制衡与冲击：中国货币供求关系及其影响因素

马 蕊 宁 晶

（兰州财经大学，甘肃 兰州 730020）

一、引言

在开放经济背景下，货币供给与货币需求的均衡不仅是维持一国总供给与总需求平衡的重要条件，而且是确保货币政策充分发挥有效性的先决条件，进而实现经济增长、物价稳定、充分就业和国际收支平衡等宏观经济目标。中国货币供给量是由央行根据宏观经济形势和具体货币需求量来决定，货币需求则由国内因素（真实经济增长率、资产价格波动、市场利率变动等）和国际因素（外汇储备变动率以及汇率水平等）两方面共同决定。当前，我国货币调控机制还未从数量型彻底转型为价格型，故在考虑货币需求函数时，要兼顾数量型因素和价格型因素。设定稳定而准确的货币需求函数对分析中国货币供求长短期均衡机制是至关重要的。

2000 年至今，中国广义货币供应量（M2）持续上升，如图1 所示。2000～2009 年间M2 年均增速超过16%，并在2009 年M2 增速达到最高，为27.58%。2009～2019 年，M2 增速开始逐年下降，但这仍然远高于我国的实际经济增长率。M2 存在高增长率的现象，“超发的货币”流入房地产市场和资本市场，造成中国总体货币流动性过剩，这一过程也是我国“货币迷失”的过程。我国货币供应量持续上升的原因，不仅与我国货币需求上升有关，也与我国存在的“货币迷失”问题有关（周立，2011）。近年来，电子支付和第三方支付平台兼具便捷性和跨时空性，大大加快我国货币流通速度，根据费雪方程式，在其他因素不变的条件下，我国货币供应量增速应该随之下降。

图1 2000～2019年中国广义货币供应量M2变化情况

自2013 年9 月以来，“一带一路”倡议深入推进，中国与沿线国家在经常项目和资本项目下的跨境结算规模呈现出高速增长态势，这对沿线国家的资金融通发挥越来越重要的作用，同时对我国汇率变动也产生重要影响。2020年5月25日人民币兑美元汇率突破7.1关口，创下2008年2月以来的历史新低，这引起公众对人民币币值稳定的极大关注。此外，还应关注中国外汇储备的变化情况。如图2所示，从2000年开始，随着总体贸易顺差，中国外汇储备额一直都在快速上涨，直到2013 年外汇储备的增长势头才有所下降。截至2019 年末，外汇储备总额约为3.1 万亿美元，仍居世界首位。由于持续的总体国际贸易顺差造成我国外汇储备居高不下，国内货币被动发行量增多，故外汇储备变动对中国货币供求关系造成一定影响。

图2 2000～2019年中国年度外汇储备增长趋势

在开放经济背景下，研究一国的货币供求关系，除了考虑传统货币需求的影响因素外，还需纳入国际影响因素，故本文引入代表国际因素的外汇储备变动率和人民币有效汇率指标，并创新性地加入综合衡量我国资本市场和房地产市场的资产投资指标，构建中国货币需求函数，以期在开放条件下更为客观和准确地对中国货币供求关系进行分析。

二、文献回顾

封闭经济条件下新古典货币需求理论主要分为传统货币数量论、凯恩斯需求论和货币主义论三类，Baumal（1952）、James（1956）对其中的交易性货币需求进行拓展，首次将利率因素考虑进了交易性货币需求当中；James（1958）对投机性货币需求进行了新的阐释。Friedman（1956）发展货币需求微观基础和现代数量论，指出货币需求受到永久收入、持币机会成本和现金偏好三者的影响。Edward（1966）则对预防性货币需求作了深入研究。Claudiu & Dominique（2018）将预期通货膨胀作为预测变量，分别构建中欧、东欧国家在封闭经济与开放经济不同背景下的货币需求模型，通过对比发现在开放经济下的货币需求模型更能揭示货币供求关系的长期稳定性。康继军等（2012）在衡量经济转型的制度变量中纳入市场化进程相对指数，得到市场化转型在长短期内都正向影响着中国的货币需求的结论。杜浩然和黄桂田（2016）在货币需求函数的影响因子中引入金融创新和资本市场等因素，运用ARDL 模型对1993～2013 年的季度数据进行估计，发现金融创新对中国货币需求的影响是高度显著且稳健的。

开放经济条件下货币需求函数文献最早在财政政策和货币政策的影响研究中加入汇率因素，提出汇率也会影响货币需求的观点，这一观点后来被称作“Mundell 猜想”（Mundell，1963）。Arango & Nadiir（1981）在开放条件下构建以国内外利率、汇率水平、预期汇率贬值率等变量为主的货币需求函数，并指出国外利率、汇率预期贬值率会对货币需求产生负向影响，而汇率水平如何影响一国货币需求并不确定。面对这一不确定，Bahmani & Pourheydarian（1990）研究认为本币汇率上升会导致货币需求正向变化，因为在本币贬值时人们会抛售价值增高的国外资产而购进本国资产。易行健（2006）运用结构向量误差修正模型，对包含国外利率与汇率预期的货币需求函数进行实证检验，发现国外利率与汇率预期等因素的确显著影响着我国货币需求。黄桂田和何石军（2011）指出我国汇率及利率的有效管制措施降低了人们的持币成本，进而提高货币需求。郑晓亚和陈华（2018）对境外人民币需求进行测算，指出现钞供给、境外存款、跨境贸易和直接投资等四个方面皆是我国境外货币需求的主要影响因素。

在货币供给方面的国内外经典文献，Pitter（2008）以中国M2增速远远超过GDP增速以及“马歇尔k值”已居世界首位为例，说明中国不可避免地存在流动性过剩，需进行货币供给结构改革。Alexander & Hector（2020）通过对欧元区宽口径货币M3的供求因素进行研究，发现股价和房价所产生的财富效应对长期货币需求有着显著的正向影响。王韧（2017）则从开放经济条件下去探究中国“货币迷失”问题，通过对时间序列数据进行实证检验发现，我国“货币迷失”的持续加重主要源自阶段性的增长动因转换，1990 年后因贸易顺差导致的外汇占款冲击成为我国“货币迷失”的主要成因。徐源浩等（2018）则认为中国“高货币化”现象的出现主要是由于相当多的超发货币被固定资产投资所吸纳，而没有流入消费领域的原因所导致。王伟（2020）则基于“贷款创造存款”理论来分析货币供应量的决定以及可控性问题，指出商业银行存贷机制是现代货币创造量的决定因素。

本文采用2000～2019年的季度数据为样本，对中国货币需求函数的影响因素及其稳定性进行实证研究，探讨开放经济背景下中国货币供求的长期均衡与短期冲击。本文不仅考虑上证综指增长率和商品房销售额增长率加权平均所得的资产投资指标、实际GDP增长率和一年期定期存款利率等主要国内变量，还引入外汇储备增长率和人民币名义有效汇率等主要国际影响变量，构建开放经济条件下我国货币需求函数模型。本研究不仅为我国制定合理有效的货币政策提供理论依据，同时也为维护货币供需内外均衡、保持人民币币值稳定及确保我国经济实现内外双循环，具有重要的现实意义。

三、理论分析与研究假说

（一）货币余额总量指标选择

各国中央银行一般以金融资产流动性强弱作为依据来确定货币供给层次。在我国货币层次划分中，M0 为流通中的现金；M1 为M0、企业活期存款、机关团体部队存款、农村存款、个人持有的信用卡类存款之和；M2为M1、城乡居民储蓄存款、企业存款中具有定期性质的存款、信托类存款以及其他存款之和。从货币层次的划分来看，M2 比M1 口径大，更能全面衡量我国的货币余额。此外，M2 增速不仅可以反映货币供给量的增减，更能反映我国货币的交易需求、预防需求及投资需求，这就说明M2 能在我国货币供求关系研究中起到一个“桥梁”作用。故本文将M2增长率设定为中国货币需求函数的被解释变量，以反映经济体系中货币需求的变动情况。

（二）货币需求变量的选取讨论

本文对于国内变量重点考虑实际国内生产总值增长率、资产投资指标和市场利率，国际变量重点考虑外汇储备和综合汇率。

1.国内生产总值增长率。国内生产总值（GDP）作为货币需求函数中的规模变量，用以衡量一国经济增长。费雪的货币理论中提出商品交易量对货币需求有着重要的影响，但是由于商品交易量难以获得，学者们大多都使用国民总收入或国内生产总值来替代商品交易量。一般而言，国内生产总值的增长伴随着消费、投资以及政府购买的扩大，货币需求总量也就会随之增加。本文在国内生产总值中剔除了通货膨胀的影响，选取实际国内生产总值增长率来作为影响货币需求的规模变量。

2.资产投资指标。中国居民资产性投资主要流入资本市场和房地产市场。其中，资本市场可以反映我国宏观经济的景气程度，而房地产市场更是我国经济增长的支柱型产业。周立（2011）指出中国广义货币M2 存在高增长率，“超发的货币”流入房地产市场和资本市场。Alexander & Hector（2020）发现股价和房价所产生的财富效应对长期货币需求有着显著的正向影响。中国证券市值规模和上市融资功能的不断扩大，对我国的货币需求产生显著拉动作用，已发展成为“超发货币迷失”的一大“蓄水池”。而我国房地产市场对货币需求的影响机制可概括为：房价上涨，会导致房地产交易量增加，用于房地产交易的货币需求也会随之上升。本文样本期内，中国大、中城市的房价普遍涨幅高达几倍，甚至十几倍，这就使得房地产行业成为“货币迷失”的另一大“蓄水池”。本文将两者的加权平均设定为我国的资产投资指标，并将其纳入中国货币需求函数的解释变量中进行考察。

3.市场利率。利率作为我国宏观调控的重要价格型工具，对货币的流向具有重要的引导作用，可以限制或者释放货币流动性，以调节经济过热或者经济过冷的情况。利率直接影响着经济主体的投资决策与消费决策，对投机性货币需求与交易性货币需求也起到关键的影响作用。Baumal（1952）、James（1956）对其中的交易性货币需求进行拓展，首次将利率因素纳入交易性货币需求当中考虑。货币学派强调开放经济条件下国内外资产配置选择主要受到国内外利差的影响。泰勒规则重点论述利率对货币需求的重要影响，特别当经济增长率处于稳态时，预期利率走高，持币需求会扩大，反之则减少。本文引入我国一年期定期存款利率来反映我国利率的总体水平，以研究利率走势对货币需求变动的影响效应。

4.外汇储备。外汇储备是一国政府持有的以外币表示的主权债权，是一国国际清偿力的重要组成部分，同时对调节国际收支、稳定汇率发挥重要的作用。我国国际贸易总体持续顺差、外商直接投资以及国际热钱流入等原因，外汇回流进入中国货币市场。外汇占款作为一国官方外汇储备账目上的对应反映，一直是我国基础货币扩张的重要原因，外汇占款增加会导致基础货币量增加，再通过货币乘数效应造成货币供应量大幅增长，对货币供求机制具有十分重要的影响。

5.综合汇率。“Mundell猜想”提出汇率也会影响货币需求的观点（Mundell，1963）。Bahmani & Pourheydarian（1990）研究认为本币汇率上升会导致货币需求正向变化。汇率的变动对货币需求的影响主要是从两个方面出发，分别是商品市场与资本市场。在商品市场上本国汇率（直接标价法）不断下降会使本国货币升值，造成国内价格不变的商品在国际市场上用外币表示的价格上升，进而抑制商品出口、促进商品进口，在收入机制的作用下，本国的货币需求就会下降，反之，会造成货币需求上升。在资本市场上，随着本国汇率（直接标价法）不断下降，本币升值，使得大量国际资本流入国内市场，本币需求增加，反之，则造成国内资本向外流出，以及抛出本币持有外币的行为，本币的需求就会减少。

（三）总体研究假说

基于以上分析，提出本文总体研究假说：M2增长率与实际GDP 增长率、资产投资指标、利率水平、外汇储备增长率及有效汇率指数变动率等变量具有长期协整关系之时，我国长期货币供求均衡关系才得以存在，当货币短期冲击发生时，货币供求机制具有反向修正作用，货币供求关系才具有内在制衡机制。

四、实证设计

（一）变量选取

根据以上设定的总体假说，本文选取M2 增长率（gm2）作为中国货币需求函数的被解释变量。解释变量中国内变量主要选取实际GDP增长率（rgdp）、资产投资指标（zt）以及国内一年期定期存款利率（r）；国际变量主要选取外汇储备增长率（gwh）及人民币名义有效汇率指数变动率（ghl）。此外，本文还考虑居民消费价格指数（CPI）和特别提款权（SDR）对中国货币需求的影响，但经过回归发现二者对货币需求的影响并不显著，且特别提款权在2000～2015 年内还缺乏数据，故在考虑到这两个变量不会影响到整体货币需求函数构建的长期稳定性基础上，决定将这两个非显著变量省去。本文变量选取和简要说明见表1。

（二）模型设定

本文为了更加清晰地比较分析中国货币需求函数在开放经济和封闭经济两个不同背景下的长短期均衡状态，分别构建以下三个我国货币需求函数的基础模型：模型（1）是将表1 中所有的变量皆纳入开放条件下中国货币需求函数的解释变量中；模型（2）则是在模型（1）基础上剔除了GDP 增长率（rgdp），但保留了由上证综指增长率和商品房销售额增长率二者加权平均所得的国内资产投资指标（zt），以便与模型（1）来对比分析我国股市与房市两大因素对中国货币需求函数产生的影响；模型（3）所构建的是一个封闭经济背景下中国货币需求函数的基准模型，解释变量中不包括外汇储备增长率（gwh）和人民币名义有效汇率指数变动率（ghl）等开放变量。三种需求模型如公式（1）至公式（3）所示：

表1 变量选取及简要说明

（三）数据来源及处理

本文以2000～2019年的季度数据为样本，是出于以上变量数据可得性和完整性的权衡考虑。M2、名义GDP、居民消费价格指数CPI以及上证综合指数等原始数据均来源于国泰安CSMAR 数据库；我国商品房销售额增长率和外汇储备数据来源于国家统计局数据库；我国一年期定期存款利率和人民币名义有效汇率指数来源于中经网统计数据库。

（四）变量描述性统计

本文对上述变量进行描述性统计分析，见表2。

表2 变量描述性统计

五、中国货币供求模型回归结果

首先，使用ADF 检验法对模型中主要变量进行平稳性检验。再次，各变量均是同阶单整后展开Johansen协整检验，并依据迹统计量和最大特征根统计量来判断模型中存在的协整关系个数。最后，再对本文设定货币需求模型进行OLS回归分析。

（一）单位根检验

本文采取ADF 检验法对所有变量进行单位根检验，同时也用PP检验对ADF结果的有效性进行验证，所验结果保持一致。表3 是货币需求模型中所有变量的ADF 单位根检验结果，本文对以上所有存在单位根的变量取一阶差分后再次进行ADF 检验，发现ADF 检验值都小于1%的麦金农临界值，且麦金农近似P值也都显示为0.0000，这就说明一阶差分后所有变量在1%的显著性水平下均是平稳的。可见我国货币需求模型中的相关变量都为一阶单整序列，符合Johansen协整检验要求同阶单整的前提条件。

表3 各变量单位根检验结果

（二）Johansen协整检验

本文采用Johansen 协整检验法来对所有时间序列变量进行协整检验。模型的最优滞后阶数主要是依据最终预测误差准则（FPE）、最小信息准则（AIC）以及施瓦茨信息准则（SBIC）来确定，其检验的结果如表4 所示。从中可以看到，在封闭货币需求模型（3）中，根据迹统计量和最大特征根统计量判断，该模型只存在1个协整关系。

表4 Johansen协整检验结果

（三）回归分析

在对我国货币需求模型的相关变量进行ADF 检验和协整检验之后，本文通过Stata计量软件，利用最小二乘法OLS 对包含不同变量的三个货币需求模型进行回归分析，得到的具体回归结果如表5所示。

表5 OLS回归结果

根据表5 中的回归结果可得出以下三个货币需求模型的具体线性回归方程，如公式（4）至公式（6）所示：

比较模型（1）、模型（2）和模型（3），本文发现实际国内生产总值增长率（rgdp）、资产投资指标（zt）和一年期定期存款利率（r）均在5%的显著性水平下通过变量显著性检验。外汇储备变动率（gwh）和有效汇率指数变动率（ghl）也在10%的显著性水平下通过变量显著性检验。模型（1）的回归估计中R2=0.5037，F=15.02 这说明模型（1）中的回归方程具有较好的拟合优度，模型（2）的拟合优度相比模型（1）有所下降，可得出资产投资指标每增加一个单位，会使得货币需求变动增加0.1209，同时不能忽视国民生产总值对整体货币需求的重要影响作用。模型（3）是在封闭经济条件下构建的中国货币需求函数，相较于模型（1）和模型（2）来看，拟合优度进一步下降，表明在开放经济背景下，国外变量对中国货币需求函数构建的准确性具有十分重要的影响。

六、货币供求关系短期偏离与修正

为了进一步探究开放经济背景下中国货币需求函数是如何由短期偏离经过阶段性调整达到长期均衡的过程，本文对模型中的变量进行格兰杰因果检验及脉冲响应分析，并构建向量误差修正模型（VECM），以探究货币短期冲击与货币需求之间的动态变化关系。

（一）格兰杰因果检验

首先进行变量之间的格兰杰因果检验，检验结果如表6所示。

在5%的显著性水平下，实际GDP 增长率、汇率指数变动率以及资产投资指标是形成货币需求变动的格兰杰原因，但货币需求变动率并不是这三个变量的格兰杰原因，而一年期定期存款利率与货币需求变动之间存在反馈关系，互为格兰杰因果关系。由于外汇储备并不是形成货币需求变动的格兰杰原因，故在表6 中已经删去，表6 中还列示出其他解释变量之间显著存在的格兰杰因果关系。

表6 格兰杰因果检验结果

（二）脉冲响应分析

本文对相关变量进行正交化脉冲响应分析，用16个季度（4年）作为期限来展开，其结果如图3所示。

实际GDP 增长率对货币需求变动的具体影响，在当期给予实际GDP 增长率一单位标准正向冲击，以货币需求变动率作为响应进行分析，结果如图3中①所示。可以看到在当期给予实际GDP增长率一单位标准正向冲击时，实际GDP 增长率对货币需求变动的正向影响不断上升，到第十六季度时，这种正向的影响作用已经快接近1，可见实际GDP的增长对货币需求变动具有长期的正向影响效应。

资产投资指标对货币需求变动的具体影响，在当期给予资产投资指标一单位标准正向冲击，以货币需求变动率作为响应进行分析，结果如图3 中②所示。可以看到在当期给予资产投资指标一单位标准正向冲击时，资产投资指标对货币需求变动率具有负向的影响效应，到后期这种负向影响不断减小。

一年期定期存款利率与货币需求变动率之间存在着双向的格兰杰因果关系，在当期给予一年期定期存款利率一单位标准正向冲击，以货币需求变动率作为响应进行分析，结果如图3中③所示。在当期给予货币需求变动率一单位标准正向冲击，以一年期定期存款利率作为响应进行分析，结果如图3 中④所示。可以看到给予一年期定期存款利率一单位正向冲击时，一到四季度利率会对货币需求变动产生负向的影响效应，一季度之后这种负向效应慢慢减弱，第五季度之后，慢慢产生正向的影响效应，此后的影响趋于平缓。

图3 因果变量脉冲响应图

有效汇率指数变动率对货币需求变动的具体影响，在当期给予有效汇率指数变动率一单位标准正向冲击，以货币需求变动率作为响应进行分析，结果如图3 中⑤所示。可以看到在当期给予有效汇率指数变动率一单位标准正向冲击时，在当期到第二季度，对货币需求变动产生负向效应，在第一季度后这种负向效应变小，第二到第三季度，对货币需求变动产生正向效应，之后影响趋于平稳，在第四季度之后这种正向影响也逐渐减弱，之后会产生负向效应，循环往复直至效应消失。

（三）向量误差修正模型的建立

基于变量之间的短期冲击效应的存在，本文进一步分析开放经济下我国货币需求函数长期均衡下的短期偏离及修正机制，建立误差修正模型来估计货币冲击如何通过短期调整机制回到长期均衡状态。构建货币需求变动率（gm2）的向量误差修正模型如公式（7）所示：

根据表7 误差修正模型回归结果显示，其系数λ为-0.0137，这种反向修复机制使模型的短期偏离经过阶段性调整达到长期均衡。在10%的显著水平下滞后一阶的gm2、zt、r、ghl 以及滞后三阶的rgdp、zt 均通过显著性检验，实际GDP增长率、一年期定期存款利率、汇率指数变动率变量对货币需求变动产生负向调节作用。

表7 误差修正模型回归结果

为了进一步判断VECM系统是否稳定，输出其系统稳定性的判别图进行检验。如图4所示，伴随矩阵的特征值除了VECM 模型本身所假设的单位根之外均落在单位圆内，故可判定中国货币供求系统是稳定的。对所构建的VECM 模型的残差正态性与有无自相关做检验，发现在5%的显著水平上此模型可以接受残差项服从正态分布的假设，且残差项也均可接受“无自相关”的原假设，这就说明本文构建的开放条件下中国货币需求函数系统的VECM 模型无需增加滞后阶数，是有效的。可以得出变量冲击与货币需求变动率（gm2）之间存在长期的均衡关系以及短期的修正机制。

图4 VECM系统稳定性的判别图

七、结论及建议

本文研究开放条件下中国货币供求的长期均衡问题，通过构建向量误差修正模型（VECM），研究主要变量冲击对货币供求均衡造成的短期偏离及其内在修正机制，研究结论及建议如下。

（一）结论

1.国内变量对中国货币长期供求关系的影响。第一，当经济增长时，商品交易量大幅增加，使得经济体系中货币需求增加，货币供应量随之增加。第二，资产价格上涨与货币供给增加正向相关，我国资本市场和房地产市场投资对我国货币需求变动有着正向的影响，当排除实际GDP的影响之后进行回归时，这种正向影响更加显著。第三，脉冲响应分析以及误差修正模型表明，利率对货币需求具有负向调节机制，同时也说明我国已初步具备价格型货币调控机制基础。

2.国际变量对中国货币长期供求关系的影响。一方面，外汇储备增加会引起货币供给量增加，当排除汇率指数变动的干扰之后，外汇储备的这种正向效应仍然存在。另一方面，汇率指数上升会使我国货币需求降低。当我国汇率指数增加时，造成本币贬值，贸易顺差导致外汇储备增加和国际“热钱”流入，被动造成货币“超发”。

3.变量负向冲击与短期修正机制。通过模型的协整检验以及建立误差修正模型，得出开放经济背景下的货币需求函数具有长期协整关系以及短期反向修正机制，并通过了VECM 系统的稳定性判别，表明本文主要解释变量所构建的开放经济下中国货币需求函数兼具短期调整机制和长期均衡关系。在脉冲响应分析中，我国货币供求关系面对短期负向冲击，可依据内在机制向均衡状态进行调节，最终达到长期制衡状态。

（二）建议

1.保持国内经济稳态增长，推动资产投资稳健发展，深化利率市场化改革。稳态经济增长是我国广义货币增发的基础，股市和房市是我国资产投资的两大主要市场，是当前货币投资需求的“两大池子”，对货币供求的均衡发挥着稳定器作用。保持经济稳态增长、股票市场融资机制以及房地产市场价格稳定对中国长短期货币供求均衡至关重要。数量型货币“超发”对实体经济发展存在明显的“挤出效应”，新增货币流入股票市场和房地产市场，致使我国出现“脱实向虚”现象。故应继续深化利率市场化改革，充分发挥利率逆周期调节经济功能，增加货币供求均衡关系弹性，防止潜在风险对货币供求机制的冲击。

2.完善外汇储备结构，缓解汇率波动冲击，保持货币供求均衡。我国长期总体贸易顺差，导致外汇占款增加，被动造成货币“超发”，既会影响货币政策独立性，又使得中美贸易争端不断升级，造成全球经济发展不确定性增强。首先，完善外汇储备结构，健全外汇储备管理制度，降低外汇储备安全风险，减小由外汇储备过度波动对货币供求均衡造成的冲击。此外，我国应将扩大商品内需和发展国际贸易相结合，进一步加强汇率制度改革，缓解我国国际贸易对汇率变动带来的影响，以避免汇率强制波动对货币供求均衡关系的负向冲击。

总之，面对中美贸易争端不断升级和新冠肺炎疫情的危机时代，我国应建立起货币供求关系风险预警机制，以应对全球经济发展的不确定性。一方面以有效、稳健的货币工具来稳定国内资产市场价格、调节融资需求，以充足的外汇储备及时应对可能出现的国际资金抽离，避免造成国内市场的资金紧缺；另一方面，加强市场化取向改革，增强利率和汇率两个市场价格型变量的基础性调节作用，并促进实体经济持续稳定增长。