Price Gap)”。Hallman首先假定市场中存在两个均衡价格：一个长期均衡价格，一个短期均衡价格，表达式如下：
其中，pt表示长期均衡价格，p*t表示短期均衡价格，二者的差称为“价格缺口”。
p*t-pt=(vtrendt-vt)+(yt-ypotentialt)(5)
方程(5)表明，如果实际的价格低于(高于)长期均衡价格，未来的价格将会具有向上(向下)的预期。根据该式，价格缺口可以分解为两个部分：一是(vtrendt-vt)“流动性缺口(liquidity gap)”，二是(yt-ypotentialt)“产出缺口(output gap)”。
进一步假设，在现有货币总量mt不变的条件下，如果市场出清，此时的均衡价格如下：
“价格缺口”才等于零。但这三个条件同时成立可能性几乎为零，那么就意味着长期价格与价格之间永远存在一个“价格缺口”。
基于Hallman等人的成果，Gerlach[6]对“价格缺口”进行了重新定义，提出了“货币缺口(real money gap)”的概念，他认为当前已有的货币存量如果低于现行的价格水平，货币供给就会出现缺口。假定货币供给存在长期和短期两个货币缺口，表达式如下：
短期货币缺口与长期货币缺口的差即是真实的“货币缺口”。与“价格缺口”相比，其实是表示了同一概念，只是参数不同且符号相反，即：
那么，在给定的价格水平pt不变的条件下，如果市场出清，现有的货币需求mt和均衡货币需求m*t的差(m
方程(9)同方程(7)不谋而合，“货币缺口”为零的存在条件也是苛刻的，即(yt-ypotentialt),(it-i*t),εt三者同时为零，货币缺口才会消失。Gerlach认为“货币缺口”的变化可以度量流动性过剩，前期的货币扩张必然带来价格上涨与增加潜在通货膨胀，这也是衡量货币政策的依据。
三、流动性过剩的度量模型
流动性过剩的度量会遇到诸多复杂因素，这些因素既包括规范方面的，也包括实证方面的，目前仍没有一个广为接受的方法来测度流动性过剩。根据对流动性过剩的不同理解，选择不同的分析路径与实证方法得出的结论也会大相径庭。依据本文的观点，流动性过剩既然是实际货币总量对预期均衡水平的偏离，那么流动性过剩的度量可以从传统的均衡模型进行分析，探讨货币供给与产出、价格以及通货膨胀的相关关系，进而测量流动性过剩并探讨货币政策等相关问题。本文对货币需求进行估计基于均衡假设，也就是说假定货币需求与货币供给相等，而对货币供求互动的原因与机制不进行详细的分析。为了分析的简便而参照了国际通行对货币需求函数的研究，即货币供求相等的均衡假设，因此在本文中货币需求量、货币供应量与货币总量在数值方面是相等的。
基于经典均衡理论，在稳定发展的经济体中，一国的产出、价格与利率基本相对稳定，因此可以设定一个基于产出、价格和利率的货币供给参考值――均衡货币供给Mequilibrium，通过比较实际货币供给量Mreal与参考值的关系，进而分析流动性问题。具体设计如下：
1．均衡货币供给
根据均衡方程，市场存在一个均衡的货币供给量Mequilibrium，它由产出、价格和货币流通速度决定。如果实际产出、价格和流通速度一定，则货币供给也会稳定。将其转换为对数形式如下：
lnMequilibrium+lnV=lnY+lnP(10)
方程(10)的经济涵义与方程(2)一致，即均衡货币供给的增长率等于产出的增长加上价格的增长再减去货币流通速度。用小写字母代替上式，均衡的货币供给可以表示为：
mE=y+p-v(11)
2．实际货币供给
均衡货币供给是一个经测算的货币供给，但现实市场中的确存在一个实际的货币供应量，衡量指标为M1和M2,狭义货币M1是研究交易性货币需求的主要变量，广义货币M2定义更加广泛，能满足研究微观经济主体预防性和资产性货币需求的需要。本文将其定义为实际货币供给mreal。
3．参考货币供给
通过对方程(3)求一阶导数得公式(12)：
(m-p)′=(β0+βyy+γi+ε)′Δm=Δp+βyΔy(12)
方程(12)表明，在稳定的经济环境下，货币需求应与价格、产出相一致。这里将公式(12)中价格Δp以稳定的通货膨胀πenvisaged代替，产出Δy以潜在产出Δypotentialt代替，可以得到货币供给的参考值，本文将其定义为潜在货币供给Δmpotentialt，即：
Δmreferencet=πenvisaged+βyΔypotentialt(13)
4．流动性度量指标――实际货币缺口与名义货币缺口
实际货币供给与均衡货币供给的差，表明了现行的货币供给与均衡货币供给的差距，当实际货币供给超过均衡货币供给的时候，就会出现流动性过剩的现象，反之就会出现流动性不足，本文将二者的差定义为实际货币缺口mgap，即：
mgap=mr-me(14)
其中，mR，mE分别为实际货币供给和均衡货币供给，mGap为实际货币缺口。
利用方程(13)可以计算出潜在的货币供给，同样可通过比较实际货币供给mr与潜在货币供给mpotential的差距，来衡量流动性过剩，此处将实际货币供给与潜在货币供给的差定义为名义货币缺口mnominal gop，即：
mnominal gap=mr-mpotential(15)
综上，无论是实际货币缺口或是名义货币缺口都表明实际货币供给与均衡货币供给或潜在货币供给的差距，当货币缺口持续扩大，证明存在超额的货币供给量。因此，货币缺口反映出货币总量与预期均衡水平的偏离，是衡量流动性及货币扩张与货币政策效果的依据。
四、模型检验与实证分析
1．数据来源与处理
按照货币经济理论，影响货币需求的变量一般包括价格水平、规模变量和机会成本等变量。本文选择GDP为规模变量，先用GDP平减指数将名义GDP调整为实际GDP，再取其对数形式，令产出y=log(GDP/P)；货币总量的选择依据中国人民银行1994年10月公布的货币量统计标准，选择广义货币M2为货币总量变量，令mr=log(mt/)，mt为货币总量，为价格平减指数；选择居民消费价格指数CPI为通货膨胀的变量，令p=log(CPI)；根据货币流通速度定义，令vy=log(GDP/M2)为年度货币流通速度，令vs=log(M2/M1)普遍认为M2与M1的背离程度衡量了金融活动中“松货币，紧信贷”的现象。为季度货币流通速度。
本文研究的样本期间为1991年第一季度至2007年第二季度，变量采用的各项指标为年度数据和季度数据，且变量序列均采用X－11方法进行季节调整。GDP及其平减指数、居民消费物价指数来源于《中国统计年鉴》和中国国家统计局网站，狭义货币M1和广义货币M2数据来源于《中国金融统计年鉴》和中国人民银行网站。
2．实证检验
根据方程(11)和方程(14)及本文定义，得到me为均衡货币供给序列，mr为实际货币供给序列和mgap实际货币缺口序列。根据生产函数、HP滤波及状态空间方法得到潜在产出的增长率为8．5%[7]。理论上讲，在经济达到均衡状态时，通胀率的理想值应为零，但由于存在工资的向下刚性，因此通胀率不可能达到零，确定通胀率的理想值为2．1%，根据方程(13)和方程(15)我们可以得到mreference潜在货币供给序列和mnominal名义货币缺口。
首先，通过单位根检验和Johansen协整检验，检验各序列平稳性，判断其单整阶数；其次，通过Granger因果检验，判断实际货币供给、均衡货币供给与实际货币缺口关系。篇幅所限，季度数据的检验结果省略。
本文利用Eviews5．0软件对各变量的水平值和一阶差分进行ADF检验，结果见表1所示。
检验结果显示，上述变量均为平稳序列，且均为一阶单整过程I(1)。对于由上述变量构成的模型，经一阶差分后构成平稳时间序列。
由于上述变量均为一阶单整过程I(1)，为避免“伪回归”问题，本文用Johanson协整检验对实际货币供给与实际货币缺口、均衡货币供给与实际货币缺口进行了协整分析，检验结果见表2。
结果显示，上述变量之间存在明显的协整关系，说明实际货币供给对货币缺口、实际货币供给和名义货币缺口之间存在长期稳定的均衡关系。
为进一步验证货币供给与货币缺口之间的稳定关系，本文基于VEC误差修正模型对实际货币供给、均衡货币供给和实际货币缺口进行了Granger因果关系检验，结果见表3。
结果表明，实际货币供给与实际货币缺口之间存在Granger因果关系，实际货币缺口与均衡货币供给也存在Granger因果关系，而实际货币供给和均衡货币供给之间不存在Granger因果关系。这表明，货币供给并没有参照均衡货币供给进行，货币供给过量造成了货币缺口，形成了流动性过剩。
3．结果分析
从年度数据分析，实际货币供给量始终与均衡货币供给、潜在货币供给存在一个货币缺口。实际货币缺口在1991―1997年表现特别明显，这与当时我国的经济高增长率、高通货膨胀率与高货币投放等经济状况相一致，较宽松的货币政策和信贷政策造成了当时过剩流动性泛滥，最直接的指标就是通货膨胀率最高达24%。为控制通货膨胀，央行在1995―1997年连续采取了组合政策，紧缩银根、控制投资等，我国经济在1997年成功实现了“软着陆”。平滑曲线图1显示出了实际货币缺口的变化，在1993年的时候达到了最高，随后持续下滑。原因是货币政策具有时滞性，货币供给与扩张并不能及时反映在经济领域。
1995―1997年间我国的实际货币供给与均衡货币供给相接近，货币缺口接近0。这充分表明央行货币政策调整之后，经济实现了稳步增长，货币供给与现实需求基本平衡，流动性过剩问题消失。1997年以后，由于多种因素，货币政策又逐渐放松，实际货币供给始终超过均衡货币供给，特别是2003年达到了最大。随着经济增长的稳定，2003年至今的实际货币供给始终与均衡货币供给保持较小的差距，这也符合2004年以来较为紧缩的货币政策，货币缺口逐步降低。通过比较实际货币缺口与名义货币缺口，发现虽然二者在数值上存在一定差距，这是因为潜在的货币增长与均衡的货币增长有一定差距，但其变化趋势与方向基本一致，这也可以说明从潜在货币需求和货币缺口角度分析流动性过剩同样具有说服力。从数据分析来看，由于我国GDP的增长季节性因素较为明显，货币供给及相关政策又相对稳定，因此从每个季度分析来看，实际货币缺口始终存在，且波动较大。由于货币政策与货币供给的时滞性问题，2003年以来积累的流动性过剩正逐步释放，通过各种方式对宏观经济产生冲击。
五、结论与建议
本文基于货币需求理论对流动性过剩展开讨论，基于均衡分析给出货币缺口模型，通过对我国货币供给与货币缺口的实证研究得出以下基本结论：
第一，流动性过剩是实际货币总量对预期均衡水平的偏离，由于货币需求理论认为货币供给和产出、价格与货币流通速度存在稳定的均衡关系，因此可以通过度量实际货币供给与均衡货币供给讨论和度量流动性过剩。实证结果表明，我国货币缺口与实际货币供给、货币缺口与均衡货币供给存在长期稳定均衡关系。第二，将货币缺口作为衡量流动性过剩的度量指标，符合我国中央银行以货币数量为中介目标的货币政策。我国经济领域中的货币缺口仅在个别时期接近零，大部分时期是实际货币供给超过均衡货币供给。由于货币供给和货币政策存在时滞性，货币缺口波动较大，长期积累的过剩流动性正以各种方式进行释放并对宏观经济产生影响。第三，虽然当前我国货币缺口没有持续扩大，但流动性过剩已经在消费领域有所表现，投资过热、产能过剩和虚拟经济的过度繁荣正预示着过剩流动性的冲击正在加剧，央行必须以控制流动性过剩为政策基调，保证经济稳定健康发展。
流动性过剩在宏观经济运行中已经表现出由潜在的通货膨胀逐渐转变为全面通货膨胀状态。当前，要制定适当的货币政策，通过调整金融与信贷政策，引导资金合理配置，及时疏导使资金流向资本不足的产业与部门，缓解资本市场的压力。同时完善资本市场制度，建立多种投资渠道，吸引过剩流动性转化为投资与消费，纠正经济发展模式，继续维持央行的对冲操作，维护稳定的宏观环境，为最终解决流动性过剩问题赢得时间。
第一，确定合理的经济增长目标。任何经济增长波动带来货币供给政策的滞后都会影响货币币值稳定。因此，长期来看，制定合理的增长目标与保持经济稳定可持续的发展是控制流动性的基本思路。第二，制定适当的货币政策目标。货币政策目标是设定稳定的物价水平作为调控指标，根据我国的通货膨胀指标构成分析，目前CPI统计指标存在偏差，住房权重较低，并未反映实际的市场价格波动，相反食品权重较高，这些又放大了食品价格受季节影响的作用。因此，合理地计算与设定CPI将是货币政策控制目标合理性的关键。一般认为2．8％―3．2％的CPI是可以接受的。第三，运用有效的货币政策操作工具。央行运用利率与存款准备金率为主要调控手段已经收到一定的效果。但该类手段存在严重的滞后性，而且危害也很大，一方面降低了银行的竞争力与盈利能力，另一方面又不利于央行通过商业银行进行金融调控，而一旦外资流入缓慢，人民币升值压力减少，降低存款准备金带来的二次流动冲击不可小视。
综上所述，我国当前的流动性问题复杂而且多变，任何单一的理论与政策都不能完全地解析与解决流动性过剩的表象与根源。要采用多种政策，从治理流动性过剩冲击与解决流动性产生根源两方面入手，标本兼治地解决流动性过剩难题。结合宏观政策与发挥市场机制的双重作用共同治理流动性过剩矛盾，保证经济稳定健康发展。
参考文献：
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Empirical compare analysis on the money supply and money gap
DU Xiao-yu, LI Xiao-zhou, JIN Yan
(School of Business， Jilin University， Changchun 130012， China)
Abstract:
Through comparing the relationship between real money supply and equilibrium of money supply, this paper focuses on measuring the phenomenon of Excess Liquidity in China, and concludes that Excess Liquidity can be defined as the deviation of real money aggregated from expected equilibrium level． Our empirical conclusions indicate that there have long-term and steady relationships among the real money supply, equilibrium of money supply and money gap in China． The money gap is close to zero in certain time, and the real money supply excesses the equilibrium of money supply in most times． The Excess Liquidity is the inevitable phenomenon resulting from the wealth effect and the capital accumulation with the economic development rather than the result of misplay of economic policy． At present, Excess Liquidity is releasing by various means and influences the macro-economics． It accords with the money policy of central bank of China which takes the quantity of money as the goal of agency to view the money gap as the measure of Excess Liquidity． The best way to solve the problem of Excess Liquidity is to optimize the resource allocation, increase the ways of investing and develop the capital markets．
［关键词］ 货币供给 内生性 货币政策 传导机制
一、引言
货币供给的可控性是货币政策调控经济的基础。长期以来，经济理论界存在着货币供给内生性与外生性的争论，并在相应理论基础上提出了不同的政策主张。从货币理论界关于货币供给内生性与外生性的争论上看，争论的焦点在货币供给与经济活动的客观关系上，争论的真正意义在于货币内生性供给的客观必然性上。
根据货币供给内生性还是外生性的不同可以指定不同的货币政策。货币政策通过影响经济活动的中间环节和作用方式来影响经济运行。一般而言，货币政策的中间指标可以有货币供应量或利率两种选择，并对应着两种不同的货币政策操作模式：以货币供应量作为货币政策的中间指标主要是从货币供给方面来进行调控，即通过调节商业银行的存款准备金率来控制现金充裕度，这称为供给型调控模式；而以基准利率为中间目标的、着眼于货币需求的货币调控则称为需求型货币调控模式。
目前我国在货币供给外生性理论的指导下制定并实施了以“盯住存款准备金率”的货币政策。截止目前我国的法定存款准备金率调整为21.5%，但现实情况是我国货币政策的效果不尽如人意，货币流动性依旧较高。这其中的主要原因为，当前我国货币政策的中介目标为货币供应量，传统观点认为通过法定存款准备金率可以调控市场上流通的货币量，从而调节人们对货币的需求，使货币供需均衡、物价稳定、就业充分和经济平稳增长。但是现实情况存在“倒逼机制”，盯住“法定存款准备金率”只能带给人们预期上的政策效果，而无法达到其实际控制货币供给的目标。
二、文献综述
1.主流观点下的内生货币供给理论
西方经济学界对货币供给内生性理论做了深入研究，其中较有代表性的有：
银行学派的内生货币供给思想。银行学派主张，流通货币数量为社会交易的商品价格总额所决定，或者说，物价决定通货而不是相反。另外，银行学派还进一步分析了收入、利率和物价的关系，说明了物价的变动不是通过货币供给影响利率进而对物价产生影响，其理论体现了货币供给内生性的思想。2.拉德克利夫委员会的内生货币供给观点。拉德克利夫委员会认为由于货币流通速度的可变性，中央银行并不能依靠控制货币供给决定支出的水平。货币供给是不稳定的，货币流通速度和货币需求函数之所以稳定，是因为货币供给是内生的而不是外生的。3.格利和肖的货币内生供给观点。格里和肖试图建立一个以研究多种金融资产、多样化的金融机构和完整的金融政策为基本内容的广义的货币金融理论。在这其中非银行金融机构能够在信用创造中发挥重要的作用，而货币当局又不能对它们进行有效的控制，因此非银行金融机构的存在和发展弱化了货币当局对信用货币的控制能力，从而强化了货币供给的内生性。
2.我国学者的货币内生性研究
我国货币政策效果的不显著导致了许多学者对货币外生性产生了怀疑。经济学者结合国内货币供给情况提出了货币内生性的理论观点。南开大学王兰芳通过分析讨论货币供给的产生过程及其影响因素，认为在一个健全的货币金融体系中，货币供给具有完全的内生性特点。 柳欣、靳卫萍通过对中国财政政策中的收支状况进行分析得出，在没有中央银行存在的情况下，同样可以通过各种宏观经济主体的行为共同产生货币供给，这也是最本质的货币供给内生性。芦东、陈学彬则在接受后凯恩斯主义的内生货币供给理论下提出了中央银行没有能力控制基础货币的发行，因为货币发行中供给具有内生性。
在这些研究表明，在我国，学者认为货币供给具有内生性，并接受外生货币供给更加有利于制定行之有效的货币政策的观点。
三、我国货币供给内生性分析
在一般人看来，我国货币当局对货币供给具有较强的控制能力。但事实上，随着经济和金融市场化程度的加深、“倒逼机制”的呈现，我国货币供给呈现出较强的内生性。货币供给（Ms）可以分解为基础货币（B）与货币乘数(K)的乘积，因而可以从基础货币与货币乘数两个角度来考察货币供给的内生性。我国成立中央银行体系以来，央行调控经济的方式也开始尝试由直接调控向间接调控转变，货币供给在形式上也开始表现为由基础货币和货币乘数共同作用。
1.基础货币内生性分析
首先是再贷款、再贴现。1995年以前再贷款是基础货币投放的主要渠道，占央行的总资产中占60%。由于商业银行普遍要求中央银行增加再贷款或再贴现，而中央银行为避免经济衰退，不得不满足商业银行的要求，这种“倒逼机制”使得我国货币供给呈现内生性。中央银行的再贴现业务和再贷款一样处于被动地位。这样的被动正是货币供给内生性的体现。
其次是外汇占款。近年来随着出口增加，巨额外资流入，人民币升值压力增大、为了保持汇率的稳定，这必然导致中央银行的外汇市操作是单一方向的运作，迫使其通过大量购入外汇，以满足货币需求。2003年外汇占款所形成的货币供应量首次超过全部广义货币供应量，2005年和2006年，大约是广义货币增长量的1.5倍和2.1倍。到2008 年底更是达到了2.4倍。上述贸易顺差持续放大和外汇储备继续增加，必然引发央行被迫释放等量基础货币。
2.货币乘数的内生性分析
货币乘数是连接货币供给与基础货币之间的纽带，经济理论界认为货币乘数（K）是基础货币（B）扩张的倍数。我国将货币层次定义为：流通中的货币C和商业银行的所有存款D组成了广义货币M2，即M2= C+D。基础货币则由法定准备金R、流通中的货币C、非金融机构在央行的存款NR、超额准备金Re组成，即B= R + C + NR + Re。若记c为现金流通比率，c=C/D。r和re分别为法定准备金率和超额准备金率，则(r+ re)×D=R + Re，nr =NR/D为非金融机构的存款比率，则货币乘数K= M2/B，也就是K=M2/B= C+D/C+ R+ Re+ NR= 1+c/(c+ r+ re+ nr)。可见，影响我国货币乘数的直接因素有法定准备金率r、非金融机构的存款比率nr、现金流通比率c和超额准备金率re。
由以上货币乘数（K）的求导式可以看出，超额准备金率与货币乘数是典型的负相关，货币乘数与经济波动保持一致，具有顺经济周期波动的内生性特性。
四、货币内生供给条件下的货币政策的传导机制
在内生货币供给理论条件下，货币供给量不是由一国政府或中央银行所决定和控制的外生变量，而是由社会经济活动主体共同决定并内生于经济运行过程中的。
在货币政策的传导机制中，利率起到了非常重要的作用。中央银行的利率体系一般由中央银行对金融机构的再贷款利率、再贴现率、基准利率，法定存款准备金利率和超额准备金率等构成。在经济运行中，中央银行通过调整再贴现率和公开市场操作来调整银行体系的准备金，使实际的市场利率与预期设定的目标利率趋于一致，并由此进一步影响商业银行和非银行性金融机构依此确定自己的存贷利率水平，以及各种金融产品的收益率水平，从而改变人们对经济决策的预期及对货币供求关系产生影响，从而达到货币政策目标。这就是内生货币供给条件下以利率为中介目标的货币政策传导机制。
五、政策建议和结论
随着社会主义市场经济的深入和金融体制的改革深化，我国金融市场参与主体的经济行为正向着市场理性化，且有利于间接调控的方向发展，货币供给的内生性也大大增强。在这种情况下，直接以货币供应量为中间目标、盯住存款准备金率的调控模式的有效性将大打折扣，因此必须打破这种直接管理模式，建立起以基准利率为主导的间接货币调控模式，同时配合其他经济政策来引导货币供给的合理化。
1.加快利率市场化改革，充分发挥利率在我国货币政策调控中的重要作用，逐步向以利率为主的中介目标进行转变。随着我国经济的进一步开放，经济市场化程度的进一步加大，央行应逐步扩大利率弹性，完善利率体系，重视利率在宏观金融调控中的重要作用。
2. 重视经济预期在货币政策制定过程中的重要作用。经济学界都较为重视经济预期对经济发展的重要作用。对我国经济运行状况的分析已证明预期在政策调控中的重要地位。因而提高货币政策的有效性，应加强选择性货币政策工具的使用，适时传递货币政策意向，正确引导经济主体和社会预期。
3. 注重经济周期波动性变化的影响，加强货币政策调控的范围和力度。由于我国货币供给具有顺经济周期波动的特点，故而必须科学把握货币政策的取向，提高货币政策调控的有效性，缩短政策外部时滞；同时加强货币市场建设，协调货币市场与资本市场之间的联动性，疏导货币政策初到渠道，从而真正提高货币政策的有效性。
参考文献：
关键词：货币；流动性；通货膨胀
中图分类号：F123文献标识码：A 文章编号:1003－9031(2011)10－0015－03DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.10.04
一、货币内生性与外生性
一般认为，通货膨胀主要是因为货币供应过度才使得流动性过剩，导致过多的流动性追逐定量商品推动商品的价格不断上涨。但在有些情况下却并不适用。据许雄奇和张宗益（2004)统计显示，1978―2002年，我国三个层次的货币供应量口径(M0、M1、M2)分别存在6.06%、4.15%、8.59%的超额货币供应，尤其是1997年以后，在M1、M2基数不断增大的情况下，货币供应年均增长率接近20%，然而这部分超额货币并未引发通货膨胀，反而在1998―2002年间出现了通货紧缩[1]。在我国出现的这种货币供给与物价之间的关系完全背离了主流货币理论的经典公式，“超额货币”似乎不知所处的现象，被国际经济学界称之为“中国之谜”[2]。
（一）货币外生性
所谓货币外生性就是指货币供给作为经济运行过程的一个外生变量，由中央银行独立自主地加以决定，其对经济运行和其它经济变量的影响通过凯恩斯效应或实际余额效应实现[3]。在现代经济学中，主流货币理论主要是指主流凯恩斯主义和货币主义的货币理论，二者虽然相互对立，但却在基本理论假设方面是完全一致的，即都主张货币外生性假设。中央银行只要确定了经济发展所需的合理货币需求量，然后供给适量货币，货币供需就能实现均衡。因此当货币失衡时，中央银行可以通过政策手段的实施加以矫正。
根据主流外生货币供给理论，货币流通速度是一个受制度、偏好等长期因素影响的变量，货币供给的变动必然会通过产出与价格的变动加以反映，从数量上看，一国货币数量的增长率应该等于价格水平上涨率与产出增长率之和，即等于物价CPI上涨率与国民收入GDP增长率。由于货币在长期是中性的，货币供应量过多必然推动物价上升，但在我国改革开放的三十多年时间中却长期存在着超额货币供给与物价水平之间的反常关系。因此，基于货币供给外生性假定的现代主流货币理论似乎难以解释我国出现的“货币迷失”和“流动性过剩”这两种货币现象。但货币内生性却较好地解释了这个问题。
（二）货币内生性
所谓货币内生性是指流通中的货币是由经济运行本身的内在要求决定的，中央银行的货币供给并不是一种主动的选择行为，而是一种被动的适应，因此，货币供给量是经济体系中的内生变量，中央银行对货币供给的控制只能是相对的[4]。较早提出货币内生性的是，1959年英国拉德克利夫委员会发表的《货币体系之运转报告》：“对经济真正产生影响的是包括货币供给在内的整个社会的流动性，试图控制货币的努力会促使经济主体用其他流动性的资产来代替货币，以至于货币政策无法实施，只有对经济中的一般流动性加以控制才是一种有效的货币政策”。托宾认为人们会根据成本和收益，在货币与其他金融资产之间做出选择，货币同其他金融资产一样，其供给和需求取决于持有该种资产的成本和收益。货币供给受到货币需求以及公众资产组合的优势等因素制约，因而整个金融系统和公众共同决定了货币供给[5]。格利和肖指出，由于非银行金融机构也具有货币创造作用，并且这种非货币金融是在货币当局控制之外。
后凯恩斯货币经济学的代表人物温特劳布、卡多、拉沃伊、莫尔、明斯基、罗西斯和埃尔利等人在上世纪70和80年代陆续提出了“适应性内生货币供给理论”和“结构性内生货币供给理论”。他们有的认为货币供给与实际产出水平以及就业有直接关系，而与物价水平只存在间接关系，为了防止信贷紧缩导致灾难性的债务紧缩，中央银行除了满足“交易需求”外别无选择；有的则强调当银行和其它金融中介机构的准备金不足时，主要是通过创新性资产负债管理，即银行贷款创造银行存款，商业银行再根据存款来寻找储备，而贷款又是由具有信用的企业或个人决定的，中央银行无法控制经济中的贷款量，因此也就无法控制货币存量。内生性货币理论的提出和发展重新诠释了中央银行的货币供给行为。
二、货币供给与流动性过剩
2010年，我国官方开始适用社会融资总量的统计。站在内生货币供给理论角度，随着金融创新和发展，履行货币职能的金融资产数量和种类越来越多，传统的金融业统计范畴已经不能涵盖整个社会资金的流动和变化，货币供应量指标与产出和物价变动间的相关性越来越弱。与此同时，社会公众、商业银行、非银行金融机构、政府等货币创造能力越来越强，各种新型金融衍生工具的出现和新型融资方式、渠道的诞生大大降低了中央银行的货币控制能力。因此，货币供给“过剩”，主因不是由供给方决定，而是由需求方决定。
（一）货币需求倒逼货币供应
上世纪90年代中期以来，我国货币结构发生了根本性的变化，执行交易媒介职能的货币占比逐年下降，执行资产职能的准货币成为主体，这种货币结构导致货币供求均衡的主导力量由供给转向需求方面，而在需求结构中居民又占绝对主体[6]。从中央银行角度看，这种超额货币供给具有很大的被动性，由于其转化为其他金融资产形式，所以并未对物价造成压力。许多实证研究也证实了这一点，如伍志文（2003）通过对货币形态的扩展，认为大量货币在资本市场的集聚是导致我国货币超额供应，进而出现“中国之谜”的重要原因[7]；王一萱、屈文洲(2005)认为，我国货币市场和股票市场上存在信贷资金套利的行为，大量货币通过灰色渠道流入股票市场的可能性是产生“迷失”货币的重要原因[8]；易纲和王召（2002）基于所建立的货币政策传导模型，认为在股市存在时，货币供给的增加并不会完全转化为商品价格的上升，而会有相当一部分在股票市场上溢出，而我国股市的投机性质所带来的价格“超调”现象加剧了这一不对称性，即使考虑股票价格上升所产生的财富效应和产量扩张，货币供给也不可能完全反映到价格和产出的变化上来，因此股市溢出和超调是我国货币“迷失”的重要途径[9]。张杰（2006）则认为，中国的高货币化和货币“迷失”现象具有深刻的政府行为内涵，政府部门对银行体系的运转进行了过多干涉，提供了大量显性补贴和隐性担保，经济中的货币供给将高于市场化条件下的最优水平，由此出现在货币数量论框架下的货币“迷失”[10]。审计署的2010年审计公告中显示，我国地方政府融资负债约10万亿元，占2010年年末人民币贷款余额47.92万亿元的20.9%。除此之外，地方政府还存在大量的银行外其他信用融资，不但数额较大，而且隐蔽性强，难以统计。地方政府融资相较于银行贷款，具有软约束性，容易游离于宏观调控之外。
货币乘数是连接货币供给与基础货币之间的纽带，主流货币理论主张货币乘数是基础货币扩张的倍数。一般来说，中央银行可以通过公开市场操作来控制基础货币，但对货币乘数的控制能力有限。原因在于中央银行虽然可以通过调整法定准备金率来影响货币乘数，但超额存款准备金率、提现率则主要取决于银行和居民的行为选择，中央银行不能随意控制。2011上半年，央行连续六次上调法定存款准备金率，大型金融机构的存款准备金率达到21.5%，接近历史最高水平，理论上货币乘数相应下降，但实际结果确是货币乘数仍在不断扩大，看起来是信贷投放逐步受到限制，但存款增长率出现持续下降甚至负增长，表现为企业存款大幅下降，直接转向投资或经营领域，居民储蓄存款通过民间借贷途径投向企业或经济实体，形成罕见的“全民借贷”现象，直接抵消了央行的调控效果。另外，我国货币乘数的变动具有明显的顺经济周期的特征，从而在一定程度上使货币供给内生于经济的周期波动[11]。还有许多学者的实证研究也支持了我国货币乘数呈现出内生特性的结论。
（二）基础货币内生性的表现形式
基础货币的内生性主要体现在三个方面：一是在再贷款与再贴现的“倒逼机制”上，由于经济转轨时期预算软约束的特征，财政和企业往往患有投资饥渴症并转化为银行信贷的软约束，形成适应性内生货币供给式的“倒逼机制”；二是在债券公开市场操作上，中央银行主动性匮乏，由于适合央行公开市场操作的债券资产短缺，而中央银行本身债券也不足，难以通过逆回购业务收回基础货币，只能通过投放短期资金的单向操作，同时中央银行还要受到其他银行机构有无反向交易意愿的影响，灵活性和主动权受到一定的束缚；三是在外汇公开市场操作上，在有管理的浮动汇率制度和渐进性的汇率改革条件下，央行通过外汇占款投放基础货币具有很大的被动性，这意味着在开放经济条件下，基础货币数量成为依赖于外汇市场状况的内生变量。总之，货币供应的内生性会扩大货币乘数并使市场流动性膨胀。
三、流动性过剩与通货膨胀
（一）国际金融危机是本次流动性过剩的起因
2010年中央经济工作会议将“管理通胀预期”作为我国宏观调控的一项重要任务来抓，2010年下半年至2011年6月15日，央行一直把抑制通货膨胀作为宏观调控的主要目标，加息4次至3.25%，11次上调存款准备金率最高达21.5%，但是，通货膨胀依然居高不下。统计数据显示，5月中国居民消费价格指数(CPI)同比上涨5.5%，PPI上涨6.8%，5月份CPI的同比增幅已经处于2008年7月以来的最高位，创下34个月来新高。从表面来看，流动性过剩成为本次通货膨胀的主因，但通过实施严厉的调控流动性政策后，通货膨胀趋势并没有减弱趋势。2009年，我国曾一度实施了宽松的货币政策和4万亿投资等一系列的应对措施，随着经济形势的好转，货币政策逐步向稳健转变。纵观这一过程，央行向市场释放流动性是迫于经济发展的压力，而收回流动性则是迫于市场价格的压力。近期我国江浙广东一带中小企业经营形势一度下滑，破产公司数量甚至超过金融危机以前，这是在当前流动性依然过剩的情况下发生的。
（二）我国通货膨胀的复杂性
从中国本轮经济通货膨胀的发生原因看，受三方面因素影响。一是自2009年来的货币超发。二是在全球货币量化宽松大背景下，国际贸易收支和汇率等因素的变动会直接影响国际商品价格；通胀将通过农产品和工业品链条分别传导到国内；通过贸易和非贸易部门的比价效应，通货膨胀进一步由贸易部门向非贸易部门扩散，最后引起价格的全面上涨。三是国际铁矿石、有色金融、原油等原材料和能源价格大幅上涨所引发的成本推动。当前中国经济正在走过“刘易斯拐点”。从实证研究来看，一个经济体在走过“刘易斯拐点”之后，往往伴随着较长时间低端劳动力工资水平的快速上涨。由于工业品的价格传导存在着明显的价格黏性，成本压力主要表现在低端劳动力密集程度较高的农产品上，容易引起农产品价格的波动。随后，劳动成本会通过向终端产品转移而引发整体物价与工资水平的螺旋式上升，最终促使成本推动型通胀压力在整个居民消费领域和工业制成品领域体现出来。
当前，中小企业的生存压力越来越大是一个非常严峻的问题，据全国工商联的调查显示，九成以上中小企业无法从银行贷款，当前中小企业生存难度超过2008年。鉴于通货膨胀的严重危害，央行必须做出收缩流动性的宏观决策。首当其中的影响是最需要资金的中小企业，如果中小企业出现大面积经营问题甚至破产，势必会影响整个国民经济的运行，为此，央行必须在收缩流动性、抑制通货膨胀和扶持中小企业之间做出妥协，但只要流动性依然旺盛，就必然会加重通货膨胀治理的负担。这实际上体现的是，资金在整个国民经济中的分配的不合理性以及产业结构的不合理性，大量的信贷资金流入了大型国企和垄断性行业，中小企业的生存环境本来就举步维艰，抗风险能力差，资金紧张不过只是“压倒骆驼的最后一根稻草”罢了。
四、结语
从以上分析可以看出，内生性是当前我国货币供应增长的主导性因素，而货币超发造就了本轮通胀的流动性基础。由于我国当前通货膨胀形成的因素较多，传导机制较为复杂，因此，单纯的抑制流动性并不能从根本上抑制通货膨胀的蔓延，过于严厉的调控反而会伤及经济的发展，近期大量中小企业的破产甚于金融危机就是例证。治理通货膨胀应当立足于经济结构调整、促进社会和谐发展等方面，制定协调、有序的长期治理措施，并容忍通货膨胀在一定幅度内存在。一是在控制信贷总量的同时，金融监管部门应该制定银行业信贷投放监管比例，引导更多的贷款投向中小企业；二是切实提高中小企业在国民经济中的地位，最大限度的削减市场垄断和行业垄断，除了影响国计民生、危及国家安全的行业之外，鼓励民间资本和民营企业参与和竞争，在税收、信贷等诸多方面保证中小企业享受平等的“国民待遇”；三是进一步加大社会信用融资统计和监管力度，尤其要防止银行外信用和融资膨胀，从而实现对整个社会资金流动性的有效控制。
参考文献：
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[10]王杰，谢明.中国货币供给是内生的吗――基于VAR
关键词：农业经济；货币控制
中图分类号：F302.1 文献标识码：A 文章编号：1674-0432（2011）-06-0015-1
1 货币与农业经济运行中的总需求与总供给的关系
（1）货币与社会总需求的关系。
这里论述货币与总需求的关系是从人类社会的生产与消费平衡层次上来把握的，因为从这一高度可以清楚看到货币在社会总需求的形成过程中的能动作用。
从中可以看出有六个环节是层层相扣的，其中社会总需求联系着社会消费，而货币的供求又决定了社会总需求。
（2）货币与社会总供给的关系阐述了货币对农业经济产出或社会总供给的“酶”的作用。货币是通过作用于农业经济运行中的实体变量如利率、储蓄、投资、消费等等达到影响社会生产的。货币对农业经济产出作用的过程，即是货币如何使社会实际总供给无限接近社会潜在总供给的过程。
第一阶段，由于存在大量闲置资源，此时货币投入能扩大 投资，增加生产，这时货币的边际产出效率是递增的。
第二阶段，当货币投入达到一定数量后，即使不增加货币也能扩大产出。
第三阶段，货币继续投入时，由于闲置资源的减少，此时货币的边际产出率开始递减，但其总产出还是递增的。
第四阶段，当闲置资源利用“干净”以后，再增加货币，此时货币边际产出率为零，其对农业经济产出不起作用。
第五阶段，货币的边际产出率为负数，此时，货币对农业经济产出起负作用。货币对农业经济产出的作用是通过使社会实际总供给无限接近社会潜在总供给实现的，这是个动态的过程。这一部分论述了货币对农业经济运行的两个重变即社会总需求与社会总供给的影响，为分析我国农业经济的货币控制特征提供理论依据论证货币是重要的，它对社会总供需的形成有至关重要的作用。
2 货币在我国农业经济中的作用及其控制
2.1 在我国，货币作用的社会经济条件
（1）市场经济体制的改革取向为货币对农业经济起作用提供了体制条件。
（2）社会闲置资源的存在。
2.2 我国货币在农业经济中作用及控制的特点
2.2.1 作为货币资金价格的利率在我国农业经济中的作用未能充分发挥对经济运行的调节 在商品经济中，价格机制是无比重要的。在西方国家，利率作为货币资金的价格在调节资金供求从而调节整个社会的总供求方面能比较充分地发挥作用。而在我国，利率却不能作为一种完善的价格机制发挥作用，原因在于：
（1）我国利率的形成不是由资金的供求共同作用决定的，而是带有很明显的行政特色；(2) 我国储蓄利率弹性低。
2.2.2 从我国农业经济波动与货币供给波动之间的关系中反映出的特征研究反映出的特点 由于农业经济波动是由农业经济运行中社会总供需的失衡而引起的经济扩张、收缩等经济现象，本文的分析是从农业经济扩张起点、过程、收缩等几方面展开的。
（1）扩张的起点。主要论述我国重速度的农业经济增长方式和农业经济的预算软约束体制造成的经济扩张的趋势。
（2）扩张的过程。扩张过程即是过分投资的形成过程，由于我国现阶段体制转轨的特殊因素，形成了其特有的货币供给的内生性，从而为过分投资的形成提供了可能。
（3）农业经济的收缩。在过分投资形成后，由于社会潜在供给能力是一定的，当社会闲置资源被充分利用，“瓶颈”部门又超常利用时，经济扩张受阻，政府为避免经济环境进一步恶化，在货币控制方面放弃货币供给的“规则”性，而采取“权变”方法，使货币控制形成非理性。
3 结论与建议
以上分析表明，在我国农业经济转轨时期，货币的作用及控制存在不规范性：利率机制不能充分发挥作用；货币供给的控制非理性。改变这一状况，在加速改革，建立完善市场机制的同时，注意以下两方面：
3.1 建立和完善利率机制
（1）由于我国利率不是由货币系统内部决定的一个内生变量和市场参数，因而，利率改革目标是建立符合客观规律的，符合资金利率和资金供求规律的利率机制。
（2）利用差别利率，为顺利过渡到合理利率做准备。
3.2 改变现阶段货币控制的非理性
(1)健全中央银行制度和金融市场，为货币的理性控制创造体制条件。
关键词：货币政策利率目标区社会福利最大化
从凯恩斯主义到新古典综合理论，人们认为利率是宏观经济政策的有效工具，并在实践中进行了广泛的运用，而货币学派又从新货币数量说的角度提出了以控制货币数量为目标的政策操作规则。但从目前世界主要经济发达国家的应用来看，利率仍是主要的操作工具，这与金融市场自由化与金融创新的发展是分不开的。本文试图从理论上对以利率目标区为货币政策目标的优劣加以分析，并得出相关结论。
关于货币政策的几个问题
一般而言，货币政策的执行可以分为如下几个层次：
依赖于通过
政策规则执行目标执行工具效果及反馈
由于货币传导机制不同，就会对央行期望达到的目标与执行工具间的相关性，以及央行对执行工具在多大程度上具有控制能力提出疑问。这也是讨论货币政策是否有效问题的关键。因此，本文在分析上依据如下的基本假定：如果总支出的各个部分与长期利率变动的联系十分密切，在此假定下，影响短期利率的货币政策措施与总量经济之间的联系就取决于利率的期限结构。决定货币政策是否有效，是实际利率与资本边际收益率的比较；稳态实际利率由资本边际产出决定，从长期考查货币政策对实际回报率不会有影响（货币超中性）；控制名义利率将会显著影响总体价格水平。
也就是说，从货币数量，价格水平，实际利率与产出的关系上考查，在长期中（在足够长的观察期内），货币、利率均呈现出中性的特征。因此问题就在于短期的利率水平是否影响产出、短期利率与长期利率的关系如何和以控制利率水平为目标的货币政策规则是否会引发价格的过度波动。
从理论上看，由于宏观经济政策的时滞性及信息不对称等问题的存在，货币政策的操作目标与实际效果间总是存在一定的偏差。同时在政策操作上，也存在着利率与总量目标不相容的问题（见图1,2）。这就对货币政策规则的制定设定了选择范围，即利率或是货币量。
图中I代表利率，M代表货币量。图1表示了以货币总量为目标的状态，当央行货币供给水平确定在MS水平的时候，由于货币需求的不确定性，Md会在央行预期的Md与实际的Md1Md2之间波动，由不同货币需求水平决定的市场利率会在I0I1I2间波动。也就表明以货币供给量为目标的货币政策将面对不确定的利率水平。图2表示了以利率为目标的状态，当央行确定I0目标利率的时候，央行预期的货币需求位于Md的位置，而当实际货币需求在Md1Md2间波动时，央行为确保利率目标的实现，必会调整货币供给水平，使实际货币供给量在Ms1Ms2间波动。
视利率为目标的货币政策，正是由于要调整货币供给量而可能在维护政策规则时付出其他代价。在其中价格的过渡波动会是直接的结果，如果在利率政策规则下，由货币供给引发的价格波动是可以接受的，则利率规则就是可取的，否则就是不可取的。无论从短期还是长期考察，货币政策都能影响名义利率，依靠费雪方程式就可以将实际利率、预期通胀及名义利率联系在一起。由于利率与总量目标的不相容性，名义利率目标与通货膨胀目标彼此无法单独选定，故而控制名义利率就会对总体价格水平产生显著影响。
标准化的研究模型
yt=yc+α(pt-Et-1pt)+et
yt=α0-α1rt+ut
mt-pt=-cit+yt+vt
it=rt+(Etpt+1-pt)
式中y代表产出m代表通货数量p代表价格水平的对数；r代表实际利率i代表名义利率；yt,yc分别代表当期产出和预期的产出。既当期产出是预期值与通胀率的函数，实际货币供给是产出与名义利率的函数，名义利率是通胀率与实际利率的函数。其中通货数量（名义的货币供给）确定产出y，价格水平p；名义利率i由系统内生决定。
当央行实行以固定名义利率水平的目标政策时，固定it=IT，以上总供求方程式变为：
yt=yc+α(pt-Et-1pt)+et
yt=α0-α1rt+ut
It=rt+(Etpt+1-pt)
上式的明显变化是货币供给方程式不再是计算内容。因为已知实际产出、价格水平和名义利率，名义货币水平就可以由货币需求公式内生的决定。问题在于央行要严格的控制名义利率i,由此影响消费及决策，但影响总需求的却是预期实际利率r。这也就对利率目标区设定规则的灵活性产生了影响。
观查上式pt-Et-1pt；Etpt+1-pt；式中的价格水平仅是一种预期误差，或说是一种预期变动率的形式（类似费雪方程式Etpt+1-pt）。假定序列｛p*t+i｝i=0∞是一种均衡，pt-Et-1pt或Pt*就是不确定的。得出此结论意味着，P对yt及r无影响，故而仅要求预期通胀率满足：
iT=([α0-yt+ut]/α1)+Etpt+1*-pt*
价格水平的不确定性，被认为是纯粹钉住利率过程的潜在问题。即如果经济主体不关心绝对价格水平，同时央行也不关心这一问题，那价格的上扬就是不可避免的，这与美国上世纪70年代中后期出现的情况是相符的。而事实上这是不可能的，价格水平的无限上扬是不可接受的。
以上分析的意义在于，钉住名义利率不变规则下，央行若令货币数量随价格变化进行调整而令实际货币余额保持不变，也即通胀水平保持在一定的范围内，利率规则就是可取的。那么余下的问题是这种状态是否存在。
对如上问题的讨论实际上提出了央行实行怎样的货币供给方式，能够在实现利率目标的前提下不出现通胀的失控。麦卡伦(1986)曾强调指出，不确定性问题与多重均衡问题有所不同，后者涉及到的情形是多个均衡的价格路径同时与给定名义货币供给路径相匹配。央行对名义、实际货币供给量控制的方式或说途径就成为了问题的关键。货币供给方式的视角
以名义货币供给为实际操作工具
假定央行以名义货币供给为控制利率的操作工具，并钉住名义目标利率进行调整。
引入模型：
mt=μ0+mt-1+μ(it-iT)
其中m代表名义货币供给，上式的含义在于，名义货币供给增长率取决于名义利率偏离目标利率的程度。如果it围绕着目标利率iT随机的波动，则名义货币供给增长率为μ0。随μ趋向于无穷，名义利率对目标利率的偏差如果会收敛，那么价格水平的确定性就可以保持。通过对上式的求解，可以得出结论mt是非稳态的，同时m的这一属性也就导致价格水平的非稳态性质。也就是说价格水平误差会随着预测期的延长而加大。这就表明了，在钉住目标利率的政策规则下，以名义货币供给为实际操作工具的作法是不可行的。
以实际货币供给为实际操作工具（或说以趋势稳定的方式进行货币供给）
假定央行以趋势稳定的方式进行货币供给，上述模型变形为：
mt=μ＊+μ0t＋mt-1+μ(it-it)
式中隐含了平均货币供给增长率稳定为μ0的假定，同样进行如上式相同的验证过程，可以得出结果，名义利率与价格水平随机表现为一种均衡。也就是在特定确定货币供给规则下，均衡的价格水平是趋势稳定的，同时预期误差方差并不随预测期的延长而无上限的提高。
通过如上的分析，可以得出下述结论：在理论上货币政策的实施可以减少名义利率波动，同时并不引起价格水平的不确定性，既在理论上可以认为在特定货币供给规则条件下，目标利率货币政策规则是可行的；名义货币供给的基本表现，并不单一的取决于钉往目标利率的约束，这一目标可以通过不同的货币供给过程实现。
利率政策的最优性
如果盯住目标利率的政策规则是可行的，那么适当的目标利率水平又应当如何确定呢？
笔者认为这是个较为复杂的问题，以上是以央行为行为主体，依靠央行执行货币政策的独立性得以实现目标利率政策规则。但如果将央行的政策执行置于同政府宏观经济政策相一致，或者说是两种政策的搭配角度上来看这个问题的话，可能就会出现其他结果。
政府的目标函数决定了他的政策取向，也就决定了其宏观经济政策的取向。这样一种自然福利标准的设定是相当困难的。脱离现实的宏观经济状况，单纯的用理论模型来解释是不可取的。政府面对的宏观经济现况可能会比任何现有的经济模型所解释的情况都复杂。故而以目标利率为货币政策规则的设定必定与政府宏观经济政策取向是大体一致的。从理论方面对这个问题的研究，有的使用了一般均衡、代表人模型（卡尔斯托姆19951997）。其借用了预付现金模型，假定消费者资金必须从名义货币余额中筹措，此时正的名义利率表明对消费开征了一项隐性税收，这就影响到家庭在现金商品与信用间的选择。在模型中引入一期价格粘性可得出结论，固定名义利率会消除资本积累的扭曲，利率钉住帕累托优于固定的货币规则，而且对于任何都存在某种货币增长过程，类似于可变价格模型中的实际均衡状况。即可以在外生名义货币供给过程下决定价格水平与名义利率。这实际上与上文中的研究结论是一致的，都论证了利率目标区货币政策规则的最优性与可行性。
当然，尚未解决的问题还是存在的。设定何种利率及利率水平依然是个没有得到解决的问题。同时关于短期利率与产出，长期利率与产出，短期利率与长期利率间的关系；价格水平与利率的相关程度或说通胀水平与利率的相关程度有多大等在理论上也未达到统一。放弃在本文第二部份中标准化的研究模型，分别在封闭及开放环境中及受到外部冲击条件下进行讨论，利率目标区货币政策规则是否是最优政策选择的结论可能是不一致的。
关键词：外汇储备；基础货币；协整
在一个开放经济体系中,外汇储备变动已成为国内金融政策和对外金融政策的连接点,成为反映本外币政策冲突的关键性政策指标之一,也是影响货币政策有效性的重要因素。自1994年外汇管理体制改革以来，我国外汇储备持续稳定增长，出现了国际收支结构非对称性的双顺差。在我国现行外汇管理体制下，外汇储备攀升造成的外汇占款问题已影响到我国基础货币的投放，增强了货币供给的内生性，限制了货币政策的操作空间，对维系币值稳定和控制通胀水平都产生了很大压力。因此，研究外汇占款对基础货币供给的影响，探讨相关的政策建议和解决途径，关系到我国货币市场及金融秩序的稳定。本文从理论和实证两方面分析外汇储备对我国基础货币投放的影响,揭示外汇储备及其变动在货币政策中的地位和作用。
本文第一部分探讨了外汇储备对基础货币供给影响的理论基础和影响路径；第二部分为外汇储备对我国基础货币供给影响的实证分析；第三部分给出了实证分析的结论以及从中获得的启示。
一、外汇储备对基础货币供应量影响的理论分析
20世纪60年代前,经济学家大都将货币供给量视为中央银行可加以绝对控制的外生变量,凯恩斯就认为货币是外生变量,中央银行可以决定基础货币的水平,而货币供给又是基础货币的稳定函数,因此货币供给由中央银行所决定。60年代以后,许多经济学家认为货币不是取决于货币当局的政策意愿,而是取决于经济体系中实际变量,新剑桥学派的卡尔多(1977)则认为货币是内生性特征。后凯恩斯学派的格利和托宾从金融创新和货币乘数等角度说明了货币供给具有内生性和不可控性。承认货币供给的内生性，是要分析外汇储备变动是否是引起基础货币变动的前提。
基础货币（Monetary Base）也称为高能货币（High-power Money），是具有货币扩张或收缩能力的货币，是货币供应量形成的基础。基础货币为流动于银行体系之外的现金和存款货币银行保有的存款准备金（准备存款与现金库存）之和，基础货币直接表现为中央银行的负债，表示为：MB=C+R。
根据国际收支货币分析说,在假定一国货币需求函数为一长期稳定函数的前提下,开放经济中一国基础货币由两个途径产生,即国内信贷(用D表示)和国际储备(主要是外汇储备,用F表示),则有:
MB=D+F
其中,D表示中央银行国内信贷,包括中央银行对金融机构的再贷款、对国家财政的透支和贷款以及一些财政性质的贷款以及其他以放款、证券投资等形式进行货币投放的项目;F表示中央银行国外净资产,即国家的外汇储备。而货币供给M为基础货币与货币乘数的乘积,于是有:
M=m·(D+F)
其中,m为货币乘数,m·D为国内货币供应量, m·F为由外汇储备波动引致的货币供应量。
由上述关系式可以得出以下结论:首先,在开放经济条件下,外汇储备变动是货币供给量变动的重要渠道,因而贸易余额和资本流动通过影响外汇储备会对货币供给产生冲击；其次,外汇储备占款是中央银行的一项重要资产,具有高能货币的性质,通过乘数效应对货币供给产生成倍的放大作用。可见,中央银行通过收购外汇,同时投放基础货币的行为影响基础货币,由此外汇储备与基础货币供给产生内在的逻辑联系。
一般情况下，只有当中央银行收购外汇形成外汇占款时，才成为基础货币投放增加的动力，而并不是所有国际收支顺差引起的外汇储备上升都会导致基础货币的扩张。当外汇占款造成了基础货币的投放压力时，如果外汇占款占基础货币的比例不大，也很容易通过收缩国内信贷等方式进行冲销操作，以抵消货币扩张效应。我国自1994年以来实行银行结售汇制度，除境外机构和投资者持有的外汇可以在指定银行开设现汇账户外，国内企事业单位所得外汇收入必须按当日外汇牌价卖给指定银行，而外汇指定银行由于受外汇头寸的限制，多余头寸需要在外汇市场上再出售给中央银行，实际上中央银行成为了银行间外汇市场上唯一的做市商。虽然2003年允许中资企业在指定银行开设外汇结算账户，但也仅只能保持在一定的限额之内。
这种以强制结售汇制以及资本与金融项目的管制为主要特征的我国外汇管理制度，是我国官方外汇储备增加的制度性原因，也是根本性的原因。其造成的结果是：外汇储备被动地集中到国家手中，外汇储备的增加直接引起外汇占款和基础货币投放的增加，银行和企业、居民等微观主体持有的外汇由于政策的制约具有刚性，没有同步增长，中央银行的外汇储备与民间持有外汇所占外汇总量比例的差距日益增大。随着外汇储备规模增加并向国家集中，外汇占款在基础货币中占有相当大的比例，以冲销操作维持合理货币供应量的余地越来越小，外汇占款增加引起的基础货币增加的压力转化为基础货币的现实增加，并导致货币供给量的扩张。本文对我国外汇占款与基础货币关系的研究就是建立在这种传导机制的基础之上的。
二、外汇储备对基础货币影响的实证检验
1. 变量选取与数据处理
本检验以基础货币(MB)为因变量。在自变量的选择方面,从中央银行资产负债表的资产方来看,基础货币的投放渠道主要为外汇占款和对金融机构的债权,而外汇占款主要是受外汇储备的影响,这在本文理论部分已有论述,因而将外汇储备(eF)作为自变量之一。
除此之外,货币当局对金融机构的债权受再贴现利率(RR)的影响。而从基础货币的定义可知,基础货币由流通中的现金和准备金组成,因而受到法定存款准备金率(LRR)的影响。为了保证模型的完整性,也将这些因素作为自变量纳入模型。
2. 实证分析
首先采用ADF检验法对各变量的平稳性进行检验,其次进行协整检验，最后因果关系检验，均通过，说明变量之间存在协整关系和格兰杰因果关系，因此可以用OLS方法对各变量进行回归，得到LNMB和LNEF、LRR、RR之间的长期关系方程为：
LNMB= 7.20120 + 0.3244524*LNEF + 0.05275847*LRR - 0.04825578*RR (3.1) 45.19 18.56 15.42 -4.66
(0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000)
R2=0.993124 D.W=1.68 F=1636.866 T=38
由 回归方程的参数可知，模型的拟合优度很高，D.W.=1. 68略微偏低，说明残差序列可能存在着自相关性。对模型进行一、二阶LM检验，结果显示，在5%的显著水平上都不能拒绝原假设，即模型不存在一、二阶自相关。LM和其他残差检验结果见表1。各项检验都表明，模型统计性质良好，残差符合正态分布，且模型不存在异方差。
表1 模型诊断结果 检验
LM1
LM2
正态性检验
White检验
（不带交叉项）
White检验（带交叉项）
F统计值
0.589092
0.589092
2.232411
1.004626
0.582076
P值
0.4482
0.1794
0.327520
0.4026
0.8003
通过对2001年至2010年季度数据的检验可以看到，我国的外汇占款与基础货币之间存在着协整关系，即存在着长期稳定的均衡关系。模型（3.1）是对这种长期稳定均衡关系的数学描述。从各自变量的系数和显著性都可以看出,在长期中,外汇储备对基础货币的影响是最大的,基础货币对外汇储备的敏感程度明显强于其它自变量。需要说明的是，在此模型中由于EF与MB均进行了对数处理，回归系数0.3244524是FE对MB的弹性系数，即EF每增加1%，MB相应增加0.3244524%，这表明外汇储备对基础货币的影响十分明显。这充分映证了前文的理论论述:在我国现行的外汇储备政策和外汇管理体制下,我国外汇储备的变动对基础货币的投放有显著影响,增强了基础货币的内生性。随着我国外汇储备规模的迅速增长,必然给基础货币调控制带来巨大压力。此外,存款准备金率和再贴现率对基础货币的影响虽然具有显著性,但从系数来看,影响程度很小。这也从另一方面论证了随着外汇储备对基础货币影响的增强,基础货币更多地通过外汇占款投放,外汇占款对基础货币的形成及其影响作用过于集中,甚至是比较被动的运用,使得其它调控基础货币中国内信贷工具的作用不大,从而增强了基础货币的内生性。客观地讲,这样对货币政策的有效传导是不利的,因为外汇占款的运用限制了其它政策工具对货币供应量的影响,有可能会降低货币政策工具运用的有效性。
三、结论和启示
利用所构建的理论模型，可得以下重要启示:
1. 从长期来看,外汇储备对基础货币有显著的正向影响。外汇储备每变动一个百分点,基础货币就同方向变动0.324个百分点。外汇储备是货币乘数的格兰杰原因(显著性为0.0326)。这一结论符合中国外汇体制现状: 政府结售汇，通过外汇占款影响基础货币。 而在现实经济中,外汇储备的变动是由国际收支状况影响的,这就加大了中央银行对货币供给调控的难度,给开放经济下本外币政策的协调带来压力。
基于这种影响,在我国目前外汇储备超常增长的形势下,需要通过调节国际收支、进一步改革外汇管理体制以及发展公开市场操作等新的冲销手段方式解决这一问题。国际收支失衡是通过现行的外汇形成制度对基础货币产生影响的。如果现行的外汇形成制度不改变，这种传导途径就会一直存在，中央银行也就会一直处于购买外汇，以外汇占款的形式投放流动性，然后再通过冲销操作回收流动性这一困局之中。因此只有对我国目前的外汇形成体制进行一定程度的改革才有可能从根本上解决这一问题。
2. 根据格兰杰检验，准备金率与基础货币的联动性非常高，准备金率的变动是基础货币发生变动的显著原因。但根据模型3.1可知，准备金率的变动使基础货币变动的比例很小，准备金率提高1%（绝对变动），基础货币仅变动0.053。因此准备金率虽然是影响基础货币的一个重要变量，但影响力不大，如果过于依靠这一个工具，达不到货币政策的既定效果。而过高的准备金率将不利于我国的银行系统，会带来一些难以控制的副作用。
近两年来，为了收紧流动性，央行频繁的提高准备金率，变动次数多，幅度也非常大。与欧美国发达国家相比，我国目前的17%的法定存款准备金比率严重偏高。据统计，发达国家中，美国的法定准备率为3%、德国为5%、日本为2%、英国为0.5%，在公开市场操作和再贴现等其他货币政策工具日益完善的情况下，有些国家甚至已经取消了法定准备金制度。尽管具体国情不同，但是我国的金融业已经日渐开放，并且越来越国际化。从长远来看，偏高的法定准备金率会让我国商业银行在国际竞争中处于不利状态，不利于促使银行主动寻找资金投向，参与市场竞争。
另外，一种政策从开始实施到产生结果，中间会有时滞，准备金率也是如此。在前期政策效果还没有显现之前，就盲目地加大政策力度，往往会造成政策适用过度，本来想对经济降温，保持平稳健康发展，却导致经济降温过渡，抑制了经济的正常发展。
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。
关键词：货币供给量 通货膨胀 经济增长 投资 消费
问题的提出
货币供给量是各国货币部门在其货币政策中时常采用的一个中介目标，通过货币传导机制对整个宏观经济环境和市场资源进行疏导和调配。2008年后，为应对由美国次贷危机引发的全球性金融危机对我国经济所造成的影响，中国人民银行施行了较为宽松的货币政策。以广义货币供给量M2为例，金融危机后，由2008年1月的417846.17亿演变为2013年9月的1077379.16亿。不到六年的时间，增长了157.84%，相较于世界上其他经济体量相似的国家：美国、英国、日本，按汇率计，是美国的1.5倍、英国的4.9倍、日本的1.7倍，而相较于其他经济发展水平相似的发展中国家，更是相差甚远；我国同期GDP同比增长率一直稳定在8%左右的高增长水平；同期CPI累计增长率较大（详见图1：M2、GDP同比增长率、CPI累计增长率）。这一时期内货币政策更多关注于经济增长而非稳定币值。由宏观经济理论和货币理论观点，货币政策的最终目标之间存在一种内生性矛盾：即经济增长与充分就业必然是以牺牲物价稳定为代价的。再者，经济增长是货币传导机制里的最终目标，货币供给量实际上是从多个方面对最终目标进行影响，如：投资、消费、出口等。而仅仅以描述统计方法和粗略的横纵向比较为依据来分析和研究我国货币供给量与经济增长、通货膨胀的关系，是不具有科学性和说服力的。在此基础上还需做更加精确的实证研究。
相关文献综述
在研究货币供给量与经济增长、通货膨胀之间关系的国内文献中，大部分研究者会选择一个问题进行研究，但并没有统一的认识与结论。就笔者所参考2000年以来的近三十篇相关文献，多数研究者将货币供给量与通货膨胀之间的关系作为研究对象，如朱慧明、张钰（2005），杨奇志、朱胜男（2012）等。将货币供给量与经济增长之间的关系作为研究对象的研究者相对较少，如杨建明（2003）。而对于货币供给量具体通过怎样的方式去影响经济增长这一问题，相关文献没有做出合理规范的解释说明。
在研究问题的角度上也存在一定偏差，一部分研究者关注于货币需求方程的建立与说明，如王少平、李子奈（2004），谢仍明、马亚西（2012）的研究。一部分研究者关注于通货膨胀是否是一种货币现象，经济增长是否与货币供给量存在联系，如杨建明（2003），朱慧明、张钰（2005），马雪彬、朱东洋（2010）的研究。在问题研究的过程中，研究者的方法大体一致，构建误差修正模型和进行格兰杰因果关系检验等成为主要研究手段。
笔者在进行相关文献综述时发现：在研究方法大体一致的情况下，不同时期的实证分析往往得到有差异甚至对立的结论。例如：王少平、李子奈（2004）选取1976年至2002年的数据，运用协整关系检验和短期因果关系检验得出：我国货币需求的长期稳定性依赖于时间趋势，货币政策的目标变量应为M1。而谢仍明、马亚西（2012）运用2000年第一季度至2008第三季度的数据，在经过单位根检验、协整关系检验后，对M2、M1、M0分别进行了估计，建立对应的货币需求函数表明：M2、M0的需求方程存在较为明显的协整关系，M1的需求方程协整关系不强。但M2短期需求方程不稳定，M0适宜作为货币政策的中介目标。由此可见，对不同时期的货币供给量与经济增长、通货膨胀的实证研究是有必要的。考虑到样本量不足等其他因素，大多数研究者都选用金融危机前的数据，有关金融危机后货币供给量与经济增长、通货膨胀的实证研究较少。就笔者看来，对金融危机后的货币供给量与经济增长，通货膨胀的研究从理论和实践的角度都是有意义的。
理论模型与研究思路
格兰杰因果关系检验可以从统计意义上验证两个变量间的因果关系，为理论与实际中因果关系判断提供重要的参考依据。本次实证分析选择其作为探究货币供给量与经济增长、通货膨胀关系的主要计量经济方法。格兰杰因果关系检验假设对于两个变量X与Y中每一变量预测的信息全部包含在这些变量的时间序列之中。检验要求估计以下的回归：
（1）
（2）
其中白噪音μ1t 和μ2t 不相关。
若存在由X到Y的单向因果关系，则（1）式中滞后的Y的系数估计值在统计上整体的显著为零（即），同时（2）式中滞后的X的系数估计值在统计上整体的显著不为零（即），称X是引起Y变化的原因；若存在由Y到X的单向因果关系，则（2）式中滞后的X的系数估计值在统计上整体的显著为零（即），同时（1）式中滞后的Y的系数估计值在统计上整体的显著不为零（即），称Y是引起X变化的原因；若X和Y互为因果关系，则（1）式中滞后的Y的系数估计值在统计上整体的显著不为零（即），同时（2）式中滞后的X的系数估计值在统计上整体的显著不为零（即），称X和Y间存在双向因果关系；若X和Y间不存在因果关系，则（1）式中滞后的Y的系数估计值在统计上整体的显著为零（即），同时（2）式中滞后的X的系数估计值在统计上整体的显著为零（即），称X和Y间不存在因果关系。
格兰杰因果关系检验是通过受约束的F检验完成的。（1）式假定当前X与Y自身以及X的过去值有关，而（2）式对Y也进行了类似假定。对（1）式而言，其原假设H0 ：δ1=δ2=…=δi=0。对（2）式而言，其原假设H0 ：α1=α2=…=αi=0。针对各式中变量参数整体为零的原假设，分别作包含与不包含变量的回归，根据回归所得的残差平方和计算F统计量，比较F分布相应临界值，拒绝或接受原假设。
基于菲利普斯曲线和相关货币理论中货币政策最终目标内生性矛盾的启发，笔者并未将研究角度局限于仅研究货币供给量与经济增长或者货币供给量与通货膨胀单方面关系而是同时考察货币供给量与两者的关系。一方面考虑到我国货币传导机制对经济增长存在滞后期的影响，笔者采用2008年第一季度到2013年第三季度GDP与M2季度数据来考察货币供给量与经济增长的关系，在此基础上，由于经济增长并非直接受到货币供给量的影响，而是受其间接调控，笔者着重考察货币供给量通过怎样方式影响经济增长这一问题，进一步检验货币供给量增长率与消费、出口、投资三者增长率间的因果关系。另一方面采用2008年1月到2013年9月CPI与M2月度数据来考察货币供给量与通货膨胀的关系。结合以前研究者的较为成熟相关成果和结论，对原始数据进行必要的筛选、处理和调整，通过平稳性检验和协整关系检验、格兰杰因果关系检验等计量经济方法来验证和说明金融危机后中国人民银行所应用的货币政策究竟对我国近期的经济增长、通货膨胀是否产生了影响，怎样产生影响。得出实证分析结论并同时提出后续应该关注的一些问题。
实证分析
（一）数据的筛选与调整
在实证分析中，模型需要涵盖研究所有变量的相关信息，所以表征量的取舍尤为重要。GDP（国内生产总值）是指一定时期内一个国家或地区生产的全部最终产品和劳务的价值，也是衡量这个国家或地区经济运行的最佳指标，普遍地用来表征一个国家或地区经济增长状况。通货膨胀通常由CPI（居民消费价格指数）和RPI（零售物价指数）两种衡量指标进行衡量。在指标编制的原理与方法上，RPI并未将服务价格包括在内，就我国第三产业的生产总值已占国内生产总值的46.09%的经济现实，CPI更能全面衡量我国通货膨胀表现。货币供给量的表征量选取M2（广义货币供给量），M2不仅包括流通中的现金和活期存款，还包括定期存款，能充分反映我国经济运行中的货币总量。同样近年来的相关研究与文献表明：M2相对于M0（流通中的现金量）、M1（狭义货币供给量）等货币供给量衡量指标而言，更具有外生性。同时随着我国的信贷规模扩大，M2更能满足货币数量论的要求。
在研究货币供给量通过何种方式影响经济增长的问题时，需要能代表投资、消费、出口的表征量。固定资产投资包括基本建设、更新改造、房地产开发投资、其他固定资产投资四个部分，是投资量主要组成部分，固定资产同比增长率是反映和衡量一个国家或地区投资量增长的主要指标。鉴于我国经济现状，城镇居民消费水平同比增长率能充分代表我国消费水平的增长情况，相关文献也提供了理论依据。而进出口增长率是国内研究出口相关问题最具有代表性也最常用的表征量。本次实证分析采用的数据时间范围是2008年1月至2013年9月，与以往实证分析的数据选取不同，将金融危机后一段时期内相关研究对象的表征量独立考察，更加准确。本文应用计量经济学软件Eviews 6.0来进行实证分析。
根据选取原始数据的性质，在进行平稳性检验之前，使用X12方法对含季节因素的变量序列进行季节调整，剔除季节因素的影响。同时为消除异方差，在进行了季节调整的情况下，对需要调整的序列进行对数化处理，分别得到以下7个时间序列：M2季、GDP季、M2月、CPI月、G1、G2、G3（M2月、M2季表示M2经过季节调整后对数化的月度、季度数据；G1为进出口同比增长率（月度），G2为固定资产同比增长率（月度），G3为城镇居民人均消费同比增长率（季度））。
（二）平稳性检验
涉及时间序列数据的回归分析背后存在隐含假定：即这些数据是平稳的。如果将非平稳的时间序列数据进行回归分析，往往会造成变量间本来不存在实际意义的关系而回归结果却得出有意义关系的“伪回归现象”。平稳性的检验大体可分为两种：依据自相关函数的检验、单位根检验。本文采用应用最为广泛的ADF法进行单位根检验。表1、表2、表3为检验结果。
ADF检验结果表明，表1中：M2季序列为非平稳序列，其一阶差分在5%显著性水平下拒绝原假设，为平稳序列，即M2季～I（1），d M2季～I（0）。GDP季序列为非平稳序列，其一阶差分在5%显著性水平下接受原假设，在10%显著性水平下拒绝原假设，综合P值检验与样本量较小的因素，认为其一阶差分序列为平稳序列，即GDP季～I （1），d GDP季～I（0）。表2中：M2月序列为非平稳序列，其一阶差分在1%的显著性水平下拒绝原假设，为平稳序列，即M2月～I（1），d M2月～I（0）。CPI月序列为非平稳序列，其一阶差分在1%显著性水平下拒绝原假设，为平稳序列，即CPI月～I（1），d CPI月～I（0）。表3中：G1为非平稳序列，其一阶差分序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，均为平稳序列，即G1～I（1），d G1～I（0）。G2、G3在10%的显著性水平下拒绝原假设，均为平稳序列，即G2～I（0）、G3～I（0）。
值得说明的是，从经济学意义考虑，d M2月、d M2季作为M2月、M2季的差分序列分别表示M2的月度、季度增长率。检验G1、G2、G3与d M2月、d M2季之间的因果关系可以进一步解释货币供给量增长与出口增长、投资增长、消费增长间是否存在因果关系。而G1作为非平稳序列不具备与d M2月进行格兰杰因果关系检验的基本条件。在计量经济学中，如果两个变量是平稳的，即都是I（0），则可以直接进行格兰杰因果关系检验，如果两个是非平稳的I（1），要先检验是否存在协整关系，若有协整关系，可进行格兰杰因果关系检验。
（三）协整关系检验
就实证分析的经验来看，大多数经济变量都是非平稳的，由这些非平稳的经济变量所构成经典回归模型不具有统计意义，而实际经济活动和经济理论都指出某些经济变量间确实存在着长期均衡关系。利用协整关系检验，可以检验并构造出多个非平稳经济变量间的某种平稳线性组合。本次实证分析需要对两个非平稳时间序列进行协整关系检验，故采用由Granger与Engle于二十世纪八十年代提出的E-G两步法。
首先，将GDP季、CPI月作为被解释变量，M2季、M2月作为解释变量进行回归，得到回归方程如下：
（3）
（4）
由检验结果可知（3）、（4）式各解释变量的T统计量高度显著，调整后可决系数表明拟合程度优良，F统计量显著，用OLS法估计的回归模型合理。随后，对上述两个回归合理模型所生成的残差序列e1、e2进行平稳性检验。表4为检验结果。
检验结果表明在5%的显著性水平下，残差序列e1、e2均为平稳序列，即经济增长（GDP季）与货币供给量（M2季）、通货膨胀（CPI月）与货币供给量（M2月）存在协整关系，它们的长期均衡关系方程为（3）、（4）。值得注意的是，以上的两个长期均衡关系方程仅仅能表示两个变量间的依存关系，而并非具有统计意义上的因果关系，下文将助格兰杰因果关系检验来进一步研究变量间是否存在因果关系。
（四）格兰杰因果关系检验
由计量经济学理论，两个平稳的时间序列数据之间或非平稳但存在协整关系的时间序列数据之间可以通过格兰杰因果关系检验更深入探究两者关系，但在进行格兰杰因果关系检验之前，需要对格兰杰检验的最优滞后期进行确定，在此之前的大多数实证分析主观地看重货币供给对经济增长、通货膨胀的短期影响，在格兰杰因果关系检验中人为地设定最优滞后期而得到不具有可信度的结果。而格兰杰因果关系检验的最佳滞后期，是需要根据进行因果关系检验的变量构成的内生模型以及多种信息准则权衡确定的。
笔者首先构建四组双变量的VAR模型，随后在VAR模型的输出结果中计算各个滞后期的各种信息值，再根据SC、AIC信息准则找出最优滞后期。得到本次实证分析的最优滞后期并进行格兰杰因果关系检验。表5为最优滞后期判断结果，表6为格兰杰因果关系检验结果。
根据信息原则的重要性，样本量与估计参数量等因素综合分析，由表5得出最佳滞后期分别为：1、1、2、1。
由表6可知，在5%的显著性水平下，M2季是GDP季的格兰杰原因，拒绝原假设；GDP季不是M2季的格兰杰原因，接受原假设。d M2月是G2的格兰杰原因，拒绝原假设；G2不是d M2月的格兰杰原因，接受原假设。d M2季是G3的格兰杰原因，拒绝原假设；G3不是d M2季的格兰杰原因，接受原假设。在7%的显著性水平下，M2月是CPI月的格兰杰原因，拒绝原假设；CPI月不是M2月的格兰杰原因，接受原假设。
结论与展望
从整体的角度出发，金融危机后我国货币供给量与经济增长具有稳定的长期关系。金融危机后的货币供给量是这一时期经济增长统计意义上的格兰杰原因，即货币政策对经济增长产生了影响。然而经济增长却不是货币供给量统计意义上的格兰杰原因。理论上是符合宏观经济学与金融学有关货币传导机制与中央银行货币政策的主流观点；同样印证了实践中我国的“四万亿”宏观经济政策在金融危机后一定时期内对经济增长所起到的积极作用。
货币供给量增长与投资、出口、消费增长率表征量的实证结果表明，货币供给量增长是投资增长、消费增长统计意义上的格兰杰原因，而投资增长、消费增长并非是货币供给量统计意义上的格兰杰原因。出口增长与货币供给量增长不满足构成协整关系的条件，即不存在长期均衡关系。说明我国货币供给量通过投资、消费方面达到货币政策的最终目标之一，即促进经济增长。截至2013年前三季度，我国固定资产投资已达309207.6亿元，而我国2013前三季度GDP为386762亿元，固定资产投资占国民生产总值的占比高达79.95%。结合实证分析结论，笔者认为，投资成为货币供给量促进经济增长最重要的依托手段，然而这种靠主要投资带动的国民经济结构是否健康值得思考。
同样，金融危机后我国货币供给量与通货膨胀也具有稳定的长期关系。金融危机后的货币供给量是这一时期通货膨胀统计意义上的格兰杰原因，即通货膨胀是一种货币现象。而通货膨胀却不是货币供给量统计意义上的格兰杰原因。研究结果表明货币供给量是我国短期内通货膨胀现象的一个原因。同时回答了笔者在实证分析之前提出的问题，即货币政策的最终目标之间存在一种内生性矛盾：经济增长与充分就业必然是以牺牲物价稳定为代价的。
本次实证分析说明我国以货币供给量作为中介目标的货币传导机制是有效的，货币供给量的增加支持了我国在金融危机后一段时期内的经济增长与发展。并且从货币传导机制的有效性也侧面证实我国所进行的金融体制改革和市场经济体制改革已经逐步完善和同步。值得注意的是，我们不能单方面地追求经济增长而忽视物价的变动，因此对由货币供给量引起的通货膨胀需予以关注。近期，不论是美联储退出QE的方案，还是我国政府“盘活存量”的宏观经济思路也都意识到靠货币供给量拉动的经济增长是中央银行特殊时期的非常对策。经济增长在于技术的革新、生产力的发展、资本健康而自由地流动以及经济体系中的合理结构，而过多的货币供给量不仅容易导致经济结构出现失衡的问题，还可能使通货膨胀现象进一步恶化。
实证分析过程中也启发了笔者需要继续研究与考察的相关问题。本次实证分析更多关注货币作为交易媒介这一功能，而货币的资产功能在近年我国经济活动中所占的分量不可忽略，究竟有多少货币流入了实体部门，又有多少货币流入了证券、房地产等资产市场有待继续研究。另外，实证分析后期笔者同时也查阅了我国利率水平的变化趋势，按照经济学一般性理论观点，当货币供给激增时，资本价格（即利率水平）会降低，然而我国却出现了融资困难这样的“异常现象”，比较社会融资规模增长率与GDP的增长率不难发现我国可能存在货币空转的现象，那么衡量货币供给对实际的经济增长程度的具体影响同样值得思考。
参考文献：
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