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中國貨幣流通速度變化與經(jīng)濟波動—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)濟產(chǎn)出的過程作為一個黑箱，并主張通過穩(wěn)定貨幣供給來穩(wěn)定產(chǎn)出。更進一步看，貨幣主義者認為貨幣流通速度是制度性因素決定的，從而獨立于貨幣供給行為和短期的經(jīng)濟波動，這暗示在理論上貨幣流通速度是穩(wěn)定的，至少是可以預測的。弗里得曼在其關于美英貨幣史的經(jīng)典研究中，從經(jīng)驗證據(jù)的角度顯示至少在1960年代之前相當長的時間內，美英兩國的貨幣流通速度確實是相當穩(wěn)定的，從而為主張穩(wěn)定貨幣來穩(wěn)定經(jīng)濟提供了經(jīng)驗證據(jù)的支持。?然而，由于金融制度的創(chuàng)新等許多復雜原因，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，目前有兩個研究方向，一個著眼于使用正確的貨幣統(tǒng)計口徑，如Barnett（1984）發(fā)現(xiàn)，通過流動性加權貨幣統(tǒng)計口徑計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，認為貨幣深化會導致貨幣流通速度減緩，而金融體系的發(fā)展與復雜化及福利制度的完善則會導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”型結構。目前，有些文獻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，實行的是計劃經(jīng)濟體制，貨幣流通速度相當穩(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)濟體制的轉軌和改革的逐步深入，貨幣流通速度也在不斷變化。黃達（1984）認為，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，也要看到它的確是一個處于不斷變化的變量。周峻（1987）認為：計算貨幣需要量比較復雜的問題是計算貨幣流通速度，隨著我國社會主義建設的發(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年的實際資料，運用一元回歸方程，求出貨幣流通速度V與時間T的回歸模型：V=9.418-0.088T。其他不少學者認為，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，就應該可以預測，并據(jù)此制定政策目標。操作層面上速度的不穩(wěn)定反映的只是測量和預測的困難，而不能因此否定貨幣主義的理論基礎。?
盡管就貨幣流通速度的外生性問題國際學術界有不同理論，如果我們能夠在對中國較長一個時期的具體研究中確認貨幣流通速度的穩(wěn)定性和可預測性，則通過穩(wěn)定貨幣來穩(wěn)定經(jīng)濟至少可以提供一定的經(jīng)驗基礎。當然，這不是說貨幣流通速度短期內不會受到擾動，事實上，這些擾動本身為我們驗證貨幣主義的有效性提供了很好的基礎。?
具體來說，從貨幣主義的理論出發(fā)，如果我們能夠預測中國貨幣流通速度的長期趨勢，考慮到貨幣政策的時滯效應，則流通速度對歷史趨勢的偏離，應該同隨后經(jīng)濟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。?
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)濟波動的關系。?
我們的研究分為兩個部分：首先我們試圖預測流通速〖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行解釋，但對可能影響該趨勢的制度因素進行了簡單的討論。接下來，我們提取了流通速度對歷史趨勢的偏離，并以此來預測未來經(jīng)濟增長的變化。我們的研究顯示，該兩變量之間確實存在穩(wěn)定的聯(lián)系，其方向與理論預測一致。當然，對于試圖打開貨幣傳導黑箱的努力來說，需要對支持這些聯(lián)系的過程進行進一步的考察，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)計年鑒和中國金融年鑒，時間跨度為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。為了對此進行進一步考察，我們以時間變量為基礎對M2流通速度的變化進行了擬合。時間變量定義為：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代表時間， Ln代表自然對數(shù)函數(shù)，α、β、γ和λ分別是相應變量的系數(shù)，ε是擾動項，角標代表時間。?
擬合結果見表1。?
以上方程中，1-1到1-3屬于嵌套方程，可以看到1-2的設定最優(yōu)。為了比較1-2和1-4，我們使用了J檢驗，結果表明在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來進行流通速度的擬合和預測。?
1-2的回歸結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)，我們認為這種變化可能同以下制度因素的變化有關：撫養(yǎng)系數(shù)、收入分配格局、經(jīng)濟的貨幣化過程、城市化進程、制度改革風險等。對于比較中國和其他國家的貨幣流通速度來說，經(jīng)濟潛在增長率、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：括號中為標準差，*、**、***
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、異方差、正態(tài)性和RAMSEY設定性檢驗。?
① 1-1設定的擾動項經(jīng)過了MA（1）調整，但無法通過RAMSEY檢驗，表明設定形式可能存在問題。?
�、� 1-2設定中擾動項經(jīng)過了MA（1）調整。?
�、� 1-3設定中擾動項也經(jīng)過了MA（1）調整。?
�、� 1-4設定的擾動項經(jīng)過了MA（1）調整，但無法通過RAMSEY檢驗，表明設定形式可能存在問題。
以1-2所代表的歷史趨勢為基礎可以知道，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)濟增長的差應該分別為：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的結果看，貨幣供應高于趨勢水平達6.7個百分點，顯示貨幣供應相對寬松，經(jīng)濟存在提速的條件。?
二、流通速度對歷史趨勢的偏離與經(jīng)濟波動
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低于歷史趨勢，則表明貨幣供應的放松，反之亦然。?
根據(jù)貨幣主義理論，這種放松（或者收緊）經(jīng)過一定時間后應該帶來經(jīng)濟增長率的上升（或者下降）。這一過程的內在機制就是貨幣傳導的黑箱。?
接下來我們以經(jīng)驗數(shù)據(jù)來對此進行檢查。我們的自變量設定為實際（或者名義）經(jīng)濟增長率的變化，解釋變量為滯后一期（在此為1年，這是考慮到貨幣政策時滯的結果）貨幣流通速度對歷史趨勢的偏離（文獻研究顯示實際經(jīng)濟增長率是平穩(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，擴展的Dickey-Fuller單位根檢驗顯示：對于無截矩無趨勢項的假設來說，在1%的水平上拒絕單位根假設；對于存在截矩項的假設來說，在5%的水平上解決單位根假設；對于存在截矩和趨勢項的假設來說，在10%的水平上拒絕單位根假設。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，外資流入增長和內債發(fā)行增長在絕大多數(shù)設定下都通過了單位根檢驗。），并假設其他影響經(jīng)濟波動的因素獨立于解釋變量（該假設的基礎是貨幣供給完全由中央銀行控制，屬于外生變量。更進一步看，以下2-2的結果也控制了財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量結論。對于可能存在的貨幣供給內生性來說，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)時間較長。下面的正文對此進行了進一步的討論。）。?
考慮到貨幣政策的效應完全實現(xiàn)需要比較長的時間，我們還嘗試了分布滯后模型。?
總結來說，我們的設定為：
?
在以上設定中，角標代表時間，ng、rg、dv、fdi、bond分別代表名義經(jīng)濟增長、實際經(jīng)濟增長和貨幣流通速度對歷史趨勢線的偏離，實際外資流入增長和實際國債發(fā)行增長；α、β、γ、φ、ψ、χ分別是相應變量的系數(shù)，ε是擾動項。?
值得注意的是方程2-3需要使用工具變量法來回歸，具體細節(jié)見腳注。?
以上2-1到2-3的回歸結果見表2。?
表2 流通速度的偏離與經(jīng)濟波動回歸結果（1986~2002）
注：括號中為標準差，*、**、***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、異方差、正態(tài)性和RAMSEY設定性檢驗。?
① 考慮到經(jīng)濟波動同時受到其他需求沖擊，如財政政策和外資流入的影響，在2-2的設定中，我們還嘗試了引入國債發(fā)行和外資流入的實際增長率（即扣除消費價格指數(shù)增長）的一階差分（即相鄰年份增長率的差異），結果顯示后兩變量顯著，符號為正，與預期一致。但這些變量的引入不改變速度偏離項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，此處報告的結果不包括國債等變量。?
�、� 此處經(jīng)濟增長一階滯后的工具變量為：經(jīng)濟增長的二階滯后和實際國債發(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。
從以上結果可以看出，速度偏離歷史趨勢項始終顯著，其符號與理論預期完全一致，表明貨幣供給的變化確實影響了隨后的經(jīng)濟增長。?
更進一步看，貨幣流通速度對歷史趨勢出現(xiàn)偏離可能有三種原因：一是實體經(jīng)濟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生性，由于貨幣供給過程受到來自實體經(jīng)濟擾動的影響，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量，或者銀行體系制度變化的擾動產(chǎn)生了貨幣供應量的變化。?
為了考察第一、二種渠道的可能影響，我們需要進一步提取實體經(jīng)濟所受到的擾動。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)行的實際增長的一階滯后），這樣A-1擬合結果的殘差項應該包含了GDP當年受到的不明擾動。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，與理論預期一致，但其系數(shù)不顯著，同時方程的擬合優(yōu)度只有0.1，顯示實體經(jīng)濟沖擊不應該是貨幣流通速度變化的主要原因。?
我們進一步提取了A-2的殘差，因為該殘差應該已經(jīng)消除了實體經(jīng)濟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，我們重新估計了方程2-3，結果與此處報告的基本一致，其中流通速度對歷史趨勢偏離的二階滯后項（扣除實體經(jīng)濟沖擊的影響后）在5%水平上顯著，系數(shù)為-38；其一階滯后項系數(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，確認方程2-3的結果應該主要受第三種渠道所驅動。?
由于方程2-3考慮到了貨幣政策產(chǎn)生效應的調整過程，統(tǒng)計指標也優(yōu)于2-1和2-2的設定，我們認為2-3可能更好地代表了經(jīng)濟對貨幣沖擊的調整
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)濟增長速度大約提高0.3個百分點。?
假如以2003年8月末的貨幣供應與名義經(jīng)濟增長的偏離代表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的結果為基礎，假設財政政策和外資流入不發(fā)生變化，則2004年的經(jīng)濟增長比2003年應該提高1.1個百分點。綜合考慮2002年貨幣流通速度比歷史趨勢低0.017的滯后影響會導致2004年經(jīng)濟增長提高0.5個百分點，則2004年經(jīng)濟應該比2003年提速1.6個百分點左右。?
這就是說，如果2003年的經(jīng)濟增長維持在8.3%左右，則目前的貨幣擴張將推動2004年的經(jīng)濟增長提高到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)濟實體面所發(fā)生的需求沖擊和固定匯率制度的影響，2004年會有一定的物價上漲壓力，但并不大。?
三、結論
本文首先估計了中國1985年以來M2流通速度的歷史趨勢，在假設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，以此作為貨幣供應松緊的測度。
以此測度為基礎，我們在不同設定下檢查了它同未來經(jīng)濟波動之間的聯(lián)系，確認該聯(lián)系穩(wěn)定存在，方向與理論預期一致。?
在考慮不同時間滯后的條件下，我們確認流通速度每低于歷史趨勢0.01，則經(jīng)濟增長隨后提速0.3到0.6個百分點。我們還引入其他控制需求沖擊的因素，確認以上結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)，不考慮貨幣傳導機制的具體作用過程，貨幣沖擊在短期內的確顯著影響經(jīng)濟產(chǎn)出。?
應該指出的是，貨幣流通速度的歷史趨勢還需要專門的研究和解釋。同時如何更好地控制實體經(jīng)濟沖擊對流通速度的影響，從而分離出政策變化的效應（即中央銀行或商業(yè)銀行行為的變化），也需要進一步的工作。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)濟轉軌的什么時期出現(xiàn)“拐點”或是不規(guī)則走勢，尚需進一步發(fā)展的經(jīng)濟實踐來驗證。但至少在短期內在眼前尚未出現(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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