中國貨幣供給內(nèi)生性研究
——基于改進模型的實證分析

馬方方，胡朝陽

（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京 100070）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

伴隨金融體制改革的不斷深入，中國人民銀行基于貨幣外生理論的政策調(diào)控效果并不明顯，許多學(xué)者認(rèn)為貨幣供給量主要取決于由商品交易、經(jīng)濟活動等內(nèi)部因素帶來的貨幣需求的變化，因此，貨幣供給日益表現(xiàn)出內(nèi)生性特點[1]。在此背景下，對中國貨幣供給內(nèi)生性的進一步分析檢驗，有助于貨幣管理和貨幣政策框架的完善。

貨幣供給內(nèi)生性理論的系統(tǒng)研究起源于20世紀(jì)60年代的美國，目前已取得非常豐富的成果。1963年，美國經(jīng)濟學(xué)家Friedman等首先提出“導(dǎo)致廣義貨幣數(shù)量長期和周期性變化的主要因素是貨幣供給”，將貨幣供給視為一個外生性變量[2]。同時期，后凱恩斯主義的代表學(xué)者Gurley等（1960）提出了金融中介機構(gòu)理論，認(rèn)為隨著金融資產(chǎn)形式和金融市場的發(fā)展，貨幣與非貨幣金融資產(chǎn)之間具有極強的替代性[3]。進而Tobin（1963）通過真實資產(chǎn)估價與資本自身重置成本的比率，闡述了隨著金融結(jié)構(gòu)的深化人們資產(chǎn)選擇行為導(dǎo)致貨幣傳導(dǎo)過程中的內(nèi)生性[4]。在此基礎(chǔ)上，不少學(xué)者進一步完善了貨幣的內(nèi)生理論。Weintraub（1978）以工資理論模型為基礎(chǔ)說明了貨幣供給、勞動成本、實際產(chǎn)出的傳導(dǎo)機制，分析物價水平對貨幣政策效率間接的影響，為貨幣供給的內(nèi)生性提供依據(jù)[5]。Kaldor（1983）從信貸需求的角度揭示了貨幣存量由貨幣需求決定的原因，認(rèn)為中央銀行“最后貸款人”的職能充分說明貨幣供給的內(nèi)生性[6]。Moore（1985）則從貨幣來源的角度對貨幣進行分類，指出伴隨融資工具的發(fā)展創(chuàng)新，商業(yè)銀行在金融市場發(fā)行信用憑證的操作變得更加主動，從而削弱中央銀行對商業(yè)銀行的控制程度，使貨幣的內(nèi)生性逐漸加強[7]。

伴隨上述理論的提出，國外對于貨幣供給內(nèi)生性的實證檢驗越來越普遍。Handa（1971）考察了加拿大1946—1967年特許銀行通知存款、信托公司存款、抵押貸款公司存款等資產(chǎn)與貨幣的替代性，估計加拿大的流動性偏好函數(shù)，進一步證明貨幣供給的內(nèi)生性[8]。Myatt（1986）采用格蘭杰因果檢驗，以1954—1984年美國的月度數(shù)據(jù)分析了美國利率、貨幣增長和通貨膨脹率之間的關(guān)系[9]。Pollin（1991）從貨幣的調(diào)節(jié)內(nèi)生性理論和結(jié)構(gòu)內(nèi)生性理論兩個角度進行分析，實證檢驗美國貨幣供給量的調(diào)節(jié)內(nèi)生性[10]。以上研究均從貨幣供給出發(fā)，選取指標(biāo)進行實證。此外，Mann（2005）分析了實際工資與宏觀經(jīng)濟調(diào)整的關(guān)系，分析了貨幣政策是否增加了實際工資的順周期行為，檢驗歐洲貨幣內(nèi)生調(diào)整機制的存在性[11]。Roshan（2014）研究了伊朗貨幣供應(yīng)量和價格的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)通貨膨脹確實對貨幣供應(yīng)增長產(chǎn)生了反饋效應(yīng)，進而證明了貨幣供給的內(nèi)生性[12]。Cupidon 等（2016）通過構(gòu)建 GRACH 模型實證檢驗匯率和GDP的變化對貨幣供給量波動的影響程度，分析不同國家貨幣政策的有效性[13]。Smyth等（2012）以實際產(chǎn)出、匯率等變量為基礎(chǔ)，通過SVAR模型研究斐濟群島的貨幣政策傳導(dǎo)機制[14]。Asongu（2013）根據(jù)近年非洲國家貨幣供給量和經(jīng)濟發(fā)展水平的變化，探討了貨幣政策的短期效應(yīng)和長期效應(yīng)，為貨幣成為發(fā)展中國家經(jīng)濟活動工具提供了重要依據(jù)[15]。上述研究從貨幣政策效應(yīng)角度闡述不同總需求變量（就業(yè)、收入、價格等）與貨幣供給的相關(guān)關(guān)系，從而驗證了宏觀經(jīng)濟運行中的主要變量對貨幣供給的影響，進而對貨幣政策效應(yīng)的影響。不足之處在于：計量模型所選取的變量單一，沒有從多角度選取變量構(gòu)建系統(tǒng)性量化指標(biāo)體系來檢測貨幣供給的內(nèi)生性。同時，相關(guān)研究均沒有引入上期貨幣供給量分析其對當(dāng)期貨幣供給的影響，沒有考慮貨幣政策的延續(xù)性。

我國貨幣政策框架最早是建立在外生貨幣理論的基礎(chǔ)之上的，內(nèi)生貨幣供給理論是在借鑒發(fā)達(dá)國家經(jīng)驗的基礎(chǔ)上逐步自我完善形成的，因此，國內(nèi)相關(guān)研究的起步較晚。早期學(xué)者的觀點是央行能夠通過調(diào)節(jié)貨幣乘數(shù)進而間接地控制貨幣發(fā)行總量。謝平等（1996）認(rèn)為隨著金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整，我國的貨幣供給外生性逐漸減弱，央行對貨幣供給量實行逆向數(shù)量控制將會越來越難[16]?，F(xiàn)階段，學(xué)者們從不同角度，運用不同計量模型檢驗貨幣供給量與實體經(jīng)濟因素之間的相關(guān)關(guān)系，提出一系列提升貨幣政策效率的建議。其中，唐安寶等（2009）從定義的角度劃分貨幣層次，對我國貨幣供給的產(chǎn)出效應(yīng)進行格蘭杰因果檢驗，以驗證經(jīng)濟增長與貨幣供給的相關(guān)關(guān)系[17]。毛通（2010）從貨幣乘數(shù)與基礎(chǔ)貨幣之間的聯(lián)系出發(fā)，通過ARIMA模型對乘數(shù)的內(nèi)生屬性進行實證檢驗，并對貨幣政策效果進行預(yù)測[18]。徐斯旸等（2017）則從貨幣供給來源視角對中國內(nèi)生性貨幣供給機制做出了剖析，選取國內(nèi)投資、信貸需求、外匯儲備這三個指標(biāo)分別反映中央銀行的“三大債權(quán)”，通過回歸模型分析不同因素對貨幣供給量的影響[19]。

通過對相關(guān)文獻(xiàn)的分析發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)存針對貨幣供給內(nèi)生性的理論研究已較為豐富，但相關(guān)實證研究確定解釋變量時有較大的隨意性。問題主要體現(xiàn)在三個方面：一是選取的解釋變量多反映貨幣供給而不是貨幣需求，不能夠得到“貨幣供給決定于貨幣需求”的結(jié)論，因此不能用來分析貨幣供給的內(nèi)生性問題。二是部分研究所選取的指標(biāo)缺乏系統(tǒng)性，不能從多角度反映貨幣需求。三是模型沒有考慮上一期的貨幣供給量對當(dāng)期貨幣供給的影響。

針對上述問題，本文采用理論分析與實證分析相結(jié)合的方式，從基礎(chǔ)變量選取和數(shù)據(jù)處理方法兩方面做出改進。就理論分析而言，本文在貨幣供給內(nèi)生理論框架下，分析影響貨幣需求的經(jīng)濟內(nèi)在因素與貨幣供給數(shù)量的相關(guān)程度。同時從貨幣供給模型出發(fā)，研究導(dǎo)致貨幣供給內(nèi)生性因素。就實證分析而言，本文結(jié)合中國貨幣供需的現(xiàn)實情況，從貨幣供給和需求兩個角度選取反映貨幣內(nèi)生性的基礎(chǔ)變量，形成系統(tǒng)性量化指標(biāo)體系。在此基礎(chǔ)上，通過HP濾波平滑數(shù)據(jù)，提升數(shù)據(jù)的精準(zhǔn)度，以此構(gòu)建新的考察貨幣供給內(nèi)生性的模型，檢驗宏觀經(jīng)濟運行中多種因素對貨幣供給量的影響，為中國貨幣供給內(nèi)生性模型構(gòu)建和實證分析提供新的思路。

本文其余部分的安排如下：第二部分主要從貨幣供求兩方面分析影響貨幣供給的主要宏觀指標(biāo)，為實證分析中變量的選取提供理論依據(jù)；第三部分在貨幣供給內(nèi)生理論框架下選取合適的計量模型，對中國貨幣供給影響因素進行實證分析；最后根據(jù)實證結(jié)論，分析中國的貨幣供給制度體系的內(nèi)生性逐漸加強的原因，提出提升貨幣政策效率的建議。

二、貨幣供給內(nèi)生性的理論分析

內(nèi)生貨幣供應(yīng)論認(rèn)為貨幣供應(yīng)量主要取決于實際經(jīng)濟體系內(nèi)的許多變量，中央銀行不能有效控制這些變量，即貨幣供給量是由經(jīng)濟主體的貨幣需求所決定的。另外，社會公眾的資產(chǎn)偏好也能夠影響經(jīng)濟主體的貨幣供給，且不由中央銀行進行干預(yù)調(diào)整。因此，本文主要從貨幣需求和社會公眾的資產(chǎn)偏好兩個角度進行理論分析。

（一）貨幣需求的影響因素

主流經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為，貨幣的長期需求模型一般與收入、價格水平、利率等因素直接相關(guān)，如方程（1）所示[20]。

其中，Md表示名義貨幣需求量；Q和p分別表示收入和價格水平；i表示實際利率水平；Z′表示其他影響貨幣需求的變量，如貨幣流通速度等。

凱恩斯的流動性偏好理論認(rèn)為，利率是影響貨幣需求的主要經(jīng)濟因素，其傳導(dǎo)機制如下：利率的調(diào)整直接導(dǎo)致了投資量的變動，進而改變了收入水平和就業(yè)量，導(dǎo)致貨幣的長期需求發(fā)生變化[21]。同時，凱恩斯的流動性偏好理論強調(diào)，利率對貨幣供求的傳導(dǎo)機制發(fā)生作用的前提是利率完全市場化。盡管我國從2015年10月24日起，正式宣布對商業(yè)銀行等金融機構(gòu)不再設(shè)置利率的浮動上限，標(biāo)志著利率市場化改革的完成，但從實際效果而言，相應(yīng)的配套機制尚未完善，還沒有實現(xiàn)真正意義上利率全面市場化。就微觀層面而言，由于對利率反應(yīng)相對敏感的民營企業(yè)仍然受到較大的信貸約束，市場化利率并不能充分反映投資和消費的變動情況。就宏觀層面而言，中國的貨幣政策框架仍處在數(shù)量型向價格型轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵期，尚未形成市場化的利率基準(zhǔn)。因此，目前利率還不具備作為反映貨幣供給內(nèi)生性主要影響因素的變量指標(biāo)。本文認(rèn)為，長期來看，收入和價格水平產(chǎn)生于經(jīng)濟模型內(nèi)部，是主要反映貨幣供給內(nèi)生性的因素。

（二）反映社會公眾的資產(chǎn)偏好的因素

根據(jù)貨幣供給理論，貨幣供給量受到基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)的共同作用[22]。從基礎(chǔ)貨幣（B）的構(gòu)成來看，基礎(chǔ)貨幣包括流通中的現(xiàn)金（C）和金融機構(gòu)存款準(zhǔn)備金（R），如公式（2）所示。廣義的貨幣供給量（M2）是一國經(jīng)濟中可用于各種交易的貨幣總量。根據(jù)信用工具的流動性大小劃分，具體包括：現(xiàn)金（C）、活期存款（D）、定期存款（T）、其他金融工具等，如公式（3）所示。將公式（2）代入公式（3），得到M2的表達(dá)式，如公式（4）所示。

在上述公式中，qc表示現(xiàn)金漏損率表示法定存款準(zhǔn)備金率表示超額準(zhǔn)備金率；qt表示定期存款與活期存款比率；B表示基礎(chǔ)貨幣供給量。

根據(jù)上述貨幣供給模型的基本框架，分析貨幣供給內(nèi)生的影響因素可以從央行對基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)的主動可控性兩個層次展開。其中，基礎(chǔ)貨幣主要由金融機構(gòu)存款準(zhǔn)備金構(gòu)成，同時，金融機構(gòu)存款準(zhǔn)備金還是反映銀行等金融機構(gòu)流動性的重要指標(biāo)，是目前判斷貨幣供給外生性的主要基礎(chǔ)變量。影響基礎(chǔ)貨幣的直接因素是央行資產(chǎn)，其中最不易受一國央行主動控制的資產(chǎn)是對外凈資產(chǎn)。此外，對政府債權(quán)的控制更多取決于央行獨立性，以及央行主動運用調(diào)控工具的能力。因此，對于基礎(chǔ)貨幣內(nèi)生性的分析可以從央行資產(chǎn)構(gòu)成結(jié)構(gòu)和影響因素來做出判斷。從貨幣乘數(shù)來看，法定準(zhǔn)備金率一般被視為央行可以主動控制的指標(biāo)，現(xiàn)金漏損率和存款結(jié)構(gòu)更多由社會公眾資產(chǎn)選擇偏好決定，金融市場的發(fā)展?fàn)顩r，各種資產(chǎn)的預(yù)期報酬率、支付制度、消費習(xí)慣等因素都會對社會公眾的持幣結(jié)構(gòu)產(chǎn)生重要影響。

綜上，從指標(biāo)選取的角度看，影響貨幣供給的因素中，法定準(zhǔn)備金率、基礎(chǔ)貨幣供給量是能夠或在一定程度上由中央銀行控制或調(diào)整的變量，可以被視為影響貨幣供給的外生因素?，F(xiàn)金漏損率衡量社會公眾的持幣結(jié)構(gòu)，因此，現(xiàn)金漏損率可視為產(chǎn)生于經(jīng)濟運行內(nèi)部，主要影響貨幣供給量的因素，可以用來反映不直接受貨幣當(dāng)局控制的變量。

三、中國貨幣供給內(nèi)生性實證分析

（一）變量選取

根據(jù)前文的理論分析框架，本文選取GDP、CPI、現(xiàn)金漏損率（q）作為貨幣供給內(nèi)生性變量，因為這些指標(biāo)發(fā)揮作用的機制均來自于經(jīng)濟體系內(nèi)部貨幣需求的變動或公眾主觀心理引起的資產(chǎn)選擇行為的變化，而不是貨幣當(dāng)局干預(yù)調(diào)整的結(jié)果。與此同時，選取金融機構(gòu)存款準(zhǔn)備金作為外生性變量加入計量模型，通過不同基礎(chǔ)指標(biāo)變量在模型中的權(quán)重，從正反兩個角度說明貨幣的內(nèi)生性。因此，本文實證分析選擇的基礎(chǔ)指標(biāo)如表1所示。

表1 計量模型基礎(chǔ)指標(biāo)的選擇情況

（二）數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

本文相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒和中國金融年鑒，基礎(chǔ)數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)，時間跨度為1997—2016年。其中金融機構(gòu)準(zhǔn)備金（R）是分別統(tǒng)計大型金融機構(gòu)和中小金融機構(gòu)的存款量，按照不同的準(zhǔn)備金率計算并加總而成的。由于部分原始序列并非是完全線性的，為了消除異方差對實證分析結(jié)果的影響，本文對所選的時間序列變量 Y、X1、X2、X4分別取對數(shù)，記為 LnY、LnX1、LnX2、LnX4。

實證檢驗主要包括時間序列的單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗，在此基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建回歸模型分析不同變量對中國貨幣供給影響。

1.原始數(shù)據(jù)的單位根檢驗

對于時間序列而言，如果數(shù)據(jù)有明顯的隨時間上升的趨勢，即變量的均值沒有在相對固定的范圍上下波動，序列過程就是不平穩(wěn)的。此時進行回歸分析可能會存在偽回歸現(xiàn)象，使構(gòu)建的模型失去意義。為了構(gòu)建合理的計量模型，通過ADF檢驗原時間序列和一階差分序列的平穩(wěn)性，結(jié)果如表2所示。

表2 原始數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果

由表 2可知，對于時間序列LnY、LnX1、LnX2、X3及LnX4而言，其ADF統(tǒng)計量均滿足P值高于顯著性水平0.05。此時，接受原假設(shè)，認(rèn)為原始序列都是非平穩(wěn)的時間序列。當(dāng)對上述時間序列分別進行一階差分后，LnX2、X3和LnX4的一階差分序列的統(tǒng)計檢驗結(jié)果滿足P值低于顯著性水平0.05；LnY和LnX1的一階差分序列的統(tǒng)計檢驗結(jié)果仍然滿足P值高于顯著性水平0.05。由此可以得出：變量LnX2、X3、LnX4均為一階單整的時間序列；變量LnY、LnX1是非平穩(wěn)的時間序列，且進行一階差分后仍不能保證序列的平穩(wěn)性。

2.數(shù)據(jù)的平滑處理

通過對M2和GDP的進一步分析發(fā)現(xiàn)，這兩個指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)存在周期性的波動，是序列進行一階差分后仍然不平穩(wěn)的主要原因。為了觀測相關(guān)變量的長期趨勢，構(gòu)建合適的計量模型，對相關(guān)數(shù)據(jù)進行平滑處理。通過對LnY、LnX1序列進行HP濾波，將相關(guān)時間序列分為趨勢成分和波動成分。濾波結(jié)果如圖1和圖2所示。

在數(shù)據(jù)平滑處理的基礎(chǔ)上，本文最終選擇了貨幣供應(yīng)量M2取對數(shù)后進行平滑的結(jié)果，GDP取對數(shù)后進行平滑的結(jié)果，CPI取對數(shù)后的結(jié)果，現(xiàn)金漏損率（q）的計算結(jié)果，存款準(zhǔn)備金取對數(shù)后的結(jié)果作為計量模型的基礎(chǔ)變量，分別記為LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4。

為檢驗數(shù)據(jù)的處理效果，對新的時間序列進行ADF檢驗，結(jié)果如表3所示。

圖1 LnM2序列的HP濾波結(jié)果

圖2 LnGDP序列的HP濾波結(jié)果

表3 模型基礎(chǔ)變量的單位根檢驗結(jié)果

由表3不難看出，在5%的顯著水平下，原始變量 濾 波 后 形 成 的 基 礎(chǔ) 變 量LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4的時間序列都是非平穩(wěn)序列。但相關(guān)變量經(jīng)過一階差分后其ADF統(tǒng)計量均滿足P<0.05，此時，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為基礎(chǔ)變量進行一階差分后都是平穩(wěn)的時間序列，即所選取的計量模型變量LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4是一階單整的。

（三）內(nèi)生性貨幣供給模型的構(gòu)建與分析

1.模型的協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是檢驗非平穩(wěn)序列之間是否存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。在實際中，多數(shù)變量特別是宏觀經(jīng)濟變量都是非平穩(wěn)的，但某些特定變量的線性組合卻可能是平穩(wěn)的。此時，這些非平穩(wěn)的序列存在協(xié)整關(guān)系，相關(guān)數(shù)據(jù)仍然可以被用于回歸分析。本文采用Johansen檢驗法對基礎(chǔ)變量之間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗，結(jié)果如表4所示。

表4 基礎(chǔ)變量的協(xié)整檢驗結(jié)果

由表4可得，Johansen檢驗的最大特征根統(tǒng)計量遠(yuǎn)大于5%顯著水平下的臨界值，協(xié)整檢驗結(jié)果的P值均滿足P<0.05。因此，在95%的置信水平上，拒絕表4中有關(guān)協(xié)整變量個數(shù)的原假設(shè)，認(rèn)為所選取的 5 個基礎(chǔ)變量 LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4之間都存在協(xié)整關(guān)系。

2.變量的格蘭杰因果檢驗

通過協(xié)整檢驗結(jié)果只能確定相關(guān)變量數(shù)據(jù)之間有長期均衡關(guān)系，卻不能用來分析變量之間是否真的存在因果關(guān)系。格蘭杰因果檢驗則能夠通過比較變量間的概率分布關(guān)系，判斷變量之間的內(nèi)在聯(lián)系。該方法常用于研究經(jīng)濟變量之間的相關(guān)關(guān)系，為計量模型變量的選擇提供依據(jù)。對于基礎(chǔ)變量LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4來說，其格蘭杰因果檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 變量的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

通過表5發(fā)現(xiàn)，原假設(shè)“LnY不是LnX1的格蘭杰原因”，其對應(yīng)的F值為36.35，相對的P值小于0.05。在5%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為LnY是LnX1的格蘭杰原因。同理，在5%的顯著水平下，LnX2、X3、LnX4均可以作為 LnY 的格蘭杰原因。而相反的，原假設(shè)“LnY不是LnX2的格蘭杰原因”和“LnY不是X3的格蘭杰原因”所對應(yīng)的P值大于0.05，即在95%的置信水平上接受原假設(shè)。格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明的具體經(jīng)濟意義是：國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、居民消費價格指數(shù)（CPI）、現(xiàn)金漏損率（q）和金融機構(gòu)存款準(zhǔn)備金（R）對廣義貨幣供給量（M2）的影響顯著，廣義貨幣供給量（M2）的變化可以看作主要由GDP、CPI、q及R的變化所引起。

綜上所述，計量模型所選取的基礎(chǔ)變量LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4之間的因果關(guān)系檢驗結(jié)果與理論結(jié)果相一致，即 LnY 是 LnX1、LnX2、X3、LnX4共同作用的結(jié)果。

3.計量模型的構(gòu)建

基于上述理論分析和數(shù)據(jù)檢驗，本文構(gòu)建的貨幣供給內(nèi)生模型如方程（5）所示。其中，LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4為前文確定的計量模型基礎(chǔ)變量，LnY（-1）表示上一期的貨幣供給量取對數(shù)并進行平滑的結(jié)果。該模型說明除了國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、居民消費價格指數(shù)（CPI）、現(xiàn)金漏損率（q）和金融機構(gòu)存款準(zhǔn)備金（R），上一期的貨幣供給量也會對當(dāng)期貨幣供給量產(chǎn)生影響。

本文以此為計量模型對相關(guān)參數(shù)進行估計，具體分析結(jié)果如表6所示。

表6 模型參數(shù)估計及統(tǒng)計分析結(jié)果

由表6可知，該模型總體回歸方程的P值為1.18×10-16，在1%的顯著水平下，可認(rèn)為回歸方程是顯著的。且調(diào)整后的R2=0.991，表明貨幣供給量99.1%的變化可以由模型（5）進行解釋，擬合情況較好。另外，從變量的角度看，在5%的顯著水平下，LnY（-1）、LnX1、LnX2、X3和 LnX4作為線性變量，其P<0.05均成立，進一步闡明了變量的顯著性。因此，該計量模型理論上對數(shù)據(jù)的解釋程度較高。模型（5）回歸分析結(jié)果如（6）式所示。

就內(nèi)生變量而言，上一期貨幣供給量每增加1%，當(dāng)期貨幣供給量增加約0.6589%；GDP每提高1%，當(dāng)期貨幣供給量增加0.4138%；CPI指數(shù)每提高1%，當(dāng)期貨幣供給量增加0.1337%；現(xiàn)金漏損率每減少1%，當(dāng)期貨幣供給量增加0.1888%。這表明：上一期貨幣供給量與當(dāng)期貨幣供給量之間存在較大的正效應(yīng)；而GDP、CPI與貨幣供給之間均存在顯著的正效應(yīng)，反映了貨幣需求的增加對貨幣供給增加的積極作用。此外，隨著中國移動支付的普及，社會公眾持有的貨幣結(jié)構(gòu)也逐漸調(diào)整。現(xiàn)金漏損率的急劇下滑也使得貨幣供給量在一定程度上有增加的趨勢。這說明，現(xiàn)金漏損率與貨幣供給量之間存在負(fù)效應(yīng)。

就外生變量而言，金融機構(gòu)存款準(zhǔn)備金數(shù)量每增加1%，當(dāng)期貨幣供給量增加約0.0181%。這表明存款準(zhǔn)備金數(shù)量對貨幣供給量促進作用的減弱，直觀地反映了中央銀行對貨幣的主觀控制力削弱，貨幣供給愈發(fā)依賴于市場因素的調(diào)節(jié)。

由相應(yīng)的系數(shù)可知，模型中外生變量的權(quán)重遠(yuǎn)小于相關(guān)內(nèi)生變量的權(quán)重，表明貨幣供給更多地依賴貨幣需求和公眾的主觀偏好調(diào)整。顯然，該模型符合一般經(jīng)濟意義和現(xiàn)階段中國的實際情況，揭示了中國貨幣供給量日益顯著的內(nèi)生性。

四、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文針對貨幣供給內(nèi)生性模型變量選取有較大的隨意性，部分指標(biāo)波動性大等問題，從基礎(chǔ)變量選取和數(shù)據(jù)處理方法兩個角度做出改進。在貨幣供給內(nèi)生理論框架下，選取反映貨幣需求和社會公眾的資產(chǎn)偏好的基礎(chǔ)變量，并對波動性大的數(shù)據(jù)進行了平滑處理。在此基礎(chǔ)上，提出一種新的計量模型來分析不同宏觀經(jīng)濟因素對貨幣供給量影響，揭示了中國貨幣供給日益顯著的內(nèi)生性特征。具體結(jié)論如下：

第一，上一期貨幣供給量與本期貨幣供給量之間存在顯著的正相關(guān)特性。上一期貨幣供給量越多，說明貨幣政策的效率越高，對于本期的經(jīng)濟增長和貨幣供給量有明顯的促進作用。

第二，國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費價格指數(shù)與本期貨幣供給量之間均存在正相關(guān)特性。隨著國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加和物價水平的上升，整個市場的貨幣需求量正在逐步上升。此時，為實現(xiàn)市場的動態(tài)均衡，貨幣供給也會呈現(xiàn)緩慢上升的趨勢。

第三，現(xiàn)金漏損率與本期貨幣供給量之間均存在負(fù)相關(guān)特性?，F(xiàn)金漏損率的下降，說明隨著支付技術(shù)和金融體系的不斷完善，社會公眾對于現(xiàn)金的需求也逐漸減少。而消費者的持幣結(jié)構(gòu)逐步改善，拉動經(jīng)濟的增長，使得市場需要更多的貨幣滿足人們的需求，貨幣供給量也會逐漸增加。

第四，就外生變量而言，存款準(zhǔn)備金數(shù)量對貨幣供給量的促進作用正變得模糊，直觀地反映了中央銀行對貨幣的主觀控制力的削弱，貨幣供給愈發(fā)依賴于市場因素的調(diào)節(jié)。

目前，中國的貨幣供給制度體系的內(nèi)生性逐漸加強，原因主要包括以下三點：

第一，中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變。隨著中國經(jīng)濟進入轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵期，經(jīng)濟由原來的高速增長逐步變?yōu)楦哔|(zhì)量增長。一方面，貨幣供給量的調(diào)節(jié)越來越依賴于消費者旺盛的需求和市場自身的活力；另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級也使得大量傳統(tǒng)行業(yè)從業(yè)者收入增速持續(xù)下滑，而居民對未來的不確定預(yù)期的增加會加大整個社會的儲蓄傾向，引起公眾資產(chǎn)偏好的變化。此外，經(jīng)濟開放程度和全球市場的不確定性增強，資本市場開放程度的加大使得經(jīng)濟的波動性增大，這同時增加了貨幣當(dāng)局主動控制貨幣供給量的難度。為實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定增長，貨幣當(dāng)局更加需要以貨幣供給歷史數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)，研究市場發(fā)展趨勢，實現(xiàn)對貨幣供給量更加精準(zhǔn)的調(diào)控。

第二，從基礎(chǔ)貨幣的內(nèi)生性來看，最不易受央行主動控制的對外凈資產(chǎn)近年來發(fā)生了顯著變化。1994年外匯管理體制改革后，外匯占款一直作為基礎(chǔ)貨幣供給的主要渠道。中國人民銀行的相關(guān)數(shù)據(jù)表明：1997—2010年，外匯占款對貨幣供給增長的貢獻(xiàn)率平均在75%以上，這表明長期以來基礎(chǔ)貨幣內(nèi)生性主要來自于外匯占款。但是，2011年，外匯占款對我國貨幣供給增長的貢獻(xiàn)率開始下降至31.57%，2015年開始，外匯占款出現(xiàn)負(fù)增長①筆者根據(jù)中國人民銀行網(wǎng)站貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表歷年官方數(shù)據(jù)計算得出。。這表明：外匯占款作為貨幣供給主渠道的傳統(tǒng)貨幣供給模式正在改變，中國人民銀行基礎(chǔ)貨幣發(fā)行轉(zhuǎn)向主要依賴增加對國內(nèi)機構(gòu)的債權(quán)，因此，隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化，我國越來越依賴于央行再貸款渠道進行基礎(chǔ)貨幣創(chuàng)造。但是，這并不意味著基礎(chǔ)貨幣供給的外生性增強，或者說中央銀行調(diào)控基礎(chǔ)貨幣供給量的能力增強了，因為這還要取決于央行→商業(yè)銀行→企業(yè)、居民這一長的復(fù)雜傳導(dǎo)鏈條中的經(jīng)濟內(nèi)生因素的影響。

第三，中國金融體系逐步深化。金融創(chuàng)新使融資證券化趨勢日益加強，進一步引發(fā)銀行存款的減少，弱化了存款準(zhǔn)備金率對貨幣供給的作用力。與此同時，各種金融工具的快速發(fā)展使得消費者持幣比例明顯下降，改變了傳統(tǒng)的貨幣創(chuàng)造機制，引起貨幣供給量的變動。這些都削弱了央行主動控制貨幣量的能力。

（二）建議

貨幣供給的內(nèi)生性一定程度上加大了央行調(diào)控貨幣供給的難度，降低了貨幣政策的有效性。針對上述問題，提出一系列完善貨幣政策框架的相關(guān)建議：

第一，建立宏觀經(jīng)濟金融領(lǐng)域的監(jiān)測機制，增強貨幣供給與經(jīng)濟指標(biāo)的關(guān)聯(lián)程度。充分利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)實現(xiàn)不同部門機構(gòu)之間的信息共享，豐富貨幣工具的數(shù)量和類型，以此來加強對貨幣的管理。特別是對于貨幣供給相關(guān)風(fēng)險的監(jiān)管，要建立統(tǒng)一的金融數(shù)據(jù)統(tǒng)計機制，由國家進行嚴(yán)格管理和公開披露。只有這樣，才能確保各層次貨幣供給的有效性和貨幣政策傳導(dǎo)機制的正確性，進而實現(xiàn)中國經(jīng)濟社會的持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展。

第二，進一步推動改革，實現(xiàn)真正意義上的利率市場化。伴隨貨幣供給的內(nèi)生性逐漸加強，中央銀行對貨幣的控制力已經(jīng)逐漸減弱，以利率操作為主的價格型貨幣政策工具將逐步成為未來新的發(fā)展趨勢。同時，利率作為中間目標(biāo)的貨幣政策能夠為中國進一步擴大金融市場開放程度提供支持。而貨幣政策工具從數(shù)量型工具變?yōu)閮r格型工具的前提是利率市場化，即保證利率的變化能夠反映市場上的貨幣供需狀況。我國金融機構(gòu)利率體系尚不完善，市場化基準(zhǔn)利率缺乏，因此需要進一步推進利率決定、利率傳導(dǎo)、利率結(jié)構(gòu)和利率管理的市場化，以實現(xiàn)真正意義上的利率市場化。

第三，有序發(fā)展虛擬經(jīng)濟，實現(xiàn)與實體經(jīng)濟的相互促進。隨著互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展變革，各種金融創(chuàng)新工具的廣泛使用，社會公眾的持幣結(jié)構(gòu)有了大幅度調(diào)整，對貨幣供給相關(guān)政策產(chǎn)生了較大的沖擊。為更好地提高貨幣政策的效率，促進經(jīng)濟的健康發(fā)展，應(yīng)該在鼓勵金融創(chuàng)新的同時，加強相應(yīng)的監(jiān)管，使相關(guān)措施與金融發(fā)展程度相匹配，促進虛擬經(jīng)濟形成具有持續(xù)發(fā)展能力的行業(yè)發(fā)展新模式。另外，通過建立一個連接虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的通道，實現(xiàn)二者的協(xié)調(diào)發(fā)展。