我国货币内生性问题的实证研究

第 5 卷 第 5 期 上海财经大学学报 Vol. 5 No. 5 2003 年 10 月 Journal of Shanghai University of Finance and Economics Oct . 2003 中图分类号 : F82212 　文献标识码 :A 　文章编号 :100920150 (2003) 0520003208 我国货币内生性问的实证研究 李晓华1 ,侯传波2 ,陈学彬3 (11 上海国家会计学院 ,上海 201702 ;21 大华集团 ,上海 200436 ;31 复旦大学 金融研究院 ,上海 200433) 　　摘 　　要 : 　在回顾已有理论的基础上 ,本文采用协整、格兰杰因果和脉冲反应分析方法 , 对我国货币供应量的内生性进行了实证检验。结果显示 ,货币供给量对于总需求各因素的影 响程度并不相同 ,其中物价和投资是货币供应量的格兰杰原因 ,且随着时间延续两者冲击对货 币供应量的影响逐渐增大 ;财政支出受货币供给变动的影响较小 ;出口受货币供给变动的影响 最大。由此 ,我国的货币政策操作应该增强主动性和前瞻性 ,并更加重视利率、道义劝告等货 币量之外的调控手段。 　　关 键 词 : 　货币供给内生 ;协整 ;格兰杰因果 ;脉冲反应 　　作者简介 : 　李晓华 (1976 - ) ,男 ,山东省济宁市人 ,上海国家会计学院 ,经济学博士 ; 侯传波 (1971 - ) ,男 ,吉林省吉林市人 ,大华集团 ; 陈学彬 (1953 - ) ,男 ,四川自贡人 ,复旦大学金融研究院教授 ,博士生导师。 一、问题的提出 　　货币供给在整个货币政策体系中处于源头的地位 ,货币供给对于中央银行而言是否可控 是影响货币政策具体操作模式及其效应的关键问题之一。在国内诸多有关货币政策效应的实 证研究中 ,大都将货币供给量是外生变量作为隐含前提 ,来研究货币供应量的变动如何影响产 出和物价水平 ,进而对货币政策效果做出评价 (近期如刘斌 2001、2002 ;冯春平 2002 等) 。然 而 ,货币供应量的外生性在理论上并无一致的结论 ,我国的货币供给量是否可以完全被中央银 行控制 ,是评判货币政策效果所必须回答的一个基础性问题 ,而这恰恰被目前已有的相关研究 所忽略。 　　从我国目前金融运行的实情来看 ,近期的货币供应量屡创新高 ,截至今年 7 月末 ,广义货 币供应量 M2 余额为 20. 62 万亿元 ,同比增长 20. 7 % ;狭义货币供应量 M1 余额为 7. 62 万亿 元 ,同比增长 20 %。目前 M2 增幅已高于上年同期 GDP 和居民消费物价增长幅度之和 11. 9 个百分点。与此同时 ,我国全部金融机构各项贷款更是增速惊人 ,截至 7 月末的各项贷款余额 已达到 16 万亿元 ,同比增长 23. 2 % ,是 1996 年 8 月份以来最高的增幅。快速增长的货币供 收稿日期 :2003208229 给量引发了不少学者有关经济过热的隐忧 ,因而 ,有必要对我国货币供给量变动的影响因素加 以分析。本文在回顾相关理论的基础上 ,对我国货币供给量的内生性进行了实证检验 ,并对我 国货币政策实施提出了相应的改进建议。 二、相关理论回顾 　　货币供给是外生 (exogenous)还是内生 (endogenous) 的争论由来已久 ,19 世纪初英国的金 块论争以及此后的通货学派和银行学派的论争都对此已有所涉及。货币供给的外生论者认为 货币供给量是由经济运行之外的因素决定 ,如执政者的意志、自然条件、政策等 ;而内生论者认 为是物价、利率、产出等直接或间接地决定货币供应量 ,也就是说 ,货币供应量从属或适应于货 币需求。货币供给是外生还是内生 ,对货币政策应如何实施以及实施效果都具有重要意义。 如果货币供应量是内生的 ,中央银行就无法有效控制货币供给量 ,从而货币政策的实施效果就 会大打折扣。 　　从西方货币理论的发展来看 ,坚持货币外生论的代表者当属货币学派。弗里德曼提出的 “不变增长率”的货币控制就以货币供给能够被中央银行控制作为必要前提。货币主义者 根据一般所公认的存款与货币创造模型 MS = MB·m ,在统计数据的支持下得出了以下几个 结论 : (1)基础货币 (MB)与货币乘数 (m1 、m2) 相互独立 ,互不影响 ; (2) 影响货币乘数的各因素 在短期内是稳定的 ,长期而言也常会起反向作用而相互抵消 ,因而货币乘数可看作是常数 ; (3) 基础货币对货币供给量的影响比货币乘数要大 ; (4) 中央银行通过公开市场操作等政策工具 , 不但可以主动增减基础货币量 ,还可抵消货币乘数内某些系数变动的影响。由此得出货币供 给外生的结论。从 20 世纪 80 年代以后 ,西方国家央行的货币量目标屡屡失准 ,人们开始逐渐 认识到货币供给量并非由中央银行完全控制。事实上 ,在影响货币乘数 m 的诸多因素中 ,如 超额准备金率、现金漏损率、定期存款与活期存款的比例等都取决于商业银行和公众的资产选 择行为 ,在短期内是经常发生变化的 ,这也使得货币供给量呈现出内生的性质。 　　内生性货币供给的思想可追溯至早期的货币名目主义者詹姆斯·斯图亚特 ,他在 1767 年 出版的《政治经济学原理的研究》一书中 ,指出一国流通只能吸取一定量的货币 ,经济活动水平 使货币供给量与之相适应 ,这一原理后来被亚当·斯密加以继承 ,又被银行学派加以发展。马 克思从劳动价值论出发 ,认为在金属货币时代是商品和黄金的内在价值决定了商品的价格 ,从 而又与流通的商品量共同决定了社会的“必要货币量”,这也属于货币供给的内生论。后来 ,瑞 典经济学家米尔达尔打破了传统货币数量说所坚持的货币流通速度稳定的结论 ,将银行学派 的货币供给内生论进一步加以发展 ,从而把纸币本位制下 M 与 P (或 P Y) 的单向前因后果重 塑为双向的相互作用。 　　现代内生性货币论较为代表性的观点来自 1959 年英国《拉德克利夫》,以及美国的格 雷和托宾等人。1959 年的英国《拉德克利夫报告》提出的中心论点是 ,对经济有真正影响的不 仅仅是传统意义上的货币供给 ,而且是包括这一货币供给在内的整个社会的流动性 ;决定货币 供给的不仅仅是商业银行 ,而且是包括商业银行和非银行金融机构在内的整个金融系统 ;格雷 和肖在《金融理论中的货币》一书中认为 ,商业银行在货币创造过程中 ,会受到其他金融机构的 竞争 ,于是货币供给不仅决定于商业银行本身 ,而且决定于其他金融机构和社会公众的行为。 货币统计的口径越大 ,货币供给的内生性就越大。托宾认为 ,货币同其他金融资产一样 ,其供 给和需求不仅取决于这种资产本身的价格和收益 ,且决定于其他所有资产的价格和收益。货 4 上海财经大学学报 　　　　　　　　　　　　　　　　2003 年 币供给与其他金融资产的供给一样 ,决定于商品生产和商品流通过程本身 ,货币供给因受到货 币需求的制约而内生。20 世纪 80 年代末 ,莫尔又将后凯恩斯货币经济学家温特劳布和卡尔 多的观点进行了发展 ,认为由于金融创新浪潮、金融机构的负债管理等因素使得政府发行的信 用货币供给量内生 ,而且由于中央银行在再贴现过程中出于被动地位 ,经常不得不迁就金融机 构和市场的需要而增加货币供给量 ,从而使得基础货币的供给也成为内生变量。 三、实证检验及结果分析 　　货币政策对经济的作用主要体现为货币供应量对总需求的影响。基于此 ,本文选取广义 货币供应量 (M2) 、反映居民消费支出变动的消费物价指数 (CPI) 、反映企业投资需求的固定资 产投资 ( INV) 、反映政府部门需求的财政预算支出完成额 ( GOV) 、反映外部需求的出口额 ( EX)作为样本数据进行分析。数据来源于国家信息中心数据中心 ,采用月度数据 ,期间取自 1996 年 1 月到 2003 年 3 月。为消除数据可能存在的异方差 ,分别对上述数据取自然对数。 研究方法采用时间序列分析中的单整、协整、格兰杰因果、脉冲反应和预测方差分解分析 ,所用 软件为 EV IEWS3. 1。 　　11 单位根检验 　　变量之间存在协整关系以及因果关系的前提是各变量是否服从单位根过程 ,即变量序列 是一阶求积过程 ( Integrated of one Order) ,记作 I (1) 。常用的单位根检验方法是 ADF 检验 (Augmented Dickey ν Fuller Test) ,对原时间序列进行回归后得到的 ADF 统计量若大于给定 显著水平的临界值 ,则说明序列为非平稳序列 ,然后继续对其一阶差分序列进行检验以确定其 单整阶数。本文采用麦金农 (Mackinnon) 临界值 ,对上述各序列的单位根检验结果如表 1 所 示 : 表 1 　单位根检验 变量 ADF 值 水平检验结果 一阶差分检验结果 LM2 - 3. 23 - 6. 53 3 LCPI - 3. 40 - 4. 78 3 L INV - 0. 62 - 4. 00 3 L GOV - 2. 90 - 3. 97 3 L EX - 1. 46 - 7. 81 3 　　注 : 3 表示在 5 %(1 %)显著水平上拒绝序列有单位根的原假设。 　　上述检验的结果显示 ,各序列对数值均具有单位根 ,而其一阶差分为平稳序列 ,即为 I (1) 序列。 　　21 协整检验 (Cointegrate test) 　　协整是指若干个单整阶数相同的时间序列的某种线性组合为平稳序列 ,它是理解经济变 量之间存在长期均衡关系的基础。协整检验主要有两种方法 : Engle & Granger 方法 (1987) 和 Johansen 极大似然值方法 (1990) ,相比而言 ,后者的估计特性相对更好些 (张晓峒 ,2000) 。本 文采用后者对各序列之间的协整性进行检验 ,结果如表 2 所示 : 5第 5 期 　　　　　　　　　　　　　我国货币内生性问题的实证研究 表 2 　多变量协整检验 迹统计量 似然比 5 %临界值 1 %临界值 原假设 (协整方程的个数) 0. 68 86. 42 68. 52 76. 07 0 3 3 0. 44 41. 47 47. 21 54. 46 最多 1 个 0. 20 17. 15 29. 68 35. 65 最多 2 个 标准化后的协整参数 LM2 LCPI L INV L GOV L EXP C 1. 000 1. 132 0. 045 - 0. 795 - 0. 072 - 11. 366 (0. 124) (0. 050) (0. 047) (0. 038) Log likelihood 615. 996 　　注 : 3 3 表示在 5 %(1 %)显著水平上拒绝原假设 ;括号内数字为系数标准差 ;检验允许数据有线性决定趋 势 ,协整分析中有截距项无趋势项。 　　表 2 的协整检验表明 ,以对数值表示的货币供应量、物价、投资、政府支出与出口之间存在 长期稳定的协整关系 ,这也为下一步的分析奠定了基础。标准化后的协整方程为 : 　　LM2 = 11. 336 - 1. 132LCPI - 0. 045L INV + 0. 795L GOV + 0. 072L EXP 　　31 Granger 因果检验 　　Granger (1969)提出 ,如果由 y t 和 x t 滞后值所决定的 y t 的条件分布与仅由 y t 滞后值决定 的条件分布相同 ,即 f ( y t ︱y t - 1 , ⋯, x t - 1 , ⋯) = f ( y t ︱y t - 1 , ⋯) ,则称两序列存在格兰杰非 因果性 ;若加入 x t 滞后变量有助于改善 y t 的预测精度 ,则称两序列存在格兰杰因果关系。对 上述序列配对检验的结果如表 3 所示 : 表 3 　格兰杰因果检验 检验项目 F 值 p 值 检验结果 LCPI 不是 LM2 的格兰杰原因 　(4) 2. 85 0. 030 拒绝 LM2 不是 LCPI 的格兰杰原因 　(4) 1. 27 0. 290 不拒绝 L INV 不是 LM2 的格兰杰原因 　(2) 3. 20 0. 048 拒绝 LM2 不是 L INV 的格兰杰原因 　(2) 0. 69 0. 505 不拒绝 L GOV 不是 LM2 的格兰杰原因 　(6) 0. 73 0. 630 不拒绝 LM2 不是 L GOV 的格兰杰原因 　(6) 1. 75 0. 156 不拒绝 L EXP 不是 LM2 的格兰杰原因 　(4) 2. 13 0. 086 不拒绝 LM2 不是 L EXP 的格兰杰原因 　(4) 6. 12 0. 000 拒绝 　　注 :括号中的数字代表检验时所采用的滞后期数。 　　上述检验结果显示 ,以对数值表示的消费物价指数、固定资产投资额以及出口与货币供应 量 M2 均存在单向的格兰杰因果关系 ,而政府支出与货币供应量之间则不存在格兰杰因果关 系。具体而言 ,消费物价指数和固定资产投资都是引起 M2 变动的格兰杰原因 ,而 M2 则是引 起出口变动的格兰杰原因。结果显示 ,M2 的变动受到物价和投资的影响 ,货币供应量具有一 6 上海财经大学学报 　　　　　　　　　　　　　　　　2003 年 定的内生性。 　　41 脉冲反应 ( Impulse Response)及预测方差分解 (Variance Decomposition)分析 　　根据格兰杰定理 ,若干 I (1)变量只要存在协整关系即可以建立误差修正模型 ( ECM) 。为 考察货币供应量变动的影响因素 ,首先对具有协整关系的上述序列的误差修正模型作脉冲反 应曲线 ,即计算 1 个单位标准差的物价、投资、政府支出和出口冲击对货币供应量的影响如 图 1 所示。 图 1 　脉冲反应曲线 　　根据图 1 的脉冲反应曲线 ,政府支出冲击对货币供应量的影响非常小 ,即使随着时间的延 续其影响仍然不大 ,物价和投资对货币供应量的影响较为明显 ,且表现为持续稳定的影响。出 口对 M2 的影响在初期较大 ,而后逐渐减弱。为进一步考察 M2 与上述序列之间的动态关系 , 表 4 和表 5 分别对货币供应量和出口额的预测方差进行了分解。 表 4 　货币供应量( LM2)的预测方差分解 月份 标准差　 物价 (LCPI) 冲击 ( %) 出口 (L EXP) 冲击 ( %) 政府支出 (L GOV) 冲击 ( %) 投资 (L INV) 冲击 ( %) 货币量 (LM2) 冲击 ( %) 1 0. 004 3. 248 0 0 6. 748 90. 004 2 0. 006 4. 997 8. 647 0. 288 7. 512 78. 556 3 0. 008 4. 177 13. 314 0. 231 11. 416 70. 863 4 0. 010 5. 810 12. 347 0. 707 12. 415 68. 720 5 0. 011 5. 904 15. 333 0. 632 12. 762 65. 369 6 0. 012 6. 340 15. 465 0. 591 13. 320 64. 283 7 0. 014 6. 851 15. 847 0. 609 13. 783 62. 911 8 0. 015 6. 883 16. 785 0. 574 14. 208 61. 551 9 0. 016 7. 103 17. 071 0. 550 14. 482 60. 794 10 0. 017 7. 298 17. 478 0. 533 14. 733 59. 958 7第 5 期 　　　　　　　　　　　　　我国货币内生性问题的实证研究 表 5 　出口( LEXP)的预测方差分解 月份 标准差　 物价 (LCPI) 冲击 ( %) 出口 (L EXP) 冲击 ( %) 政府支出 (L GOV) 冲击 ( %) 投资 (L INV) 冲击 ( %) 货币量 (LM2) 冲击 ( %) 1 0. 004 2. 097369 86. 90495 0. 000000 0. 000000 10. 99769 2 0. 006 1. 680525 90. 00504 0. 000337 0. 076091 8. 238007 3 0. 008 2. 546415 85. 53744 0. 042293 0. 055676 11. 81818 4 0. 010 2. 446181 87. 45077 0. 060592 0. 047739 9. 994721 5 0. 011 2. 862936 87. 74008 0. 088394 0. 062584 9. 246009 6 0. 012 2. 860938 87. 71569 0. 091772 0. 056763 9. 274834 7 0. 014 2. 986664 88. 17958 0. 158169 0. 050252 8. 625336 8 0. 015 3. 054345 88. 24382 0. 165943 0. 054210 8. 481681 9 0. 016 3. 086689 88. 41099 0. 172067 0. 054151 8. 276099 10 0. 017 3. 177023 88. 51770 0. 196188 0. 052398 8. 056689 　　根据表 4 对货币供应量的预测方差分解结果 ,货币供应量的变动主要归因于其自身变动 的冲击 ,且该影响随时间的延续而逐渐变小 ;物价冲击和投资冲击也对货币供应量的变动产生 重要影响 ,且随着时间的延伸影响逐渐变大 ,10 期以后两者冲击合计对货币供应量的影响超 过 20 % ;政府支出冲击对货币供应量的影响甚微 ,几乎可以忽略不计。此外 ,表 4 还显示出口 冲击也对货币供应量产生着较大的影响 ,为进一步研究出口冲击的影响 ,表 5 给出了对出口预 测方差的分解 ,表明出口额除受自身变动的影响外 ,货币冲击也对其变动的影响达 10 %左右 , 其他因素的影响相对较弱。 四、对我国货币政策操作的影响及建议 　　以上实证研究表明 ,我国的货币供给具有一定的内生性 ,主要表现为物价和投资是货币供 给的格兰杰原因 ,显示 M2 对于投资及物价的变动影响力仍需加强 ,货币政策操作的前瞻性不 够。从脉冲反应曲线和误差分解来看 ,货币供应量除受其自身变动的影响外 ,物价和投资冲击 也对 M2 变动产生着重要影响 ,且随着时间延续有逐渐增大的趋势。考虑到消费物价指数反 映了居民消费支出的变动 ,固定资产投资反映企业投资的变动 ,表明货币供应量对属于内需的 投资和消费尚未形成主动积极的影响 ,联系 M2 变动对出口有影响的结果 ,显示货币供应量变 动对总需求中的出口因素有较强的影响 ,其作用途径在于增加的货币供给反映为储蓄大于投 资 ,从而通过外部需求来消化这部分差额。M2 与财政支出的变动相对独立 ,这与我国财政支 出的资金大都依靠国债筹集的事实相吻合 ,表明中央银行已不再被动地适应于财政支出而增 发货币 ,中央银行的独立性得到了一定程度的增强。 　　货币供给的这种内生性意味着中央银行已不能随心所欲地控制货币的供给。事实上 ,货 币供给量是由经济体系中的收入、储蓄、投资、消费等经济变量和微观经济主体的行为决定的。 普通的货币供给决定公式是 :M = m ×B ,其中 M 是货币供给量 ,m 是货币乘数 ,B 是基础货币。 基础货币由通货 C 和准备金 R 两部分组成 ,中央银行可以通过调整其资产负债从而在一定程 度上控制基础货币 ,而货币乘数则受到商业银行、个人的资产选择行为等因素的影响 ,这些并 8 上海财经大学学报 　　　　　　　　　　　　　　　　2003 年 不能完全由中央银行完全控制。从我国的情况看 ,2002 年初到 2003 年 5 月底 ,广义货币供应 量与基础货币之比从 4. 66 增加到 5. 81 ,增长近 25 % ;狭义货币供应量与基础货币之比从 1. 79 增加到 2. 14 ,增长约 20 % (高红兵 ,2003) 。可见 ,由于货币乘数的不稳定性 ,整个的货币供 给量也难以被中央银行完全控制。我国在 1998 年前信贷规模控制下存在的信贷“倒逼机制” 以及 1994 年以后由于外汇储备规模急剧膨胀而导致的货币供给量激增都是货币供给内生性 的实际表现形式。随着我国经济货币化程度的不断提高 ,非银行金融机构的发展、金融资产的 种类的增多以及货币需求的变动都会加剧货币供给的内生性。这是中央银行在实施货币政策 时所必须认真对待的问题。 　　11 中央银行必须提高对货币供应量的控制能力 ,注意对公众货币需求的预测 ,研究影响 货币乘数变动的因素。在目前货币供应量快速增长的同时 ,应该保持清醒的头脑 ,积极主动地 分析和应对潜在的金融风险 ,不断完善再贴现率、准备金率、公开市场操作中的回购和逆回购 手段 ,进一步提高货币政策操作的前瞻性。我国近期出台的将金融机构存款准备金率提高一 个百分点的规定 ,就是主动对货币供应量进行预先调整的举措之一。 　　21 中央银行要善于根据经济周期各个阶段货币信贷运行的规律 ,在对经济形势和趋势做 出准确预判的基础上 ,科学地把握好货币政策的取向 ,并采取有效 ,提高调控的及时性和 有效性。从控制范围上看 ,中央银行也不应仅仅是对商业银行体系货币供应量的控制 ,还要注 意对包括商业银行在内的整个金融体系所创造的信用规模的控制 ,以提高货币政策的精准度。 　　31 中央银行应更多地发挥利率在货币政策操作中的作用 ,以减少对货币供应量这一内生 变量的过分依赖。从西方国家政策操作的实践来看 ,20 世纪 70 年代各国逐渐放弃了固定货 币增长率的简单规则 ,从 90 年代以后实施了以反通货膨胀为最终目标、以利率调节为中心的 货币政策。我国货币供给内生的事实为中央银行转向其他调控变量提供了最直接的理由 ,在 我国金融对外开放度不断增大 ,以及各微观经济主体对资金成本越发敏感的基础上 ,中央银行 应该逐渐扩大已有利率市场化的试点 ,进一步完善利率形成体系 ,不断摸索通过利率手段来调 控经济的经验。 　　41 中央银行还应增加对窗口指导和道义劝告等选择性货币政策工具的使用 ,适时传递货 币政策信号 ,正确引导各市场主体行为和社会心理预期 ,使之朝着合乎政策当局意愿的方向发 展。美联储就经常通过官员讲话、发布对宏观经济预测等手段来影响企业投资和居民消费行 为。近期我国中央银行运用窗口指导和道义劝告工具作用明显 ,如“房地产信贷业务通 知”、“银行结算账户管理”,以及发布月度金融运行报告、季度货币政策执行报告等手段 ,较好 地树立起了中央银行在公众中的权威 ,并起到了影响金融机构贷款意愿及社会公众投资行为 的效果。 　　51 加快中央银行市场化调控的基础性建设 ,进一步拓展运用市场手段“预调”和“微调”货 币供应的空间。货币政策的间接调控立足于市场对资源配置的基础性作用 ,通过调节社会资 金供求关系来引导各社会主体的经济行为。因而 ,用于市场化调控的金融品种和金融体系建 设尤为重要。为增大中央银行公开市场业务操作的空间 ,近期中央银行通过发行中央银行票 据弥补了公开市场业务操作品种的不足。除此之外 ,还可考虑将财政部现有在中央银行的债 务证券化和将中央银行对存款银行的债权证券化 ,以增加中央银行可使用的公开市场操作“对 冲”工具。市场化的调控需要完善的金融市场予以配合 ,在基础性的市场体系建设方面 ,还应 继续发展和完善货币市场 ,稳步发展股票市场 ,大力发展债券市场 ,健全发展非公开的股本市 9第 5 期 　　　　　　　　　　　　　我国货币内生性问题的实证研究 场等 ,以理顺货币政策传导的途径。 参考文献 : [1 ] Granger C W 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Institute of Finance , Fudan U niversity , S hanghai 200433 , China) 　　Abstract : 　Based the review of existing theories of money supply , the paper adopts the coν integrate test , Granger causality and impulse response test to analyze the endogenesis of money supply in China. The result shows that price and investment is the Granger cause of money sup2 ply , and that , with time going by , the effect of these two factors to money supply becomes stronger , which shows that money supply has some endogenesis. The fiscal expenditure has little effect on money supply. The effect of money supply on the aggregate demand is mainly manifest2 ed through its effect on export , but its effect on the inside demand is comparatively weak. The operation of monetary policy in China should st rengthen the subjectivity and looking ν forward2 ness , and pay more attention to such non ν money controlling inst ruments as interest rate , win2 dow advice , etc. 　　Key words : 　 money supply endogenesis ; co ν integrate ; Granger causality ; impulse re2 sponse 01 上海财经大学学报 　　　　　　　　　　　　　　　　2003 年