貨幣之謎:外匯、貨幣供給與房地產(chǎn)投資

周清杰，靳亞閣

(北京工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京100048)

一、引言

2000年以來，隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國貨幣供應(yīng)量也迅速增長，年平均增長速度超過經(jīng)濟(jì)增長率。從2000年來經(jīng)濟(jì)增長的季度數(shù)據(jù)看，增長速度最高的是2009年第四季度，增速達(dá)到26.87%，而同期貨幣供應(yīng)量M1增長速度達(dá)到33%。在2001年到2012年的月度數(shù)據(jù)中，狹義貨幣供應(yīng)M1增速最大的是2010年1月達(dá)到38.96%，平均增速15.86%，廣義貨幣供給M2的增長速度更高，M2平均增速16.51%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過其他國家。從貨幣量上看，我國已經(jīng)成為了世界上最“有錢”的國家。在絕對量上，截止到2012年12月我國的M2總量達(dá)到97.42萬億元人民幣，按1美元=6.22人民幣換算成美元，約為15.66萬億美元，超過同期美國10.269 6萬億美元，甚至超過同期歐元區(qū)貨幣供應(yīng)量9.750 9萬億歐元(按1歐元=1.346 3美元換算，則約為13.13萬億美元)，M2總量居世界第一，占世界貨幣供應(yīng)量的四分之一。衡量一國經(jīng)濟(jì)貨幣化程度的重要指標(biāo)是M2/GDP，一般來說，該比率越高，經(jīng)濟(jì)貨幣化程度越高，金融業(yè)越發(fā)達(dá)，但同時支付風(fēng)險也越大，通貨膨脹壓力隨之增加。從該指標(biāo)看，我國的 M2/GDP的比率，2007年達(dá)到1.62，2010年上升到1.8，2012年據(jù)初步計算的GDP值(519 322億元)測算的M2/GDP的比率為1.88，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于美歐國家低于1的水平。表1給出我國近十年的貨幣化進(jìn)程主要數(shù)據(jù)指標(biāo)。其中，廣義貨幣占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重不斷提高，基礎(chǔ)貨幣與廣義貨幣比值不斷下降，外匯儲備增長速度較高，M1、M2年平均增長速度接近，GDP增長速度略低于M1增速，物價水平保持低位運(yùn)行。

我國貨幣增長速度超過經(jīng)濟(jì)增長率是與我國所處經(jīng)濟(jì)環(huán)境分不開的。經(jīng)濟(jì)全球化背景下，我國長期的國際收支順差為我國帶來了大量外匯，在強(qiáng)制結(jié)售匯制度下，央行被迫不斷釋放基礎(chǔ)貨幣，從而導(dǎo)致了外匯占款的連續(xù)增加。此外，央行為對沖人民幣升值的壓力，也不得不購入美元，增加貨幣供給。因此，外匯儲備的增加是我國貨幣供應(yīng)量增加的重要原因。

根據(jù)傳統(tǒng)貨幣數(shù)量論經(jīng)典的費(fèi)雪方程式MV=PY，貨幣流通速度短期內(nèi)是保持不變的，物價水平的高低由一國的貨幣數(shù)量的多少決定，貨幣數(shù)量增加會導(dǎo)致物價水平的正比例上升，貨幣的價值則隨數(shù)量的增加反比例下降。貨幣主義代表人物弗里德曼認(rèn)為“通貨膨脹無論何時何地都是一種貨幣現(xiàn)象”。按照貨幣數(shù)量論觀點(diǎn)，我國實(shí)際貨幣供應(yīng)量大大高于理論上的貨幣供應(yīng)量，存在著超額貨幣供給，但我國卻并未出現(xiàn)嚴(yán)重的通貨膨脹情況，這種情況被許多學(xué)者稱為中國的“貨幣之謎”。

表1 2001年以后中國的貨幣化進(jìn)程

二、文獻(xiàn)綜述

(一)外匯儲備與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系

一國的貨幣供應(yīng)是由中央銀行發(fā)行，通過各種渠道投放市場。我國中央銀行的貨幣投放主要通過三種渠道:中央銀行貸款、財政透支與借款、外匯占款，總體看可分為國內(nèi)信貸和外匯儲備兩種方式。外匯占款主要是中央銀行持有的外匯儲備所對應(yīng)的貨幣投放。外匯儲備對貨幣供應(yīng)量的影響路徑為:外匯儲備增加，外匯占款增加，基礎(chǔ)貨幣增加，貨幣供給量增加。中央銀行對外匯儲備的調(diào)控會引起貨幣供給量的變化。

目前國內(nèi)許多學(xué)者關(guān)注外匯儲備與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系。李卉［1］認(rèn)為外匯儲備在貨幣供應(yīng)量中的比例，通過結(jié)匯形成本幣投放和擠占國內(nèi)用于投資的貨幣供應(yīng)量兩種途徑，推動了貨幣供給的擴(kuò)張。張曙光、張斌［2］對1994～2005年外匯儲備變動進(jìn)行回歸方程外推，按指數(shù)增長法預(yù)測得到2010年我國的外匯儲備將達(dá)到1 986 918億美元，即將超過2萬億美元。實(shí)際上，我國外匯在2009年4月達(dá)到20 088.8億美元，2010年底外匯為28 473.38億美元，即將達(dá)到3萬億美元。盡管張曙光、張斌按照外匯儲備快速增長的指數(shù)化計算方法，預(yù)測的數(shù)據(jù)與實(shí)際外匯增長相比仍較低。隨著外匯儲備的大量積累，央行儲備貨幣也會迅速增加，整個貨幣供給隨之增加。封建強(qiáng)、袁林［3］認(rèn)為短期內(nèi)外匯儲備增長與物價不存在相關(guān)關(guān)系，但長期內(nèi)，外匯儲備增加會擴(kuò)大貨幣投入，從而引起物價上漲。安佳［4］認(rèn)為，我國物價指數(shù)的升幅從數(shù)字上看較小，但物價指數(shù)是我國政府采取了各種調(diào)控手段的結(jié)果，尤其是中央銀行通過公開市場操作使貨幣回籠，政府采取價格補(bǔ)貼等財政政策，實(shí)際上這種控制政策下的價格穩(wěn)定并不表示價格上漲壓力的減輕。

(二)中國“貨幣之謎”的背景及相關(guān)研究

Mehrotra［5］、Bahmani － Oskooee 和 Wang［6］將人民幣有效匯率和國外利率納入機(jī)會成本變量中，在不同的樣本期間研究匯率和國外匯率對我國貨幣供應(yīng)的影響。麥金農(nóng)［7］對我國宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)我國財政收入由1978年占GNP比率為34.8%下降到1991年的18.4%，與此同時國內(nèi)通貨膨脹仍處于溫和水平。改革開放后，中國出現(xiàn)了貨幣供應(yīng)量增速之后許多學(xué)者關(guān)注這種現(xiàn)象，將我國“超額”貨幣供應(yīng)與低物價水平并存的現(xiàn)象稱為“中國之謎”。R.W.Hafer和 A.M.Kutan［8］運(yùn)用數(shù)據(jù)檢驗(yàn)中國的名義貨幣余額、實(shí)際收入、價格和利率之間是否存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)選取零售價格指數(shù)時，無論是基礎(chǔ)貨幣M0還是廣義貨幣M2，在中國都不存在長期均衡的貨幣需求關(guān)系;但當(dāng)選取國民收入平減指數(shù)時，貨幣需求余額和其他經(jīng)濟(jì)參數(shù)之間存在長期均衡關(guān)系。

在國內(nèi)，謝平［9］和易綱［10］認(rèn)為改革開放以來我國的貨幣供給除滿足經(jīng)濟(jì)增長所帶來的需求外，還需要滿足私營經(jīng)濟(jì)興起、自由市場發(fā)展等為代表的市場化擴(kuò)張所帶來的新貨幣化經(jīng)濟(jì)的需要，于是在總量上會出現(xiàn)一部分貨幣的“迷失”，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貨幣化過程。易綱認(rèn)為，貨幣化過程有兩種含義:一是財政赤字的貨幣化，即國家用印鈔票的方法來彌補(bǔ)財政赤字。二是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的貨幣化，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，特別是經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中，產(chǎn)生超常貨幣需求，從而使貨幣流通速度減慢。廣義貨幣與國民生產(chǎn)總值之比迅速提高，一方面是改革中金融深化的必然，另一方面是金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)本身的問題，諸如資本市場發(fā)展嚴(yán)重滯后等。貨幣增長率很高，但通貨膨脹率卻不高，其中一個重要原因就是貨幣化帶來的鑄幣收入。

李斌［11］認(rèn)為我國經(jīng)濟(jì)的兩部門特點(diǎn)及“結(jié)構(gòu)約束”和“需求約束”是造成“中國之謎”的主要原因。他認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)一種特殊的“二元”結(jié)構(gòu):一個是一般競爭性產(chǎn)品部門，面臨的問題主要是“需求約束”，呈現(xiàn)持續(xù)的通貨緊縮態(tài)勢。另一個是具有壟斷性質(zhì)或產(chǎn)品需求彈性很低的部門，其問題是“供給約束”，包括住房、醫(yī)療、養(yǎng)老、教育、水電燃料等貨幣化“商品”，呈通貨膨脹態(tài)勢。特殊的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，在由計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過程中，由公有制的內(nèi)在規(guī)定性決定的勞動者可以享有的養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等各種福利保障逐漸消失，勞動者不得不保持高位的儲蓄增長。居民儲蓄過快增長，更多貨幣被用做儲藏手段，在傳統(tǒng)貨幣數(shù)量公式并不包含這部分貨幣，從而構(gòu)成“迷失貨幣”的重要組成部分，也成為緩解當(dāng)前通貨膨脹壓力的重要因素。除了儲蓄增加外，收入的兩極分化也是導(dǎo)致居民消費(fèi)傾向持續(xù)降低，物價長期低位運(yùn)行的主要原因。

伍志文［12］認(rèn)為，貨幣虛擬化過程中的資本市場貨幣積聚是“中國之謎”的直接原因，大量非交易性貨幣積聚在以資本市場為核心的虛擬經(jīng)濟(jì)部門，造成貨幣結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，是導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量與物價關(guān)系反常的直接原因。大量資金從實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資流向股市證券等虛擬經(jīng)濟(jì)部門，虛擬經(jīng)濟(jì)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)不均衡發(fā)展，使得資本市場金融資產(chǎn)囤積，額外的貨幣供應(yīng)并未流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，因此并不影響商品和服務(wù)的價格，不會造成通貨膨脹。

一些學(xué)者從貨幣政策傳導(dǎo)時滯效應(yīng)角度，認(rèn)為我國的貨幣傳導(dǎo)機(jī)制存在缺陷，使得時滯效應(yīng)過長，不能及時反映價格變化。但這種觀點(diǎn)并不能有效解釋我國長期貨幣供應(yīng)與物價變動之間的反?，F(xiàn)象。一些人認(rèn)為我國金融市場不斷發(fā)展，但貨幣供給統(tǒng)計口徑并未及時將具有貨幣功能的金融資產(chǎn)納入，低估了真實(shí)的貨幣需求，在統(tǒng)計方面的失真，可能影響貨幣供應(yīng)量與物價的關(guān)系。我們認(rèn)為，國民收入差距過大是有效需求不足的主要原因，進(jìn)而抑制了物價水平的上漲。此外，我國居民消費(fèi)價格指數(shù)的編制方法不甚合理，食品的權(quán)重過高、房地產(chǎn)等服務(wù)業(yè)權(quán)數(shù)過低等因素導(dǎo)致我國通貨膨脹水平可能被低估，產(chǎn)生貨幣與物價背馳的反常現(xiàn)象。周清杰［13］認(rèn)為，現(xiàn)有統(tǒng)計口徑把居民建造住房和裝修材料的成本以及使用自有住房的部分費(fèi)用納入到CPI統(tǒng)計中，但卻把居民從房地產(chǎn)商處購得的商品房視為投資品不納入到CPI統(tǒng)計中的做法在邏輯上是相互矛盾的。他指出可以通過把剔除土地價格的房屋納入CPI以更好地反映這種耐用消費(fèi)品的價格變動趨勢。

三、外匯、貨幣供給、物價的關(guān)系

外匯儲備、貨幣供給與物價之間的問題，從深層次上就是貨幣的對外問題和對內(nèi)問題。對外是發(fā)行多少貨幣才能使匯率保持在一個合意的水平，保持國際收支經(jīng)常賬戶和資本賬戶的平衡，而對內(nèi)是貨幣的供應(yīng)量為多少是和經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)，而不至于產(chǎn)生過大的通貨膨脹或緊縮問題，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。自2005年7月21日起，我國開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)的、參考一攬子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的有管理的浮動匯率制度。當(dāng)外匯供過于求時，中央銀行買進(jìn)外匯賣出本幣，從而造成基礎(chǔ)貨幣的增加，由于乘數(shù)作用，最終廣義貨幣M2增加。同理，當(dāng)外匯供不應(yīng)求時，中央銀行賣出外匯買進(jìn)貨幣，基礎(chǔ)貨幣減少，最終導(dǎo)致M2減少。這樣，外匯儲備的變動成為影響貨幣供給的主要因素之一。由于我國實(shí)行結(jié)售匯制度，中央銀行在外匯市場的托盤收購，經(jīng)常貿(mào)易順差和外匯資本流入，使得中央銀行被動增發(fā)大量基礎(chǔ)貨幣。廣義貨幣的大量增發(fā)，對通貨膨脹產(chǎn)生上升壓力。現(xiàn)代貨幣數(shù)量論認(rèn)為，短期內(nèi)貨幣供應(yīng)量的變化主要影響產(chǎn)出，部分影響價格;但長期內(nèi)產(chǎn)出完全是由非貨幣因素決定的，貨幣供應(yīng)只影響價格。

2001年12月11日我國加入世貿(mào)組織。此后，十年來我國外匯儲備大規(guī)模增加，月度平均增長率達(dá)到29.34%。其中從2001年12月到2008年10月，外匯儲備月度增長率都在28%以上，最高時2003年11月達(dá)到53.07%，2003年外匯儲備超過四千億美元，2004年超過六千億美元，2006年底突破萬億美元大關(guān)，2009年4月我國外匯儲備規(guī)模超過兩萬億美元，達(dá)到20 088.8億美元。

與此同時，我國貨幣供給量迅速增長。2001年以來，狹義貨幣供給量M1每月平均增長率為15.86%，最高增長率是2010年1月，達(dá)到38.96%，2001年到2005年M1總量翻了一番，從54 406.23億元增加到107 278.76億元。同期廣義貨幣供給量M2增速更高，月平均增長率為16.51%，最高增長率是2009年11月，達(dá)到29.74%，從2001年到2012年，M2總量從137 543.63億元增加到974 159.46億元，增長了近7倍。

我國外匯儲備與M1貨幣供應(yīng)量增長趨勢非常接近。在2011年7月以前，外匯儲備與M1貨幣供應(yīng)量同為上升趨勢，此后外匯儲備保持穩(wěn)定，M1數(shù)量波動性上升。由于M2數(shù)量顯著大于外匯儲備和M1，因此我們可以從增長速度角度觀察三者變化情況。

從增長速度看，外匯儲備增長速度變化幅度較大，M1波動幅度較小，M2變動幅度最小。在趨勢性上，三者關(guān)系并不明顯。

為觀察貨幣供給變動與物價變動的關(guān)系，我們比較2001年以來M1、M2和通貨膨脹率的變動情況。2001年到2009年，通貨膨脹率與M1變動趨勢比較相似，有滯后效應(yīng)的表現(xiàn)，但與M2變動趨勢關(guān)系并不明顯。從整體看，我國貨幣增長速度遠(yuǎn)大于物價增長速度。

四、數(shù)據(jù)處理、實(shí)證分析

本文選取的樣本數(shù)據(jù)為2001年1月到2012年12月中國外匯儲備(FR)、狹義貨幣供應(yīng)量M1、廣義貨幣供應(yīng)量M2和通貨膨脹率(IR)，一共144個時間序列觀察值。其中，外匯儲備、M1、M2數(shù)據(jù)從中國人民銀行網(wǎng)站、金融統(tǒng)計年鑒、國家外匯管理局搜集整理得到，通貨膨脹率由居民消費(fèi)價格指數(shù)(CPI)得出，CPI數(shù)據(jù)來源中國統(tǒng)計年鑒。主要運(yùn)用eviews6.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理。

(一)外匯儲備與貨幣供應(yīng)量M1、M2

從前文的分析中知道，中國面臨長期的經(jīng)常賬戶盈余，不但外國直接投資持續(xù)大量涌入，而且由于中美利差及人民幣升值預(yù)期使得大量非FDI資金也大量流入，在現(xiàn)行結(jié)售匯制度下，外匯儲備的增加給貨幣供給帶來壓力。我們試圖通過對外匯儲備FR和貨幣供給M1、M2進(jìn)行回歸分析，以確定外匯儲備對貨幣供應(yīng)量變化的影響程度。在模型確定時，我們選取雙對數(shù)線性模型，該模型優(yōu)點(diǎn)是解釋變量的系數(shù)就是彈性。建立貨幣供給與外匯儲備間的關(guān)系模型如下:

其中，LNY是因變量;LNX是自變量;α表示彈性，X變化引起Y變化的程度;ut是隨機(jī)干擾項，表示其他因素對因變量變化的影響。

回歸分析之前，我們首先對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)FR、M1、M2進(jìn)行自然對數(shù)變換，得到 LNFR、LNM1、LNM2三個新序列，觀察知對數(shù)變換后的三個新序列都有明顯上升趨勢，是非平穩(wěn)的。為確定非平穩(wěn)序列是否是單整的，對序列的差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)三個序列不含趨勢項，但包含常數(shù)項。分別對三個序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，具體見表2。

由表2可見，LNFR和LNM1、LNM2的一階差分序列的 ADF檢驗(yàn)值分別為 －5.225 5、－5.083 3、－12.623 4，小于顯著性水平為1%的臨界值，都不能接受存在單位根的原假設(shè)，說明序列是平穩(wěn)的。序列LNFR、LNM1、LNM2經(jīng)過一次差分后平穩(wěn)，說明三個序列都是一階單整序列。

對于兩變量問題，協(xié)整關(guān)系的一個重要前提是兩個變量都應(yīng)是單整變量，而且單整的階數(shù)要相同。由前面的分析可知，LNFR和LNM1，LNFR和LNM2都是一階單整序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，這里我們用Johansen模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表2 序列LNFR、LNM1、LNM2的單整檢驗(yàn)結(jié)果

表3 LNM1和LNFR、LNM2和LNFR的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)顯示，LNM1與LNFR、LNM2與LNFR兩組變量的跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量在5%顯著性水平下均存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，因此回歸結(jié)果可靠。

分別用變量LNM1、LNM2對LNFR進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到回歸方程如下:

方程(1)相關(guān)系數(shù)為R2=0.969，t統(tǒng)計量為67.715 7;方程(2)的相關(guān)系數(shù)為R2=0.938 0，t統(tǒng)計量為65.489 0。從兩個方程看，擬合優(yōu)度是非常好的。說明，外匯儲備變動在一定程度上影響貨幣供應(yīng)量的變化。方程(1)中的彈性為0.554，說明我國外匯儲備增加1%，狹義貨幣供應(yīng)量M1平均增加0.554%。方程(2)中的彈性為0.594，說明我國外匯儲備增加1%，廣義貨幣供應(yīng)量M2平均增加0.594%。在我國外匯儲備大量增加的背景下，貨幣供應(yīng)量隨之增加。

(二)貨幣供應(yīng)量M1、M2與物價水平

由于物價水平CPI指數(shù)是以2000年1月為基期的定基數(shù)據(jù)，貨幣供應(yīng)量M1、M2是存量數(shù)據(jù)，因此我們先對CPI指數(shù)換算為同比通貨膨脹率IR，從貨幣供應(yīng)量換算M1、M2增長速度 M1S和M2S。通過觀察通貨膨脹率和貨幣增長速度之間是否存在協(xié)整來分析貨幣供給和物價水平的關(guān)系。

首先對三個序列IR、M1S、M2S進(jìn)行 ADF單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)三個變量均是不包含趨勢項但包含常數(shù)項的一階單整序列，因此直接用Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

從檢驗(yàn)結(jié)果看，IR和M1S、M2S均表現(xiàn)為單向引導(dǎo)關(guān)系，滯后階數(shù)是由AIC、SC準(zhǔn)則確定的。在1%顯著性水平上，貨幣供應(yīng)量M1是通貨膨脹率的格蘭杰原因，但I(xiàn)R不是M1S的格蘭杰原因。在5%顯著性水平上，通貨膨脹率是貨幣供應(yīng)量M2的格蘭杰原因，但M2S不是IR的格蘭杰原因。

在2001年到2008年M1增長速度與通貨膨脹率變動趨勢較為相似，通貨膨脹率變動滯后于貨幣供給，這與經(jīng)濟(jì)理論相符，但從2009年到2012年，通貨膨脹率變動趨勢與貨幣供應(yīng)量變動呈相反態(tài)勢。這種不規(guī)則的變化規(guī)律，在格蘭杰因果檢驗(yàn)中，也有所表現(xiàn)。

通過前文的分析，我們發(fā)現(xiàn)從2001年以來，我國貨幣供給呈現(xiàn)高速增長趨勢，外匯儲備的迅速增加是其主要原因之一，一定程度上影響著基礎(chǔ)貨幣的發(fā)行，回歸分析表明，外匯儲備增加1%，狹義貨幣供給M1增加0.554%，廣義貨幣供給增加0.594%。但貨幣供應(yīng)量的增加并未帶來物價水平的大幅增加，長期以來，我國呈現(xiàn)的是貨幣供應(yīng)高速增長和低通貨膨脹的“貨幣之謎”現(xiàn)象。從2001 年到2012 年，M1、M2 分別從71 438、137 543億元增加到308 672、974 159億元，分別增加了4倍多和6倍多。但物價水平只上升了34.5%，物價指數(shù)從100.6增加到134.5。

表4 IR和M1S、IR和M2S格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

五、房地產(chǎn)市場貨幣積聚:貨幣之謎的直接原因

(一)近十年來房地產(chǎn)市場貨幣積聚

外匯儲備能夠很好的解釋貨幣供給增加的外部原因，但在解釋“貨幣之謎”的現(xiàn)象時卻略顯牽強(qiáng)。從上世紀(jì)九十年代開始，許多學(xué)者以虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展為背景，提出貨幣虛擬化的說法。貨幣虛擬化有狹義和廣義兩個層次。狹義的貨幣虛擬化相當(dāng)于金融化，是指虛擬資產(chǎn)的貨幣化，貨幣作為交易媒介日益脫離于實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門的商品交易，更多地參與金融資產(chǎn)交易。廣義的貨幣虛擬化是指貨幣日益脫離傳統(tǒng)物質(zhì)生產(chǎn)領(lǐng)域，貨幣日益與傳統(tǒng)商品交易相分離，游離于實(shí)物商品交易之外，更多參與股票等金融商品的交易和作為一種財富儲存手段而存在。他們認(rèn)為在虛擬化過程中，貨幣的需求增加是產(chǎn)生貨幣高增長、低通脹的原因。

伍志文在前人基礎(chǔ)上，創(chuàng)新性的在貨幣、商品兩部門模型中引入資本市場，提出金融市場貨幣囤積假說，指出貨幣虛擬化過程中，大量非交易性貨幣積聚在以資本市場為核心的虛擬經(jīng)濟(jì)部門，造成貨幣結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，是導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量與物價反常的直接原因。隨著新興金融市場、金融創(chuàng)新的發(fā)展，金融資產(chǎn)規(guī)模和種類大大豐富，金融資產(chǎn)囤積的結(jié)果是更多資金在虛擬經(jīng)濟(jì)部門流轉(zhuǎn)，而不是在實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門，這就對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長影響很小或沒有影響。額外的貨幣供應(yīng)也不一定造成通貨膨脹，多余的貨幣直接進(jìn)入資本市場，并不會影響商品和服務(wù)的價格，結(jié)果貨幣增長伴隨固定資產(chǎn)投資低迷，物價下跌和資產(chǎn)價格膨脹，貨幣供應(yīng)量與物價關(guān)系反常。他們的觀點(diǎn)契合我國當(dāng)時經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況。但從1998年到2011年，我國股市相繼牛熊市交替，2000年到2001年為牛市，股市從1 000多點(diǎn)上升到2 000多點(diǎn)，接著四年熊市，回到1 000多點(diǎn)，從2006年到2007年為牛市從1 000多點(diǎn)上升到6 000多點(diǎn)，接著又是漫漫熊市?？v觀十年股市，其與我國十年經(jīng)濟(jì)高速增長尤其是貨幣供應(yīng)的超高速增長嚴(yán)重背離，股票市場更多體現(xiàn)的是融資場所，缺失了投資功能，股票市場功能的不健全嚴(yán)重削弱了其貨幣資金儲水池的功能，對于“貨幣之謎”曾作出合理解釋的金融資產(chǎn)囤積假說似乎不能夠解釋近十年的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。由于當(dāng)時我國房地產(chǎn)發(fā)展處于起步階段，沒有人預(yù)料到十年時間股票市場如過山車般重回2000點(diǎn)，而房地產(chǎn)卻獲得了空前發(fā)展，因此較少人將房地產(chǎn)投資與“貨幣之謎”聯(lián)系起來。談?wù)_(dá)、范敘春、胡海鷗［14］通過引入股票價格和房地產(chǎn)價格，實(shí)證分析了資產(chǎn)價格對我國貨幣需求關(guān)系的影響，通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)價格對長期貨幣需求有顯著的替代效應(yīng)，股票價格因素不顯著。

薛敬孝［15］研究發(fā)現(xiàn)日本1987～1990年貨幣供應(yīng)量平均在10%以上，而GDP的增長率不超過6%，物價基本上處于零增長，超額貨幣供給主要被股價和地價的大幅上漲所吸收。在房地產(chǎn)擴(kuò)張時期，日本土地價格上漲最快，尤其是東京都等幾大中心城市，地價漲幅在1986年就達(dá)到90%以上，這使得土地資產(chǎn)總價值急劇膨脹。我國目前情形與之非常相似。據(jù)《2009年第四季度貨幣政策執(zhí)行報告》數(shù)據(jù)顯示，截至2009年末，主要金融機(jī)構(gòu)商業(yè)性房地產(chǎn)貸款余額為7.33萬億元，同比增長38.1%，增速比上年同期高27.7個百分點(diǎn)，超過同期各項貸款增速6.7個百分點(diǎn)。其中，地產(chǎn)開發(fā)貸款超高速增長，年末地產(chǎn)開發(fā)貸款余額6 678億元，同比增長超過 100%，比上年末高98.4%;年末房地產(chǎn)開發(fā)貸款余額1.86萬億元，同比增長15.8%，增速比上年高4.6個百分點(diǎn)。2009年個人購房貸款余額4.76萬億元，同比增長超過43%，個人購房貸款新增1.4萬億元，約為2008年的5倍，2007年的2倍。

自1998年房地產(chǎn)市場化改革以來，房地產(chǎn)價格一路上揚(yáng)，商品房銷售額每年增長速度超過26%，2012全國商品房銷售額6.45萬億元，房地產(chǎn)行業(yè)已成為我國國民經(jīng)濟(jì)增長的重要來源。由于房地產(chǎn)市場的繁榮，房地產(chǎn)開發(fā)貸款利潤高，見效快，伴隨著房地產(chǎn)價值的上升，個人住房貸款質(zhì)量良好，銀行大量發(fā)放房地產(chǎn)貸款，并且由于對房價的樂觀估計，降低了對房地產(chǎn)貸款的審查，這使得房地產(chǎn)貸款風(fēng)險逐漸累積，貸款規(guī)模的擴(kuò)大增加了投機(jī)行為，又進(jìn)一步推動房地產(chǎn)價格的上漲，形成一種惡性擴(kuò)張。房地產(chǎn)市場的擴(kuò)張通過價格上漲和交易量的增加對貨幣供應(yīng)量起到分流作用，從近十年來，房地產(chǎn)市場的貨幣積聚效應(yīng)比證券市場大得多(見表5)。

相比證券市場虛擬經(jīng)濟(jì)部門，房地產(chǎn)市場則兼具實(shí)體經(jīng)濟(jì)和虛擬經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)，更為綜合和復(fù)雜。股票市場繁榮，貨幣在虛擬部門流轉(zhuǎn)，房地產(chǎn)市場繁榮，貨幣在實(shí)體與虛擬經(jīng)濟(jì)部門之間流轉(zhuǎn)。因此，在解釋“貨幣之謎”問題上不如證券市場更具解釋力。但由于我國居民消費(fèi)價格指數(shù)的編制中，并不包括商品住房投資，而房地產(chǎn)投資多為商品房，因此，房地產(chǎn)市場貨幣積聚在解釋“貨幣之謎”問題上具有一定合理性。當(dāng)房地產(chǎn)擴(kuò)張時，勢必對市場上貨幣具有強(qiáng)大吸引力，在資金來源上，房地產(chǎn)開發(fā)貸款、建筑企業(yè)流動性貸款、土地儲備貸款、個人住房消費(fèi)貸款、抵押貸款等各種形式的信貸資金集中，形成房地產(chǎn)市場資金鏈，一大部分資金在市場內(nèi)流動，對物價的波動影響很小，幾近于零。從購買者角度，由于房地產(chǎn)市場迅速擴(kuò)張，房價上漲預(yù)期強(qiáng)烈，吸引著消費(fèi)者資金向房地產(chǎn)流動，也對物價的波動產(chǎn)生抑制作用。越來越多的貨幣積聚在房地產(chǎn)市場，游離于一般商品市場之外，是我國“貨幣之謎”的直接原因。

(二)實(shí)證分析:數(shù)據(jù)來源、處理與檢驗(yàn)

本文認(rèn)為近十年來房地產(chǎn)市場的貨幣積聚對于減輕通貨膨脹壓力有著重要作用。這里我們將選擇廣義貨幣供應(yīng)量M2，外匯儲備，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，居民消費(fèi)價格指數(shù)，房地產(chǎn)開發(fā)投資總額累計值等指標(biāo)考察房地產(chǎn)投資在貨幣分流中的效應(yīng)。樣本數(shù)據(jù)區(qū)間從2001年第1季度到2012年第4季度，數(shù)據(jù)來源中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計年鑒。居民消費(fèi)價格指數(shù)是以2000年1月為基期，取每個季度的三個月的算術(shù)平均值作為季度消費(fèi)價格指數(shù)。由于房地產(chǎn)價格等指標(biāo)不完整，其中改革因素如2005年房價指數(shù)選擇新模型等因素使得指標(biāo)變動較大，考慮到數(shù)據(jù)連續(xù)性，選擇房地產(chǎn)開發(fā)投資額，更能反映近十年來房地產(chǎn)市場的發(fā)展情況。我們認(rèn)為，外匯儲備可以作為貨幣供給增加的外部原因，房地產(chǎn)市場的貨幣分流是我國“貨幣之謎”現(xiàn)象的內(nèi)部原因。

為消除季節(jié)性影響，選用的數(shù)據(jù)均用census 12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)。模型函數(shù)形式如下:

其中，LNM2、LNGDP、LNCPI、LNFDC、LNFR 分別表示名義貨幣供給量，國內(nèi)生產(chǎn)總值，居民消費(fèi)價格指數(shù)，房地產(chǎn)開發(fā)投資額，外匯儲備。

首先對各變量序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取對數(shù)，使用ADF方法對LNM2、LNGDP、LNCPI、LNFDC、LNFR 五個時間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，包含趨勢項和截距項，結(jié)果如表6、表7所示。

表6 各變量水平序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表7 各變量一階差分序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量均為一階單整序列I(1)，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的方程如下:

對此方程殘差序列進(jìn)行單位檢驗(yàn)，證明10%的臨界值下，t統(tǒng)計量為 －3.410，P值為0.062。方程存在協(xié)整關(guān)系，但不是特別明顯。從回歸結(jié)果看，方程具有很高的擬合優(yōu)度，可決系數(shù)R2=0.9949說明方程具有整體解釋力。從房地產(chǎn)投資和貨幣供應(yīng)量的長期關(guān)系看，房地產(chǎn)投資的增長對M2的增加具有推動作用，房地產(chǎn)投資每增加1%，對貨幣的需求增加0.352%。據(jù)計算，我國2000～2012年，房地產(chǎn)開發(fā)投資額年平均增長率約22.5%，對貨幣的需求年平均增長率為7.92%。當(dāng)然，對貨幣需求量增加影響最大的因素仍然是GDP的增長，長期來看，GDP增長1%，對貨幣需求量增加1.3%。奇怪的是，外匯儲備的增加對貨幣需求有負(fù)向影響。外匯儲備增長1%。對貨幣需求減少0.255%?？傮w來看，在加入外匯儲備和房地產(chǎn)市場投資后，貨幣供給與物價水平出現(xiàn)了反常變動的關(guān)系，即“貨幣之謎”現(xiàn)象。

十年來房地產(chǎn)市場的繁榮領(lǐng)跑我國經(jīng)濟(jì)，房地產(chǎn)市場規(guī)模不斷擴(kuò)大，已經(jīng)對我國的貨幣供應(yīng)產(chǎn)生越來越大的影響。隨著房地產(chǎn)價格的上漲和房產(chǎn)交易量的增加，對貨幣的需求越來越大。尤其在我國商業(yè)信貸擴(kuò)張以商業(yè)銀行為主的環(huán)境下，由于房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，利潤高，見效快，貨幣的乘數(shù)效應(yīng)在房地產(chǎn)市場尤其明顯。大量貨幣資金流向房地產(chǎn)市場，對我國貨幣供應(yīng)量的增加起到了很好的分流作用?？紤]到我國物價指數(shù)編制過程中的種種缺陷導(dǎo)致價格低估，其中食品的權(quán)數(shù)過高，而房地產(chǎn)在內(nèi)的服務(wù)業(yè)權(quán)數(shù)過低，尤其是在房地產(chǎn)市場占最大比重的商品房一直被視作投資品而不計入物價指數(shù)，我們可以認(rèn)為，房地產(chǎn)市場減緩了貨幣供應(yīng)量增加對商品價格變化的影響，一定程度上能夠解釋我國的“貨幣之謎”問題。

六、小結(jié)

近十年來，貨幣的高速增長，為經(jīng)濟(jì)的發(fā)展注入了大量流動性。2012年底，廣義貨幣余額逼近百萬億元大關(guān)，全年GDP卻僅為其一半，M2/GDP的比率不斷上升，一再突破諸多學(xué)者對M2/GDP指標(biāo)拐點(diǎn)的預(yù)見，不少人提出“貨幣超發(fā)”的概念，通貨膨脹率卻遠(yuǎn)滯后于貨幣發(fā)行量的增加，出現(xiàn)“貨幣之謎”現(xiàn)象。許多央行相關(guān)人士稱，央行在確定貨幣供應(yīng)量的主要依據(jù)是這樣一個公式:M2=GDP+CPI+X，即名義經(jīng)濟(jì)增長加上一個變量X，該變量存在主要是因?yàn)槲锲坟泿呕男枨蟆１疚脑诳紤]貨幣供給增加原因時，從外匯儲備快速增長和房地產(chǎn)市場迅速擴(kuò)張的角度，觀察它們對貨幣供給增加的影響，從房地產(chǎn)市場貨幣積聚角度，分析房產(chǎn)市場對貨幣供應(yīng)的分流作用，試圖解釋“貨幣之謎”現(xiàn)象?！柏泿胖i”暴露的不僅是貨幣總量失衡問題，更是貨幣結(jié)構(gòu)失衡的問題，歸根結(jié)底是由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中不均衡問題。如果說外匯儲備的快速增加，引發(fā)了貨幣供應(yīng)量的被動增發(fā)，是由于實(shí)行的結(jié)售匯制度引起的，那么房地產(chǎn)市場的超快發(fā)展導(dǎo)致貨幣需求的增加，則是由于資本的逐利性決定的。在目前統(tǒng)計部門未將住房納入居民消費(fèi)價格指數(shù)統(tǒng)計口徑的情況下，房地產(chǎn)市場的貨幣積聚，無疑是“貨幣之謎”的原因之一。

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