中国货币供应量、市场利率与经济增长——基于中介效应和VAR 模型的实证研究

姚雪松，林 欣，谢林林，王志勇

（1.广东技术师范大学 财经学院，广东 广州 510665；2.广州理工学院 经济管理学院，广东 广州 510540）

一、引言

在货币政策中介目标的选择中，世界各国一直存在选用货币供应量还是市场利率的艰难选择，凯恩斯[1]认为货币供应量是中央银行可以控制的外生变量，货币政策的运行机制为：通过调控货币供应量的数量来影响市场利率的变化，从而影响社会消费、储蓄和投资的变化，进而影响社会总需求，并通过影响社会总需求来影响经济增长。Friedman(1960)[2]、Antoni(2015)[3]认为货币供应量的变化会直接引起人们手上持有的货币量的变化，从而直接影响人们的支出水平和社会的经济增长，并没有通过市场利率作为中介。20 世纪90 年代后，西方发达国家发现货币供应量并不是单纯的外生变量，而且现实中货币需求量难以有效地计量，因此纷纷把中央银行货币政策的中介目标由货币供应量转向市场利率。

由于使用市场利率作为货币政策的中介目标需要完善、庞大的金融市场特别是债券和票据市场作为前提条件，因此中国多年来仍然是以货币供应量作为货币政策的最主要的中介目标，但是随着中国金融市场的完善特别是1996 年以来形成的同业拆借市场化利率，选择市场利率作为货币政策中介变量的呼声越来越高。关于中国货币政策中介目标的研究，范从来(2004)[4]，Feng&Ling(2013)[5]提出货币政策中介目标定为货币供应量不是完全有效的，但不需要放弃，需要改进统计内涵，并加快利率市场化进程。刘明志(2006)[6]、马义华(2019)[7]认为中国市场利率形成机制还不完善，不适合马上放弃货币供应量这一货币政策中介目标改用市场利率。高枝宝、王伟(2014)[8]通过DSGE 模型发现上调利率对抑制通货膨胀效果不显著，当前中国不能使用利率替代货币供应量作为中介目标。侯合心、李义举(2015)[9]通过实证分析表明Shibor 隔夜利率对中国GDP 有显著性的影响，并且是GDP 的格兰杰原因，但是GDP 不是Shibor 隔夜利率的原因，中国使用市场利率作为中介目标是大势所趋，但仍需要完善中国利率体系。潘艳艳等(2016)[10]，周波、叶龙生(2019)[11]对中国货币政策中介目标的选取进行了实证分析，结果表明中国的货币政策中介目标应确定为以货币供应量为代表的数量型指标。高玉强、秦浩钦(2019)[12]，吕昊旻、李成(2020)[13]实证检验了货币供应量、社会融资规模和市场利率在不同经济时期作为货币政策目标的有效性，结果表明货币供应量是中国货币政策中介目标的主流标准，但在经济下行时期社会融资规模和市场利率可以作为货币政策中介目标的补充。

完善的金融市场中，市场利率的变化与货币供应量具有较高的相关性，货币供应量的变化往往会导致市场利率的变动，货币供应量对经济增长的影响是否通过了市场利率的中介效应是判断该国是否可以选用市场利率作为货币政策中介目标的主要依据，文章试图利用中介效应模型，检验分析中国货币供应量对经济增长的影响是否具有市场利率的中介效应，从而判断当前中国是否可以开始选用市场利率代替货币供应量作为货币政策的中介目标，同时构建VAR 模型来检验中国货币供应量、市场利率和经济增长三者的关系，为中国货币政策规则的优化提出相关建议。

二、基于中介效应模型的实证分析

1. 中介效应模型的构建

中介效应模型是判断一个变量是否通过中介变量影响另一变量构建的模型。具体原理为：如果需要判断变量X对变量Y是否通过中介变量Z产生影响，则需要判别变量Z在变量Y和变量X之间是否存在中介效应，如何判别是否存在中介效应则通过以下模型的估计结果来确定，具体模型为：

其中，β1、β2、β3为截距项，a、b、c、d为参数，e1、e2、e3为随机误差项，如果a、b、d都显著不为零，表明变量X对变量Y通过中介变量Z产生影响，即变量Z在变量Y和变量X之间存在中介效应，反之则没有。如果b和d有一个显著为零，则需要通过Sobel 检验来判断是否存在中介效应。在确定存在中介效应的前提下，如果c显著不为零则表示变量Z在变量Y和变量X之间存在部分中介效应，反之则存在完全中介效应，即变量X对变量Y的影响完全是通过变量Z作为中介产生的。

文章试图分析中国货币供应量对经济增长的影响是否通过市场利率的中介效应实现，因此文章构建模型如下：

其中，a0、b0、c0为截距项，a1、b1、c1、c2为参数，δt、μt、ϑt为随机误差项，gdpt代表经济增长，mt代表货币供应量，rt代表市场利率，当a1、b1和c2都显著不为零时表明货币供应量和经济增长之间存在市场利率的中介效应，如果b1和c2有一个显著为零，则需要通过Sobel 检验来判断是否存在中介效应。如果存在中介效应的前提下，c2显著为零表示市场利率在货币供应量和经济增长之间存在完全中介效应，c2显著不为零表示市场利率在货币供应量和经济增长之间存在部分中介效应。

2. 数据说明

文章选用中国GDP 当季值，通过Census X12 进行季度调整后的数据作为经济增长的代理变量，记为gdpt。选用中国人民银行公布的M2 作为货币供应量的代理变量，记为mt。选用银行间7 天同业拆借利率作为市场利率的代理变量，记为rt。由于2001 年中国加入WTO，对中国的金融市场和金融制度都产生一定程度的影响，因此文章选择了2002 年第1 季度作为样本数据的起点时间，数据截至2019 年第4 季度。原始数据来源于国家统计局官方网站、中国人民银行官方网站和国泰安csmar 经济金融研究数据库。

由于中介效应模型估计要求所有变量为平稳性变量，因此需要对所有变量进行平稳性检验，文章采用ADF 检验对gdpt、mt和rt进行了单位根检验，检验结果见表1、表2。从表中可以看出，gdpt、mt和rt三个变量都为不平稳的变量，但是三个变量的一阶差分都为平稳变量，另外由于gdpt和mt两个变量的单位都为亿元，rt的单位为百分比，为了保持单位的一致性，文章将gdpt和mt两个变量差分后的变量再进行了取对数处理，取对数后的变量也为平稳变量。因此，文章选择了对经济增长和货币供应量差分后再取对数的变量lnd.gdpt和lnd.mt作为文章设定中介效应模型经济增长和货币供应量的最终代理变量，选择了对市场利率差分后的变量d.rt作为市场利率的最终代理变量。文章最终选用变量数据的统计性描述见表2。

表1 ADF检验结果

表2 最终选择变量数据的统计性描述

3. 中介效应模型估计结果

文章构建的中介效应模型估计结果见表3。表中展示了利用样本数据对文章式(4)、(5)、(6)的回归估计结果。式(4)的估计结果表明货币供应量(lnd.mt)对经济增长(lnd.gdpt)在1%的置信水平上正相关，即在样本期内货币供应量的增加对经济增长有正向的促进作用。式(5)的估计结果表明在样本期内货币供应量(lnd.mt)对市场利率(d.rt)具有负向的影响，但是这种影响并不显著，仅在10%的置信水平上通过，在5%置信水平上没有通过检验。式(6)的估计结果表明货币供应量(lnd.mt)和市场利率(d.rt)都在1%的置信水平上对经济增长存在显著性的正向影响，这一结果与凯恩斯的市场利率与经济增长之间存在负相关的理论不符，但与新古典经济学派和发展经济学中的理论相符，因为市场利率上升可以促进社会储蓄的增加，从而促进金融发展和社会投资的增加，这有利于发展中国家的经济增长。

表3 中介效应模型估计结果

由于式(5)中货币供应量(lnd.mt)对市场利率(d.rt)的影响并不显著，但式(6)中市场利率(d.rt)对经济增长(lnd.gdpt)的影响是显著的，因此中国货币供应量对经济增长的影响是否存在市场利率的中介效应还需要通过Sobel 检验来确定。Sobel 检验的基本原理为计算出统计值Q，再通过对应的P值来判断是否存在中介效应。文章设定的中介效应模型中，Q=b1c2/s，其中，s=sb1和sc2分别是b1和c2的标准误差，经计算文章设定中介效应模型Sobel 检验的Q=-1.596，P值为0.13，大于0.05，显示中介效应不成立，表明中国货币供应量虽然对经济增长具有显著的影响，但这种影响并不是通过市场利率的中介效应产生的。

三、基于VAR 模型的实证分析

1. VAR 模型的设定

文章进一步通过VAR 模型对中国货币供应量、市场利率和经济增长的关系进行实证分析，设定的VAR 模型如下：

2. 最优滞后期的选择

VAR 模型的估计需要选择模型的最优滞后期，文章通过信息准则最小化的方式来确定。文章设定VAR 模型的各信息准则的值见表4。从表中可以看出文章构建的VAR 模型的各信息准则值FPR、AIC 和HQIC 在滞后期为4 时最小，SBIC 在滞后期为1 时最小，按照少数服从多数原则，文章最优滞后期应该选择为4 期。考虑到VAR 模型没有同期变量，通常最优滞后期会选择比信息准则最小值的期数小1 期，因此文章设定VAR模型最优滞后期选择为3 期。为了更为准确地选择最优滞后期，文章还采用了“由大到小的序贯t 规则”进行检验，结果也表明文章应选择最优滞后期为3 期，因此文章设定的VAR模型选择的滞后期为3 期。

表4 文章设定VAR 模型的信息准则值及最优滞后期

3. VAR 模型估计结果

根据上文中信息准则最小化确定的最优滞后期为3 期，文章设定的VAR 模型估计结果见表5。从估计结果来看，货币供应量和市场利率对下一季度经济增长都具有显著的影响，而对第2、第3 期季度影响不显著，值得注意的是，两者对经济增长的影响都是显著的正向影响，表明货币供应量增加和市场利率上升对下一个季度的经济增长都有一定的促进作用，这与凯恩斯理论描述的“利率和经济增长应该呈现负相关关系”的结果不同，但与文章中介效应模型(6)式估计的结果总体一致，表明在过去的20 年间中国仍然处于需要大量资本形成的发展阶段，市场利率的上升可以促进社会储蓄的增加，从而促进资本的形成，促进经济增长。经济增长对下一季度货币供应量呈现出显著的负向影响，对市场利率呈现出显著的正向影响，表明中国人民银行对通货膨胀较为重视和敏感，经济增长造成的社会需求增加往往也会伴随着经济生活中物价的上涨，为了把物价上涨控制在一定的范围内，中央银行选择收缩货币，造成下一季度货币供应量的减少，而经济增长带来的资金需求增加没有得到有效的资金供给增加匹配又造成了市场利率的上升。货币供应量对下一期的市场利率影响并不显著，但对再下一期的市场利率却会产生显著的负向影响，表明中国的货币供应量的变化需要半年后才会对市场利率产生影响。市场利率对货币供应量则无论是短期还是长期都没有显著的影响，这表明过去20年中国人民银行货币供应量的调整并没有过多考虑市场利率的情况，更多是考虑通货膨胀和经济增长等因素。

表5 文章设定VAR 模型的估计结果

4. 稳定性检验

上文中的VAR 模型的估计结果是否准确，还需要通过检验模型估计结果的残差是否存在自相关，并进一步检验此VAR系统是否稳定（为平稳过程） 来判断。文章首先通过LM 检验对VAR 模型估计结果的残差进行了自相关检验，检验结果见表6。结果显示，可以接受残差“无自相关”的原假设，残差不存在自相关。然后，文章通过VAR 系统稳定性的判别图来检验文章设定的VAR 系统是否稳定，判别图如图1 所示。从图中可以看出，所有特征值均在单位圆内，可以判定文章设定的VAR 系统是稳定的，值得注意的是，有一个根十分接近单位圆的边缘，表明有些冲击有较强的持续性。

表6 残差自相关检验结果

图1 VAR 系统稳定性判别图

5. 格兰杰因果检验

文章进一步对设定VAR 模型的三个变量进行了格兰杰因果检验，检验结果见表7。从表中可以看出，货币供应量和经济增长之间互为格兰杰因果关系，同时经济增长也是市场利率的格兰杰原因，但是市场利率不是经济增长的格兰杰原因，市场利率和货币供应量之间都不是彼此的格兰杰原因。

表7 格兰杰因果检验结果

6. 交叉相关图

VAR 模型估计结果和格兰杰因果检验都不能体现出变量的作用次序，为了分析中国货币供应量、市场利率和经济增长的作用次序，文章进一步考察了三者的交叉相关图，结果如图2所示。从图2 的上图可以看出，经济增长与提前1 个季度的货币供应量最相关，图2 的中图显示，经济增长与当季的市场利率最相关，图2 的下图显示，市场利率与提前14 个季度的货币供应量最相关。这一结果表明，中国货币供应量、市场利率和经济增长的作用次序表现为货币供应量→经济增长→市场利率，具体为货币供应量的增加促进了经济增长，经济增长促使了市场利率的上升，进一步表明中国货币供应量对经济增长的影响并不是通过市场利率的中介效应实现的。

图2 中国货币供应量、市场利率和经济增长三个变量之间的交叉相关图

7. 脉冲响应函数

脉冲响应函数可以直观地描述出VAR 模型中的随机扰动项的一个标准差冲击对其他变量当前和未来取值的影响轨迹和效应，因此文章进一步通过脉冲响应函数图来分析中国货币供应量、市场利率和经济增长各自的变动会对其他两个产生怎样的影响。文章设定VAR 模型的脉冲响应函数图如图3、图4 所示（图3 和图4 的区别在于是否正交化）。从图中可以看出，经济增长的变动短期内对货币供应量会有一个负向冲击，对市场利率会有一个正向冲击，但长期来看，经济增长的变动对货币供应量和市场利率都没有显著的影响；货币供应量的变动对经济增长会引起短期和长期的正向冲击，而对市场利率短期和长期都没有显著的影响；市场利率的变动短期内对经济增长有一个正向冲击，长期内没有显著的影响，对货币供应量则短期和长期都没有显著的影响。

图3 脉冲响应图

图4 正交化的脉冲响应图

四、结论与建议

文章通过中介效应模型和VAR 模型实证分析了中国货币供应量、市场利率和经济增长的关系。研究结果表明：中国货币供应量对经济增长具有显著的正向影响，但这种影响并不是通过市场利率的中介效应产生的；市场利率短期内对经济增长也表现出显著的正向影响，但长期内影响不显著；经济增长短期内对货币供应量呈现出显著的负向影响，对市场利率呈现出显著的正向影响，长期影响均不显著；货币供应量和市场利率之间对彼此的影响都不显著。

中国市场利率的上升对经济增长具有显著的正向影响，这与凯恩斯学派的观点相冲突，但与发展经济学和新古典经济学中的可贷资金理论相吻合，表明利率的上升可以有效促进社会储蓄的增加，从而促进金融规模的扩大，这有利于基础设施建设融资规模的扩大和整个经济社会的发展，过去几十年中国处在基础设施大规模建设时期，需要大量的金融支持，储蓄的增加促进了中国资本形成从而对中国经济增长产生了巨大的作用。文章认为过去几十年中国利率上升促进储蓄增加对经济增长的正向作用大于这段时期利率上升使消费、投资等社会需求下降对经济增长的负向作用是这一实证结果产生的主要原因。同时文章也认为，随着中国基础设施建设的逐渐完善，大量基础设施已经建成，资本形成对经济增长的边际作用将逐渐减弱，另一方面在中国“双循环”发展格局下，国内消费对经济增长的影响会越来越大，可以预计中国市场利率上升对经济增长的正向影响将不断减弱，负向影响将不断上升。

另外，文章还注意到中国货币供应量对市场利率影响不显著，这也与凯恩斯学派认为货币供应量增加会促使市场利率下降的理论有所相同。文章认为主要原因是，虽然货币供应量的增加可以增加金融市场上资金的供给，但市场利率是由金融市场上资金的供给和需求共同决定的，过去几十年中国经济的高速增长，金融市场上资金供给在不断增加的同时资金需求也在不断增加，因此中国货币供应量增加未必会促使市场利率下降。此外，由于中国的金融市场的市场化程度并不高，同业拆借市场规模有限，参与门槛高，并不能完全反映中国的金融市场供给和需求的变化，因此当前中国想要改用市场利率作为货币政策的中介目标代替货币供应量条件仍然并不完善。

尽管从文章的实证结果来看当前中国放弃货币供应量改用市场利率作为中介目标条件并不成熟，但是从全世界的实践经验来看，货币供应量作为货币政策的中介目标存在可控性弱、社会成本高的明显缺陷，特别是随着商业银行的市场化程度越来越高，这一缺陷会越来越明显，而市场利率作为货币政策的中介目标可以有效改善这一问题，随着中国经济的不断增长，选用市场利率代替货币供应量作为货币政策的中介目标也将是未来的必然选择。当前由于中国仍处于社会主义初级阶段，仍然需要建设大量的基础设施，同时由于金融市场的市场化程度不高等原因，市场利率替代货币供应量作为货币政策中介目标的条件尚不完善，直接改变货币政策中介目标并不合适，但是并不意味着我们将放弃改用市场利率作为货币政策中介目标，文章建议在未来的过渡时期可以选用货币供应量为主，市场利率为辅的中介目标政策，同时不断扩大金融同业拆借市场和中国债券市场的规模，逐渐降低同业拆借市场和债券市场的进入门槛，完善金融市场法规，为最终选用市场利率作为中国货币政策中介目标做好准备。