我国M2影响因素实证研究

濮思喆　姜丽丽

一、引言

M2（包括流通中的现金、活期存款、定期存款和储蓄存款）作为衡量一国货币供给量的最重要的指标，在宏观经济研究中具有广泛应用。在当今信用货币时代，银行承担了信用创造的职能，因此影响M2的因素日益复杂，本次研究选取了Shibor、CPI、外汇储备（笔者下称FER）作为解释变量对M2影响因素做初步探讨。

二、概述

Shibor是Shanghai Interbank Offered Interbank Rate的英文缩写，指上海银行间同业拆放利率。Shibor由位于上海的全国同业拆借中心发布，根据报价银行的报价数据进行算术平均得到，每日定时发布。以下为2007年1月至2013年12月Shibor和M2的走势图：

图1 图2

由图1可知，M2的值从2007年1月至2013年12月呈逐年增长的态势，且增长速度相对平稳。而由图2可看出，除2013年6月等个别月份以外，Shibor的数值大致围绕一个常数值上下波动，可大致推测Shibor序列为随机游走序列即Shibor序列是平稳序列，精确的检验留待下文。

CPI是Consumer Price Index的英文缩写，指居民消费价格指数，用于衡量物价水平变动。

FER是Foreign Exchange Reserve的英文缩写，指外汇储备。因为我国实行强制结售汇制度，因此FER对M2也有重大影响。以下为CPI、FER在2007年1月至2013年12月的走势图：

图3 图4

由图3可知，CPI波动幅度过大，在2011年6月左右达到谷底，而在2012年11月又达到峰顶。由图4可知，FER呈逐年攀升的态势，增长速度大致平稳。

三、实证分析

（一）数据选取

本次研究选取了2007年1月至2013年12月的月度数据，每个序列有84个样本。Shibor数据来源于中国货币网（全国银行间拆借中心官网）的历史数据，经笔者根据交易日数据按每月算数平均得到，M2和FER数据来源于中国人民银行官网，CPI数据来源于国家统计局官网。Shibor为百分数且所取的交易品种为交易量最大变动最为频繁的隔夜拆借贷款，M2的单位为亿元人民币。CPI数据以前一期数据为100，为环比数据，FER的单位为万亿美元。

（二）建立方程

为了避免异方差的问题，本次研究对M2、Shibor、FER和CPI的数据分别取自然对数（lnM2、lnShibor、lnCPI、lnFER）。首先根据多元线性回归方程，以lnM2为被解释变量，以lnShibor、lnCPI、lnFER为解释变量建立方程。建立如下方程：

lnM2=C+αlnShibor+βlnCPI+γlnFER+ε （1）

其中，c为截距项，ε为随机干扰项或称残差序列，α为lnShibor对lnM2的影响系数，β为lnShibor对lnM2的影响系数，γ为lnFER的影响系数。

（三）解释变量序列平稳性检验

时间序列数据往往是不平稳的，而不平稳的数据会导致变量之间产生“伪回归”，从而会对没有联系的变量做出有联系的结论。本次对解释变量序列平稳性检验采用ADF检验方法（Augmented Dickey-Fuller Test），对lnShibor和lnM2做数据平稳性检验。本次检验所取方式皆为既包含趋势又包含截距项，检验结果如下：

表1

由表1可知，lnM2、lnShibor、lnCPI和lnFER的ADF统计量的绝对值都小于在1%、5%、10%置性水平下的临界值，且概率分别为0.9108、0.1518、0.1983和0.2382。综上，对lnM2、lnShibor、lnCPI、lnFER的一阶差分序列（D（lnM2）、D（lnShibor）、D（lnCPI）、D（lnFER）再做ADF检验，由检验结果可知D（lnM2）、D（lnShibor）、D（lnCPI）和D（lnFER）在1%、5%、10%的置性水平下的绝对值都大于临界值，且概率分别为0.0009、0、0.0316和0，所以拒绝原假设，lnM2、lnShibor、lnCPI和lnFER的一阶差分序列为平稳序列。

（四）回归分析

根据方程（1）对lnM2和lnShibor做回归分析，以检验lnShibor是否对lnM2有显著影响。分析结果如下：

表2

查表得自由度80置性水平5%的临界值为1.664，而临界值在置性水平一定的情况下随着自由度的增大而递减，所以自由度为82置性水平为5%的临界值肯定小于1.664。而由表2可知，lnShibor、lnCPI和lnFER的t统计量分别为3.804505、6.957325和44.03071应当大于临界值。而由表2可知，lnShibor、lnCPI和lnFER的t统计量对应概率分别为0.0003、0.0000和0.0000，因此可以拒绝原假设，即lnShibor、lnCPI和lnFER对lnM2影响显著。而且可知lnShibor、lnCPI和lnFER与lnM2正相关。同时，F统计量服从自由度为（3，84-3-1）的F分布，查表在1%、5%的置性水平下的临界值为2.72、4.04，而F统计量的值为976.8661，显然大于临界值。所以拒绝原假设，即原方程总体线性关系显著成立。调整的R-squared统计量为0.972431，接近于1，可以认为估计的方程对总体回归方程拟合程度很高，解释变量对被解释变量拥有很高的解释能力。但D.W.统计量为0.236626，不在1.5～2的区间内，认为残差序列ε存在自相关。

因此，对方程（1）做出如下修正：

lnM2=C'+αlnShibor+βlnCPI+γlnFER+ε（-1）+ε'（2）

其中，ε（-1）表示原残差序列ε的一期滞后项，ε'为方程（2）的残差序列，C'为方程（2）的截距项。

表3

参照上文的分析，可得如下结果：1.lnShibor、lnCPI、lnFER和ε（-1）对lnM2影响显著，且正相关。2.方程（2）总体线性关系显著成立。3.估计的方程和总体回归方程拟合程度极高。4.方程（2）残差序列ε'不存在序列相关，方程（1）的残差序列ε存在一阶自回归。

（五）残差序列的平稳性检验

不光解释变量序列会存在平稳性问题，残差序列依然会存在平稳性问题。不平稳的残差序列会影响回归结果的准确性，从而得出错误的结论。本次对残差的平稳性检验依然采用ADF检验，所取方式为既包含截距也包含趋势。以下为检验结果：

表4

由表4可知，残差序列ε'不能拒绝原假设，即残差序列ε'不平稳。而残差序列ε'的一阶差分序列D（ε'）可以拒绝原假设，即D（ε'）序列平稳。

（六）因果检验

以下为检验结果：

表5

由表2可知，lnM2变动是lnShibor变动的原因所犯错误的概率为0.1984，而lnShibor变动是lnM2变动的原因所犯错误的概率仅为0.0019，因此可得lnShibor变动是lnM2变动的原因。同上，可知lnM2与lnShibor之间不存在因果关系；lnFER是lnM2变动的原因。

（七）解释与结论

相信阅读以上结果之后，读者与笔者一样会有以下两个疑问：1.为什么lnShibor的变动是lnM2变动的原因？2.为什么lnM2与lnShibor是正相关？

对这两个疑问可以合并解释。首先，银行间之所以会有同业拆借市场的存在是因为由于商业银行为了满足央行提出的存款准备金率的要求，有超额准备金的银行向准备金不足的银行借出短期贷款，放款银行获得短期利率收益而借款银行可以满足准备金需求。当实体经济繁荣，社会融资需求旺盛时，资金供不应求，因而贷款利率高升。为了追求盈利性，商业银行大量放出贷款，导致准备金不足，出现短期流动性困难，因此同业拆借利率高升。同时，由于商业银行大量放出贷款，在货币乘数的作用下，广义货币供应量M2也因此大幅扩张。反之，亦然。从另一个角度也可以认为，M2与Shibor的同时上升都是实体经济繁荣的结果。这或许就是中国的所谓“货币之谜”的原因。

综上所述，笔者研究结果表明，lnShibor、lnCPI和lnFER对M2有显著影响，且正相关。

四、对策建议

根据以上结果，隔夜拆借利率或许也可以作为未来我国货币政策的主要操作目标之一。与货币供应量相比，隔夜拆借利率有三大优点：1.隔夜拆借利率作为一种市场利率，根据报价银行的报价得出，更能反映市场资金的供求状况。2.隔夜拆借利率相比货币供给量更易测得且更精确。货币供应量作为一种加总而得的统计量，难免在统计过程中出现遗漏。

另外，可以逐步放开资本账户并改革强制结售汇制度，让因贸易顺差产生的巨额外汇储备不至于扩大货币供给量，成为全社会的负担，并同时提升对外投资效率。

注释

{1}此处概率指拒绝原假设（序列有单位根）所犯错误的概率，接近0则拒绝原假设，接近1则接受原假设，下同。

参考文献

[1]李子奈，潘文卿编著.《计量经济学》.高等教育出版社，2010年3月.

[2]《利息与价格——货币政策的理论基础》.迈克尔·伍德福德著，刘凤良等译，中国人民大学出版社，2010年3月.

作者简介：濮思喆（1991-），男，南京溧水，南京财经大学宿迁学院金融学本科在校学生；姜丽丽（1982-），女，辽宁朝阳，讲师，研究方向：金融计量。