总需求结构、内生性货币供给与中国货币化水平

徐斯旸，查 理

(1.广东金融学院 金融系，广东 广州 510521；2.中南财经政法大学 金融学院，湖北 武汉 430073)

总需求结构、内生性货币供给与中国货币化水平

徐斯旸1，2，查 理2

(1.广东金融学院 金融系，广东 广州 510521；2.中南财经政法大学 金融学院，湖北 武汉 430073)

本文对中国总需求结构和内生性货币供给机制做出了剖析，具体研究理论中所描述的作用机制。结果表明，国内投资对国内信贷有着显著推动作用，净出口累加值对外汇占款具有显著推动作用，最终导致货币供给增加，进而提升了货币化水平。在此基础上，笔者提出应该分别从实体经济层面和货币金融层面采取措施以缓解高货币化水平，提高货币使用效率，加快推动总需求结构的调整，积极转变经济发展模式。除此之外，还要积极推动利率市场化改革、探索更加灵活的汇率制度、完善银行及国有企业的预算约束机制。

总需求结构；内生性货币供给；货币化水平；利率市场化

一、问题的提出

早在20世纪60年代，Goldsmith[1]认为各国的通货与国民财富的比例在长期遵循着一条倒U型的路径：先上升，再趋于平缓，最后趋于下降(倒U型假说)。Mckinnon[2]认为M2/GDP指标表示的是经济体内所有交易量中以货币为中介的交易所占的比重，该比重越高，那么这个经济体的货币化程度就越深。Demetriades和Hussein[3]通过实证研究得出M2/GDP在一定范围内的增加显著推动了一国经济发展的结论，并探讨了经济发展与金融之间的相互关联。Polster和Huang[4]认为20世纪90年代以来中国M2/GDP的上涨主要是因为借贷的扩张以及资本的低效率利用。Bottlers[5]认为中国M2/GDP 已位居世界首位，但中国的资本市场很不完善，投资渠道狭窄。

国内关于M2/GDP偏高成因的分析很多，本文归纳为：货币化论、经济虚拟化论、金融资产结构单一化论、不良资产论和经济体制论。

货币化论认为改革开放以来，随着中国的发展，经济中对货币的需求逐年增长，从而造成了M2的增加。如秦朵[6]认为在计划经济体制下，GDP中很大一部分产品的交换是不需要货币的，但在引入市场经济体制后，显然这一部分产品的交换需要通过货币，从而导致货币化水平上升。黄昌利和任若恩[7]认为社会群众对现金偏好程度降低，反映在指标上就是通货比率的下降，进而推动了货币乘数的提高，导致货币供给量上升。货币化论能够较好地解释早期货币化水平的上升，但随着情况的转变，货币化论逐渐对货币化水平的持续走高解释乏力。

经济虚拟化论认为随着中国经济的发展，逐渐产生了脱离实体经济的虚拟经济部门，大量的货币囤积于此，无法参与实体经济的流通，从而造成了中国货币化水平的偏高。如石建民[8]在深入研究股票市场的基础上，分别分析了资产组合效应、财富效应、交易效应和替代效应，他认为前三种效应会推动货币需求的上升，而第四种则会减缓货币需求的上升，并且经过测算他判断这四种效应总体上推动货币需求的增加。经济虚拟化论研究视角较为独特，但是并没有能更深层次挖掘中国货币化水平趋高的根本原因。

金融资产结构单一化论认为中国金融结构的失衡导致很多财富无效地积压在银行，并且以货币形式表现出来，从而造成广义货币量偏高的现象。如易纲[9]认为有两个原因导致中国M2/GDP的上升：一个原因是随着改革的深化，金融体制也随之深化；另一个原因是中国金融资产结构存在比较严重的问题。因为从20世纪80年代以来，公众逐渐替代国家一跃成为银行储蓄的主体。然而对于公众中的大多数人来说，投资渠道并不够丰富，大多数人只能长期选择银行储蓄，这主要归因于中国资本市场发展落后。因而中国M2/GDP呈现出偏高的状态是由特殊的国情决定的。樊纲[10]认为中国金融体系要向多种类、多层次的方向发展，唯有如此，货币偏多的状况才能得到缓解。钟伟和黄涛[11]认为中国金融资产的单一化导致了M2/GDP偏高，同时从中也可以看出社会保障机制薄弱，银行累积大量不良资产，这些问题都迫切需要统筹解决。

不良资产论认为中国的银行存在大量不良资产，这些不良资产缺乏被消化的通道，停留在经济当中，并且抑制了GDP增速，从而导致货币化水平上升。如张曙光和张平[12]的研究表明，中国银行的贷款结构失衡，绝大部分贷款都投向了效益较差的国有企业，那些效益高的非国有企业却难以获得贷款，于是银行贷出的资金很多难以收回而形成不良资产，停留在银行体系中，推高了货币化水平。余永定[13]认为许多有政策扶持的企业往往能够很容易获得银行贷款，因而便盲目扩大生产，从而造成流动性风险。与此相应，银行无法收回贷款，从而形成不良债权，在这种情况下就会进一步扩大银行贷款，导致货币增发。谢平和张怀清[14]认为在中国经济结构调整阶段，商业银行以及中央和地方政府共同的交织作用使得银行中产生并长期留存了巨量不良资产。从这些不良资产可以看到商业银行所放出贷款的低效率，也可以看到在政府要求保证支持社会建设资金充足的情况下，中国货币不断虚发，持续推高货币化水平。张春生和吴超林[15]认为不良资产率与M2/GDP之间呈正相关关系，不良资产率提高了M2/GDP。这种不良资产不仅包括银行因为经济的不确定性及信息不对称造成的投资决策失误形成的资产，还包括银行在二级市场购买股票、债券或房地产形成的资产，因为这种投资没有创造出GDP，因而与上述不良资产对M2/GDP的影响是一样的。不良资产论的分析大都比较到位，且内容详实，但其研究范围较为狭窄，没能形成完整的理论体系。

经济体制论则将视角指向了经济体制，认为中国经济中存在着种种不够完善的体制，这些体制扭曲了经济结构，从而造成高货币化水平现象。如曾康霖[16]认为货币化水平其实是由国内的融资机制决定的。20世纪90年代以来愈演愈烈的高货币化水平现象，其根本原因是中国的融资机制是由政府主导的，这种融资机制的失衡造成了M2/GDP的偏高。因而建立多元化的融资机制是解决货币低效能的关键。吴建军[17]通过研究得出中国M2/GDP偏高并非是一种单纯的货币现象，其根源是金融体制不完善。

二、总需求结构、内生性货币供给对货币化水平的影响机制

(一)高投资影响货币化水平的机制

中国总需求结构中的高投资，虽然效率低下，但却承担着拉动经济的重任，为了维持对经济的拉动作用，根据加速数理论，*加速数理论是关于产量的变动与投资支出数量之间关系的投资理论，其中心内容是投资支出的变动取决于产量的变动。若以Y表示产量, K表示资本存量，ω表示资本产出比率，有如下的关系式：K=ωY。以Kt表示t时期资本存量，Yt表示t时期的产量，Kt-1表示t-1时期资本存量，Yt-1表示t-1时期的产量，同样有如下关系式：Kt-1=ωYt-1，Kt= ωYt。以It表示t时期的净投资，有：It=Kt-Kt-1=ωYt-ωYt-1=ω(Yt-Yt-1)。根据加速数理论，如果某社会的现有资本存量已经生产其所能生产的最大产量(即不存在过剩生产能力)，则资本产量比率不变，不难看出，产量的任何扩大需要资本存量的扩大。而且，只要加速数值大于1，资本存量所需要的增加必须超过产量的增加，这样投资支出的增加就将大于引起它增加的产量的增加。同时，加速数理论也可以向反方向发挥作用。如果某一时期的产量比上期下降，那么投资净额就将以加速数为倍数，大于产量减少额而减少。如果想要维持经济增速不变，就需要不断地扩大投资，于是更大的资金量被持续投入。而投资的过热会使能源和生产资料的需求不断增加，从而使得能源和生产资料价格不断上涨，这种上涨会导致投资成本上升，于是投资的效率被进一步拉低，但是经济增长速度是不能够大幅度放缓的，政府需要一个比较平稳的经济增长速度，于是经济中又需要更多的投资来拉动经济的同比例增长。如此反复便会造成一种恶性循环，其结果是导致低效投资的不断扩张。

中国间接融资占比过高已经是个事实。根据Wind资讯金融数据库的数据，1994年以来，中国间接融资比例一直围绕80%上下波动。较高但稳定的间接融资比例是高(M2-M1)/GDP得以维持的原因之一，但不能解释中国货币化水平的持续上升，这是因为近年来中国资本形成的融资结构变化不大，一直稳定在80%左右，并没有表现出上升趋势。资本产出比K/GDP作为资本存量与GDP的比值持续上升。通过对Wind资讯金融数据库相关数据进行计算整理，改革开放以来，中国的资本产出比在1995年之前虽有波动，但没有出现趋势性上升，而在1995—2013年的约二十年，则由1.67持续上升到2.49，尤其是2008年以后呈现快速上升的态势。中国资本形成效率的低下不但持续时间较长，而且近年来有恶化的趋势。事实上，尽管间接融资为主的金融资源配置模式为中国的经济高速增长及金融稳定起到了极其重要的作用，但也相对限制了资金供需双方实现有效匹配的空间，降低了资本形成效率。因此，在中国间接融资程度常年在80%左右轻微波动的情况下，资本产出比的上升便主导了(M2-M1)/GDP上升。1995—2014年，(M2-M1)/GDP与资本产出比处于同步上升的状态。而作为M2/GDP的主要组成部分和主要推动力，(M2-M1)/GDP的上升则推动了M2/GDP的上升。

总之，中国总需求结构中的高投资在内生性货币供给机制下推动了国内信贷的大规模扩张，而国内信贷的快速扩张导致银行体系中累积了大量不良资产，引发资本形成效率恶化，并表现为高资本产出比，最终在以间接融资为主的融资体系中推高了准货币供给和(M2-M1)/GDP，导致M2/GDP的持续上升。

(二)高净出口影响货币化水平的机制

中国在2005年对汇率管理制度进行了一次改革，在这次改革后，人民币汇率实行以市场供求为基础，参照一篮子货币进行调节，有管理的浮动机制。面对国际金融风波一轮又一轮的猛烈冲击，为了保证人民币汇率的稳定，国家不断从市场上买进外汇，投放人民币，进而为外汇储备量上升推波助澜。伴随着外汇储备的增加，外汇占款无疑也在不断增加，以1995年为基期累加而得的净出口累加值与外汇占款在上升轨迹上基本保持一致。在内生性货币供给机制下，中央银行不得不购进外汇从而通过发行外汇占款使得基础货币不断得到扩张。外汇占款在中国基础货币当中所占的比重相当高，而净国内资产也是投放基础货币的一个渠道，在以外汇占款增量为主的巨额净国外资产增量的压力下，净国内资产转变为充当对冲净国外资产增加、防止基础货币过快增长的角色，但由于净国内资产投放本身具有刚性，操作空间有限，其对冲基础货币增量的效果已经微乎其微，作为调控基础货币对冲净国外资产增加的作用已经丧失。另外，中央银行发行票据作为对冲外汇占款增加的重要手段只能在短期内推迟压力，延缓基础货币过快增长，尤其是通过汇率改革后的结果看，随着票据到期形成新的资金回笼压力和发行成本的不断上升，发行票据已经难以对冲新增外汇占款，其作为调控基础货币的手段也失去了效力。因此，基础货币的投放已经完全被以外汇占款为主的净国外资产增加所主导，不管是净国内资产还是作为公开市场操作主要工具的中央银行票据，其作为对冲手段的功能趋于减弱。持续的高净出口和内生性货币供给机制所带来的外汇占款增加对基础货币的扩张起着很大的推动作用。

自改革开放以来，持续的高净出口所带来的外汇在内生性货币供给机制作用下会转化为外汇占款从而注入经济体，由于经济中旺盛的信贷需求，使得乘数效应顺利发挥作用，推高了广义货币供给，即使央行采取对冲措施也很难真正减少货币投放。因此，只要高净出口持续，基础货币便会增加，从而推高货币化水平。

从整体上看，一方面，高投资在倒逼机制下推动了国内信贷的快速扩张，进而引发资本形成效率恶化，在以间接融资为主的融资体系中通过商业银行资产负债表的扩张不断推升着货币供给量，进而推高了货币化水平；另一方面，持续的贸易顺差导致外汇储备累积，通过有管理的浮动汇率制度和强制性结售汇制度积累了大量外汇占款，在国内旺盛的贷款需求下，通过乘数效应推高了广义货币供给，而货币体系中的对冲措施效果乏力，最终导致了货币化水平的上升。

三、总需求结构影响中国货币化水平的经验检验

(一)内生性货币供给经验检验

1.指标选取与模型构建

中国总需求结构突出表现为高投资、高净出口和低消费形态，而其中高投资在间接性融资模式和倒逼机制的作用下引发国内信贷的扩张，高净出口换来的外汇在强制结售汇与有管理的浮动汇率机制下被换成外汇占款从而投放到经济体中。为了验证这一过程，本文选取国内信贷(X1)、外汇占款(X2)、投资额(X3)和净出口累加值(X4)来分别检验X3对X1的推动、X4对X2的推动。全部数据根据《中国统计年鉴》和Wind资讯金融数据库相关数据整理计算。

在上述理论分析基础上，构建如下模型：

X1=β0+β1X3+μ

(1)

X2=β2+β3X4+μ1

(2)

其中，X1为国内信贷；X2为外汇占款；X3为投资额；X4为净出口累加值。μ和μ1为误差项。

2.检验结果及分析

(1)平稳性检验

平稳性检验结果如表1所示。

表1 ADF平稳性检验结果

从表1结果来看，国内信贷(X1)在1%、5%和10%三个不同的显著性水平下，单位根检验的临界值分别为-3.886、-3.052和-2.666，ADF检验值为-0.869，大于相应的临界值，表明中国1995—2014年国内信贷(X1)序列存在单位根，为不平稳序列。为了确定此序列的单整阶数，在单位根检验对话框中，指定对一阶差分序列做单位根检验，从检验结果看，在1%、5%和10%三个不同显著性水平下，单位根检验的临界值分别为-3.857、-3.040和-2.660，ADF检验值为-4.017，小于相应临界值，表明中国1995—2014年国内信贷(X1)的一阶差分序列不存在单位根，是平稳序列，即X1序列是一阶单整的。同理，对其他三项序列进行平稳性检验，检验结果显示这三项序列均为不平稳序列，但是其一阶差分序列均为平稳序列，即X1、X2、X3、X4序列均是一阶单整。

(2)回归分析

要进一步分析相关变量之间的关系，还需要对上述模型进行回归分析。根据直接回归的结果，模型(1)、模型(2)的DW值分别是0.740、0.496，而根据从DW统计表所查得的数据，当α=0.050，解释变量数目k=1，样本数n=20时，dL=1.201，可见两个模型的DW值均小于dL=1.201，因此，两个模型均存在着自相关。而由于平稳性检验的结果显示X1、X2、X3、X4均为一阶平稳序列，因而本文模型中引入AR(1)进行修正，修正后的方程为：

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

经过ARCH法修正后，两个模型的DW值均大于dL=1.201，表明经过ARCH法修正的广义差分模型已无自相关。同时F统计量也达到理想水平，且两个模型的R2大小分别显示两个模型的拟合优度较好，说明各变量都有显著性影响，且不存在多重共线性。

(3)协整检验

本文采用基于回归残差的协整检验。结果如表2所示。

表2 协整检验结果

从表2可以看出，两个模型的残差μ和μ1分别为-4.324和-4.960，均小于相应临界值，可知模型的残差皆是平稳序列，说明国内信贷(X1)与投资额(X3)、外汇占款(X2)与净出口累加值(X4)皆存在长期均衡关系。

(4)格兰杰因果检验

要确定X1与X3、X2与X4因果关系的方向，需进行格兰杰因果检验，结果如表3所示。

表3 格兰杰因果检验结果

从表3结果来看，投资额(X3)是国内信贷(X1)增长的原因，净出口累加值(X4)是外汇占款(X2)上升的原因。中国投资额推动了国内信贷，净出口推动了外汇占款。并且，投资对国内信贷的影响要更为滞后一些，净出口对外汇占款的影响要提前一些。

(二)国内信贷、外汇占款与M2/GDP关系的经验检验

1.指标选取

本文沿用国内信贷(X1)、外汇占款(X2)指标，并新引入M2/GDP(X5)，以达到分析国内信贷(X1)、外汇占款(X2)与M2/GDP(X5)关系的目的。

2.检验结果及分析

(1)平稳性检验

具体结果如表4所示。

表4 ADF单位根检验结果

从表4结果来看，通过对变量X1、X2和X5的数据序列进行ADF单位根检验，数据的原始序列的自然对数均为不平稳的时间序列，而数据序列自然对数的一阶差分序列均为平稳的时间序列，因而lnX1、lnX2和lnX5均为一阶单整的时间序列，可以用于协整检验。

(2)协整检验

这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分别表示M2/GDP、国内信贷和外汇占款序列数据的自然对数，β4、β6表示常数项，β5、β7表示变量系数，μ2、μ3表示残差。 模型(5)和模型(6)分析结果分别如下：

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

为检验模型是否成立，需分别判断模型(5)与模型(6)的残差是否是平稳的时间序列，因而需检验残差的单位根，结果如表5所示。

表5 协整检验结果

从表5结果来看，模型(5)与模型(6)对应的残差是平稳的时间序列，因而可以判断，协整模型是成立的，即变量M2/GDP(X5)与国内信贷(X1)以及外汇占款(X2)之间存在长期稳定的关系。

通过协整检验结果可以看到，模型(5)的F值为119.331 ，对应的P值为0.000；模型(6)的F值为74.858，对应的P值为0.000，即模型(5)与模型(6)整体的显著性效果良好。同时， 模型(5)的R2为0.868， 模型(6)的R2为0.806，即对原始数据的拟合程度较高，这表明，两个模型整体的效果较好。再通过模型(5)变量的回归系数值0.179、 模型(6)的回归系数值0.128，并且对应的P值皆为0.000，可以判断，变量lnX1与lnX2对变量lnX5存在显著性的影响。

(3)格兰杰因果检验

要确定因果关系的具体方向，还需要进行格兰杰因果检验，结果如表6所示。

表6 滞后期为2的格兰杰因果检验结果

从表6结果来看，国内信贷(X1)与外汇占款(X2)是M2/GDP(X5)上升的原因，这证实了国内信贷和外汇占款的增加对货币化水平M2/GDP的上升有积极作用。

四、结论与建议

(一)结论

本文的分析表明，总需求结构在内生性货币供给机制的作用下推高了M2/GDP水平。具体表现为：一方面，在中国特有的融资机制下，高投资通过银行信贷导致广义货币供给增加，从而推高了货币化水平；另一方面，20世纪90年代以来持续的高净出口在强制性结售汇制度下转化为外汇占款，从而内生性地推高了基础货币发行量，最终导致广义货币增加，推高了货币化水平。经验检验也表明内生性货币供给机制确实在总需求结构推动货币化水平高企的过程中发挥着重要作用。

(二)建议

从前文分析可以看出，高货币化水平并不是单纯的货币现象，它实际上反映的是实体经济与货币经济的失衡，也即大量货币的投放没有转化为有效的产出。因此，一方面，需要从实体经济入手，通过提高投资效率、改善总需求结构来直接促进产出的提高；另一方面，需要从货币层面入手，通过采取更加灵活自主的政策机制提高货币的使用效率。

通过制度创新，利用中国丰富的资金优势，将资金更多地引导到以私人投资为主的中小企业方面， 从而促进国内居民消费需求的有效提高。积极推动利率市场化改革。积极发展各种类型的短期金融债券，以便能够真实探测短期市场货币资金需求状况，使中央银行具备自主调控货币供给的能力。实行更加灵活的汇率制度。积极发展外汇市场, 推动人民币国际化进程，探索更加灵活的汇率制度，从根本上解决外汇资产不断增加这一问题。完善银行、国有企业的预算约束机制，逐步提高再贴现的门槛。

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2017-06-19

徐斯旸(1989-)，女，广东广州人，讲师，博士研究生，主要从事金融发展与产业结构升级研究。E-mail:mstiffanyxu@126.com查 理(1989-)，男，河南信阳人，硕士，主要从事货币理论与宏观经济研究。E-mail:297972182@qq.com

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A

1000-176X(2017)10-0051-06

(责任编辑：巴红静)