總需求結(jié)構(gòu)、內(nèi)生性貨幣供給與中國貨幣化水平

徐斯旸，查 理

(1.廣東金融學(xué)院 金融系，廣東 廣州 510521；2.中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢 430073)

總需求結(jié)構(gòu)、內(nèi)生性貨幣供給與中國貨幣化水平

徐斯旸1，2，查 理2

(1.廣東金融學(xué)院 金融系，廣東 廣州 510521；2.中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢 430073)

本文對中國總需求結(jié)構(gòu)和內(nèi)生性貨幣供給機制做出了剖析，具體研究理論中所描述的作用機制。結(jié)果表明，國內(nèi)投資對國內(nèi)信貸有著顯著推動作用，凈出口累加值對外匯占款具有顯著推動作用，最終導(dǎo)致貨幣供給增加，進而提升了貨幣化水平。在此基礎(chǔ)上，筆者提出應(yīng)該分別從實體經(jīng)濟層面和貨幣金融層面采取措施以緩解高貨幣化水平，提高貨幣使用效率，加快推動總需求結(jié)構(gòu)的調(diào)整，積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展模式。除此之外，還要積極推動利率市場化改革、探索更加靈活的匯率制度、完善銀行及國有企業(yè)的預(yù)算約束機制。

總需求結(jié)構(gòu)；內(nèi)生性貨幣供給；貨幣化水平；利率市場化

一、問題的提出

早在20世紀(jì)60年代，Goldsmith[1]認為各國的通貨與國民財富的比例在長期遵循著一條倒U型的路徑：先上升，再趨于平緩，最后趨于下降(倒U型假說)。Mckinnon[2]認為M2/GDP指標(biāo)表示的是經(jīng)濟體內(nèi)所有交易量中以貨幣為中介的交易所占的比重，該比重越高，那么這個經(jīng)濟體的貨幣化程度就越深。Demetriades和Hussein[3]通過實證研究得出M2/GDP在一定范圍內(nèi)的增加顯著推動了一國經(jīng)濟發(fā)展的結(jié)論，并探討了經(jīng)濟發(fā)展與金融之間的相互關(guān)聯(lián)。Polster和Huang[4]認為20世紀(jì)90年代以來中國M2/GDP的上漲主要是因為借貸的擴張以及資本的低效率利用。Bottlers[5]認為中國M2/GDP 已位居世界首位，但中國的資本市場很不完善，投資渠道狹窄。

國內(nèi)關(guān)于M2/GDP偏高成因的分析很多，本文歸納為：貨幣化論、經(jīng)濟虛擬化論、金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)單一化論、不良資產(chǎn)論和經(jīng)濟體制論。

貨幣化論認為改革開放以來，隨著中國的發(fā)展，經(jīng)濟中對貨幣的需求逐年增長，從而造成了M2的增加。如秦朵[6]認為在計劃經(jīng)濟體制下，GDP中很大一部分產(chǎn)品的交換是不需要貨幣的，但在引入市場經(jīng)濟體制后，顯然這一部分產(chǎn)品的交換需要通過貨幣，從而導(dǎo)致貨幣化水平上升。黃昌利和任若恩[7]認為社會群眾對現(xiàn)金偏好程度降低，反映在指標(biāo)上就是通貨比率的下降，進而推動了貨幣乘數(shù)的提高，導(dǎo)致貨幣供給量上升。貨幣化論能夠較好地解釋早期貨幣化水平的上升，但隨著情況的轉(zhuǎn)變，貨幣化論逐漸對貨幣化水平的持續(xù)走高解釋乏力。

經(jīng)濟虛擬化論認為隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，逐漸產(chǎn)生了脫離實體經(jīng)濟的虛擬經(jīng)濟部門，大量的貨幣囤積于此，無法參與實體經(jīng)濟的流通，從而造成了中國貨幣化水平的偏高。如石建民[8]在深入研究股票市場的基礎(chǔ)上，分別分析了資產(chǎn)組合效應(yīng)、財富效應(yīng)、交易效應(yīng)和替代效應(yīng)，他認為前三種效應(yīng)會推動貨幣需求的上升，而第四種則會減緩貨幣需求的上升，并且經(jīng)過測算他判斷這四種效應(yīng)總體上推動貨幣需求的增加。經(jīng)濟虛擬化論研究視角較為獨特，但是并沒有能更深層次挖掘中國貨幣化水平趨高的根本原因。

金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)單一化論認為中國金融結(jié)構(gòu)的失衡導(dǎo)致很多財富無效地積壓在銀行，并且以貨幣形式表現(xiàn)出來，從而造成廣義貨幣量偏高的現(xiàn)象。如易綱[9]認為有兩個原因?qū)е轮袊鳰2/GDP的上升：一個原因是隨著改革的深化，金融體制也隨之深化；另一個原因是中國金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)存在比較嚴重的問題。因為從20世紀(jì)80年代以來，公眾逐漸替代國家一躍成為銀行儲蓄的主體。然而對于公眾中的大多數(shù)人來說，投資渠道并不夠豐富，大多數(shù)人只能長期選擇銀行儲蓄，這主要歸因于中國資本市場發(fā)展落后。因而中國M2/GDP呈現(xiàn)出偏高的狀態(tài)是由特殊的國情決定的。樊綱[10]認為中國金融體系要向多種類、多層次的方向發(fā)展，唯有如此，貨幣偏多的狀況才能得到緩解。鐘偉和黃濤[11]認為中國金融資產(chǎn)的單一化導(dǎo)致了M2/GDP偏高，同時從中也可以看出社會保障機制薄弱，銀行累積大量不良資產(chǎn)，這些問題都迫切需要統(tǒng)籌解決。

不良資產(chǎn)論認為中國的銀行存在大量不良資產(chǎn)，這些不良資產(chǎn)缺乏被消化的通道，停留在經(jīng)濟當(dāng)中，并且抑制了GDP增速，從而導(dǎo)致貨幣化水平上升。如張曙光和張平[12]的研究表明，中國銀行的貸款結(jié)構(gòu)失衡，絕大部分貸款都投向了效益較差的國有企業(yè)，那些效益高的非國有企業(yè)卻難以獲得貸款，于是銀行貸出的資金很多難以收回而形成不良資產(chǎn)，停留在銀行體系中，推高了貨幣化水平。余永定[13]認為許多有政策扶持的企業(yè)往往能夠很容易獲得銀行貸款，因而便盲目擴大生產(chǎn)，從而造成流動性風(fēng)險。與此相應(yīng)，銀行無法收回貸款，從而形成不良債權(quán)，在這種情況下就會進一步擴大銀行貸款，導(dǎo)致貨幣增發(fā)。謝平和張懷清[14]認為在中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整階段，商業(yè)銀行以及中央和地方政府共同的交織作用使得銀行中產(chǎn)生并長期留存了巨量不良資產(chǎn)。從這些不良資產(chǎn)可以看到商業(yè)銀行所放出貸款的低效率，也可以看到在政府要求保證支持社會建設(shè)資金充足的情況下，中國貨幣不斷虛發(fā)，持續(xù)推高貨幣化水平。張春生和吳超林[15]認為不良資產(chǎn)率與M2/GDP之間呈正相關(guān)關(guān)系，不良資產(chǎn)率提高了M2/GDP。這種不良資產(chǎn)不僅包括銀行因為經(jīng)濟的不確定性及信息不對稱造成的投資決策失誤形成的資產(chǎn)，還包括銀行在二級市場購買股票、債券或房地產(chǎn)形成的資產(chǎn)，因為這種投資沒有創(chuàng)造出GDP，因而與上述不良資產(chǎn)對M2/GDP的影響是一樣的。不良資產(chǎn)論的分析大都比較到位，且內(nèi)容詳實，但其研究范圍較為狹窄，沒能形成完整的理論體系。

經(jīng)濟體制論則將視角指向了經(jīng)濟體制，認為中國經(jīng)濟中存在著種種不夠完善的體制，這些體制扭曲了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，從而造成高貨幣化水平現(xiàn)象。如曾康霖[16]認為貨幣化水平其實是由國內(nèi)的融資機制決定的。20世紀(jì)90年代以來愈演愈烈的高貨幣化水平現(xiàn)象，其根本原因是中國的融資機制是由政府主導(dǎo)的，這種融資機制的失衡造成了M2/GDP的偏高。因而建立多元化的融資機制是解決貨幣低效能的關(guān)鍵。吳建軍[17]通過研究得出中國M2/GDP偏高并非是一種單純的貨幣現(xiàn)象，其根源是金融體制不完善。

二、總需求結(jié)構(gòu)、內(nèi)生性貨幣供給對貨幣化水平的影響機制

(一)高投資影響貨幣化水平的機制

中國總需求結(jié)構(gòu)中的高投資，雖然效率低下，但卻承擔(dān)著拉動經(jīng)濟的重任，為了維持對經(jīng)濟的拉動作用，根據(jù)加速數(shù)理論，*加速數(shù)理論是關(guān)于產(chǎn)量的變動與投資支出數(shù)量之間關(guān)系的投資理論，其中心內(nèi)容是投資支出的變動取決于產(chǎn)量的變動。若以Y表示產(chǎn)量, K表示資本存量，ω表示資本產(chǎn)出比率，有如下的關(guān)系式：K=ωY。以Kt表示t時期資本存量，Yt表示t時期的產(chǎn)量，Kt-1表示t-1時期資本存量，Yt-1表示t-1時期的產(chǎn)量，同樣有如下關(guān)系式：Kt-1=ωYt-1，Kt= ωYt。以It表示t時期的凈投資，有：It=Kt-Kt-1=ωYt-ωYt-1=ω(Yt-Yt-1)。根據(jù)加速數(shù)理論，如果某社會的現(xiàn)有資本存量已經(jīng)生產(chǎn)其所能生產(chǎn)的最大產(chǎn)量(即不存在過剩生產(chǎn)能力)，則資本產(chǎn)量比率不變，不難看出，產(chǎn)量的任何擴大需要資本存量的擴大。而且，只要加速數(shù)值大于1，資本存量所需要的增加必須超過產(chǎn)量的增加，這樣投資支出的增加就將大于引起它增加的產(chǎn)量的增加。同時，加速數(shù)理論也可以向反方向發(fā)揮作用。如果某一時期的產(chǎn)量比上期下降，那么投資凈額就將以加速數(shù)為倍數(shù)，大于產(chǎn)量減少額而減少。如果想要維持經(jīng)濟增速不變，就需要不斷地擴大投資，于是更大的資金量被持續(xù)投入。而投資的過熱會使能源和生產(chǎn)資料的需求不斷增加，從而使得能源和生產(chǎn)資料價格不斷上漲，這種上漲會導(dǎo)致投資成本上升，于是投資的效率被進一步拉低，但是經(jīng)濟增長速度是不能夠大幅度放緩的，政府需要一個比較平穩(wěn)的經(jīng)濟增長速度，于是經(jīng)濟中又需要更多的投資來拉動經(jīng)濟的同比例增長。如此反復(fù)便會造成一種惡性循環(huán)，其結(jié)果是導(dǎo)致低效投資的不斷擴張。

中國間接融資占比過高已經(jīng)是個事實。根據(jù)Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)，1994年以來，中國間接融資比例一直圍繞80%上下波動。較高但穩(wěn)定的間接融資比例是高(M2-M1)/GDP得以維持的原因之一，但不能解釋中國貨幣化水平的持續(xù)上升，這是因為近年來中國資本形成的融資結(jié)構(gòu)變化不大，一直穩(wěn)定在80%左右，并沒有表現(xiàn)出上升趨勢。資本產(chǎn)出比K/GDP作為資本存量與GDP的比值持續(xù)上升。通過對Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫相關(guān)數(shù)據(jù)進行計算整理，改革開放以來，中國的資本產(chǎn)出比在1995年之前雖有波動，但沒有出現(xiàn)趨勢性上升，而在1995—2013年的約二十年，則由1.67持續(xù)上升到2.49，尤其是2008年以后呈現(xiàn)快速上升的態(tài)勢。中國資本形成效率的低下不但持續(xù)時間較長，而且近年來有惡化的趨勢。事實上，盡管間接融資為主的金融資源配置模式為中國的經(jīng)濟高速增長及金融穩(wěn)定起到了極其重要的作用，但也相對限制了資金供需雙方實現(xiàn)有效匹配的空間，降低了資本形成效率。因此，在中國間接融資程度常年在80%左右輕微波動的情況下，資本產(chǎn)出比的上升便主導(dǎo)了(M2-M1)/GDP上升。1995—2014年，(M2-M1)/GDP與資本產(chǎn)出比處于同步上升的狀態(tài)。而作為M2/GDP的主要組成部分和主要推動力，(M2-M1)/GDP的上升則推動了M2/GDP的上升。

總之，中國總需求結(jié)構(gòu)中的高投資在內(nèi)生性貨幣供給機制下推動了國內(nèi)信貸的大規(guī)模擴張，而國內(nèi)信貸的快速擴張導(dǎo)致銀行體系中累積了大量不良資產(chǎn)，引發(fā)資本形成效率惡化，并表現(xiàn)為高資本產(chǎn)出比，最終在以間接融資為主的融資體系中推高了準(zhǔn)貨幣供給和(M2-M1)/GDP，導(dǎo)致M2/GDP的持續(xù)上升。

(二)高凈出口影響貨幣化水平的機制

中國在2005年對匯率管理制度進行了一次改革，在這次改革后，人民幣匯率實行以市場供求為基礎(chǔ)，參照一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)，有管理的浮動機制。面對國際金融風(fēng)波一輪又一輪的猛烈沖擊，為了保證人民幣匯率的穩(wěn)定，國家不斷從市場上買進外匯，投放人民幣，進而為外匯儲備量上升推波助瀾。伴隨著外匯儲備的增加，外匯占款無疑也在不斷增加，以1995年為基期累加而得的凈出口累加值與外匯占款在上升軌跡上基本保持一致。在內(nèi)生性貨幣供給機制下，中央銀行不得不購進外匯從而通過發(fā)行外匯占款使得基礎(chǔ)貨幣不斷得到擴張。外匯占款在中國基礎(chǔ)貨幣當(dāng)中所占的比重相當(dāng)高，而凈國內(nèi)資產(chǎn)也是投放基礎(chǔ)貨幣的一個渠道，在以外匯占款增量為主的巨額凈國外資產(chǎn)增量的壓力下，凈國內(nèi)資產(chǎn)轉(zhuǎn)變?yōu)槌洚?dāng)對沖凈國外資產(chǎn)增加、防止基礎(chǔ)貨幣過快增長的角色，但由于凈國內(nèi)資產(chǎn)投放本身具有剛性，操作空間有限，其對沖基礎(chǔ)貨幣增量的效果已經(jīng)微乎其微，作為調(diào)控基礎(chǔ)貨幣對沖凈國外資產(chǎn)增加的作用已經(jīng)喪失。另外，中央銀行發(fā)行票據(jù)作為對沖外匯占款增加的重要手段只能在短期內(nèi)推遲壓力，延緩基礎(chǔ)貨幣過快增長，尤其是通過匯率改革后的結(jié)果看，隨著票據(jù)到期形成新的資金回籠壓力和發(fā)行成本的不斷上升，發(fā)行票據(jù)已經(jīng)難以對沖新增外匯占款，其作為調(diào)控基礎(chǔ)貨幣的手段也失去了效力。因此，基礎(chǔ)貨幣的投放已經(jīng)完全被以外匯占款為主的凈國外資產(chǎn)增加所主導(dǎo)，不管是凈國內(nèi)資產(chǎn)還是作為公開市場操作主要工具的中央銀行票據(jù)，其作為對沖手段的功能趨于減弱。持續(xù)的高凈出口和內(nèi)生性貨幣供給機制所帶來的外匯占款增加對基礎(chǔ)貨幣的擴張起著很大的推動作用。

自改革開放以來，持續(xù)的高凈出口所帶來的外匯在內(nèi)生性貨幣供給機制作用下會轉(zhuǎn)化為外匯占款從而注入經(jīng)濟體，由于經(jīng)濟中旺盛的信貸需求，使得乘數(shù)效應(yīng)順利發(fā)揮作用，推高了廣義貨幣供給，即使央行采取對沖措施也很難真正減少貨幣投放。因此，只要高凈出口持續(xù)，基礎(chǔ)貨幣便會增加，從而推高貨幣化水平。

從整體上看，一方面，高投資在倒逼機制下推動了國內(nèi)信貸的快速擴張，進而引發(fā)資本形成效率惡化，在以間接融資為主的融資體系中通過商業(yè)銀行資產(chǎn)負債表的擴張不斷推升著貨幣供給量，進而推高了貨幣化水平；另一方面，持續(xù)的貿(mào)易順差導(dǎo)致外匯儲備累積，通過有管理的浮動匯率制度和強制性結(jié)售匯制度積累了大量外匯占款，在國內(nèi)旺盛的貸款需求下，通過乘數(shù)效應(yīng)推高了廣義貨幣供給，而貨幣體系中的對沖措施效果乏力，最終導(dǎo)致了貨幣化水平的上升。

三、總需求結(jié)構(gòu)影響中國貨幣化水平的經(jīng)驗檢驗

(一)內(nèi)生性貨幣供給經(jīng)驗檢驗

1.指標(biāo)選取與模型構(gòu)建

中國總需求結(jié)構(gòu)突出表現(xiàn)為高投資、高凈出口和低消費形態(tài)，而其中高投資在間接性融資模式和倒逼機制的作用下引發(fā)國內(nèi)信貸的擴張，高凈出口換來的外匯在強制結(jié)售匯與有管理的浮動匯率機制下被換成外匯占款從而投放到經(jīng)濟體中。為了驗證這一過程，本文選取國內(nèi)信貸(X1)、外匯占款(X2)、投資額(X3)和凈出口累加值(X4)來分別檢驗X3對X1的推動、X4對X2的推動。全部數(shù)據(jù)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》和Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫相關(guān)數(shù)據(jù)整理計算。

在上述理論分析基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下模型：

X1=β0+β1X3+μ

(1)

X2=β2+β3X4+μ1

(2)

其中，X1為國內(nèi)信貸；X2為外匯占款；X3為投資額；X4為凈出口累加值。μ和μ1為誤差項。

2.檢驗結(jié)果及分析

(1)平穩(wěn)性檢驗

平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

從表1結(jié)果來看，國內(nèi)信貸(X1)在1%、5%和10%三個不同的顯著性水平下，單位根檢驗的臨界值分別為-3.886、-3.052和-2.666，ADF檢驗值為-0.869，大于相應(yīng)的臨界值，表明中國1995—2014年國內(nèi)信貸(X1)序列存在單位根，為不平穩(wěn)序列。為了確定此序列的單整階數(shù)，在單位根檢驗對話框中，指定對一階差分序列做單位根檢驗，從檢驗結(jié)果看，在1%、5%和10%三個不同顯著性水平下，單位根檢驗的臨界值分別為-3.857、-3.040和-2.660，ADF檢驗值為-4.017，小于相應(yīng)臨界值，表明中國1995—2014年國內(nèi)信貸(X1)的一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即X1序列是一階單整的。同理，對其他三項序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果顯示這三項序列均為不平穩(wěn)序列，但是其一階差分序列均為平穩(wěn)序列，即X1、X2、X3、X4序列均是一階單整。

(2)回歸分析

要進一步分析相關(guān)變量之間的關(guān)系，還需要對上述模型進行回歸分析。根據(jù)直接回歸的結(jié)果，模型(1)、模型(2)的DW值分別是0.740、0.496，而根據(jù)從DW統(tǒng)計表所查得的數(shù)據(jù)，當(dāng)α=0.050，解釋變量數(shù)目k=1，樣本數(shù)n=20時，dL=1.201，可見兩個模型的DW值均小于dL=1.201，因此，兩個模型均存在著自相關(guān)。而由于平穩(wěn)性檢驗的結(jié)果顯示X1、X2、X3、X4均為一階平穩(wěn)序列，因而本文模型中引入AR(1)進行修正，修正后的方程為：

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

經(jīng)過ARCH法修正后，兩個模型的DW值均大于dL=1.201，表明經(jīng)過ARCH法修正的廣義差分模型已無自相關(guān)。同時F統(tǒng)計量也達到理想水平，且兩個模型的R2大小分別顯示兩個模型的擬合優(yōu)度較好，說明各變量都有顯著性影響，且不存在多重共線性。

(3)協(xié)整檢驗

本文采用基于回歸殘差的協(xié)整檢驗。結(jié)果如表2所示。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

從表2可以看出，兩個模型的殘差μ和μ1分別為-4.324和-4.960，均小于相應(yīng)臨界值，可知模型的殘差皆是平穩(wěn)序列，說明國內(nèi)信貸(X1)與投資額(X3)、外匯占款(X2)與凈出口累加值(X4)皆存在長期均衡關(guān)系。

(4)格蘭杰因果檢驗

要確定X1與X3、X2與X4因果關(guān)系的方向，需進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

從表3結(jié)果來看，投資額(X3)是國內(nèi)信貸(X1)增長的原因，凈出口累加值(X4)是外匯占款(X2)上升的原因。中國投資額推動了國內(nèi)信貸，凈出口推動了外匯占款。并且，投資對國內(nèi)信貸的影響要更為滯后一些，凈出口對外匯占款的影響要提前一些。

(二)國內(nèi)信貸、外匯占款與M2/GDP關(guān)系的經(jīng)驗檢驗

1.指標(biāo)選取

本文沿用國內(nèi)信貸(X1)、外匯占款(X2)指標(biāo)，并新引入M2/GDP(X5)，以達到分析國內(nèi)信貸(X1)、外匯占款(X2)與M2/GDP(X5)關(guān)系的目的。

2.檢驗結(jié)果及分析

(1)平穩(wěn)性檢驗

具體結(jié)果如表4所示。

表4 ADF單位根檢驗結(jié)果

從表4結(jié)果來看，通過對變量X1、X2和X5的數(shù)據(jù)序列進行ADF單位根檢驗，數(shù)據(jù)的原始序列的自然對數(shù)均為不平穩(wěn)的時間序列，而數(shù)據(jù)序列自然對數(shù)的一階差分序列均為平穩(wěn)的時間序列，因而lnX1、lnX2和lnX5均為一階單整的時間序列，可以用于協(xié)整檢驗。

(2)協(xié)整檢驗

這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分別表示M2/GDP、國內(nèi)信貸和外匯占款序列數(shù)據(jù)的自然對數(shù)，β4、β6表示常數(shù)項，β5、β7表示變量系數(shù)，μ2、μ3表示殘差。 模型(5)和模型(6)分析結(jié)果分別如下：

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

為檢驗?zāi)Ｐ褪欠癯闪?，需分別判斷模型(5)與模型(6)的殘差是否是平穩(wěn)的時間序列，因而需檢驗殘差的單位根，結(jié)果如表5所示。

表5 協(xié)整檢驗結(jié)果

從表5結(jié)果來看，模型(5)與模型(6)對應(yīng)的殘差是平穩(wěn)的時間序列，因而可以判斷，協(xié)整模型是成立的，即變量M2/GDP(X5)與國內(nèi)信貸(X1)以及外匯占款(X2)之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

通過協(xié)整檢驗結(jié)果可以看到，模型(5)的F值為119.331 ，對應(yīng)的P值為0.000；模型(6)的F值為74.858，對應(yīng)的P值為0.000，即模型(5)與模型(6)整體的顯著性效果良好。同時， 模型(5)的R2為0.868， 模型(6)的R2為0.806，即對原始數(shù)據(jù)的擬合程度較高，這表明，兩個模型整體的效果較好。再通過模型(5)變量的回歸系數(shù)值0.179、 模型(6)的回歸系數(shù)值0.128，并且對應(yīng)的P值皆為0.000，可以判斷，變量lnX1與lnX2對變量lnX5存在顯著性的影響。

(3)格蘭杰因果檢驗

要確定因果關(guān)系的具體方向，還需要進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表6所示。

表6 滯后期為2的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

從表6結(jié)果來看，國內(nèi)信貸(X1)與外匯占款(X2)是M2/GDP(X5)上升的原因，這證實了國內(nèi)信貸和外匯占款的增加對貨幣化水平M2/GDP的上升有積極作用。

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文的分析表明，總需求結(jié)構(gòu)在內(nèi)生性貨幣供給機制的作用下推高了M2/GDP水平。具體表現(xiàn)為：一方面，在中國特有的融資機制下，高投資通過銀行信貸導(dǎo)致廣義貨幣供給增加，從而推高了貨幣化水平；另一方面，20世紀(jì)90年代以來持續(xù)的高凈出口在強制性結(jié)售匯制度下轉(zhuǎn)化為外匯占款，從而內(nèi)生性地推高了基礎(chǔ)貨幣發(fā)行量，最終導(dǎo)致廣義貨幣增加，推高了貨幣化水平。經(jīng)驗檢驗也表明內(nèi)生性貨幣供給機制確實在總需求結(jié)構(gòu)推動貨幣化水平高企的過程中發(fā)揮著重要作用。

(二)建議

從前文分析可以看出，高貨幣化水平并不是單純的貨幣現(xiàn)象，它實際上反映的是實體經(jīng)濟與貨幣經(jīng)濟的失衡，也即大量貨幣的投放沒有轉(zhuǎn)化為有效的產(chǎn)出。因此，一方面，需要從實體經(jīng)濟入手，通過提高投資效率、改善總需求結(jié)構(gòu)來直接促進產(chǎn)出的提高；另一方面，需要從貨幣層面入手，通過采取更加靈活自主的政策機制提高貨幣的使用效率。

通過制度創(chuàng)新，利用中國豐富的資金優(yōu)勢，將資金更多地引導(dǎo)到以私人投資為主的中小企業(yè)方面， 從而促進國內(nèi)居民消費需求的有效提高。積極推動利率市場化改革。積極發(fā)展各種類型的短期金融債券，以便能夠真實探測短期市場貨幣資金需求狀況，使中央銀行具備自主調(diào)控貨幣供給的能力。實行更加靈活的匯率制度。積極發(fā)展外匯市場, 推動人民幣國際化進程，探索更加靈活的匯率制度，從根本上解決外匯資產(chǎn)不斷增加這一問題。完善銀行、國有企業(yè)的預(yù)算約束機制，逐步提高再貼現(xiàn)的門檻。

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2017-06-19

徐斯旸(1989-)，女，廣東廣州人，講師，博士研究生，主要從事金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級研究。E-mail:mstiffanyxu@126.com查 理(1989-)，男，河南信陽人，碩士，主要從事貨幣理論與宏觀經(jīng)濟研究。E-mail:297972182@qq.com

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(責(zé)任編輯：巴紅靜)