关于我国货币供给内生性的实证分析

一、问题的提出

自20世纪90年代以来，我国运用货币政策成功解决了90年代初的通货膨胀问题。但遇到20世纪90年代的通货紧缩问题时，货币政策却收效甚微。因而学者们和决策者们转而开始从源头上思考货币供给的性质，考虑货币内生性理论提出的货币政策无效论。研究我国货币内生外生规律对我国经济的运行具有重要意义。本文在回顾相关理论的基础上，对我国货币的内生性进行实证研究，并对我国货币政策的实施提出建议。

二、相关理论回顾

理论界一直存在着货币供给的内生性和外生性之争。货币供给的内生性理论（Endogenous Supply Theo-ries）认为货币的需求量是由经济发展中的内在因素，如利率、物价水平和产出水平等决定的，也就是说经济发展的各个因素共同决定了货币的需求量，货币供给是基于货币需求的被动供给。因而，中央银行不能随意决定货币的发行量，否则就会造成通货膨胀。货币供给的外生性理论（Exogenous Supply Theories）认为货币的供给量完全是由执政者的意志、政策、自然条件等决定的，而这个外生的供给量决定了经济运行的各个变量，比如物价水平、利率、产出等。因而中央银行可以通过调节货币供应量来调节其他经济变量的水平，从而达到调节经济的目的。

关于我国货币供给的内生性问题，已有众多国内学者从理论和实证两个角度进行分析研究。在研究方法方面，实证研究大多建立在向量自回归(VAR)模型的基础上，运用单位根（ADF）检验、多变量的Johansen协整检验、Granger因果检验和脉冲响应函数等相关技术。在结论分析方面，邵春梅（2001）指出我国货币供应量的周期性变动主要受公众需求变化的影响，而不是来自货币当局或银行系统，但中央银行对货币供应量控制能力也较强。李晓华等（2003）采用协整、格兰杰因果和脉冲响应分析方法，对中国货币供给的内生性进行了检验，结果显示，物价和投资是货币供应量的格兰杰原因，并且随着时间延续两者冲击对货币供应量的影响逐渐增大。王俊杰（2008）对货币供应量的M0、M1和M2与国内生产总值GDP进行Granger因果检验，检验结果表明我国货币供给从2000～2006年具有弱外生性的特点。郭文旌等（2008）从基础货币投放量增长的角度对我国货币供给内生性程度进行探讨，认为我国货币政策有很强的外生性。其他许多学者也从不同角度提出各自的观点和结论，然而，对于我国货币供给是否存在内生性并没有一致的结论。

三、实证分析

本文综合多个影响货币供应量的经济因素，选取的变量包括：反映现实购买力和潜在购买力的广义货币供应量（M2），反映居民消费支出变动的消费者价格指数（CPI），反映政府需求的名义财政支出（CZZC），反映企业投资需求的名义固定资产投资完成额（GDZC），反映国外对本国需求的名义出口额（EX），以及中央银行在银行间外汇市场中收购外汇所形成的人民币投放，即名义外汇占款（WHZK）。以上六个变量的时间区间为2000年1月至2009年9月，所有数据均来自中经网《中国经济统计数据库》。为防止通货膨胀因素对数据准确性的影响，本文对这6组数据进行了平滑处理，剔除通货膨胀因素对数据产生的影响。由于原序列并非完全线性变化，且为了消除可能存在的异方差，对以上数据取自然对数，得到序列为：LNM2、LNCPI、LNCZZC、LNGDZC、LNEX以及LNWHZK。

关于我国货币供给内生性的实证分析

□黄珺

（国立华侨大学经济与金融学院，福建泉州362021）

摘要：长期以来，理论界对货币供给是否具有内生性一直存在分歧，而这个问题直接关系到一个国家货币政策执行的效果。本文基于近10年的数据，利用协整检验、格兰杰因果检验及脉冲反应对我国货币是否具有内生性进行检验，并基于检验结果，对我国的货币政策提出建议。

关键词：货币内生性；协整检验；Granger因果检验；脉冲反应

中图分类号：F822.0文献标识码：A文章编号：1002－2740（2010）07-0016-04

收稿日期：2010-04-30

作者简介：黄珺（1986-），女，福建龙岩人，现为国立华侨大学经济与金融学院硕士研究生。

模型的检验将采用时间序列的单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验以及脉冲反应。

（一）单位根检验（ADF）

变量的单整性是因果关系和协整关系的前提。为了避免非平稳性的数据引起的虚假回归，需要对数据进行单位根检验。常用的单位根检验方法为ADF检验（Aug-mented Dickey-Fuller Test）。在该方法中，如对原序列进行检验的ADF值大于给定的显著性水平的临界值，则接受原假设，即该序列在此显著性水平下不平稳，则继续对其差分进行检验。本文对各序列的ADF检验值如表1所示：

由表1可见，原序列的ADF值均大于临界值，说明各个指标都具有单位根，即原序列在1%

的显著性水平下都是非平稳序列；其

一阶差分的ADF值均小于临界值，因

此，可以认为序列经过一阶差分后在

1%的显著性水平下达到平稳。因此，

所有变量均为非平稳的一阶单整过

程，即为I（1），可以进行协整分析。

（二）协整检验

协整描述了两个或多个序列之间

的平稳关系。对于每一个序列单独来

说可能是非平稳的，而这些时间序列

的线性组合序列却可能有不随时间变

化的性质。假如这样一种平稳的线性组合存在，这些非平稳的时间序列之间被认为具有协整关系。本文采用Johansen检验法对各序列间的协整关系进行检验。检验结果如表2所示：

得到的结果显示：货币供应量、消费者价格指数、财政支出、固定资产投资完成额、出口额以及外汇占款之间存在长期稳定的协整关系。标准化后的协整方程如下：LNM2=14.69-1.31LNCPI+0.04LNGDZC

+0.27LNCZZC-0.23LNEX+0.69LNWHZK

（-5.75）（2.17）（1.35）（-5.50）（19.31）（三）Granger因果检验。

如果由y t和x t滞后值所决定的y t的条件分布与仅由y t 滞后值所决定的条件分布相同，即f(y t|y t-1，…，x t-1，…)=f (y t|y t-1)，则称x t-1对y t不存在格兰杰因果性关系。Granger因果检验解决了x是否引起y的问题，主要看现在的y能在多大程度上被过去的x解释，加入x的滞后值是否使解释程度提高。如果x在y的预测中有帮助，或者x与y的相关系数在统计上显著时，就可以说y是由x的Granger引起的。对上述序列进行格兰杰因果检验的结果如表3所示：

表1单位根检验

变量检验类型ADF统计量1%的临界值结论LNM2（c，t，0）-2.132029-4.039075不平稳△LNM2（c，t，0）-13.93544-4.039797平稳LNCPI（c，t，1）-2.196921-4.039075不平稳△LNCPI（c，t，0）-7.244691-4.039797平稳LNCZZC（c，t，11）0.487053-4.047795不平稳△LNCZZC（c，t，10）-33.91671-4.047795平稳LNGDZC（c，t，12）-1.212118-4.048682不平稳△LNGDZC（c，0，12）-3.910968-3.495021平稳LNEX（c，t，10） 1.368238-4.046928不平稳△LNEX（c，t，10）-7.481898-4.047795平稳LNWHZK（c，t，0）-3.278799-4.039075不平稳△LNWHZK（c，t，0）-8.440375-4.039797平稳注：△表示一阶差分；（C，T，K）分别表示单位根检验方程的常数项、时间趋势项和滞后阶数，0表示不包括C或者T，加入滞后项是为了使残差项为白噪音。表2协整检验

原假设

最大特征值5%临界值协整方程个数特征值

None*0.487027169.990295.75366 At most1*0.31410097.2292469.81889 At most2*0.22402656.1336847.85613 At most30.13159728.4873529.79707 At most40.08849413.1074915.49471 At most50.027217 3.007819 3.841466 *表示在5%显著性水平上拒绝原假设。

表3格兰杰因果检验

原假设滞后阶数F值P值95%置信度下的检验结果

LNCPI不是LNM2的格兰杰原因2 4.734680.01065拒绝LNM2不是LNCPI的格兰杰原因2 1.574630.21172不拒绝LNCZZC不是LNM2的格兰杰原因20.424030.65547不拒绝LNM2不是LNCZZC的格兰杰原因235.4033 1.3E-12拒绝LNEX不是LNM2的格兰杰原因2 4.088610.01938拒绝LNM2不是LNEX的格兰杰原因2 5.907350.00366拒绝LNGDZC不是LNM2的格兰杰原因20.327260.72160不拒绝LNM2不是LNGDZC的格兰杰原因223.9454 2.3E-09拒绝LNWHZK不是LNM2的格兰杰原因20.272790.76177不拒绝LNM2不是LNWHZK的格兰杰原因2 6.135340.00298拒绝

从表3可以看出：1.财政支出、固定资产投资、外汇占款在95%置信度条件下不是货币供给的Granger原因，而货币供给是这三者的Granger原因。2.反映物价变动的消费者价格指数与货币供给之间存在单向Granger因果关系，货币供给不是影响消费者价格指数的Granger原因。3.货币供给与出口额存在着双向因果关系。由此可见，存在着被动适应经济形势的趋势，货币供给不能完全被央行控制，具有较弱的内生性。

（四）脉冲响应函数

脉冲响应函数用来描述一个内生变量对误差冲击的反应。具体地说，它描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。对脉冲响应函数的解释出现困难源于实际中各方程对应的误差项可能不是完全非相关的。当误差项相关时，它们有一个共同的组成部分，不能被任何特定的变量所识别。为处理这一问题，常采用乔利斯基（Cholesky）分解法，引入变换矩阵M与误差向量相乘，使误差向量的方差协方差矩阵变换为一个对角矩阵，从而使误差项正交。图1至图6给出了基于乔利斯基（Cholesky）分解法的脉冲响应结果，选取的冲击反映函数的滞后期数为20。

由图1可以看出，M2在受到自身冲击时，随着时期的推移，冲击会不断减少，在第一期达到峰值，在第二期冲

击剧烈下降后，从第三期开始

上升，在第五期后M2对自身的

影响逐步稳定。这说明货币供

应量对自身的冲击在长期内稳

定在一定水平，但仍然会维持

正的冲击效应。图2中，消费者

价格指数I对M2的影响显著，在

滞后两期达到最低点，在随后

五期回复到初始值，之后维持

正的冲击效应并趋于平稳，说

明了消费者价格指数的浮动对

货币供给有持久显著的影响。

图3和图4分别表示财政支出

和固定资产投资对M2的冲击响

应过程。财政支出对M2的冲击

表现在前五期，而后表现为持

续稳定的影响。固定资产投资

对M2的冲击表现在前三期，在

第二期达到最小值，随后开始

上升，在第八期形成较为稳定

的状态。从图5和图6可以看

出，与外汇占款相比，出口额对

M2的冲击响应更加灵敏，受影

响的程度更大，并且，影响的方

向各不相同。出口额对M2的影

响，在滞后一期开始快速下

降，而后维持较为平缓的下降

速度，并在第十期达到最低值，

随后有所回升，在长期内保持

稳定的负冲击。外汇占款对M2

的冲击响应滞后两期达到最大

值，随后开始下降，到第四期形成新的稳定状态。

四、结论分析

通过以上实证分析，Johansen协整检验结果显示我国的货币供给、消费者价格指数、财政支出、固定资产投资完成额、出口额和外汇占款之间存在长期稳定的关系。但从Granger因果检验的结果看，货币供给与出口额存在着双向因果关系，物价是货币供给的Granger原因，而财政支出、固定资产投资、外汇占款不是货币供给的Granger原因。脉冲响应曲线显示，消费者价格指数、出口额对货币供给有显著而持久的影响，而财政支出、固定资产投资完成额和外汇占款对货币供给短期内具有显著影响，并与Jo-hansen协整检验结果相符。由此，我们可以得出以下结论：（一）在考察的样本区间内，我国基础货币供给存在一定的内生性特征，货币供给对经济波动有被动适应的趋势。从实证结果可以看出，财政支出和外汇占款增加对基础货币投放具有正向冲击，而消费者价格指数的上升则会减少基础货币投放。消费者价格指数对基础货币投放的长期弹性为-1.306，外汇储备为0.692。家庭、企业和银行通过各自的行为对我国的货币供给产生影响，外汇储备与经济增长呈明显正相关关系，而基础货币的投放受外汇储备的变动影响较大。货币供给的这种内生性导致央行不能十分有效地控制货币供给，消费、外汇、财政支出等经济变量的周期性波动都会对货币供给产生较强的冲击作用，货币供给存在着被动适应经济波动的趋势。

（二）以财政支出、固定资产投资完成额和出口额这三个经济变量作为切入点，我国的货币供给内生性有所减弱，并表现出微弱的外生性。通过分析计量结果可以得出，我国货币供给的内生性并不强，同时表现出微弱的外生性。其原因在于以下三方面：首先，货币供给与财政支出的变动相对独立，这与我国财政支出的资金大都依靠国债筹集的事实相吻合，表明中央银行已不再被动地适应于财政支出而增发货币，中央银行的独立性得到了一定程度的增强。其次，我国利率市场化改革的开展使得利率变化的自由性增强，利率调节货币市场失衡的能力增强，货币供给的内生性减弱。最后，人民币汇率制度于2005年7月21日改革，建立了以市场供求为基础的、参考“一篮子”货币管理的浮动汇率制度，人民币汇率变动的弹性有所增加。人民币能够部分地通过汇率的变动来调节国际收支的失衡，因而由于国际收支失衡产生的货币供给内生性的作用减弱。

五、政策建议

基于上述结论，笔者认为，我国的货币供给的内生性将会影响中央银行货币政策的有效性，延长政策发挥效应的时滞，对于经济发展并无裨益。因此，如果希望对货币供应量进行适时有力的控制，降低货币供应的内生性，应该考虑以下几个方面：

（一）提高货币政策的前瞻性。充分考虑公众对货币供应量的心理预期以及市场对货币需求的预测，完善货币政策工具，包括再贴现率、准备金率、公开市场业务等。密切关注货币乘数的变化，以及影响货币乘数的各个因素，关注经济环境变化，灵活调整货币政策以适应经济形势的变化。

（二）增强中央银行的独立性。只有具有真正的独立性，中央银行才能自觉根据经济形势的变化，承担起调控宏观经济健康有序运行的使命。应逐步加大中央银行的独立性，使货币政策能够较好地满足各个产业的需求和国民经济运行的需要。

（三）加快外汇市场建设。实施以市场供求为主导、有管理的浮动汇率制度，对消除国际资本流动在短期内给基础货币控制带来的冲击更具有现实意义。虽然我国在2005年7月就实行了浮动汇率制，但由于我国外汇市场不够健全，巨大的贸易顺差仍给我国基础货币的投放带来明显的冲击。因此，应进一步完善我国的浮动汇率制度，建立外汇市场的均衡机制，形成市场化的汇率形成机制，同时对国内经济结构进行改革，减少汇率变动对我国经济的冲击。

参考文献：

[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模eviews应用及实例[M].

北京：清华大学出版社，2006.

[2]黄剑锋.由“三元悖论”探讨我国的外汇占款[J].现代商

贸工业，2009，（10）.

[3]周莹莹，刘传哲.我国高额外汇储备经济影响分析[J].上

海商学院学报，2009，（3）.

[4]李思敏.开放经济条件下我国货币内生性问题研究[J].

南方金融，2008，（1）.

[5]楚尔鸣，石华军,肖珑.我国外汇储备变动与货币内生

性实证分析[J].开发研究，2007，（1）.

[6]刘静，戴建兵.货币供给内生外生辨析[J].经济与管理，

2005，（2）.

[7]王俊杰.中国货币供给内生性的实证研究[J].世界经济

情况，2008，（6）.

[8]谢罗奇，胡昆.我国货币供给的内生性分析[J].求索，

2005，（01）.

（责任编辑：吴湧超）

（责任校对：吴湧超张易楠）