中国货币流通速度变化与经济波动—从黑箱理论看中国货币政策的有效性

　　以1-2所代表的历史趋势为基础可以知道，在2003~2005年中，货币流通速度的减缓，或者说货币增长与名义经济增长的差应该分别为：6.1%，5.9%和5.7%。?

　　2003年8月末的M2增长速度与名义经济增长的差距为12.8%，如果全年的差距也维持在该水平，以1-2的结果看，货币供应高于趋势水平达6.7个百分点，显示货币供应相对宽松，经济存在提速的条件。?

　　二、流通速度对历史趋势的偏离与经济波动

　　如果货币流通速度的历史趋势是由制度因素决定的，则实际流通速度与历史趋势的偏离代表了货币政策的相对放松（或者收紧）。就是说如果货币流通速度在短期内低于历史趋势，则表明货币供应的放松，反之亦然。?

　　根据货币主义理论，这种放松（或者收紧）经过一定时间后应该带来经济增长率的上升（或者下降）。这一过程的内在机制就是货币传导的黑箱。?

　　接下来我们以经验数据来对此进行检查。我们的自变量设定为实际（或者名义）经济增长率的变化，解释变量为滞后一期（在此为1年，这是考虑到货币政策时滞的结果）货币流通速度对历史趋势的偏离（文献研究显示实际经济增长率是平稳序列，名义增长率可能存在一阶单位根，但我们的模型使用的是经济增长率的一阶差分，因此可以确定其为平稳序列。对于流通速度偏离量来说，扩展的Dickey-Fuller单位根检验显示：对于无截矩无趋势项的假设来说，在1%的水平上拒绝单位根假设；对于存在截矩项的假设来说，在5%的水平上解决单位根假设；对于存在截矩和趋势项的假设来说，在10%的水平上拒绝单位根假设。因此考虑到变量的来源，可以确定该变量为平稳序列。与此相似，外资流入增长和内债发行增长在绝大多数设定下都通过了单位根检验。），并假设其他影响经济波动的因素独立于解释变量（该假设的基础是货币供给完全由中央银行控制，属于外生变量。更进一步看，以下2-2的结果也控制了财政政策和外资流入的影响，但这些变量的引入不改变基本的计量结论。对于可能存在的货币供给内生性来说，流通速度对历史趋势的偏离可能代表了其他无法识别的需求冲击，而且其影响持续时间较长。下面的正文对此进行了进一步的讨论。）。?

　　考虑到货币政策的效应完全实现需要比较长的时间，我们还尝试了分布滞后模型。?

　　总结来说，我们的设定为：

?

　　在以上设定中，角标代表时间，ng、rg、dv、fdi、bond分别代表名义经济增长、实际经济增长和货币流通速度对历史趋势线的偏离，实际外资流入增长和实际国债发行增长；α、β、γ、φ、ψ、χ分别是相应变量的系数，ε是扰动项。?

　　值得注意的是方程2-3需要使用工具变量法来回归，具体细节见脚注。?

　　以上2-1到2-3的回归结果见表2。?

表2　　流通速度的偏离与经济波动回归结果（1986~2002）

　　注：括号中为标准差，*、**、***分别代表在1%、5%、10%水平上显著。除非特别指明，方程均通过了自相关、异方差、正态性和RAMSEY设定性检验。?

　　①  考虑到经济波动同时受到其他需求冲击，如财政政策和外资流入的影响，在2-2的设定中，我们还尝试了引入国债发行和外资流入的实际增长率（即扣除消费价格指数增长）的一阶差分（即相邻年份增长率的差异），结果显示后两变量显著，符号为正，与预期一致。但这些变量的引入不改变速度偏离项的显著性水平和符号，甚至其系数的大小变化也不大。为简单起见，此处报告的结果不包括国债等变量。?

　　②  此处经济增长一阶滞后的工具变量为：经济增长的二阶滞后和实际国债发行和外资流入的一阶滞后。考虑到数据原因，样本期为1985~2001年。

　　从以上结果可以看出，速度偏离历史趋势项始终显著，其符号与理论预期完全一致，表明货币供给的变化确实影响了随后的经济增长。?

　　更进一步看，货币流通速度对历史趋势出现偏离可能有三种原因：一是实体经济受到了需求或供给方面的冲击，产出发生变化，在货币总量不变的条件下带来货币流通速度的变化；二是货币供给具有内生性，由于货币供给过程受到来自实体经济扰动的影响，从而形成流通速度的变化；三是中央银行通过政策手段直接改变了货币供应量，或者银行体系制度变化的扰动产生了货币供应量的变化。?

　　为了考察第一、二种渠道的可能影响，我们需要进一步提取实体经济所受到的扰动。我们以GDP增长率的一阶滞后和外资流入和国债发行的实际增长来解释GDP的增长率（简称方程A-1），其中GDP增长率的一阶滞后使用了前面使用的工具变量（GDP增长率的二阶滞后和外资流入和国债发行的实际增长的一阶滞后），这样A-1拟合结果的残差项应该包含了GDP当年受到的不明扰动。我们用A-1残差（我们也尝试了包含A-1残差的一阶滞后，结果基本一致）来解释流通速度对历史趋势的偏离（简称方程A-2），发现其系数为负，与理论预期一致，但其系数不显著，同时方程的拟合优度只有0.1，显示实体经济冲击不应该是货币流通速度变化的主要原因。?

　　我们进一步提取了A-2的残差，因为该残差应该已经消除了实体经济扰动对流通速度的影响。使用A-2的残差代替流通速度的偏离项，我们重新估计了方程2-3，结果与此处报告的基本一致，其中流通速度对历史趋势偏离的二阶滞后项（扣除实体经济冲击的影响后）在5%水平上显著，系数为-38；其一阶滞后项系数为-19，但不再显著，但此两变量在5%的水平上联合显著。其他变量的显著水平和系数基本不变。?

　　这样，我们基本可以排除第一、二种渠道的影响，确认方程2-3的结果应该主要受第三种渠道所驱动。?

　　由于方程2-3考虑到了货币政策产生效应的调整过程，统计指标也优于2-1和2-2的设定，我们认为2-3可能更好地代表了经济对货币冲击的调整

　　对于2-3来说，流通速度每低于历史趋势0.01，则随后1年经济增长速度大约提高0.3个百分点。?

　　假如以2003年8月末的货币供应与名义经济增长的偏离代表2003年的全年流通速度变化，并以之和1-2计算的历史趋势比较可以知道，2003年流通速度对历史趋势的偏离为0.039，以2-3的结果为基础，假设财政政策和外资流入不发生变化，则2004年的经济增长比2003年应该提高1.1个百分点。综合考虑2002年货币流通速度比历史趋势低0.017的滞后影响会导致2004年经济增长提高0.5个百分点，则2004年经济应该比2003年提速1.6个百分点左右。?

　　这就是说，如果2003年的经济增长维持在8.3%左右，则目前的货币扩张将推动2004年的经济增长提高到9.9%，高于1985年以来GDP平均增长9.3%的水平。综合考虑目前经济实体面所发生的需求冲击和固定汇率制度的影响，2004年会有一定的物价上涨压力，但并不大。?

　　三、结论

　　本文首先估计了中国1985年以来M2流通速度的历史趋势，在假设该趋势为制度因素决定的前提下，提取了流通速度对历史趋势的偏离，以此作为货币供应松紧的测度。

　　以此测度为基础，我们在不同设定下检查了它同未来经济波动之间的联系，确认该联系稳定存在，方向与理论预期一致。?