货币增长理论是研究货币同经济增长内在关系的理论。它关注的是货币供给能否对经济中的实际变量产生影响的问题。对这一问题的不同回答产生了两种观点：一种观点认为，货币供给在长期内只影响各经济变量的名义值，而不影响经济变量的实际值，即“货币长期超中性”说；另一种观点则认为，货币供给在长期内同时影响经济变量的名义值与实际值，这是对“货币长期超中性”说的否定。关于货币与增长问题的现代文献是从Tobin（1965）的《货币与经济增长》一文开始的。Tobin认为，在货币与实物资本之间分配着固定的储蓄流，通胀率的增长降低了货币的真实回报，导致人们把现金转换为资本的动机，这就是所谓的Tobin效应。Sidrauski（1967）最先把货币放入效用函数，在货币增长模型中考虑到了消费者的理，认为货币能为消费者带来正效用，从而说明了货币为何要存在的问题。但是，Sidrauski得出了货币中性的结论，考虑到货币对经济的影响，这个结论并没有被大多数学者完全接受。本文试图在一个修正后的Sidrauski模型基础上，对我国货币供给与经济增长的关系进行研究。
二、模型及其改进
（一）Sidrauski模型。Sidrauski（1967）最先在一个明确的Ramsey最优化框架中建立了货币增长模型。假设一个无限期界的家庭通过解决跨时最优化问题来最大化家庭成员的福利，实际财富以资本和实际货币余额两种形式持有。将货币与商品一起引入家庭的效用函数，效用函数形式为ut（ct，mt）。一个家庭通过解决跨时最大化问题来最大化其效用函数，因每一时刻经济主体的行为由存量约束与流量约束控制。（1）式为存量约束：要求人均财富总量at等于人均资本存量kt与人均实际货币余额mt；（2）式流量约束：
要求人均财富增量at.等于人均产出f（kt）与人均政府转移支出vt之和减去人均实际货币余额耗损（πt-n）mt、人均资本耗损（δ＋n）kt和人均消费ct。其中δ代表资本的折旧率，n代表人口自然增长率，其中πt代表预期的通货膨胀率。因此，其现值Hamilton函数为：H＝e-δ·t｛u（ct，mt）＋λt［f（kt）+vt-（πt+n）mt-（δ＋n）kt-ct-at.］+qt［at-kt-mt］｝（3）通过求解Hamilton函数，得到：f′（k*）=δ＋n（4）
Sidrauski认为，在长期中货币增长率的上升会完全导致价格变动，将减少实际余额存量但并不影响稳定的消费状态，所以资本存量独立于货币增长率，人均均衡资本存量使资本边际产品等于既定资本的折旧率与人口自然增长率之和。
（二）改进。只要对Sidrauski模型稍加修改，即可改变货币中性的性质。其中最主要的方法是将货币作为一种生产要素引入生产函数。龚六堂（2000）假设生产函数形式为货币中性不再成立，人均实际货币余额增加会提高均衡状态时的人均资本存量，促进经济增长。
修正后的Sidrauski模型在货币效用函数的基础上，把货币因素也引入了生产函数，使货币对经济的影响能够充分地反映到消费和生产中，从而能更准确地分析货币因素对整个经济的影响。至于该模型能否较好的解释中国的货币供给与经济增长的关系，还有待于实证的检验。
三、数据描述和实证分析
（一）数据描述及处理。本文选取1978～2008年的年度数据进行分析，其中货币供给量以M2表示，经济增长以GDP表示。用商品零售物价指数平减M2与GDP，再除以人口总数（以当年年末数计），得到人均实际M2余额和人均实际GDP，分别用RM2和RGDP表示。对RM2，RGDP取自然对数，分别记为LRM2，LRGDP。
（二）实证分析
1、时间序列的平稳性分析。若两个时间序列都是非平稳的，那么即使它们之间不存在任何相关性，当样本容量增大时，以一个时间序列对另一个时间序列的__归”问题。因此，在对时序数据分析之前，首先应检验各时间序列是否是平稳的。本文运用Eviews软件对序列进行PP检验，可知LRM2，LRGDP~I（1）。由于LRM2与LRGDP为同阶单整，可进行协整分析。
2、协整检验与误差修正模型
（1）协整检验。对序列进行Johansen协整检验，来判断二者是否存在协整关系。（表1）由表1可知，LRM2，LRGDP在5%的显著性水平下存在一个协整关系，协整方程如下：
LRGDP=2.0588+0.7123LRM2+［AR（1）=0.8171］
t=（4.5948）（13.1192）（10.6048）
R2＝0.9977S.E.＝0.04，
DW＝1.7357F＝5803.455
从长期看，我国1978年以来的国内生产总值与货币供给具有稳定的关系，且国内生产总值对货币供给的弹性为0.7123，即人均实际M2余额每增加1个百分点，人均实际GDP将增加0.7123个百分点。
（2）误差修正模型。误差修正模型可以用来分析短期波动中货币供给对经济增长的影响，利用Eviews软件，可得到LRGDP受LRM2影响的短期波动误差修正模型为：
LRGDP=1.4067+0.2305LRM2-
0.4844ECM（-1）+［AR（1）=0.8424］
t=（2.8047）（2.
8768）（-2.6828）（5.0160）
R2＝0.5904S.E.＝0.0297
DW＝1.3725F＝12.0138
从短期看，货币供给的变动对国内生产总值的变动有正向的促进作用，即人均实际M2余额增长率每增加1%，人均实际GDP的增长率将增加0.2305%。误差修正项系数为负，表明国内生产总值与货币供给具有的长期均衡关系使得短期内国内生产总值的非均衡状态逐渐向长期均衡状态趋近。
3、向量自回归（VAR）模型。LRM2，LRGDP的一阶差分为LRM2，LRGDP，可以理解为人均实际M2余额增长率与人均实际GDP增长率，且LRM2与LRGDP均为I（0）过程。本文将选取LRM2与LRGDP建立VAR模型，同时将前面分析得出的误差修正项ECM引入模型。根据LR检验统计量，确定VAR的滞后阶数p=1，得到VAR（1）的估计结果，见表2。（表2）从模型的整体检验结果来看，该VAR（1）模型是有效的。
4、脉冲响应分析。用上面的VAR（1）模型进行脉冲响应分析，即计算一个单位的LRM2冲击对LRGDP和其自身的影响，脉冲响应曲线如图1。（图1）分析可知，货币供给增长率对其自身的一个冲击立刻有较强反应，增加了约4.9%，到第4年处于低谷（-0.4%），一直到第7年才回到原来的水平，然后保持平稳。这表明，货币供给增长率具有调节机制，它的变动会促使央行采取相应的货币政策，从而把货币供给拉回到经济均衡状态时的水平；另一方面经济增长率对货币供给增长率的冲击开始具有正影响，在第2年达到高峰（1.2%），然后逐渐下降，至第9年处于低谷（-0.09%），接着逐渐上升，到第13年后回到原来的水平。这表明，货币供给增长率的增加会在短期内加快经济增长的速度，但是从长期来看，货币供给增长率对经济增长率的影响是有限的，并且随着时间的推移，这种影响会逐渐减小。
四、结论
（一）我国货币供给与经济增长之间存在着长期均衡关系。在我国经济社会发展的现阶段，货币是非中性的：实际货币供给的增加会促进经济增长。
（二）从短期来看，实际货币供给的变动对国内生产总值的变动有正向的促进作用，而且误差修正机制表明货币供给与经济增长之间的长期均衡关系使得短期内国内生产总值的非均衡状态逐渐向长期均衡状态趋近。
（三）货币供给增长率与经济增长率之间存在如下作用机制：短期内货币供给增长率的增加会加快经济增长的速度。但是从长期来看过多过快地增加货币供给，对实际产出的影响并不大，甚至是微不足道的。这说明虽然在我国货币具有内生性，但经济增长的最终动力却来源于技术进步与制度变迁等非货币因素。这就要求我们在准确运用货币政策调控宏观经济的同时，把主要精力放在技术创新、制度改革等方面，更好地促进国民经济发展。
主要参考文献：
[1]龚六堂.高级宏观经济学[M].武汉大学出版社，2005.
[2]高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例[M].清华大学出版社，2006.
[3]刘霖，靳云汇.货币供应、通货膨胀与中国经济增长—基于协整的实证分析[J].统计研究，2005.3
关键词：倒逼特性；协整；因果关系检验；脉冲反应
货币供给属性之争是货币经济理论界长期存在的现象。在实际争论中，无论是货币供给外生论者还是内生论者都将货币供给机制的运作方向作为其立论基础。外生货币供给理论坚持货币供给“乘数机制”，认为货币供给是基础货币通过乘数效应实现的，是基础货币决定货币供给量。而内生性理论则相反，其货币供给机制可称之为“倒逼机制”，而货币供给量对基础货币供给的“倒逼”是最后一个环节。同时，在现实经济实践中，货币政策制订者都以货币供给机制的运作方向为依据而制订货币政策，故以基础货币供给为主要货币政策工具。因此，研究一国的货币供给机制运作方向，尤其是基础货币供给机制的运作方向,无论是对货币经济理论的发展，还是对一国现实货币政策有效性的评判以及货币政策工具的选择都具有重大意义。
一、理论综述
目前，对货币供给机制运作方向的理论研究都体现在货币供给属性的研究之中。现代主流内生货币供给理论都体现出货币供给的“倒逼机制”。Siney・S・Weintraub（1978）在论述其货币供给内生性时，基于工资加成的价格形成定理认为，货币工资增长超过劳动生产率的增长幅度，导致货币收入的增加，造成既定实际产出水平下的交易性货币需求的增加，假定货币流动速度不变，中央银行为了维持充分就业和实际产出的增长，就必须增加货币供应。Nicholas・Kaldor（1982）在从中央银行充当“最后贷款人”职能的角度论述货币内生性时认为，虽然从形式看，现有的货币供应量都是从中央银行渠道出去的，但实质上并不完全由中央银行自主决定，是中央银行被动地适应公众货币需求的结果。这是因为公众的货币需求经常大量地表现为贷款需求，而银行贷款和货币供给量是紧密相关的，银行贷款的增减实际增减了现有货币供给量。Basil・J・Moore（1988）在论述基础货币供给的内生性时，基于中央银行调控货币供给的“三大法宝”，认为基础货币的投放取决于商业银行对流动性的需求。
上述货币供给理论的逻辑可以概括为：“实际经济因素货币供给基础货币供给”的一般形式。可以看出在货币供给的“倒逼机制”中，货币供给对基础货币供给的“倒逼”是其中的最后一个环节。同时，由于各国中央银行都把基础货币供给作为主要的货币政策工具，因此，从经济实践角度来说，也是最重要的一个“倒逼”环节。
经验研究的程度取决于理论研究的发展水平。基于当代货币供给内生理论，国外学者展开了大量的实证研究。具体到最后“倒逼”环节的实证研究文献比较有限。其中比较有名的是Lombra、Torto（1973）以及Forman、Groves和Eicher（1985）的实证研究，他们证实了美国基础货币的变动是被动的和适应性的。
我国学者在对我国货币供给内生性的实证研究中，其“倒逼特性”只体现到实际经济因素对货币供给量的“倒逼”这一层次。然而，外生货币供给论者都将基础货币与货币供给量的关系作为其主要立论基础：M・Friedman，A・Schwartsz（1963）、Phillips・Cagan（1965）、Jerry・L・Jordan（1969）、Albert・E・Burger（1971）等都分别从基础货币通过货币乘数决定货币供给量这一角度论述其货币供给外生性思想，并进行相应的实证检验。因此，从这一角度说，我国相关学者的实证研究是不够彻底的，并不能从外生货币供给论的立论基础角度反驳外生货币供给理论，其实践意义也必然是有限的。
对我国货币供给“倒逼机制”的实证研究必然涉及到实证研究路径的选择问题，而合理的路径选择取决于相关理论争鸣的焦点及其表现形式。因此，笔者将以基础货币和货币供给量为主要变量，展开对我国货币供给“倒逼机制”，最后的、也是最重要环节的实证研究。
二、数据说明和计量分析
基于上述理论探讨，本文将通过对基础货币与货币供给量之间计量关系的研究，以检验我国货币供给机制的运作方向问题。为了表述的全面性，文中将同时分别检验广义货币供给（M2）和狭义货币供给（M1）与基础货币（B）的关系。
由于1997年中国人民银行对金融统计制度进行了较大调整，因此，1997年以后的数据与以往的历史数据是不可比的。本文选取从1998年第一季度到2006年第三季度的数据，共35组作为样本。数据来源于《中国金融年鉴》各期，其中2006年的数据来源于中国人民银行月报。为了消除数据可能存在的异方差性，本文对其取对数值，得三个变量：LNB、LNM2、LNM1，分别代表基础货币、广义货币供给、狭义货币供给。实证检验过程如下：
（一）ADF检验
由于采用非平稳序列建立模型将很可能导致伪回归。故在分析时间序列问题时，进行单位根检验是必要的。采用ADF单位根检验方法，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性水平的临界值，则所检验序列为非平稳序列，反之亦然。若为非平稳序列，则继续对其一阶差分序列进行检验，以确定其单整阶数。本文采用麦金农临界值，对上述各序列的单位根检验结果如表1所示：
上述检验结果表明，LNM2、LNM1、LNB都具有单位根，而其一阶差分为平稳序列，即为I（1）序列。
（二）协整关系检验
协整是指若干个单整阶数相同的时间序列的某种线性组为平稳序列，它可以表明变量之间是否存在长期关系。本文采用Engle和Granger于1987年提出的两步检验法（EG检验），分别对LNM2、LNB以及LNM1、LNB进行协整检验。
1、对LNB、LNM2进行协整检验
第一步：对LNB、LNM2建立协整回归模型：
LNB=2.243+0.696LNM2
第二步：令
E2=LNB-2.243-0.696LNM2
对E2进行单位根检验，发现E2已经是平稳序列。故LM2与LNB之间存在长期的稳定关系。
这样可以建立误差修正模型，以表明LNB和LNM2之间的短期变动关系。经过多次试验，删除不显著的滞后量，采用广义差分法得到方程如下：
上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式是理想的单方程误差修正模型。
2、对LNB、LNM1进行协整检验
第一步：对LNB、LNM1建立协整回归模型：
LNB=2.803+0.708LNM1
第二步：令
E1=LNB-2.803-0.708LNM1
对E1进行单位根检验，同样发现E1也已经是平稳序列，故LNM2与LNB之间存在长期的稳定关系。
同样经过多次试验，删掉不显著的变量，我们可以得到误差修正模型：
上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式也是理想的单方程误差修正模型。
（三）Granger因果关系检验
Granger（1969）提出，如果由yt和xt滞后值所决定的yt的条件分布与仅由yt滞后值决定的条件分布相同，则称两序列存在格兰杰非因果性；若加入xt滞后变量有助于改善yt的预测精度，则称两序列存在格兰杰因果关系。对上述各货币供给对数序列两两配对检验，检验结果如表2所示：
从表4可以看出，在1998到2006年的季度数据样本区间内，在1%的显著性水平下，LNM2是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM2的格兰杰原因；LNM1是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM1的格兰杰原因。说明我国货币供给体系存在明显的“倒逼机制”，具有显著的“倒逼”特性。至此，我们可以得出这样的结论：在我国货币供应体系中，是广义货币供给以及狭义货币供给决定基础货币供给，而不是外生货币供给论所认为的狭义货币供给通过乘数效应决定广义货币供给的外生货币供给思想。
（四）VAR模型的方差分解和脉冲反应分析
Granger因果关系检验只能说明变量之间的因果关系，但不能说明变量之间因果关系的强度。本文通过对VAR模型的方差分解和脉冲反应分析，揭示出货币供给对基础货币的动态影响过程。
1、方差分解分析
方差分解的基本思想是,把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的各部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解不仅可以对样本期间以外的因果关系检验,而且还将每个变量的单位增量分解为一定比例的自身原因和其他变量的贡献。笔者通过建立VAR（2）模型，进而得出方差分解结果。为了更形象地反映各变量贡献的变化趋势，文章用趋势图给出（见图1和图2）：
从图1可以看出，从第三期开始，广义货币供给（LNM2）对基础货币供给（LNB）的影响持续、显著地增大，而基础货币对其自身的影响却持续地明显降低。
从图2可以看出，从第一期开始，狭义货币供给对基础货币供给的作用就显著地增强，在第十二期就占到基础货币供给预测误差的50%，并且之后依然持续增强其对基础货币供给的影响。而基础货币对其自身的影响却是相反的。
2、脉冲反应分析
脉冲响应函数是试图描述任意一个变量的扰动是如何通过模型影响所有其他变量的，并最终又反馈到自身的过程。本文通过建立VAR模型，利用脉冲反应函数来分析LNB对LNM1、LNM的动态冲击的反应。
从图3可以看出，在第一期基础货币（LNB）对其自身的一个标准新息立刻有较强的反应，供应量增加了约0.042左右，但影响的时间不长，到第四期就回到原来的水平，以后一直以一个持续的、稳定的微弱负值影响基础货币的供给；而广义货币供给虽然在第二期对基础货币有一个微弱的负向影响，但很快从第三期开始就以一个持续的、稳定的较强正值影响着基础货币的供给。这与上述协整检验以及格兰杰因果关系检验是吻合的。并且广义货币供给对基础货币供给有较强的决定作用。
从图4可以看出，其基本结构与图1相似，第一期基础货币对自身的一个标准差新息立刻起反应，但很快就回复到一个持续、稳定微弱的负值影响；从第二期开始，狭义货币供给（LNM1）就以一个较强的正向值作用于基础货币供给，并且之后以一个较大正值持续稳定地作用于基础货币的供给。而且与图3中不同的是，狭义货币供给并没出现任何对基础货币供给的负向作用，这应是狭义货币比广义货币具有更强流动性的缘故。
三、结论
通过对我国货币供给与基础货币供给（对数）变量之间关系的计量检验发现，各层次货币供给对基础货币供给具有持续的、显著的决定作用，本文通过分析得到的基本结论如下：
第一，在货币供给量与基础货币的长期均衡关系上，无论是广义货币供给还是狭义货币供给都与基础货币供给之间存在协整关系。说明我国的货币供给与基础货币之间存在长期均衡关系。这一点，主流的内生货币供给理论和外生货币供给理论都是认可的。
第二，从货币供给和基础货币的Granger因果关系来看，无论是广义货币供给还是狭义货币供给对基础货币的变化都存在显著的Granger影响，表明我国货币供给机制存在显著的“倒逼”特性，而不是外生货币供给论者所长期坚持的由基础货币通过乘数效应决定货币供给的外生性思想。
第三，通过方差分解分析，识别了货币供给对基础货币变动的动态影响过程。方差分解的估计结果表明，货币供给在长期和短期对基础货币的影响是非常显著而持续的，“倒逼”特性非常明显。
第四，通过估计VAR模型的冲击反应分析，可以看出货币供给对基础货币冲击的动态反应路径。发现货币供给对基础货币的冲击效果是持续而稳定的。估计结果不仅再次验证了货币供给对基础货币的“倒逼”特性，而且具体描述了货币供给对基础货币的动态影响。
参考文献：
1、米什金.货币金融学[M].北京:中国人民大学出版社,1998.
2、弗里德曼.货币稳定方案[M].上海:上海人民出版社,1991.
3、盛松成等.现代货币经济学[M].北京:中国金融出版社,2001.
4、宁咏.内生货币供给:理论假设与经验事实[M].北京:经济科学出版社,2000.
5、刘斌,邓述慧.货币供求的分析方法与实证研究[M].北京:科学出版社,1999.
关键词：倒逼特性；协整；因果关系检验；脉冲反应
货币供给属性之争是货币经济理论界长期存在的现象。在实际争论中，无论是货币供给外生论者还是内生论者都将货币供给机制的运作方向作为其立论基础。外生货币供给理论坚持货币供给“乘数机制”，认为货币供给是基础货币通过乘数效应实现的，是基础货币决定货币供给量。而内生性理论则相反，其货币供给机制可称之为“倒逼机制”，而货币供给量对基础货币供给的“倒逼”是最后一个环节。同时，在现实经济实践中，货币政策制订者都以货币供给机制的运作方向为依据而制订货币政策，故以基础货币供给为主要货币政策工具。因此，研究一国的货币供给机制运作方向，尤其是基础货币供给机制的运作方向,无论是对货币经济理论的发展，还是对一国现实货币政策有效性的评判以及货币政策工具的选择都具有重大意义。
一、理论综述
目前，对货币供给机制运作方向的理论研究都体现在货币供给属性的研究之中。现代主流内生货币供给理论都体现出货币供给的“倒逼机制”。Siney·S·Weintraub（1978）在论述其货币供给内生性时，基于工资加成的价格形成定理认为，货币工资增长超过劳动生产率的增长幅度，导致货币收入的增加，造成既定实际产出水平下的交易性货币需求的增加，假定货币流动速度不变，中央银行为了维持充分就业和实际产出的增长，就必须增加货币供应。Nicholas·Kaldor（1982）在从中央银行充当“最后贷款人”职能的角度论述货币内生性时认为，虽然从形式看，现有的货币供应量都是从中央银行渠道出去的，但实质上并不完全由中央银行自主决定，是中央银行被动地适应公众货币需求的结果。这是因为公众的货币需求经常大量地表现为贷款需求，而银行贷款和货币供给量是紧密相关的，银行贷款的增减实际增减了现有货币供给量。Basil·J·Moore（1988）在论述基础货币供给的内生性时，基于中央银行调控货币供给的“三大法宝”，认为基础货币的投放取决于商业银行对流动性的需求。
上述货币供给理论的逻辑可以概括为：“实际经济因素货币供给基础货币供给”的一般形式。可以看出在货币供给的“倒逼机制”中，货币供给对基础货币供给的“倒逼”是其中的最后一个环节。同时，由于各国中央银行都把基础货币供给作为主要的货币政策工具，因此，从经济实践角度来说，也是最重要的一个“倒逼”环节。
经验研究的程度取决于理论研究的发展水平。基于当代货币供给内生理论，国外学者展开了大量的实证研究。具体到最后“倒逼”环节的实证研究文献比较有限。其中比较有名的是Lombra、Torto（1973）以及Forman、Groves和Eicher（1985）的实证研究，他们证实了美国基础货币的变动是被动的和适应性的。
我国学者在对我国货币供给内生性的实证研究中，其“倒逼特性”只体现到实际经济因素对货币供给量的“倒逼”这一层次。然而，外生货币供给论者都将基础货币与货币供给量的关系作为其主要立论基础：M·Friedman，A·Schwartsz（1963）、Phillips·Cagan（1965）、Jerry·L·Jordan（1969）、Albert·E·Burger（1971）等都分别从基础货币通过货币乘数决定货币供给量这一角度论述其货币供给外生性思想，并进行相应的实证检验。因此，从这一角度说，我国相关学者的实证研究是不够彻底的，并不能从外生货币供给论的立论基础角度反驳外生货币供给理论，其实践意义也必然是有限的。
对我国货币供给“倒逼机制”的实证研究必然涉及到实证研究路径的选择问题，而合理的路径选择取决于相关理论争鸣的焦点及其表现形式。因此，笔者将以基础货币和货币供给量为主要变量，展开对我国货币供给“倒逼机制”，最后的、也是最重要环节的实证研究。
二、数据说明和计量分析
基于上述理论探讨，本文将通过对基础货币与货币供给量之间计量关系的研究，以检验我国货币供给机制的运作方向问题。为了表述的全面性，文中将同时分别检验广义货币供给（M2）和狭义货币供给（M1）与基础货币（B）的关系。
由于1997年中国人民银行对金融统计制度进行了较大调整，因此，1997年以后的数据与以往的历史数据是不可比的。本文选取从1998年第一季度到2006年第三季度的数据，共35组作为样本。数据来源于《中国金融年鉴》各期，其中2006年的数据来源于中国人民银行月报。为了消除数据可能存在的异方差性，本文对其取对数值，得三个变量：LNB、LNM2、LNM1，分别代表基础货币、广义货币供给、狭义货币供给。实证检验过程如下：
（一）ADF检验
由于采用非平稳序列建立模型将很可能导致伪回归。故在分析时间序列问题时，进行单位根检验是必要的。采用ADF单位根检验方法，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性水平的临界值，则所检验序列为非平稳序列，反之亦然。若为非平稳序列，则继续对其一阶差分序列进行检验，以确定其单整阶数。本文采用麦金农临界值，对上述各序列的单位根检验结果如表1所示：
上述检验结果表明，LNM2、LNM1、LNB都具有单位根，而其一阶差分为平稳序列，即为I（1）序列。
（二）协整关系检验
协整是指若干个单整阶数相同的时间序列的某种线性组为平稳序列，它可以表明变量之间是否存在长期关系。本文采用Engle和Granger于1987年提出的两步检验法（EG检验），分别对LNM2、LNB以及LNM1、LNB进行协整检验。
1、对LNB、LNM2进行协整检验
第一步：对LNB、LNM2建立协整回归模型：
LNB=2.243+0.696LNM2
第二步：令
E2=LNB-2.243-0.696LNM2
对E2进行单位根检验，发现E2已经是平稳序列。故LM2与LNB之间存在长期的稳定关系。
这样可以建立误差修正模型，以表明LNB和LNM2之间的短期变动关系。经过多次试验，删除不显著的滞后量，采用广义差分法得到方程如下：
上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式是理想的单方程误差修正模型。
2、对LNB、LNM1进行协整检验
第一步：对LNB、LNM1建立协整回归模型：
LNB=2.803+0.708LNM1
第二步：令
E1=LNB-2.803-0.708LNM1
对E1进行单位根检验，同样发现E1也已经是平稳序列，故LNM2与LNB之间存在长期的稳定关系。
同样经过多次试验，删掉不显著的变量，我们可以得到误差修正模型：
上式四个变量的系数都有正确的符号，并且各系数都是显著的，DW统计量表明残差项之间不存在序列相关，因而上式也是理想的单方程误差修正模型。
三）Granger因果关系检验
Granger（1969）提出，如果由yt和xt滞后值所决定的yt的条件分布与仅由yt滞后值决定的条件分布相同，则称两序列存在格兰杰非因果性；若加入xt滞后变量有助于改善yt的预测精度，则称两序列存在格兰杰因果关系。对上述各货币供给对数序列两两配对检验，检验结果如表2所示：
从表4可以看出，在1998到2006年的季度数据样本区间内，在1%的显著性水平下，LNM2是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM2的格兰杰原因；LNM1是LNB的格兰杰原因，LNB却不是LNM1的格兰杰原因。说明我国货币供给体系存在明显的“倒逼机制”，具有显著的“倒逼”特性。至此，我们可以得出这样的结论：在我国货币供应体系中，是广义货币供给以及狭义货币供给决定基础货币供给，而不是外生货币供给论所认为的狭义货币供给通过乘数效应决定广义货币供给的外生货币供给思想。
（四）VAR模型的方差分解和脉冲反应分析
Granger因果关系检验只能说明变量之间的因果关系，但不能说明变量之间因果关系的强度。本文通过对VAR模型的方差分解和脉冲反应分析，揭示出货币供给对基础货币的动态影响过程。
1、方差分解分析
方差分解的基本思想是,把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的各部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解不仅可以对样本期间以外的因果关系检验,而且还将每个变量的单位增量分解为一定比例的自身原因和其他变量的贡献。笔者通过建立VAR（2）模型，进而得出方差分解结果。为了更形象地反映各变量贡献的变化趋势，文章用趋势图给出（见图1和图2）：
从图1可以看出，从第三期开始，广义货币供给（LNM2）对基础货币供给（LNB）的影响持续、显著地增大，而基础货币对其自身的影响却持续地明显降低。
从图2可以看出，从第一期开始，狭义货币供给对基础货币供给的作用就显著地增强，在第十二期就占到基础货币供给预测误差的50%，并且之后依然持续增强其对基础货币供给的影响。而基础货币对其自身的影响却是相反的。
2、脉冲反应分析
脉冲响应函数是试图描述任意一个变量的扰动是如何通过模型影响所有其他变量的，并最终又反馈到自身的过程。本文通过建立VAR模型，利用脉冲反应函数来分析LNB对LNM1、LNM的动态冲击的反应。
从图3可以看出，在第一期基础货币（LNB）对其自身的一个标准新息立刻有较强的反应，供应量增加了约0.042左右，但影响的时间不长，到第四期就回到原来的水平，以后一直以一个持续的、稳定的微弱负值影响基础货币的供给；而广义货币供给虽然在第二期对基础货币有一个微弱的负向影响，但很快从第三期开始就以一个持续的、稳定的较强正值影响着基础货币的供给。这与上述协整检验以及格兰杰因果关系检验是吻合的。并且广义货币供给对基础货币供给有较强的决定作用。
从图4可以看出，其基本结构与图1相似，第一期基础货币对自身的一个标准差新息立刻起反应，但很快就回复到一个持续、稳定微弱的负值影响；从第二期开始，狭义货币供给（LNM1）就以一个较强的正向值作用于基础货币供给，并且之后以一个较大正值持续稳定地作用于基础货币的供给。而且与图3中不同的是，狭义货币供给并没出现任何对基础货币供给的负向作用，这应是狭义货币比广义货币具有更强流动性的缘故。
三、结论
通过对我国货币供给与基础货币供给（对数）变量之间关系的计量检验发现，各层次货币供给对基础货币供给具有持续的、显著的决定作用，本文通过分析得到的基本结论如下：
第一，在货币供给量与基础货币的长期均衡关系上，无论是广义货币供给还是狭义货币供给都与基础货币供给之间存在协整关系。说明我国的货币供给与基础货币之间存在长期均衡关系。这一点，主流的内生货币供给理论和外生货币供给理论都是认可的。
第二，从货币供给和基础货币的Granger因果关系来看，无论是广义货币供给还是狭义货币供给对基础货币的变化都存在显著的Granger影响，表明我国货币供给机制存在显著的“倒逼”特性，而不是外生货币供给论者所长期坚持的由基础货币通过乘数效应决定货币供给的外生性思想。
第三，通过方差分解分析，识别了货币供给对基础货币变动的动态影响过程。方差分解的估计结果表明，货币供给在长期和短期对基础货币的影响是非常显著而持续的，“倒逼”特性非常明显。
第四，通过估计VAR模型的冲击反应分析，可以看出货币供给对基础货币冲击的动态反应路径。发现货币供给对基础货币的冲击效果是持续而稳定的。估计结果不仅再次验证了货币供给对基础货币的“倒逼”特性，而且具体描述了货币供给对基础货币的动态影响。
参考文献：
1、米什金.货币金融学[M].北京:中国人民大学出版社,1998.
2、弗里德曼.货币稳定方案[M].上海:上海人民出版社,1991.
3、盛松成等.现代货币经济学[M].北京:中国金融出版社,2001.
4、宁咏.内生货币供给:理论假设与经验事实[M].北京:经济科学出版社,2000.
关键词:货币政策;货币供应量;实证分析
中图分类号:F830 文献标识码:A 文章编号:1003-9031(2010)08-0008-05DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.08.02
一、引言
货币政策是中央银行为实现一定的经济目标,运用各种政策工具调节货币供应量和利率,进而影响宏观经济的方针和措施的总和。我国货币政策的经济目标是实现人民币币值稳定并以此促进经济增长,但该目标的实现要经过货币政策工具变量的调节影响到货币政策的操作变量,从而影响到货币政策中间变量,最后影响货币政策最终目标实现的传导过程。在货币政策的传导过程中,工具变量、操作变量和中间目标变量的选择受到经济金融运行环境的影响。改革开放前,中国人民银行曾选择信贷规模和现金发行作为货币政策的中间目标;改革开放后,经济金融运行环境的变化使得控制贷款和现金投放日益难以有效地控制货币供给[1]。1996年中国人民银行正式把货币供应量作为货币政策中介目标,1998年取消对国有商业银行的贷款规模控制,货币供应量成为货币政策的唯一中介目标。进年来,外汇占款的大量增加了中央银行控制基础货币的难度,加之货币乘数与货币流通速度的变化,许多学者对货币供应量是否还能作为货币政策的中介目标有了质疑。夏斌、廖强(2001)等认为现行货币供应量指标的可控性、可测性和与国民经济的相关性均已出现明显问题,应当放弃货币供应量法,改为采用通货膨胀目标法或其他的货币政策框架[2]。以货币当局为代表的一些经济学家则认为,尽管货币供应量指标法的实施在目前出现一些困难,但货币供应量增长基本达到了预计目标,其可控性与相关性相对于其他指标来说仍然较好,货币供应量指标方法依然可行,但是应针对实际情况加以改善、调整[3]。本文正是基于此点,通过理论和实证分析货币供应量作为中介目标的相关性和可控性。在此基础上,找出一种适合我国的货币供应量规则,能对现行的货币政策效果进行优化。
二、我国货币供应量政策的有效性检验
货币政策中介指标和操作指标若要有效地反映货币政策的效果应具备可测性、可控性、相关性和抗干扰性。可测性是中央银行能够迅速获取有关中介指标的准确数据并便于观察、分析和监测;可控性即是否易于为货币当局所控制,通常要求中介指标与所能适用的货币政策工具之间要有密切的、稳定的和统计数量上的联系;相关性是要求中介指标与货币政策的最终目标之间要有密切的、稳定的和统计数量上的联系;抗干扰性是指货币政策在实施过程中常会受到许多外界因素或非政策因素的干扰,只有选取那些受干扰程度较低的中介指标,才能通过货币政策工具的操作达到最终目标。
就目前的文献来看,货币供应量作为中介目标其可测性和抗干扰性质疑较少,而货币供应量作为中介目标的相关性和可控性却成为了多数学者研究的重点,争议也是较多的。因此货币供应量作为中介目标的相关性和可控性检验成为了货币供应量政策有效性检验的主要内容。
(一)相关性检验
弗里德曼(1963)认为长期内高的货币供给导致高的通货膨胀,但两者之间短期内无规律性关系[4];MeCandless & Weber(1995)认为通货膨胀率和货币供给量的变化具有非常强的相关性,相关系数在0.92～0.96之间,几乎接近于1,并且长期来看,货币供给量的增加将最终导致相同程度的通货膨胀率的上升[5]。王少平(1996)认为我国通货膨胀形成的基本原因是货币的过量发行[6]。刘霖、靳云汇(2005)没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据,认为在经济的货币化进程中,货币供应增长率的提高不一定导致通货膨胀,货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低,大量的货币增量被经济消耗了[7]。Tobin(1970)通过实证研究发现,货币供应量的变化对短期产出的波动会产生影响[8];Barro(1978)认为预期的货币增长对产出具有中性[9];McCallum和Bennett(1984)通过的实证研究发现货币供应量对实际产出不会产生长期的影响[10]。总之,西方国家的实证分析表明,对于货币供应量与经济增长之间的关系存在很大的不确定性,两者之间的关系至今没有一个明确的界定。国内学者如黄先开、邓述慧(2000)认为不论是预期的货币冲击,还是非预期的,对产出的影响均非中性,说明货币供给在推动我国经济的运行中仍起着关键性的作用[11]。刘斌(2001)认为短期内货币供给量的变化对产出有影响,长期内对产出没有影响[12]。
由此可见,不同研究的结果并不一致,出现这种现象的主要原因在于样本区间的选择和建模方法上存在差异。由于经济时间序列一般都是非平稳的,直接运用变量的值来研究经济现象间的关系容易导致伪回归,基于这个原因,本文首先对货币供应量、经济增长和物价三个时间序列进行单位根检验,然后采用协整理论来分析我国货币供给、经济增长和通货膨胀之间是否存在均衡关系。
1.实证分析。搜集数据并对其处理,得到1998―2008年的相关数据(见表1)。从GDP(名义)与M2的数据观察,我国M2是逐年增加的,M2与GDP之间具有很高的相关性。
运用Eviews软件对表1数据的处理,对国内生产总值与M2的相关性进行分析,做出相关图并得出相关系数,结果如表2所示。
从表2中可知,?籽(GDP,M2t)=0.9966;?籽(GDP,M2t-1)=0.4521;?籽(GDP,M2t+1)=0.4271。即当期的GDP与当期的货币供应量的相关系数为0.9966;当期的GDP与后一期的M2的相关系数为0.4271;当期的GDP与上期的M2的相关系数为0.4521。说明当期和上期及滞后一期的GDP与M2具有高度的正相关性。同样,经过Eviews软件对数据的处理,对M2与物价指数的相关性进行分析,做出相关图并得出相关系数(见表3)。
由表3可知,?籽(M2,CPIt)=0.8846;?籽(M2,CPIt-1)=0.3336;?籽(M2,CPIt+1)=0.3946。结果显示,当期的M2与物价指数有高度的相关性,M2对后一期的物价指数也有一定的影响。
为了避免出现伪回归,本文先对单位根检验货币供应量、经济增长和物价三个时间序列进行单位根检验。本文使用ADF法检验Lny、lnM2和lnCPI的平稳性,检验结果如表4所示。这三个变量的原始序列是非平稳的,它们的一阶差分序列dlny、dlnM2和dlnCPI在10%的显著性水平下是平稳的。
运用计量经济学,基于VAR模型,根据MC和SIC最小化的准则,确定滞后期为4。用Johansen协整检验法检验变量的协整关系时,确定滞后期为3。从检验结果(表5)可以看出,在5%的显著性水平下,迹检验和最大特征值检验都表明存在一个协整关系,说明货币供应量、通货膨胀不确定性和中国经济增长三者之间存在长期均衡关系。
基于建立的VAR模型,运用格兰杰因果检验来分析我国货币供应量、通货膨胀与经济增长的动态关系。Granger因果检验要求变量必须平稳,因此对lny、lnM2、lnCPI的一阶差分进行Granger因果检验。根据MC和SC最小化准则,在进行格兰杰因果检验时选取滞后期为3,结果如表6所示。
2.实证结论。由以上实证分析可知,国内生产总值与M2之间密切相关的。一方面,货币供应量越多,会使当期和后一期的国内生产总值越高;另一方面,国内生产总值越大,生产成果越多,会使当期和后一期的货币需求量越大。因此,要保持经济的稳定增长,必须要增加货币供应,使M2增长率保持在一定水平。货币供应量M2与物价指数也高度相关。
货币供应量M2和我国经济增长互为格兰杰因果关系,即我国经济增长波动是货币供应量波动的原因,同时货币供应量波动也是我国经济增长波动的原因,从而进一步验证了我国货币的非中性。
通货膨胀和经济增长存在单向的格兰杰因果关系,即通货膨胀率波动是我国经济增长波动的格兰杰原因,反之则不成立。
货币供应量和通货膨胀存在单向的格兰杰因果关系,即货币供应量的波动是通货膨胀的格兰杰原因,长期的货币供给增加势必造成通货膨胀,反之则不成立。
增加货币供给虽可以刺激经济增长,但也同时带来了物价上涨;过度增加货币供给必将导致通货膨胀。因此,就相关性而言,货币供应量作为货币政策的中介目标是有效的。
(二)可控性检验
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是基础货币和货币乘数相互作用的结果。因此,本文在进行货币供给量可控性分析时,从基础货币和货币乘数两方面入手分析。
1.基础货币的可控性
基础货币的公式为:基础货币=储备货币=流通中的现金+存款货币银行的总预备金,即央行通过对资产项和负债项的调整来改变基础货币量,进而影响货币供给。由于我国长期实行强制结售汇制度,导致中国人民银行资产增加,从而使基础货币被动增加。我国加入WTO后,外汇储备快速增长,2000年初我国外汇储备1561亿美元,至2005年初外汇储备总额达到约6236亿美元,至2008年末我国的外汇储备高达19460.30亿美元。货币当局的外汇占款由2000年初的15016亿元达到2008年的149624.26亿人民币,外汇占款在总资产中的占比高达72.25%。虽然外汇储备增长迅猛,但是货币当局的储备货币却保持着相对平稳的增长,从2000年的36491.48亿元增长至2005年的64343.13亿元,2008年我国的货币储备为129222.33亿元,截止2009年8月我国的储备货币为124536.07亿元①。
2000年至今,外汇占款增幅比较明显,而基础货币的上升比较稳定,外汇占款的年增量大大超过了基础货币年增量(见表7),说明中央银行对基础货币的控制较成功。
以上数据有力地说明了我国基础货币完全在货币当局的控制之下,原因是我国的货币当局采取了许多对冲措施。总之,我国现阶段中国人民银行有能力调节基础货币,从而使货币供给保持相对稳定,基础货币基本上是可控的。
2.货币乘数的可控性
货币供给量是由基础货币与货币乘数两因素所决定的,而影响货币乘数的因素有法定存款预备金率、超额存款预备金率、现金存款比率,这三个比率都与货币乘数呈反向变动关系。除了法定存款预备金率直接由中国人民银行控制外,其他两个比率都不是货币当局所能控制的。中国人民银行可通过调整利率、超额存款预备金利率及央行的再贷款利率对超额存款预备金率施以影响,而对现金存款比率的影响就很弱了。因此,从理论上来看,货币乘数的可控性较弱,但通过对近几年的货币乘数分析,可知货币乘数上升幅度变缓,趋于平稳(见图1)。
由于基础货币基本上是可控的,因而完全可以认为我国货币供给量具有较强的可控性,即在货币乘数是可测的基础上调控基础货币,从而调控货币供给量。就可控性而言,货币供给量作为我国货币政策的中介目标也是有效的。
综上所述,我国货币供给量与经济增长之间有较强的相关性,货币供给量也具有可控性,因此有理由认为,货币供给量作为我国货币政策的中介目标在现阶段仍有效。
三、结论及建议
本文采用理论与实证分析相结合,运用我国的实际数据进行了论证,且由于本文所选取的数据样本时间跨度比较长,具有较好的代表性。总的来说,我国目前以货币供应量作为货币政策的中介目标还是有效的,具体表现在以下几方面:一是国内生产总值与M2之间密切相关的,货币供应量M2与物价指数也高度相关;二是增加货币供给虽可以刺激经济增长,但也同时带来了物价的上涨,过度增加货币供给必将导致通货膨胀;三是现阶段,中国人民银行有能力调节基础货币,从而使货币供给保持相对稳定,基础货币基本上是可控的;四是从理论上看,货币乘数的可控性较弱,但通过对近几年的货币乘数分析可知货币乘数上升幅度变缓,趋于平稳,即在货币乘数是可测的基础上调控基础货币,从而调控货币供给量。因此,无论是从相关性还是可控性而言,货币供给量作为我国货币政策的中介目标也是有效的。
但实际中货币政策执行并没有达到预期的效果,货币供应量实际值与目标值偏离较大,这就需要寻找一种最优的货币供给量。根据本文的实证分析结论,笔者认为可以根据货币供给与经济增长和物价稳定之间的关系,采用最小损失函数形式构建货币政策的目标规则,来寻找中央银行确定货币供应量的一种最优方法[13]。货币供应量是中央银行最重要的工具,其取决于一个国家经济发展的规模和本国的货币流通速度。即中央银行根据国家的经济增长状况以及对本国货币流通速度的估计来决定货币供应量的多少,也就是每年年初都提出货币供应量的目标,运用其与实际经济运行中的货币供应量相比较,以此衡量货币政策效果,从而提高货币政策的效果,使得货币供应量作为中介目标更加有效。
参考文献:
[1]北京大学中国经济研究中心宏观组.1998年货币政策回顾和1999年展望[J/OL].省略er.省略/cn/ReadNews.asp?NewsID=2705.
[2]夏斌,廖强.货币供应量不宜作为当前我国货币政策的中介目标[J].经济研究,2001(8):35-37.
[3]程建伟.论我国货币政策框架的选择[J] .现代财经,2002 (10):19-22.
[4]弗里德曼.货币政策的作用[M].北京:商务印书馆,1963:131-132.
[5]McCandless G. T. ,Weber W. E. Some monetary facts
[J].Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review,1995,19(3):2-22.
[6]王少平.我国通货膨胀成因与货币政策及其经济运行目标与宏观调控的实证研究[J].数量经济技术经济研究,1996
(5):17-25.
[7]刘霖,靳云汇.货币供应、通货膨胀与中国经济增长――基于协整的实证分析[J].统计研究,2005 (3):14-19.
[8]Tobin,J. Money and Income : Post Hoc Ergo Proctor
Hoc[J].Quarterly Journal of Economics , 1970 (2),301-317..
[9]Barro, R.J.and Fischer, S. Recent developments in monetary theory[J]. Journal of Monetary Economics,1978(2): 133-67.
[10]McCallum, Bennett T..Monetarist Rules in the Light of
Recent Experience[M].American Economic Review, 1984: 313-316.
[11]黄先开,邓述慧.货币政策中性与非中性的实证研究[J].管理科学报,2000(6):7-9.
关键词：第一代货币危机模型；货币供给；实证检验
作者简介：刘志雄(1982－)，男，广西柳州人，中山大学岭南学院2006级博士研究生，主要从事经济增长和发展的国际比较研究。张秀娟(1981－)，女，山西长治人，山西运城学院经管系教师，主要从事货币金融理论研究。
中图分类号：17822．2
文献标识码：A
文章编号：1006－1096(2007)02－0123－04
收稿日期：2007－01－12
自克鲁格曼(1979)提出了第一代货币危机模型以来，国际上关于货币危机的研究已经深入到了第四代货币危机模型。每一代货币危机模型的产生都有其特定的历史背景与时代意义，尽管这些模型各有弊端，但仍然具有实用价值。以第一代货币危机模型为例，我们可以利用该模型对中国是否存在货币危机进行实证检验，也可以对之进行改进，以检验当前中国的货币供给规模，这一方面的运用就成为本文分析的主要内容。
一、货币供给规模研究相关文献回顾
关于我国是否存在超额货币的争论长期存在，出现了超额货币论和非超额货币论。
1．超额货币论。改革开放以来，我国的货币供应量持续超常增长，准货币(M1)与广义货币(M2)年平均增长率分别为21．92％和24％，而GDP年平均增长率与年通货膨胀率分别为9．6％和6．7％，货币供给增长率远远超过GDP增长率与通货膨胀率之和。根据传统的货币理论，我国存在着大量的超额货币。超额货币问题已经引起了国内外许多学者的关注，他们对我国改革开放以来出现的超额货币现象提出了许多不同的理论解释。这些理论主要包括“价格指数偏低假说”、“被迫储蓄假说”、“货币流通速度下降假说”、“地下经济假说”、“货币化假说”、“综合成因假说”、“价格决定的财政理论”、“时滞效应假说”、“资本市场货币积聚假说”和“储蓄难以转化为投资假说”等。谢平(1996)认为，超额货币现象的出现主要根源于制度变迁。易纲(1996)认为，货币化就是“通过货币进行(以货币为价值尺度和交易媒介)经济活动的比例不断增加”，而且这一比例随着分权化政策而增加。赵平(2004)认为，我国超额货币的存在，一方面弱化了货币政策实施效果，另一方面也使得银行体系的潜在风险进一步加大。我国股市的超额货币需求对超额货币供给现象的存在要负相当一部分的责任。江春(2004)认为，长期以来(1979～2004年)，我国广义货币供应量的年均增长率比GDP与物价年均增长之和平均高出7．79个百分点，并由此形成了严重的超额货币。超额货币回到流通领域，引起物价上涨，导致通货膨胀。当前，我国存在着资源错配，融资结构与投资结构不对称，金融体系没有充分发挥将储蓄转化为投资的机制，大量的资源被盈利能力低下或亏损严重的国有企业占用等问题，使我国货币供应的增加不能带动产出的相应增长。因此，为了保证我国经济长期稳定的有效增长，人民银行应当控制货币供应量的增长率。
2．非超额货币论。郑小胡(2003)认为，虽然表面上我国存在超额货币，货币供给增长率远远超过经济增长率与物价上涨率之和，但判断一个经济体系货币存量是否充足，不能仅仅看金融部门而关键要看实体经济的增长与运转状况。我国目前存在大量的下岗失业人员，大部分企业尤其是中小企业资金紧缺，企业间相互拖欠已达1万多亿元，面对这些事实，不能说我国的货币供给真正地超额了。程建胜(2004)认为，我国根本不存在“超额”或者“迷失”的货币。我国银行系统向社会供应的货币既没有“迷失”也没有“超额”，之所以出现“迷失的货币”或“超额的货币”之说，就是因为使用了不当的理论和方法来研究问题。胡智等(2005)根据我国的实际情况，利用货币需求的收入弹性与价格弹性对交易方程式进行了修订，并对我国1991年～2003年的广义货币供应量进行了实证检验。结果表明，20世纪90年代以来我国广义货币的供应只是存在稍微过量，并不存在大量的超额货币。
综上所述，国内学者根据不同的研究方法，采用不同区间段的数据进行研究的结果不尽相同。那么，我国当前的货币供给到底处于超额还是不足状态，本文将借鉴第一代货币危机模型，在对第一代货币危机模型改进的基础上，对我国的货币供给规模进行实证检验。
二、第一代货币危机模型：简要回顾
1979年，克鲁格曼教授的开创性论文《一种国际收支危机的模型》，奠定了国际货币危机理论模型研究的基础。他认为在一国货币需求稳定的情况下，国内信贷的扩张会带来储备流失，从而导致原有的固定汇率在投机冲击下产生危机。在第一代货币危机模型中，货币危机是否出现主要取决于一个国家的经济基本面，特别是财政赤字的货币化，假定政府为解决财政赤字而大量发行货币，必然引起资本流出，中央银行为维持汇率稳定而无限制地抛出外汇储备，当外汇储备达到临界点时，会引起投机攻击，如果政府没有足够的外汇储备支持，就不得不放弃稳定的汇率制度(陈雨露，2002)。
假定货币需求不变，货币供给由中央银行国内信贷与持有的外汇储备组成(假定不存在私人银行)，则有：
令国内信贷的增长速度为μ，有：
(公式无法输入)
(4)式表明在货币需求不变时，国内信贷的变化与外汇储备的变化呈相反方向变动。外汇储备将随着国内信贷的增长而持续流失(见图1)，流失速度与信贷扩张速度之间保持一定比例。
第一代货币危机模型开创了货币危机研究的先河，第一次从经济理论角度揭示了货币危机的根源与本质，指出了当经济基础变量的恶化导致危机的出现的必然性和可预测性。然而，第一代货币危机模型假定货币供给保持不变，国内信贷增长率保持稳定数值增长，国内信贷的增长以外汇储备的流失为条件。这种假定不符合实际，因此需要改进。下面，笔者试图对第一代货币危机模型进行改进，并利用改进的模型对我国的货币供给规模进行检验。
三、第一代货币危机模型的改进
我们仍然沿用上述的代表变量，在不考虑货币乘数(令=1)条件下①，有：
也就是说，第一代货币危机模型仅仅考虑国内信贷与外汇储备之间的比例分配问题，而忽略了随机因素。假定随机因素是白噪声，于是有：
(9)式与第一代货币危机模型相比考虑了货币供给的增长速度，体现了货币供给、国内信贷与外汇储备增长率三者之间的动态均衡关系，即在模型中，适度的货币供给由外汇储备
增长率和国内信贷增长率二者共同决定③。(9)式的产生存在一定的条件。首先，变量的时间序列是平稳的，或者变量的差分具有单位根过程。实际上，三个变量都是二阶单位根过程。其次，由于变量是平稳时间序列，假设时间序列是连续的，因而用增长速度来代替时间序列曲线每一期的斜率。再次，假定货币乘数为1，即不考虑货币乘数的作用，货币乘数的存在对分析没有影响。最后，根据各国的实际情况，国内信贷规模远大于外汇储备规模，货币供给远大于国内信贷。
四、实证检验
我们以1986年～2005年的货币供给、国内信贷与外汇储备增加为研究对象，其中，货币供给采用广义形式，即M2；国内信贷相关数据采用金融机构人民币信贷资金平衡表中资金运用项目下的贷款项目；外汇储备通过汇率已经折算为人民币实际储备(数据来源于《中国统计年鉴》和各年度《国民经济与社会发展统计公报》，数据略)。从图2可以看出：货币供给、国内信贷与外汇储备增加三者都具有同步的上升趋势，货币供给与国内信贷的增长速度相当，二者的规模几乎同步增加，而外汇储备的增加与货币供给、国内信贷的差距比较大，曲线呈平缓上升走势。
表1为1986年～2005年我国的货币供给增长率、国内信贷增长率和外汇储备增长率，根据(9)式，计算出1986年～2005年的(μ-β)γ+β值(见表2)。在表2中，1986年的(μ-β)r+β值，可以认为是一个奇异点，该点的货币供给增长率远远大于实际货币供给增长率。一方面，当年国内信贷增速为47．9％，另一方面外汇储备却负增长，国内信贷的增长与外汇储备的增长负相关。比较表1与表2中的货币供给增长率可以得出：1986、1989年～1991年间，我国出现货币供给严重不足。2003年～2004年，尽管我国也出现货币供给不足现象，但货币供给不足现象并不严重。1992年～1993年，我国出现超额货币，实际货币供给增长率高于由国内信贷增长率和外汇储备增长率所决定的水平。1986年～2005年间的其余年份(12年)，我国实际货币供给与由国内信贷增长率和外汇储备增长率共同决定的水平相吻合，我国货币供给在绝大多数年份中并未出现超额现象。
总之，1986年～2005年的20年时间内，我国的货币供给出现了超额货币、货币供给不足和适度现象。但其中大多数年份(12年)我国的货币供给是适度的，货币供给不足年份不多，而出现超额货币现象的年份则更少。这与许多学者的研究结果不大一样。1994年之后，我国的货币供给并不多，满足国内信贷和外汇储备的增长率要求，并没有出现超额货币现象，这也说明了我国中央银行货币投放的数量非常合适，我国的货币政策比较有效。1992年～1993年，我国出现了超额的货币供给，笔者认为主要有以下两方面原因：
首先，我国经济发展的需要。改革开放以来，我国经济建设取得了辉煌成就，经济高速增长，综合国力显著增强。高速的经济增长直接导致货币供给的增加，唯有如此，才能满足国内各行各业经济建设的资金需求。因而，国内信贷伴随着对资金需求的增加也呈逐年上升趋势。除此之外，我国地区经济发展的不平衡，东西部经济发展差距拉大，直接导致西部地区对资金的需求远远高于东部地区。因此，我国经济发展需要相应的资金支持，货币供给与国内信贷在今后相当长一段时期内仍将保持上升势头。
其次，货币供给增长率、国内信贷增长率和外汇储备增长率之间的非均衡变动。货币供给增长率较高，国内信贷增长率和外汇储备增长率则较低，甚至1992年的外汇储备增长率为负，外汇储备的减少通过货币乘数的作用减少了国内货币供给的数量，而国家仍然投放过多的货币，过多的货币投放没有真正转化为实际的生产力以此促进中国经济的增长，同时也造成了当年的通货膨胀。事实上，1992年～1994年，我国的确出现了严重的通货膨胀，这主要根源于货币供给的过多投放。
五、结论与启示
本文对第一代货币危机模型进行了改进，并利用改进的模型对我国1986年～2005年货币供给规模进行了实证检验。改进的第一代货币危机模型表明，货币供给增长率由外汇储备增长率与国内信贷增长率所决定，而不是在保持货币供给不变条件下，国内信贷与外汇储备的反方向变动。实证检验结果表明，在1986年～2005年的20年时间里，我国的货币供给绝大多数年份处于适度水平，少数年份出现不足和超额现象，这与许多学者认为我国已经出现严重的超额货币的结论不相符合。1992年～1993年我国出现超额的货币供给，并由此造成了严重的通货膨胀。同时，我国在大多数年份中并没有出现超额货币供给，货币供给处于适度水平，说明我国中央银行的货币政策比较有效。
货币供给、国内信贷与外汇储备三者之间需要保持一定的比例关系，才能协调发展。尽管实证检验的结果表明，我国的实际货币供给、国内信贷与外汇储备增加之间在绝大多数年份中存在确定的比例关系。但也要看到，在一些年份，我国的实际货币供给、国内信贷与外汇储备增加之间并不满足确定的比例关系，实际的货币供给出现不足或超额现象。因此，需要我国中央银行在货币投放的时候，全面考虑货币供给、国内信贷与外汇储备增加之间的关系，从而不至于使货币投放出现不足或超额，达到满足经济建设所需的适度水平。同时，在货币政策的制订过程中，中央银行应充分考虑货币需求的收入弹性与价格弹性的变化，以制订出稳定有效的货币政策。
中国当前并没有出现超额货币现象，并不说明我国的货币供给就十分合理。我国整个经济体的实际货币供给存在结构问题，有效货币供给不足。因此，中央银行在采取各种措施继续保持货币供给正常增长的同时，需要改善货币供应结构进而提高货币政策的有效性，在保持财政政策效力的同时发挥货币政策对经济的积极作用。此外，国家要深化对国有企业与金融机构改革，提高其资金运营效率，拓宽非国有中小企业的融资渠道，进一步完善资本市场。在市场机制不断完善的情况下，通过货币供给的存量调整和增量调节，使我国的经济资源得到优化配置，从而使有效货币供给增加。
关键词：货币供给；内生性；外生性；生态系统
中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：100－4392(2008)10－00036－05
一、引言
货币供给性质究竟是内生的还是外生的？对这个问题的认识和判断决定了中央银行货币调控中间目标及其方式的选择，并将直接影响到货币调控的效果。然而，货币供给性质问题一直是现代货币理论争论的焦点所在，其是否可以完全由中央银行控制，是评判货币调控效果所必须回答的一个基础性问题，而这恰恰被当前已有的相关研究所忽略。
货币供给在整个货币循环体系中处于源头的地位，中央银行能否独立控制货币供给，是导致货币供给外生抑或内生分歧的关键。学术界对货币供给性质的讨论持有三类观点：第一类观点认为，货币供给是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；第二类观点认为，货币供给是经济运行过程的一个内生变量，由经济主体的需要内生决定，中央银行不能有效地控制货币供应量；第三类观点认为，货币供给既是外生变量又是内生变量，中央银行并不能完全控制，还受制于经济主体的内生需要。很显然，上述观点分别从不同角度分析了货币的创造过程，形成了外生、内生以及内外生货币供给理论，构成了现代货币理论的基石。
纵观货币发展史，理论界关于货币供给性质的争论从来没有间断过，正是这些争论推动着货币理论不断向前发展。但是，货币供给的性质到底怎样？内生抑或外生？是货币经济学中始终不容回避的最基本理论问题，直接涉及宏观经济理论及有关对策研究，构成许多理论和现实问题争执的根源，用传统的思维方法难以达成共识。有鉴于此，本文梳理了国内外学术界有关货币供给性质的研究文献，在此基础上，通过借鉴生态系统物质循环和货币及货币流通相关理论的研究成果，从仿生学角度对货币循环的定义、特点及描述方法进行了探讨，并运用货币循环理论解释了货币供给兼具内生性和外生性，它既是内生变量又是外生变量。
二、相关文献回顾及评价
（一）货币供给外生论
货币供给外生论是西方主流经济学的传统观点，在其经济模型中，假定货币是交换的产物，货币供给可以被视为外生变量。因而，中央银行能够有效地调节货币供给进而影响经济主体的运行。
西方经济学界主张货币供给外生论中最著名的代表人物主要有凯恩斯与弗里德曼，下面分别就其主要观点综述如下：
凯恩斯是倡导货币供给外生变量的典型代表。他认为：货币供给是由中央银行控制的外生变量，其变化影响着经济运行，但自身却不受经济因素的制约。这与凯恩斯经济理论的产生背景密切相关。凯恩斯经济理论是国家垄断资本主义的必然产物，也是1929年―1933年大危机的直接产物。他虽然没有进行货币供给的定量分析，但是开创了外生货币供给理论，为国家干预经济提供了一种政策工具，具有里程碑式的重要意义。由此可见，凯恩斯的货币外生论与其货币非中性思想一脉相承，构成了凯恩斯国家干预理论的基础。
坚持货币供给外生论最为有力的莫过于以弗里德曼为首的货币主义者。根据MVPY的恒等式，货币主义者在货币流通速度V稳定、真实产出Y长期内不受M变动影响的前提下，得出了影响货币供给的三个主要因素：（1）基础货币H，它由银行准备金与公众所持有的通货构成；（2）存款与准备比率D／R，即商业银行的存款与商业银行的存款准备金之比；（3）存款通货比率D／C，即商业银行存款与非银行公众持有的通货C的比率。货币主义认为，中央银行能直接决定基础货币H，而H对于D／R和D／C有决定性影响。也就是说，中央银行只要控制或变动H，就必然能在影响D／R和D／C的同时决定货币供给总量的变动。在这种情况下，货币供给无疑是外生变量。
表面上看，货币主义者得出的这些结论可以很好地证明货币供给的外生性，但仔细分析可知，这些结论是站不住脚的。最主要问题在于：弗里德曼把货币供给归结为基础货币H、存款与准备比率和存款通货比率的固定函数过于简单化，实际上这两个变量及其决定因素之间是会发生交叉影响的，特别是D／R和D／C往往随经济活动的涨落而变动，不能作为货币供给方程式的固定参数看待。比如，中央银行在公开市场上购入国债以增加基础货币的行为，在基础货币增加的同时，利率下降，货币乘数的许多相关系数，如超额准备金率、现金漏损率等都会发生变化，货币乘数与基础货币无法完全隔离；另外，影响货币乘数的诸多因素中，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，不可能由中央银行完全控制；此外，20世纪80年代西方国家中央银行的货币量目标屡屡失准，也说明货币供给并非完全由中央银行决定。
与西方经济学界相比，中国经济学界关于货币供给性质问题的研究起步较晚，成果也相对较少且主要产生于改革开放之后。这些成果中，主张货币供给外生论观点几乎是微乎其微，在此不做讨论。
（二）货币供给内生论
货币供给内生论在其经济模型中假定货币是生产的产物，货币供给可以被视为内生变量。因而，货币供给内生论提出了货币供给的数量由经济主体的需要内生决定，中央银行不能有效地控制货币供应量。货币供给的变动，不决定于中央银行的主观意愿，起决定作用的是经济体系中实际变量如收入、投资、消费等因素以及微观经济主体的经济行为。如果认定货币供给决定于内生变量，那么货币供给总是要被动地决定于客观经济过程，而中央银行并不能有效地控制其变动。
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。
现代内生性货币论较为代表性的观点来自1959年英国《拉德克利夫报告》，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；格利和肖在《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。因此决定货币供给的不仅仅是中央银行，还包括整个金融系统和公众。托宾在批判简单的基础货币模型基础上，对货币供给进行了一般均衡分析，建立了资产选择模型，该模型突出了货币供给的内生性和货币传导过程中的资产替代性，指出了存款准备比率和存款通货比率的变动是由经济过程内生决定，从而推导出货币乘数具有内生性。
在中国，主张货币供给内生论的学者比较多，主要的代表性观点有：李春琪（2003)从“倒逼机制”的角度分析了我国货币供给的内生性。梁晓辉，黄玖立（2003）从理论分析和实证检验的角度，得出了我国货币供给并不是中央银行可以控制的外生变量，而是由各个经济主体相互作用内生决定的。谢罗奇，胡昆（2005）从基础货币与货币乘数的内生性以及电子货币的发展三个方面论述了我国货币供给的内生性表现，并用传统计量方法对我国货币供给内生性进行了实证分析。周可可（2006）本文利用格兰杰因果检验(Grangercausali-tytest)对我国广义货币供给量(M2)与国内生产总值(GDP)进行因果检验，得出了我国货币供给的内生性结论。耿中元，曾令华（2006）运用Engle－Granger两步法、误差校正模型、Granger因果检验等计量经济方法，以中国为例检验了内生货币假说，得出了中国的货币供应量本质上是内生的结论。
从以上介绍可以看出：货币供给内生论的提出无疑为我们提供了一个新的观察视角，它强调货币供给量作为内生变量主要是由银行和企业的行为决定的，而银行和企业的行为取决于经济体系内的许多变量，中央银行只能顺应经济运行的要求供给货币，而无法执行独立的货币政策，更不能支配银行和企业的行动。试问，如果货币供给是完全内生的，那么中央银行的创立有什么意义？货币政策的作用在哪里？世界上又有哪个国家是所谓纯粹的市场经济？世界上又有哪个国家的政府在市场经济中的作用是中性的？因此，世界上任何国家的政府都会利用货币这个政策变量作为干预经济生活的工具。
（三）货币供给内外共生论
凯恩斯革命以来，人类经历了通货膨胀、滞胀、通货紧缩等各种经济难题的困扰，对经济运行的认识也逐步走向深入：主流的货币供给“外生论”和“内生论”只是抽象的理论模型，货币供给内外共生论可能更符合实际。西方经济理论界，主张货币供给内外共生论的学者居少数，其代表性观点主要有：罗宾逊，卡尔多为首的货币供给内外共生论。他们认为，从形式上看，全社会的货币供给都是从中央银行出去的。因而，它在形式上是一个外生变量，但实质上供应多少货币并不完全取决于中央银行的意志，在很大程度上是经济系统内各因素变动的结果。例如，在经济高涨时期，经济主体的货币需求会增加，银行系统的贷款会相应增加，中央银行想控制也难。因为商业银行会设法逃避。同样，在经济萧条时，经济主体的货币需求会减少，银行系统的贷款会相应减少，中央银行想增加也难。因此，货币供给在形式上外生的，背后却具有浓厚的内生性。英国著名货币理论家劳伦斯．哈里斯在其《货币理论》一书中提出了自己的货币供给内外共生论。他认为，货币供给的变动可能是由外生因素所决定的，例如金本位制下新金矿的发现，或者政府为战争提供资金而进行的借款。货币供给的变动也可能由货币需求所决定，以至于货币需求的增加引起了银行部门增加它的计划货币供给。从这一角度来看，货币供给是由中央银行、商业银行、社会成员共同创造。此外，货币的需求和供给都要受到某些同样的影响。例如，名义收入的增加会引起货币需求与银行体系计划的供给货币同时增加。由此可见，哈里斯认为决定货币供给的因素有两个：一个来自经济体系之外，是外生变量；另一个因素来自经济体系内部的货币需求。
在中国金融理论界，黄达教授主张货币供给内外共生论。在《宏观调控与货币供给》一书中，黄达教授明确指出：“货币供给模型是M＝m×B。由此可以看出，决定货币供给的是三个因素：C／D、R／D与B，C／D是货币供给中通货与存款货币之比；R／D是准备金存款这个在商业银行之间流通的货币与存款货币之比；B是基础货币。这三个因素，在有的西方宏观经济学教材中，分别归之为私人行为、商业银行行为和中央银行行为。事实上三方面的行为对这三个因素的作用是交叉的”。很显然，黄达教授的观点认为货币供给由私人行为、商业银行行为和中央银行行为共同决定，因而货币供给既是内生又是外生。崔建军（2005）从币材、经济体制、货币供给结构、货币供给机制等多个层面探讨了货币供给的性质。其研究结论是：在现代市场经济条件下，货币供给兼具内生性和外生性，它既是内生变量又是外生变量。初桂娟（2007）从光的波粒二象性角度分析了货币供给的内生性和外生性。
三、分析方法的阐述
运用生态系统的原理和方法来分析和考察金融系统时，不难发现金融系统具有很多生态学特征。首先，金融系统的发展和演进也经历了从简单到复杂、从低级到高级的过程。其次，金融系统的结构秩序也是从竞争中形成的，竞争的最主要特征是优胜劣汰。再次，正如自然生态系统一样，金融系统也是在一定的政治、经济、文化、法制环境下形成的，同样具有鲜明的环境选择特征。最后，金融系统同样是一个具有自我调节功能的整体，并且这种自调节能力也是有一定的限度。总而言之，金融系统具备了生态系统的许多特征，但由于自然界中的每一个生态系统都包含了生命系统和环境系统两大部分，并且系统内部的生物与生物之间，生物与环境之间不断地进行着复杂而有规律的物质交换和能量流动。因此，金融系统要真正仿生成一个生态系统――即金融生态系统，还必须具备以下两个基本条件：一是金融系统必须具备生命系统和环境系统两个基本组成要素。二是生命系统和环境系统之间必须通过复杂的物质交换和能量流动才能维系。鉴于此，笔者曾提出了金融系统模拟生态系统的四个假设条件：金融交易主体是生命体、货币循环等同于生态系统中的物质交换，信用流等同于生态系统中的能量流动以及政府在金融生态中的地位可以视同于人在生态系统中所起的作用。基于此，金融系统就能完全模拟成一个生态系统，相应地金融系统中的货币循环与信用流动就成为了该生态系统的核心功能。因此，在金融生态系统的货币循环中，货币是最重要的物质，它是金融主体内部之间以及金融主体与环境之间相互联系的枢纽。
与自然生态系统中的物质一样，货币起源于环境（交换是信用的一种方式），构成了金融生态系统中的金融个体与群落，并经由生产者（中央银行）、消费者（金融机构群落）、分解者（微观经济主体）所组成的营养级交叉循环，最后同样归还给环境（信用关系的终结），构成金融生态系统的物质循环。基于以上分析，笔者假定了货币即金融生态系统中的物质，货币在各类金融主体之间的相互交换即为金融生态系统的物质交换。因而，货币是金融生态系统演化的起点，它是金融主体与内外环境（信用、经济、法制、社会、文化以及制度等多种因素组成）在时间和空间上相互偶合的产物，通过交换的方式在各种金融主体之间反复循环，就构成了金融生态系统中的物质基础。因此，它在金融生态系统既是生产的产物，又是交换的产物。在此过程中，中央银行作为金融生态系统中的一个重要的物种，它不仅需要适应金融生态系统其它金融主体和内外环境的需要，充当生态系统物质循环的“镇流器”，而且还能够调控金融生态系统其它金融主体与改善内外环境，发挥生态系统物质循环的“遥控器”功能。
与自然生态系统的物质循环和能量流动一样，金融生态系统中的货币循环与信用流动也是借助于生物之间的取食过程进行的，两者也是紧密地结合在一起同时进行的，它们把各个组分有机地联结成为一个整体，从而维持了金融生态系统的持续存在。货币循环与物质循环一样也具有以下三个特点：一是开放性。货币循环具有开放性，它不仅可以在不同地区之间、不同国家之间进行货币交换，而且还带有全球性，可以在全球金融生态圈中进行货币交换；二是反复性。金融生物群落和内外环境之间的物质（信用关系）可以反复出现、反复利用，周而复始进行循环；三是平衡性。货币循环在不受政府（其作用等同于人类）干扰的条件下，一般是处于一种稳定的平衡状态。然而，货币循环区别于物质循环的本质特征在于：一是双向性。货币循环既可以由生产者流经消费者再到分解者，又可以由分解者流经消费者再到生产者。因而，在货币理论中一直存在内生与外生之争。二是调节性。从货币循环的供给路径来看，中央银行通过合理控制与消费者（金融中介机构）之间的物质交换（发行基础货币），从而达到有效的控制各金融主体之间的物质交换量（货币供应量），实现金融生态系统健康、有序的发展。三是适应性。从货币循环的需求路径来看，金融生态内外环境的变化，比如信用环境的改善、经济环境的快速发展以及金融主体内部制度的完善等等会促使分解者对货币的需求不断增加，致使分解者与消费者之间的货币交换量不断增加，导致了中央银行为满足金融主体的需要而被动的创造货币，从而提高了金融主体不断适应内外环境的变化，最终增强了金融生态系统的稳定性。
物质循环可以用库、流通率、周转率和周转时间几个概念来描述。货币循环同样也可以用以上几个概念加以描述。货币在金融生态系统中同样存在一个或多个贮存场所，这些贮存场所就称为库。例如，货币在中央银行时是一个库，叫发行库。货币在商业银行时又是另一个库，叫业务库。发行库的性质有点像自然生态物质循环中的贮存库；业务库与自然生态物质循环中交换库相似。在生态系统中用流通率来描述单位时间或单位面积通过物质的数量，而金融生态系统中是用一定时期内货币的流通量来加以表述。由于金融生态系统中货币循环有两条路径，因而，在一定时期内货币流通的数量有两种描述方法，即货币供给量与货币需求量，货币供给量按口径大小又可分为M0、M1、M2、M3……。金融生态系统中也用周转率来描述货币的周转速度，又称货币流通速度，它是指单位货币在考察期内流通的平均次数，即考察期内社会商品和劳务的交易总额与流通中的货币量的比值。周转时间即周转率的倒数，在金融生态系统中它是用来描述经济货币化程度的一个重要指标。
四、本文的结论
（一）金融生态学原理告诉我们：生物不仅能够适应环境，同时还能够改变环境
一方面中央银行作为生态系统中的一个关键物种，它必须不断地与周围的物种进行物质交换和能量循环。因此，它需要适应其生存的内外环境。所以，内生理论可以解释为中央银行必须与其生存的内外环境相适应。即认为，承认货币供给的内生性是对生态系统内在运行规律的认可；另一方面，中央银行作为生态系统中的一个生物体，它又能够改变其周围的内外环境。即承认货币供给的外生性又是对生物体能够改变环境的认可。
(二)为什么货币理论中会有内生与外生之争
对于这一问题，如果我们从货币循环的角度就很容易进行解释。原因主要在于：货币循环的双向性，因而，货币循环就有两条路径。不同的学者分别从这两条路径进行研究，自然得出了不同的结果。从货币的供给循环路径研究得出了货币是外生的，而从货币的需求循环路径得出了货币是内生的。
（三）货币即是内生的又是外生的
主要是基于以下理由：第一，货币循环的双向性决定了货币即是内生的又是外生的。由于在货币循环的过程中，各金融主体之间进行货币交换的过程是相互的，因而，各金融主体内部之间以及金融主体与外部环境之间会发生相互作用和相互影响。一方面从货币的供给循环路径来看，中央银行（生产者）创造货币的多少必然会影响金融中介机构（消费者）的行为，消费者行为的改变最终会影响分解者（微观经济主体）的行为选择。在这一传导过程中，各金融主体之间的行为变化也会改变金融生态环境（信用、经济、法制以及制度等内外环境）。从这一视角来看，货币是外生的。另一方面，从货币的需求循环路径来看，由于内外环境的变化，会促使微观经济主体（分解者）为了满足自身的需要，会不断地影响金融中介机构（消费者）的行为，最终会导致中央银行会被动地创造货币。从这一视角来看，货币又是内生的。第二，货币循环的调节性与适应性也决定了货币即是内生的又是外生的。货币循环的调节性说明了货币是外生的，而货币循环的适应性又说明了货币是内生的。第三，金融生态学原理告诉我们：金融主体不仅能够适应环境，同时还能够改变环境。从这一点来看，即是内生的又是外生的。
（四）如果仅承认货币供给的内生性，是纯粹的内生变量，完全由金融生态系统内在客观规律所决定，则否定了生物主体能够改变环境的客观规律
那么，中央银行也绝不可能成为开天辟地以来人类伟大的发明之一，货币调控就没有任何意义可言了；如果仅承认货币供给是外生性，是纯粹的外生变量，完全由中央银行或货币当局主观地控制，那么，中央银行就万能了，则否定了金融生态系统的内在规律性。因此，正确把握货币供给即是内生的又是外生的性质，才能正确认识中央银行及货币政策的作用，这才是可取的科学发展观态度。
参考文献：
[1]凯恩斯：《就业、利息和货币通论》[M]，北京：商务印书馆，1999。
[2]Friedman，M．＆ Schwartz．A MonetaryHistoryofthe United States，1867－1960[M]．Princeton University Press，Princeton，1963。
[3]格利和肖：《金融理论中的货币》[M]，北京：生活•读书•新知三联书店，1988．103。
[4]李春琪：《中国货币政策的有效性》[M]，上海出版社，2003。
[5]梁晓辉，黄玖立：《我国货币供给内生性的理论分析与实践检验》[J]，华东经济管理，2003（2）。
[6]谢罗奇，胡昆：《我国货币供给的内生性分析》[J]．《求索》，2005（1）。
关键词：货币供给；经济增长；因果检验
0引言
货币供给是极其重要的宏观经济变量，与国家宏观经济运行和经济发展目标紧密相连。改革开放以后，随着我国经济市场化程度不断提高，金融市场发生了巨大变化，货币供给也发生了一系列变化，货币供给与实体经济变量之间的关系就注定了货币政策的实施效果，过度的货币供给会导致通货膨胀和国际收支的恶化，使一国经济内外失衡；而货币供给不足也会压抑经济的健康增长。因此稳定并且适度的货币供给对国民经济的运行具有举足轻重的地位。针对我国现阶段的新情况，研究货币政策传导机制及货币供给与经济增长之间的关系是很有必要的。无疑对货币政策的制定和中介目标的选择都具有较强的理论与实践意义。
1货币供给对经济增长作用的相关文献综述
货币供给是指某一国或货币区的银行系统向经济体中投入、创造、扩张（或收缩）货币的金融过程，是一个国家在某一特定时点上由家庭和厂商持有的政府和银行系统以外的货币总和。货币供给是现代经济体系的中心内容之一，是一国经济稳西方经济学中，关于经济增长的定义通常有两种观点。一种观点认为，经济增长就是指国民生产总值的增加，即一国在一定时期内生产的商品和劳务总量的增加，或者是人均国民生产总值的增加；另一种观点认为，经济增长就是指一国生产商品和劳务能力的增长，或者说，经济增长代表一国生产可能性边界的扩展。
关于货币政策有没有效果的问题，其实就是货币能否影响产出，或者说货币是否中性的问题。如果货币供给变化只是影响一般价格水平，一定量的货币供应增加(减少)只引起一般价格水平的上升(下降)，那么货币就是中性的；如果货币供应量的变化，引起实际利率和产出水平等实际经济变量的调整和改变，那么货币是非中性的。
总体来看，古典学派和新古典学派的经济学家都认为货币供给量的变化只影响一般价格水平，不影响实际产出水平，因而货币是中性的。
随着西方国家经济的快速发展以及货币在其中调节作用的显现，货币中性论对现实经济的解释作用也不断下降。人们从历史与现实的发展来看，觉得货币非中性论可能更贴近现实。
通过比较物物交换经济与货币经济发展史我们可以看出，后者前进的步伐要比前者快得多。
这两者发展速度的差别原因虽然有多种解释，如技术进步、知识积累、制度完善等等，但两者根本的区别仍在于货币的存在与否。货币产生后，不仅大大便利了交易、降低了交易成本，将有限资源更多地节约，用于实际部门的生产，而且更重要的是由此逐渐形成的一套商品货币关系。所以，从更广阔的角度来分析问题，货币非中性应更具说服力。凯恩斯是真正指出货币对经济具有巨大作用的人。凯恩斯认为，只要存在未被利用的资源，那么总需求的扩大就会使产出增加，影响总需求的财政政策和货币政策是有效的，因此，凯恩斯主张实行扩张的财政政策和货币政策来扩大总需求，以此消除失业和经济危机，促进经济增长。
总体上看，关于货币供给与经济增长的相关理论主要有三种代表性的观点。
(1)推动论。认为从积极的方面看，货币是经济增长的第一推动力和持续推动力，因此应尽量多增加货币供应，企求经济发展得快一些和再快一些。并指出货币供给增长率高于经济增长率在国际经济发展中具有普遍意义。持这一观点的同样也承认，货币供应过量会导致物价上涨过快过猛，从而使经济增长率被迫下降。
(2)中性论。主要理论依据是，货币是商品价值符号，在经济体系中起流通手段、交换手段和价值标准的作用，对经济增长并无直接影响，而且从国际经验看，既有通货膨胀(多发货币的必然结果)下的经济增长，也有通货稳定下的经济增长，因而也难于从实证角度找到货币供给与经济增长之间的关系。
(3)抑制论。其理论依据与“中性”论相似并认为通胀使生产失去多少本可增产的机会。
而且进一步指出，货币政策的目标应该是稳定货币，为经济增长提供稳定的金融环境。因为多发货币就是货币贬值。在宏观方面，它破坏了价格的信息功能，使资源的利用效益降低，以至破坏生产和积累；在微观方面，则使社会上对物价变动有不同预期和调整能力的集团或个人，有意外的、不公正的得失，从而挫伤了有固定收入的劳动生产者的积极性并导致社会、政治动荡。
在实证研究方面，外国学者Sims(1972)在其论文《Money,OutputandCausality》中引入了Granger因果检验来检验货币供给和经济增长之间的因果关系，Sims在该论文中用名义GDP和货币供给建立双变量模型，以美国数据作为样本，发现货币供给的变化是名义产出GDP变化的显著原因。
近年来，国内逐渐开始了对此问题的实证分析。在具体的研究过程中，由于所使用的研究方法、模型和数据处理不同，使得结论也存在分歧。易纲（1996）考察了改革前和改革后不同时期货币与收入之间因果关系，发现1953-1978年间广义货币M2对国民收入不存在Granger意义上的因果关系，而在改革期间（1978-1991）货币供给对经济活动有影响。曾令华（2006）通过对1996-2005年间货币供应量与物价、产出的相互关系的分析，表明M2对产出有很强的促进作用。刘斌（2000）采用单方程分析和多方程分析，对二者关系的实证研究表明，短期内货币供给的变化对产出的有影响，但从长期看，货币供应量对产出不产生影响。丁佳（2005）通过Granger检验，M0与GDP之间没有表现出相关关系，M1、M2是影响产出变化的重要原因，而且M2对GDP的影响更大于M1。郭明星、刘金全（2005）利用具有马尔科夫区制转制的向量误差修正模型（MS-VECM）表明我国产出与货币供应水平之间存在长期的均衡关系。货币供给增长率与产出增长率之间的影响关系，依赖经济周期的阶段性。夏斌、廖强（2001），许云霄、秦海英（2003）认为货币供给可能对产出具有影响的同时，产出也可能对货币供给具有反馈作用。
2货币供给对经济增长作用的实证分析
衡量经济增长的测算指标主要是国内生产总值（GDP），GDP是指一个国家（或地区）在一定时期内所有常住单位生产经营活动的全部最终成果。从1985年起，经国务院批准，我国建立了国民经济核算体系，正式采用GDP对国民经济运行结果进行核算。所以本文采用GDP作为衡量经济增长的测算指标。同时本文选用M2作为货币供应量的指标。
在这里，我们把GDP分为名义GDP和实际GDP两种分别进行实证研究。名义GDP也称货币GDP，是用生产物品和劳务的当年价格计算的全部最终产品的市场价值。也就是按现期价格评价的物品与劳务的生产，是不考虑通货膨胀这些因素的。而实际GDP是按不变价格评价的物品与劳务的生产，实际GDP的各种变动被广泛地用来衡量产出的水平和波动。
本文选取1999年第一季度至2009年第二季度的GDP和M2数据作为研究对象。数据来源于CCER及中国人民银行网站。由于实际GDP是按不变价格评价的物品与劳务的生产，是剔除了物价因素的，因此我们用名义GDP除以CPI，以消除物价对GDP的影响。
由于名义GDP、实际GDP和M2均是非平稳序列，且名义GDP和实际GDP还表现出很强的季节性。传统的时间序列分析把时间序列的波动归结为四大因素：趋时变动、季节变动、循环变动和不规则变动。季节调整是对时间序列中隐含的由于季节性因素造成的季节变化的影响加以纠正的过程。一般认为，季节性因素是指在正常年度情况下，季度或月度序列（统称为子年度序列）中表现出来的有规律的流动变化。由于不同的季节对经济活动的影响程度不同，相同活动在不同季节里的经济效果不同，导致不同子年度指标之间往往具有不可比因素，掩盖了真实的经济周期，因此季节调整很有必要。本文使用Eviews5.0分析软件中SeasonalAdjustment(X12方法)来消除季节波动。同时为了消除数据中存在的异方差,分别对各变量消除季节趋势后的数据取对数，得到新的各变量lnGDP、lnRGDP和lnM2。在接下来的实证分析中，我们就用lnGDP、lnRGDP和lnM2这三个变量进行研究。
2.1货币供给与名义GDP关系的实证分析
（1）变量的平稳性检验对lnGDP和lnM2进行单位根（ADF）检验，我们建立有截距项有趋势项的ADF模型，检验结果如下：由检验结果可以看到，lnGDP和lnM2均经过一次差分后变为平稳序列，lnGDPt和lnM2t都是一阶单整，即lnGDPt～I(1)，lnM2t～I(1)。因此lnGDPt和lnM2t之间可能存在着协整关系。
(2)变量的协整检验由单位根检验得知，lnGDPt和lnM2t都是一阶单整，所以可按EG两步法做如下协整回归并检验两个变量是否存在协整关系。
两个变量存在协整关系，则由上式计算的∧tμ应具有平稳性。对∧tμ进行平稳性检验。检验得出：检验结果表明，∧tμ在所有置信水平下均是平稳的，因此lnGDPt和lnM2t之间存在协整关系。
(3)因果检验计量经济学建立的本质就是利用回归分析工具处理一个经济变量对其他经济经济变量的依存关系。Granger因果关系检验能对变量间的因果关系作出解释。
通过建立VAR模型，根据施瓦茨准则，当SC最小时，即为模型的最佳滞后期数。在这里我们通过检验得到，在滞后2期的情况下，SC最小，SC=-7.4778，因此最佳滞后期数为2。
变量之间的Granger因果关系的检验结果如下：从检验结果可以看出，名义GDP与M2之间存在着因果关系。在滞后2期的情况下，M2是引起名义GDP变动的原因，名义GDP是M2变动的结果。而名义GDP对M2没有反馈作用，不是引起M2变动的原因。
2.2货币供给与实际GDP关系的实证分析
(1)变量的平稳性检验对lnRGDP进行单位根（ADF）检验，我们建立有截距项有趋势项的ADF模型，平稳由检验结果得出，lnRGDP在经过一次差分之后变为平稳序列，所以lnRGDPt为一阶单整，即lnRGDPt～I(1)。又因为lnM2t也是一阶单整序列，因此，两个序列可能存在着协整关系。
(2)变量的协整检验我们依然用EG两步法进行协整检验。
首先，对lnRGDPt和lnM2t进行协整回归两个变量存在协整关系，则由上式计算的∧te应具有平稳性。对∧te进行平稳性检验。检验结果表明，∧te在5%和10%的置信水平下均是平稳的，因此lnRGDPt和lnM2t之间存在协整关系。
(3)Granger因果关系检验通过建立VAR模型，我们得到，在滞后2期的情况下，SC最小，SC=-7.2854，因此根据施瓦茨准则，最佳滞后期数为2。
下面对lnRGDPt和lnM2t进行Granger因果关系检验，结果如下：由检验结果知，实际GDP与M2之间存在着因果关系。在滞后2期的情况下，M2是引起实际GDP变动的原因，实际GDP是M2变动的结果。而实际GDP对M2没有反馈作用。
2.3货币供给与经济增长关系的分阶
段检验在前面的检验中我们知道，无论是实际GDP还是名义GDP，他们都与M2存在着协整关系，即存在着长期稳定的关系，并证明了M2是引起GDP变动的原因。在1999年至2009年的这11年中，中国的货币政策经历了由稳健到适度从紧的过程。那么货币政策的松与紧对GDP有何影响，宽松的货币政策与紧缩的货币政策哪一个更能促进经济的发展呢？下面我们选取1999年至2009年中处在不同货币政策阶段的实际GDP和M2进行分析研究。
根据中国人民银行货币政策大事记，自2003年起，我国实行稳中适度从紧的货币政策，直至2005年，我国开始实行稳健的货币政策，由2008年开始，中央经济工作会议确定实行从紧的货币政策。因此我们选取2003年至2005年的季度数据作为货币政策相对紧缩时期的测算数据，选取2005年至2007年的季度数据作为货币政策相对宽松时期的测算数据，对两组数据分别进行研究分析。
我们选取消除季节因素的实际GDP与M2作为测算指标，并同样对它们取对数来消除异方差。
(1)货币政策相对紧缩时期的关系检验我们首先对2003年至2005年间的lnRGDP和lnM2进行单位根检验，检验结果如下：由检验结果知，lnRGDP和lnM2均是二阶单整序列，接着检验它们是否存在协整关系。
对回归得到的残差∧te进行平稳性检验：由此得出，lnRGDP和lnM2在2003年－2005年之间存在着协整关系。
由OLS的回归结果也可以看出，在2003年－2005年间，我国实际GDP对货币供给的弹性系数为1.4291，即货币供给每增加一个单位，就会引起实际GDP增加1.4291个单位。(2)货币政策相对宽松时期的关系检验首先对2005年－2007年的实际GDP和货币供给M2进行单位根检验，检验结果如下：由检验结果知，lnRGDP和lnM2在10%的置信水平下在2005－2007年间都是平稳的，因此可以直接进行OLS回归。即货币供给每增加一个单位，就会引起实际GDP增加0.8819个单位。新晨
3结论
基通过以上的实证分析，我们可以看出，无论是实际GDP还是名义GDP，他们都与M2存在着协整关系，即存在着长期稳定的关系。从协整回归式来看，M2对GDP有正向的促进作用，这与推动论相近，也与曾令华等的结论相似，表明货币供给对产出有影响，是经济增长的助推器。只是货币供给的增长对名义GDP与实际GDP有不同程度的推动作用。当M2增加一个单位时，有助于名义GDP增长1.0045个单位，而有助于实际GDP增长0.9754个单位。货币供给对名义GDP的增长贡献大于对实际GDP的增长贡献，这符合现实的情况。
因为在名义GDP中包含了一部分物价因素，货币供给量的变化会引起物价的变化，因此货币供给对名义GDP的增长贡献会大于对实际GDP的增长贡献。
通过因果关系检验，可以看出，在滞后2期的情况下，M2是引起GDP变动的原因，GDP是M2变动的结果，M2对GDP的影响具有滞后效应，与Sims、丁佳的检验结果一致。
而GDP对M2没有反馈作用，不是引起M2变动的原因，与夏斌等的研究结果相反。
在货币供给与经济增长的分阶段检验中，我们看出实际GDP对货币供给的弹性系数在货币政策相对紧缩时期要高于货币政策相对宽松时期，表明在货币政策相对紧缩时期，货币供给对实际GDP具有更大的推动作用。究其原因，是因为在货币政策相对宽松时期，国家放松银根，大量资金流入社会，这时就拥有了更多的投资选择，导致资金的分散，一部分资金可能流入股市等虚拟经济中，而对实体经济的投资热度减退。而股市等虚拟经济产生的价值是不记入GDP的。在货币政策相对紧缩时期，人们的投资显得更为谨慎和集中，因此会出现货币供给在货币政策相对紧缩时期比在货币政策相对宽松时期对实际GDP影响更大的现象。
[参考文献](References)
[1]萧松华.当代货币理论与政策[M].成都：西南财经大学出版社，2001
【关键词】国际收支；货币供给；传导机制
一、引言
近年来，特别是改革开放以后，我国经济发展迅速并且呈现出稳定增长的趋势。与此同时，在经济全球化的进程不断加快的大背景下，我国积极参与国际经济的合作与发展对外经济也取得了迅猛发展。目前，我国已是世界上的第一大出口国和第二大进口国。随着我国进出口规模的不断扩大，经常项目和资本项目组成的“双顺差”的国际收支失衡也在继续扩张，继而带来的是外汇储备的不断增多，越来越多的外汇储备在促进我国经济积极发展的同时，也对货币供给和宏观经济的运行带来了一些消极影响。因此，有必要研究我国国际收支的变动与货币供给的关系，从而确保我国经济的可持续发展。
二、文献综述
针对国际收支对货币供给的影响这一问题，国内外学者从理论和实证角度对其进行了研究。国外学者对这一问题研究最早的是货币主义学派提出的货币供给量决定论，Johnson（1972）等学者认为，一国国内的货币供给超过需求时，超过需求部分的货币就会流向国外，从而使本国现金减少，国内货币供给量的变动决定了该国的外汇储备需求，因此本质上国际收支失衡是一种货币现象。还有如克鲁格曼（1999）基于内外经济均衡的“三元悖论”，认为开放条件下国际收支变动所带来的资本流动和汇率变动，将对一国货币供给的稳定性产生影响。
国内学者在理论上（田华臣，张宗成，2005；陈岱孙，2011）从货币均衡模型、国际收支对货币政策传导机制的影响、IS-LM模型与不可能三角等不同角度对国际收支对货币供给的影响进行了研究，基本的结论是我国国际收支的变动对货币供给的影响较大，从而增强了我国货币供给的内生性。同时，国内学者还进行了实证研究（周铁军，刘传哲，2009；黄武俊，2010），这些实证研究的结论是我国国际收支与货币供给之间有很强的相关性，并且国际收支通过外汇储备对货币供给的影响较大。
综上所述，随着近年来中国国际贸易顺差的扩大，国际经济学界开始较多地关注中国的国际收支问题，但对中国的货币供给研究很少。而国内经济学界虽然对中国的国际收支与货币供给关系进行了多方面多角度的研究，给后续研究带来了很多启示，但是结论并不一致，且缺乏对其传导机制的研究。本文试图运用实证方法，运用2008～2014年的相关数据对中国国际收支对货币供给的影响进行实证检验，并揭示其传导机制，为改善中国的货币供给提出政策建议。
三、中国国际收支影响货币供给的理论分析
我国央行以“保持货币币值的稳定，并以此促进经济增长”作为货币政策目标。其中，“保持货币币值的稳定”包含两层含义：一是保持国内物价稳定；二是保持人民币汇率稳定。要实现人民币汇率稳定的目标，必然涉及汇率制度安排。因此，中国国际收支影响货币供给的传导途径主要有两条：一是国际收支状况的变化直接或间接影响货币需求，最终影响货币供给，简称“货币需求机制”；二是中国汇率制度安排直接影响到货币供给，简称“汇率安排机制”。
（一）货币需求机制
根据货币供给内生论的观点，货币供给决定于货币需求。而国际收支中的经常项目和资本与金融项目的变化，将直接或间接地引起货币需求的变化。首先是对外贸易带来经常项目变动，形成对货币的直接需求。对外贸易活动扩张导致的实体经济增长要求与之适应的货币信用形式表现为货币需求量增加。具体表现在：贸易扩张带来总需求上升，物价稳定要求下，总需求上升引起货币需求上升，最终导致货币供给的增加。其传导机制是：出口量国内生产规模生产资金需求贷款货币供给。其次是直接投资活动带来资本与金融项目变化，形成对货币的间接需求。资本流入，尤其是外国直接投资增加了国内的配套资金，诱发了更多的国内投资，从而提高了闲置资金的使用效率，同时在投资乘数的作用下，引起货币需求增加，进而导致货币供给增加。
（二）汇率安排机制
汇率安排机制是从供给侧分析国际收支对货币供给的影响。在“维持人民币汇率稳定”的目标下，1994年中国确立了人民币汇率“有管理的浮动”和结售汇制度，并形成了与之密切相关的外汇储备形成机制，从而使汇率制度和外汇储备管理体制成为影响货币供给的重要因素。其传导机制是：国际收支变化外汇储备变化外汇供求关系变化稳定汇率要求下，中央银行进入外汇市场买卖操作基础货币投放变化货币供给变化。
四、我国国际收支与货币供给关联性的实证分析
（一）变量的选择与说明
根据对中国国际收支影响货币供给的传导机制的分析，国际收支对货币供给产生影响的传导途径有“货币需求途径”和“汇率安排途径”，但前者从属于社会总需求的一部分，最终通过国际储备表现出来，而国际储备又会通过“汇率安排途径”影响基础货币，最终影响货币供给量。基于此，本文选择M2和基础货币MB作为货币供给的变量；选择国际收支状况的直接反映指标――外汇储备FR和国际收支状况在货币形态上的反映指标――外汇占款PFE作为国际收支的变量，分别从外汇储备与货币供给量M2的关系和外汇占款与基础货币的关系这两个角度上不同、实质关联的两个方面对中国国际收支影响货币供给的方向和程度进行实证分析。首先，我们采用X12法对相关变量进行季度调整，为消除异方差，对调整后的变量取自然对数，处理后的变量分别用LFR、LM2、LPFE、LMB表示。由于2005年7月至今我国实行以市场供求为基础的、参考一篮子货币有管理的浮动汇率制度，所以本文选择市场较为成熟的2008.1-2014.09月度数据作为样本。数据来源于中国人民银行网站。
（二）外汇储备与货币供给量M2的关联性分析
我们采用ADF法对外汇储备和货币供应量M2序列进行平稳性检验，表1是相关变量平稳性检验结果。
检验结果表明，两序列均为I（1）序列。因此，可以进行Granger检验，判断变量间的因果关系。根据AIC准则，确定最优滞后期为2。
格兰杰因果检验表明，LM2与LFR之间的因果关系并不显著，说明外汇储备是货币供给量M2变化并不显著的原因。
（三）外汇占款与基础货币的关联性分析
检验结果表明，两序列均为I（1）序列。因此，可以进行Granger检验，判断变量间的因果关系。根据AIC准则，确定最优滞后期为2。
通过格兰杰因果检验，我们发现MB不是PFE的Granger原因，而PFE对MB有99.9%的解释能力，说明外汇占款是基础货币变动的明显原因。
五、结论与政策建议
（一）结论
首先，外汇储备与货币供给呈一定的正向关联性，而且随着外汇储备的增加，其对货币供给的正向作用也增强；结合中国现行的汇率制度和外汇储备形成机制考察，可以得出：外汇储备作为中国国际收支状况的直接结果，其对货币供给的显著影响具有制度条件下的高度可靠性和稳定性，这里的制度因素就是现行的外汇储备形成机制和人民币汇率稳定目标下的“汇率安排”。
其次，外汇占款与基础货币呈现高度而稳定的正相关性，而且随着外汇占款的增加，其作用于基础货币的效力也随之增强，说明在现行结售汇制度下，随着外汇储备的增加，外汇占款占基础货币投放的比重不断提高，对基础货币的影响不断增大，外汇占款成为中国央行投放基础货币的主渠道，使得央行基础货币投放的内生性进一步增强。外汇占款与基础货币的高度关联性成为中国国际收支影响货币供给的主要和直接的传递途径。
（二）政策建议
1.货币供给决定于基础货币和货币乘数两大要素。在以外汇占款为主渠道的基础货币投放格局下，要减轻国际收支失衡对货币供给的冲击，短期对策是调控货币乘数，具体措施是调整法定准备金率。而从长远看，必须弱化或切断外汇储备、外汇占款与基础货币之间的传导关系，其解决之道在于推进中国的外汇储备管理体制改革，加速从强制结售汇制向意愿结售汇制过渡，或者寻找其他合适的渠道来形成外汇储备，如由非央行机构（财政部或专设机构）发行人民币债券筹措资金购买外汇储备等。
2.对于处于“新常态”状态下的中国，在相当长的时间内仍应维持人民币汇率稳定这一目标。汇率稳定有利于国际贸易和投资，更是因为中国影响自身贸易条件的能力不如发达国家；同时，为了控制通货膨胀预期、防范由于本币汇率的过度升值抑制出口进而导致经济下滑，人民币汇率的稳定更为重要。
3.若人民币汇率不再实行固定汇率制度，意味着央行可以不必为“稳定”汇率而进行入市干预，央行持有的外汇储备也不会太多，不会成为中央银行货币供给的占款部分。也就是说，国际收支活动不会通过“汇率安排机制”影响国内货币供给，只会通过本身经济活动产生“货币需求”。
4.截至今年一季度末，我国外汇储备余额为3.19万亿美元，居世界第一位。外汇储备过大反映了我国国际收支失衡，并带来一系列挑战。要解决外汇储备过多的问题应该坚持双管齐下，解决好流量问题，控制好收支平衡。主要措施就是加快推进经济发展方式转变和结构调整，使经济增长由较多依赖投资、出口转向消费、投资、出口协调拉动，以及在稳定出口的同时增加进口，促进贸易收支平衡。另一方面要盘活存量，不断创新和拓宽外汇储备运用渠道及方式，提高外汇资源的使用效率。
参考文献：
[1]周铁军，刘传哲.中国国际收支与货币供给关联性的实证分析：1996～2007[J].国际金融研究，2009，（3）
[2]王方静.我国国际收支对货币供给的影响机制研究[J].金融经济，2014，（6）
[3]王晓雷，刘昊虹.论贸易收支、外汇储备与人民币国际化的协调和均衡发展[J].世界经济研究，2012，（11）
[4]范小云，陈雷，王道平.人民币国际化与国际货币体系的稳定[J].世界经济，2014，9（2）
[5]陈建奇.国际货币体系稳定性的技术条件及经验证据[J].世界经济研究，2015，7（4）
购物车(0)
