中國貨幣流通速度變化與經(jīng)濟(jì)波動—從黑箱理論看中國貨幣政策的有效性

　貨幣主義理論將貨幣政策影響經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的過程作為一個(gè)黑箱，并主張通過穩(wěn)定貨幣供給來穩(wěn)定產(chǎn)出。更進(jìn)一步看，貨幣主義者認(rèn)為貨幣流通速度是制度性因素決定的，從而獨(dú)立于貨幣供給行為和短期的經(jīng)濟(jì)波動，這暗示在理論上貨幣流通速度是穩(wěn)定的，至少是可以預(yù)測的。弗里得曼在其關(guān)于美英貨幣史的經(jīng)典研究中，從經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的角度顯示至少在1960年代之前相當(dāng)長的時(shí)間內(nèi)，美英兩國的貨幣流通速度確實(shí)是相當(dāng)穩(wěn)定的，從而為主張穩(wěn)定貨幣來穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。?

　　然而，由于金融制度的創(chuàng)新等許多復(fù)雜原因，特別是在1980年代以后，西方國家的貨幣流通速度變得非常不穩(wěn)定，其變化的方向也難以預(yù)測，從而在操作層面上為穩(wěn)定貨幣的主張帶來了額外的困難。?

  

圖1　　美國貨幣流通速度（1961~2001）

  

　　對貨幣流通速度不穩(wěn)定的研究，目前有兩個(gè)研究方向，一個(gè)著眼于使用正確的貨幣統(tǒng)計(jì)口徑，如Barnett（1984）發(fā)現(xiàn)，通過流動性加權(quán)貨幣統(tǒng)計(jì)口徑計(jì)算的貨幣流通速度測算出的傳統(tǒng)貨幣需求方程參數(shù)，比使用簡單加總的貨幣流通速度測算的參數(shù)要穩(wěn)定。另一個(gè)著眼于貨幣流通速度變化的制度性因素。如Bordo  和Jonung（1981,1987,1989），Bordo(1997),Siklos(1993)等，他們用貨幣深化、金融發(fā)展和復(fù)雜化及福利措施等因素解釋貨幣流通速度的長期變化趨勢，認(rèn)為貨幣深化會導(dǎo)致貨幣流通速度減緩，而金融體系的發(fā)展與復(fù)雜化及福利制度的完善則會導(dǎo)致貨幣流通速度加速。前者在金融發(fā)展初期將是主要因素，因此貨幣流通速度趨于下降。但隨著金融的發(fā)展，后者的作用逐步凸顯，貨幣流通速度呈上升趨勢。因此，從長期來看，貨幣流通速度呈現(xiàn)出“U”型結(jié)構(gòu)。目前，有些文獻(xiàn)使用貨幣一般均衡模型來解釋貨幣流通速度的變化，如lucas(1978),Svensson(1985),Lucas和  Nancy(1987)，Hordrick(1991),  Giovannini  Labadie(1991)。?

圖2　　

　　我國在改革開放以前，實(shí)行的是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制，貨幣流通速度相當(dāng)穩(wěn)定。現(xiàn)金流通量與社會商品零售總額保持1：8的比例。然而隨著我國經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)軌和改革的逐步深入，貨幣流通速度也在不斷變化。黃達(dá)（1984）認(rèn)為，對于貨幣流通速度，我們既要看到它在年度之間變化較小的特點(diǎn)，也要看到它的確是一個(gè)處于不斷變化的變量。周峻（1987）認(rèn)為：計(jì)算貨幣需要量比較復(fù)雜的問題是計(jì)算貨幣流通速度，隨著我國社會主義建設(shè)的發(fā)展，現(xiàn)金流通速度有減慢的趨勢。林繼肯（1991）根據(jù)我國1955~1983年的實(shí)際資料，運(yùn)用一元回歸方程，求出貨幣流通速度V與時(shí)間T的回歸模型：V=9.418-0.088T。其他不少學(xué)者認(rèn)為，影響我國貨幣流通速度減慢的主要原因是貨幣化過程。之后的一些工作主要在尋找貨幣流通速度變化（降低）的原因。?

　　貨幣主義理論的基礎(chǔ)是貨幣流通速度的外生性，并非速度本身的穩(wěn)定性。在理論上，只要該速度是外生的，就應(yīng)該可以預(yù)測，并據(jù)此制定政策目標(biāo)。操作層面上速度的不穩(wěn)定反映的只是測量和預(yù)測的困難，而不能因此否定貨幣主義的理論基礎(chǔ)。?

　　盡管就貨幣流通速度的外生性問題國際學(xué)術(shù)界有不同理論，如果我們能夠在對中國較長一個(gè)時(shí)期的具體研究中確認(rèn)貨幣流通速度的穩(wěn)定性和可預(yù)測性，則通過穩(wěn)定貨幣來穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)至少可以提供一定的經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)。當(dāng)然，這不是說貨幣流通速度短期內(nèi)不會受到擾動，事實(shí)上，這些擾動本身為我們驗(yàn)證貨幣主義的有效性提供了很好的基礎(chǔ)。?

　　具體來說，從貨幣主義的理論出發(fā)，如果我們能夠預(yù)測中國貨幣流通速度的長期趨勢，考慮到貨幣政策的時(shí)滯效應(yīng)，則流通速度對歷史趨勢的偏離，應(yīng)該同隨后經(jīng)濟(jì)增長的波動存在系統(tǒng)和穩(wěn)定的聯(lián)系。如果這樣的聯(lián)系能夠在經(jīng)驗(yàn)研究中得到支持，則貨幣主義的有效性就在一定程度上得到支持，從而為制定政策提供基礎(chǔ)。?

　　按照這樣的思路，我們研究了中國1985年以來M?2流通速度的變化，并考察了流通速度對歷史趨勢的偏離同隨后經(jīng)濟(jì)波動的關(guān)系。?

　　我們的研究分為兩個(gè)部分：首先我們試圖預(yù)測流通速〖HJ4.0mm〗度的歷史趨勢。由于該趨勢取決于制度因素，我們沒有嘗試對其本身進(jìn)行解釋，但對可能影響該趨勢的制度因素進(jìn)行了簡單的討論。接下來，我們提取了流通速度對歷史趨勢的偏離，并以此來預(yù)測未來經(jīng)濟(jì)增長的變化。我們的研究顯示，該兩變量之間確實(shí)存在穩(wěn)定的聯(lián)系，其方向與理論預(yù)測一致。當(dāng)然，對于試圖打開貨幣傳導(dǎo)黑箱的努力來說，需要對支持這些聯(lián)系的過程進(jìn)行進(jìn)一步的考察，但這已經(jīng)超出了本文的范圍。?

　　需要指出的是，本文的數(shù)據(jù)，主要是M2和GDP均取自中國統(tǒng)計(jì)年鑒和中國金融年鑒，時(shí)間跨度為1985~2002年。?

　　一、中國M2流通速度變化的歷史趨勢

圖3　　中國貨幣流通速度（1978~2002）

  

　　從上圖可以看到，1985年以來，M2的流通速度不斷下降，但這一過程非常平滑。為了對此進(jìn)行進(jìn)一步考察，我們以時(shí)間變量為基礎(chǔ)對M2流通速度的變化進(jìn)行了擬合。時(shí)間變量定義為：1985年取1，1986年取2，依次類推。?

　　我們使用四種設(shè)定來擬合M2流通速度的變化，分別為：?

  

　　在這些公式中，v  代表流通速度，t代表時(shí)間，  Ln代表自然對數(shù)函數(shù)，α、β、γ和λ分別是相應(yīng)變量的系數(shù)，ε是擾動項(xiàng)，角標(biāo)代表時(shí)間。?

　　擬合結(jié)果見表1。?

　　以上方程中，1-1到1-3屬于嵌套方程，可以看到1-2的設(shè)定最優(yōu)。為了比較1-2和1-4，我們使用了J檢驗(yàn)，結(jié)果表明在1%的顯著性水平上1-2優(yōu)于1-4。所以以下我們使用1-2來進(jìn)行流通速度的擬合和預(yù)測。?

　　1-2的回歸結(jié)果清楚地顯示貨幣流通速度在下降，從貨幣主義的角度出發(fā)，我們認(rèn)為這種變化可能同以下制度因素的變化有關(guān)：撫養(yǎng)系數(shù)、收入分配格局、經(jīng)濟(jì)的貨幣化過程、城市化進(jìn)程、制度改革風(fēng)險(xiǎn)等。對于比較中國和其他國家的貨幣流通速度來說，經(jīng)濟(jì)潛在增長率、融資格局的差異和金融抑制的廣泛存在可能提供了一些線索。但對于這些問題的深入分析已經(jīng)超出了本文的范圍。?

  

表1　　M2流通速度變化歷史趨勢的擬合（1985~2002）

  

　　注：括號中為標(biāo)準(zhǔn)差，*、**、***

分別代表在1%、5%、10%水平上顯著。除非特別指明，方程均通過了自相關(guān)、異方差、正態(tài)性和RAMSEY設(shè)定性檢驗(yàn)。?

　　①  1-1設(shè)定的擾動項(xiàng)經(jīng)過了MA（1）調(diào)整，但無法通過RAMSEY檢驗(yàn)，表明設(shè)定形式可能存在問題。?

　�、�  1-2設(shè)定中擾動項(xiàng)經(jīng)過了MA（1）調(diào)整。?

　�、�  1-3設(shè)定中擾動項(xiàng)也經(jīng)過了MA（1）調(diào)整。?

　�、�  1-4設(shè)定的擾動項(xiàng)經(jīng)過了MA（1）調(diào)整，但無法通過RAMSEY檢驗(yàn)，表明設(shè)定形式可能存在問題。

  

　　以1-2所代表的歷史趨勢為基礎(chǔ)可以知道，在2003~2005年中，貨幣流通速度的減緩，或者說貨幣增長與名義經(jīng)濟(jì)增長的差應(yīng)該分別為：6.1%，5.9%和5.7%。?

　　2003年8月末的M2增長速度與名義經(jīng)濟(jì)增長的差距為12.8%，如果全年的差距也維持在該水平，以1-2的結(jié)果看，貨幣供應(yīng)高于趨勢水平達(dá)6.7個(gè)百分點(diǎn)，顯示貨幣供應(yīng)相對寬松，經(jīng)濟(jì)存在提速的條件。?

　　二、流通速度對歷史趨勢的偏離與經(jīng)濟(jì)波動

　　如果貨幣流通速度的歷史趨勢是由制度因素決定的，則實(shí)際流通速度與歷史趨勢的偏離代表了貨幣政策的相對放松（或者收緊）。就是說如果貨幣流通速度在短期內(nèi)低于歷史趨勢，則表明貨幣供應(yīng)的放松，反之亦然。?

　　根據(jù)貨幣主義理論，這種放松（或者收緊）經(jīng)過一定時(shí)間后應(yīng)該帶來經(jīng)濟(jì)增長率的上升（或者下降）。這一過程的內(nèi)在機(jī)制就是貨幣傳導(dǎo)的黑箱。?

　　接下來我們以經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)來對此進(jìn)行檢查。我們的自變量設(shè)定為實(shí)際（或者名義）經(jīng)濟(jì)增長率的變化，解釋變量為滯后一期（在此為1年，這是考慮到貨幣政策時(shí)滯的結(jié)果）貨幣流通速度對歷史趨勢的偏離（文獻(xiàn)研究顯示實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率是平穩(wěn)序列，名義增長率可能存在一階單位根，但我們的模型使用的是經(jīng)濟(jì)增長率的一階差分，因此可以確定其為平穩(wěn)序列。對于流通速度偏離量來說，擴(kuò)展的Dickey-Fuller單位根檢驗(yàn)顯示：對于無截矩?zé)o趨勢項(xiàng)的假設(shè)來說，在1%的水平上拒絕單位根假設(shè)；對于存在截矩項(xiàng)的假設(shè)來說，在5%的水平上解決單位根假設(shè)；對于存在截矩和趨勢項(xiàng)的假設(shè)來說，在10%的水平上拒絕單位根假設(shè)。因此考慮到變量的來源，可以確定該變量為平穩(wěn)序列。與此相似，外資流入增長和內(nèi)債發(fā)行增長在絕大多數(shù)設(shè)定下都通過了單位根檢驗(yàn)。），并假設(shè)其他影響經(jīng)濟(jì)波動的因素獨(dú)立于解釋變量（該假設(shè)的基礎(chǔ)是貨幣供給完全由中央銀行控制，屬于外生變量。更進(jìn)一步看，以下2-2的結(jié)果也控制了財(cái)政政策和外資流入的影響，但這些變量的引入不改變基本的計(jì)量結(jié)論。對于可能存在的貨幣供給內(nèi)生性來說，流通速度對歷史趨勢的偏離可能代表了其他無法識別的需求沖擊，而且其影響持續(xù)時(shí)間較長。下面的正文對此進(jìn)行了進(jìn)一步的討論。）。?

　　考慮到貨幣政策的效應(yīng)完全實(shí)現(xiàn)需要比較長的時(shí)間，我們還嘗試了分布滯后模型。?

　　總結(jié)來說，我們的設(shè)定為：

?

　　在以上設(shè)定中，角標(biāo)代表時(shí)間，ng、rg、dv、fdi、bond分別代表名義經(jīng)濟(jì)增長、實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長和貨幣流通速度對歷史趨勢線的偏離，實(shí)際外資流入增長和實(shí)際國債發(fā)行增長；α、β、γ、φ、ψ、χ分別是相應(yīng)變量的系數(shù)，ε是擾動項(xiàng)。?

　　值得注意的是方程2-3需要使用工具變量法來回歸，具體細(xì)節(jié)見腳注。?

　　以上2-1到2-3的回歸結(jié)果見表2。?

  

表2　　流通速度的偏離與經(jīng)濟(jì)波動回歸結(jié)果（1986~2002）

  

　　注：括號中為標(biāo)準(zhǔn)差，*、**、***分別代表在1%、5%、10%水平上顯著。除非特別指明，方程均通過了自相關(guān)、異方差、正態(tài)性和RAMSEY設(shè)定性檢驗(yàn)。?

　�、�  考慮到經(jīng)濟(jì)波動同時(shí)受到其他需求沖擊，如財(cái)政政策和外資流入的影響，在2-2的設(shè)定中，我們還嘗試了引入國債發(fā)行和外資流入的實(shí)際增長率（即扣除消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增長）的一階差分（即相鄰年份增長率的差異），結(jié)果顯示后兩變量顯著，符號為正，與預(yù)期一致。但這些變量的引入不改變速度偏離項(xiàng)的顯著性水平和符號，甚至其系數(shù)的大小變化也不大。為簡單起見，此處報(bào)告的結(jié)果不包括國債等變量。?

　�、�  此處經(jīng)濟(jì)增長一階滯后的工具變量為：經(jīng)濟(jì)增長的二階滯后和實(shí)際國債發(fā)行和外資流入的一階滯后�？紤]到數(shù)據(jù)原因，樣本期為1985~2001年。

  

　　從以上結(jié)果可以看出，速度偏離歷史趨勢項(xiàng)始終顯著，其符號與理論預(yù)期完全一致，表明貨幣供給的變化確實(shí)影響了隨后的經(jīng)濟(jì)增長。?

　　更進(jìn)一步看，貨幣流通速度對歷史趨勢出現(xiàn)偏離可能有三種原因：一是實(shí)體經(jīng)濟(jì)受到了需求或供給方面的沖擊，產(chǎn)出發(fā)生變化，在貨幣總量不變的條件下帶來貨幣流通速度的變化；二是貨幣供給具有內(nèi)生性，由于貨幣供給過程受到來自實(shí)體經(jīng)濟(jì)擾動的影響，從而形成流通速度的變化；三是中央銀行通過政策手段直接改變了貨幣供應(yīng)量，或者銀行體系制度變化的擾動產(chǎn)生了貨幣供應(yīng)量的變化。?

　　為了考察第一、二種渠道的可能影響，我們需要進(jìn)一步提取實(shí)體經(jīng)濟(jì)所受到的擾動。我們以GDP增長率的一階滯后和外資流入和國債發(fā)行的實(shí)際增長來解釋GDP的增長率（簡稱方程A-1），其中GDP增長率的一階滯后使用了前面使用的工具變量（GDP增長率的二階滯后和外資流入和國債發(fā)行的實(shí)際增長的一階滯后），這樣A-1擬合結(jié)果的殘差項(xiàng)應(yīng)該包含了GDP當(dāng)年受到的不明擾動。我們用A-1殘差（我們也嘗試了包含A-1殘差的一階滯后，結(jié)果基本一致）來解釋流通速度對歷史趨勢的偏離（簡稱方程A-2），發(fā)現(xiàn)其系數(shù)為負(fù)，與理論預(yù)期一致，但其系數(shù)不顯著，同時(shí)方程的擬合優(yōu)度只有0.1，顯示實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊不應(yīng)該是貨幣流通速度變化的主要原因。?

　　我們進(jìn)一步提取了A-2的殘差，因?yàn)樵摎埐顟?yīng)該已經(jīng)消除了實(shí)體經(jīng)濟(jì)擾動對流通速度的影響。使用A-2的殘差代替流通速度的偏離項(xiàng)，我們重新估計(jì)了方程2-3，結(jié)果與此處報(bào)告的基本一致，其中流通速度對歷史趨勢偏離的二階滯后項(xiàng)（扣除實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊的影響后）在5%水平上顯著，系數(shù)為-38；其一階滯后項(xiàng)系數(shù)為-19，但不再顯著，但此兩變量在5%的水平上聯(lián)合顯著。其他變量的顯著水平和系數(shù)基本不變。?

　　這樣，我們基本可以排除第一、二種渠道的影響，確認(rèn)方程2-3的結(jié)果應(yīng)該主要受第三種渠道所驅(qū)動。?

　　由于方程2-3考慮到了貨幣政策產(chǎn)生效應(yīng)的調(diào)整過程，統(tǒng)計(jì)指標(biāo)也優(yōu)于2-1和2-2的設(shè)定，我們認(rèn)為2-3可能更好地代表了經(jīng)濟(jì)對貨幣沖擊的調(diào)整

過程。?

　　對于2-3來說，流通速度每低于歷史趨勢0.01，則隨后1年經(jīng)濟(jì)增長速度大約提高0.3個(gè)百分點(diǎn)。?

　　假如以2003年8月末的貨幣供應(yīng)與名義經(jīng)濟(jì)增長的偏離代表2003年的全年流通速度變化，并以之和1-2計(jì)算的歷史趨勢比較可以知道，2003年流通速度對歷史趨勢的偏離為0.039，以2-3的結(jié)果為基礎(chǔ)，假設(shè)財(cái)政政策和外資流入不發(fā)生變化，則2004年的經(jīng)濟(jì)增長比2003年應(yīng)該提高1.1個(gè)百分點(diǎn)。綜合考慮2002年貨幣流通速度比歷史趨勢低0.017的滯后影響會導(dǎo)致2004年經(jīng)濟(jì)增長提高0.5個(gè)百分點(diǎn)，則2004年經(jīng)濟(jì)應(yīng)該比2003年提速1.6個(gè)百分點(diǎn)左右。?

　　這就是說，如果2003年的經(jīng)濟(jì)增長維持在8.3%左右，則目前的貨幣擴(kuò)張將推動2004年的經(jīng)濟(jì)增長提高到9.9%，高于1985年以來GDP平均增長9.3%的水平。綜合考慮目前經(jīng)濟(jì)實(shí)體面所發(fā)生的需求沖擊和固定匯率制度的影響，2004年會有一定的物價(jià)上漲壓力，但并不大。?

　　三、結(jié)論

　　本文首先估計(jì)了中國1985年以來M2流通速度的歷史趨勢，在假設(shè)該趨勢為制度因素決定的前提下，提取了流通速度對歷史趨勢的偏離，以此作為貨幣供應(yīng)松緊的測度。

　　以此測度為基礎(chǔ)，我們在不同設(shè)定下檢查了它同未來經(jīng)濟(jì)波動之間的聯(lián)系，確認(rèn)該聯(lián)系穩(wěn)定存在，方向與理論預(yù)期一致。?

　　在考慮不同時(shí)間滯后的條件下，我們確認(rèn)流通速度每低于歷史趨勢0.01，則經(jīng)濟(jì)增長隨后提速0.3到0.6個(gè)百分點(diǎn)。我們還引入其他控制需求沖擊的因素，確認(rèn)以上結(jié)果在這些情況下基本不變。?

　　這表明從貨幣主義的黑箱理論出發(fā)，不考慮貨幣傳導(dǎo)機(jī)制的具體作用過程，貨幣沖擊在短期內(nèi)的確顯著影響經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。?

　　應(yīng)該指出的是，貨幣流通速度的歷史趨勢還需要專門的研究和解釋。同時(shí)如何更好地控制實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊對流通速度的影響，從而分離出政策變化的效應(yīng)（即中央銀行或商業(yè)銀行行為的變化），也需要進(jìn)一步的工作。另外，迄今為止平滑的歷史趨勢不可能長期向右下方持續(xù)下滑。但在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的什么時(shí)期出現(xiàn)“拐點(diǎn)”或是不規(guī)則走勢，尚需進(jìn)一步發(fā)展的經(jīng)濟(jì)實(shí)踐來驗(yàn)證。但至少在短期內(nèi)在眼前尚未出現(xiàn)異常情況，黑箱理論對政策選擇還是有一定的借鑒意義。??

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