我國超額貨幣問題的理論與實證分析

李輝華

(中國人民大學 圖書館，北京 100872)

我國超額貨幣問題的理論與實證分析

李輝華

(中國人民大學 圖書館，北京 100872)

該文從金匯兌本位制下馬克思關于貨幣流通量規(guī)律的公式入手，對該公式的內容、影響因素等進行了拓展和延伸，并推導出了完全紙幣本位制下雙經濟形態(tài)中廣義貨幣M2的需求量的理論公式，然后根據設定的總體回歸模型對我國1993～2009年間的相關統(tǒng)計數據進行了計量分析。結果表明，從單個年份來看，有些年份貨幣確實超發(fā)了，但有的年份貨幣又少發(fā)了，若從較長時間段或整體來看，我國并不存在超額貨幣現象。因此，我們建議：央行在制定貨幣政策時，不必顧慮那種認為“我國已經存在較重的貨幣超發(fā)問題”的流行觀點的影響，而應該根據我國實體經濟和虛擬經濟總規(guī)模以及國家發(fā)展戰(zhàn)略等對貨幣的需要量，來安排每年的貨幣投放數量。

完全紙幣；貨幣需求量；實體經濟；虛擬經濟；超額貨幣

一、 對超額貨幣問題的理論分析

超額貨幣問題是一個十分重要的理論和實踐問題，它一直受到各國央行的關注和重視。國內理論界也對超額貨幣問題進行了研究，目前大致有兩派觀點，易綱(1996)[1]、張杰(1997)[2]等人通過研究，認為我國存在大量的超額貨幣，持這種觀點的人占絕大多數；而程建勝(2004)[3]，胡智、邱念坤(2005)[4]，楊召舉、張振國(2006)[5]則認為我國基本上不存在超額貨幣問題。那么，我國究竟有沒有超額貨幣呢？

所謂超額貨幣就是指實際中發(fā)行的貨幣量超過了流通中應該需要的貨幣量，即實際中的完全紙幣供給量大大超過了實際流通中的完全紙幣需求量。若要判斷我國是否存在超額貨幣問題，就必須先確定流通中需要的貨幣量。那么，如何來確定流通中需要的貨幣量呢？對此，馬克思曾有過精彩的論述。他指出，“流通所需要的貨幣量，首先是由投入流通的商品的價格高低決定的。而這種價格的總額取決于：第一，個別商品的價格；第二，按一定價格投入流通的商品量?！魍ㄋ枰呢泿帕俊Q于貨幣流通的速度，即貨幣完成這種實現業(yè)務的速度?！盵6]后來，他又做了重要的補充，補充后的貨幣流通規(guī)律用等式表示就是：一定時期內流通中需要的貨幣量=(待售商品價格總額-賒售商品價格總額+到期支付總額-彼此抵消的支付總額)/同一單位貨幣的流通速度(次數)?？梢?，馬克思關于貨幣流通量規(guī)律的論述為我們提供了一個基本的思路:商品流通決定貨幣流通，商品流通規(guī)模決定貨幣流通規(guī)模，即商品價格總額決定流通中需要的貨幣量；商品流通與貨幣流通之間有一種內在的數量比例關系，這種數量比例關系是通過貨幣流通量規(guī)律的公式體現出來的。不僅如此，該數量比例關系還要求投入流通中的商品使用價值總量(即商品的物質內容)，必須同投入流通中的價值總量或貨幣總量(即商品的價值形式)相適應。也就是說，二者間必須保持貨幣流通量規(guī)律的公式所表明的那種比例關系，否則，該規(guī)律就會通過一系列的通貨膨脹或通貨緊縮事件甚至金融危機與經濟危機等強力手段，來糾正已經脫軌的商品使用價值總量與價值總量或貨幣總量之間的扭曲關系，使之回到原來正常的數量比例關系范圍之內。當然，該數量比例的具體數值不是一成不變的，它將隨著經濟環(huán)境的變遷和經濟條件的改變而不斷調整甚至可能發(fā)生很大的變化，而且，還因為該比例具有很好的彈性而使得該比例在實際中往往表現為一個數值區(qū)間。盡管如此，但這種數量比例關系本身始終會存在。

二、對超額貨幣問題的理論分析

上面是馬克思研究得到的貴金屬貨幣條件下(實體經濟中)商品流通與貨幣流通之間的數量比例關系，那么，它在目前完全紙幣條件下的情況又是怎樣的呢？李輝華(2013)[7]曾專門討論了完全紙幣①流通條件下貨幣作為流通手段時流通中的完全紙幣(這里指現金)需求量問題，其具體公式是：

M0dt=Pt·Qt/Vt

(2.1)

其中的Pt·Qt表示當期的待售商品價格總額。若考慮到貨幣作為商業(yè)信用形式下的支付手段時的情況，那么，在完全紙幣流通的條件下，該公式將變?yōu)椋?/p>

M0dt=(Pt·Qt- Pt′·Qt′+ Pt″·Qt″- Pt?·Qt?)/Vt

(2.2)

其中，Pt′·Qt′表示當期的賒售商品價格總額，Pt″·Qt″表示在當期發(fā)生的已到期支付總額，Pt?·Qt?表示在當期發(fā)生的彼此抵消的支付總額。

如果將貨幣作為商業(yè)信用形式和銀行信用形式下的支付手段時的情況都考慮在內，那么，在完全紙幣流通的條件下，該公式還可以被改寫為：

Mdt=Yt/Vt

(2.3)

其中，Mdt是指完全紙幣條件下流通中需要的廣義貨幣，它包括流通中的現金、活期存款和定期存款，即它主要指完全紙幣條件下需要的M2，而不僅僅是M0或M1。Yt表示一個經濟體中當期的實體經濟總量，這主要包括第一、第二、第四、第五層次含義的商品②流通總額，即由這四個層次含義的商品流通總規(guī)模構成。若用統(tǒng)計指標表示的話，那么，用全社會商品銷售總額或全社會產品生產總值，就可大致衡量出實體經濟的總規(guī)模。而全社會商品銷售總額包括全社會生產資料銷售總額與全社會生活資料銷售總額之和，它應由全社會生產資料銷售總額和全社會消費品零售總額以及全社會消費品批發(fā)總額三部分構成；全社會產品生產總值包括作為中間投入的生產資料總價值和作為產出的最終產品總價值兩部分，即它應由生產資料總價值與GDP總值構成。Vt表示一個經濟系統(tǒng)中實體經濟范圍內單位貨幣的平均流速，它既是與這四個層次含義的商品流通相對應的四種貨幣流速的平均值，又是投入生產資料流通中的貨幣流速和投入生活資料即消費品流通中的貨幣流速的平均值，還是作為中間投入的貨幣流速和作為最終產出的貨幣流速的平均值。于是，該公式可細化為如下三種形式：

M2dt=C1t/V2c1+C2t/V2c2+C4t/V2c4+C5t/V2c5

(2.4)

或者M2dt=Zt/V2z+XLt/V2xl+XPt/V2xp

(2.5)

或者M2dt=Zt/V2z+(GDP)t/V2gdp

(2.6)

其中，M2dt表示完全紙幣流通條件下當期需要的廣義貨幣M2，C1t表示當期的第一層次含義的商品流通總規(guī)模，V2c1表示當期與第一層次含義的商品流通總規(guī)模相對應的那部分貨幣M2的流通速度，C2t、C4t、C5t分別表示當期的第二、第四、第五層次含義的商品流通總規(guī)模，V2c2、V2c4、V2c5分別表示當期與第二、第四、第五層次含義的商品流通總規(guī)模相對應的那部分貨幣M2的流通速度；Zt表示當期的生產資料銷售總額或生產資料總值，V2z表示與當期生產資料流通總規(guī)模相對應的那部分貨幣M2的流通速度，XLt表示當期的全社會消費品零售總額，V2xl表示與當期全社會消費品零售總額相對應的那部分貨幣M2的流通速度，XPt表示當期的全社會消費品批發(fā)總額，V2xp表示與當期全社會消費品批發(fā)總額相對應的那部分貨幣M2的流通速度；GDP表示當期的GDP總值，V2gdp表示與當期GDP總值相對應的那部分貨幣M2的流通速度。很顯然，在上述三類公式中，廣義貨幣M2在不同流通領域或流通范圍內的流通速度的含義是截然不同的，而且，其數值也很可能各不相同。由于公式(2.4)中的相關變量的數據，在實際中難以統(tǒng)計或收集到，因此，該公式只有理論分析上的意義，并無現實操作中的意義。但后兩個公式特別是(2.6)中的數據，較易統(tǒng)計或收集到，因而，它們具有較強的現實操作意義。這里對完全紙幣流通條件下廣義貨幣M2的流通問題進行了分析，至于對貨幣M1、現金M0的流通問題的分析，也可依此類推。

1911年美國哈佛大學教授歐文·費雪在《貨幣的購買力》一書中，提出了論述貨幣數量的著名的費雪現金交易方程式M·V=P·T。式子中，M表示貨幣流通量，V表示單位貨幣流通速度，P表示一般物價水平，T表示商品和勞務的產量與交易量，同時假定V和T是固定不變的常數。于是，他認為，當方程式中的貨幣流通量M發(fā)生變動時，式中的一般物價水平P也必將發(fā)生同比例和同方向的變動。這就是貨幣數量論的基本思想。1917年庇古在其發(fā)表的《貨幣的價值》一文中，提出了現金余額交易方程式即劍橋方程式M=K·T·P=K·P·Y。式子中，M和P同上，T表示交易總量，Y表示國民收入，K表示社會持有的貨幣數量占其一年內交易總額的比例，也就是表示一年內國民收入中人民以貨幣形態(tài)儲存或持有的比例?，F金余額說認為，決定貨幣價值的不是現金總量，而是現金余額。所謂現金余額，是指一國人民以貨幣形態(tài)保留在手中的購買力。其實，傳統(tǒng)的貨幣數量論產生于金匯兌本位制盛行的時代，無論是費雪方程式，還是劍橋方程式，其本質都大同小異，即都承認是流通中的貨幣數量決定了一般物價水平，而不是相反。因為他們認為，在進入流通領域之前，商品沒有價格、貨幣沒有價值，而只有在流通領域中，商品才具有價格、貨幣才具有價值。這與金匯兌本位制下的貨幣流通的實際情況不相符，也與馬克思對此的觀點完全相左。事實上，在金匯兌本位制盛行的條件下，流通中需要的現金貨幣量，是由商品價格總額即商品價格水平和商品流通總量共同決定的，這與傳統(tǒng)貨幣數量論者所宣揚的理論、觀點完全相反。那么，在完全紙幣已成為一個經濟體中的本位貨幣的情況下，流通中需要的現金貨幣量甚至是廣義貨幣量M2，是否仍然由商品價格總額來決定呢？李輝華(2013)[7]得到的結論是：在完全紙幣本位制下，流通中需要的完全紙幣現金量，是由商品價格總額和產銷率即商品價格水平、商品流通總量與產銷率共同決定的。即它由單位商品價值量、單位完全紙幣的信用價值量、商品總產量和產銷率共同決定的。而單位完全紙幣的信用價值量又是由此前投入流通中的完全紙幣供給存量和全社會生產所有商品時的社會勞動生產率的倒數決定的。至于當期流通中需要的廣義貨幣即完全紙幣M2的數量，則是由當期的全社會生產所有商品時的社會勞動生產率的倒數、商品總量、產銷率、此前各周期投入流通中的完全紙幣M2供給量之和，以及與各周期相對應的全社會生產所有商品時的社會勞動生產率的倒數之和共同決定的。

上述分析表明，傳統(tǒng)貨幣數量論根本未超出對一個經濟體中實體經濟范圍內流通領域中需要的現金貨幣數量的論述范圍，易綱等人正是采用傳統(tǒng)貨幣數量論的現金交易方程式，來進行測算和研究的。即易綱等人僅僅研究了實體經濟條件下商品流通領域對完全紙幣M2的需求量問題，并未涉及其他情況。而楊召舉、張振國，伍志文(2003)[8]，李健(2007)[9]等人雖然注意到了金融資產帶來的影響，但他們將股市及其規(guī)模直接等同于我國虛擬經濟及其規(guī)模，這未免有些以偏概全，因為虛擬經濟不僅包括股票交易，還包括債券、基金、外匯、期貨、銀行間本幣交易以及保險、房地產等多種金融工具的交易。因此，我們認為，此處的“流通”應該是指廣義的商品即包括所有五個層次含義的商品的流通，即它包括貨物、勞務、精神產品、網上虛擬商品、碳商品等實體經濟領域里的商品流通與金融、保險、房地產等虛擬經濟領域里的商品流通或商品交易。即這里要確定的“流通中應該需要的貨幣量”，不僅包括實體經濟領域因交易和投資等方面需要而對貨幣提出的需求數量，而且還包括虛擬經濟領域也因交易、投資和籌資等方面需要而對貨幣提出的需求數量。這是一個封閉經濟系統(tǒng)的“流通中應該需要的貨幣量”?？紤]到國際貿易頻繁往來、國際投資經常發(fā)生、全球經濟一體化進程正在加速，很有必要把一個經濟體外部的影響因素也考慮進來，這就要增加一個新的貨幣需求量——因與外部世界的國際貿易、國際投資和國際借貸等需要而對貨幣供應提出的需求數量。這部分貨幣需求量包括凈出口差額+我國接受的境外投資額(包括金融類投資和非金融類投資)-我國對境外的投資額(包括金融類投資和非金融類投資)+凈走私額+非法渠道進入的境外熱錢-國內資本外逃額③+境外外匯匯入額(包括僑匯、境外投資收益等)-境內外匯匯出額(包括外僑僑匯、外資企業(yè)投資收益等)。因此，一個開放經濟系統(tǒng)的“流通中應該需要的貨幣量”，至少要包括實體經濟需要的貨幣量、虛擬經濟需要的貨幣量、外部世界需要的貨幣量或國際貨幣需求量這三部分。此外，還應考慮兩個因素，一是在現代市場經濟條件下，居民個人或單個消費者因持有以貨幣形式存在的財富而對貨幣供應的需求數量，該數量對儲蓄率較高的經濟體來說，是影響其貨幣供應總量的一個很重要的因素；二是部分經濟體特有的現象，即指對在地下錢莊或地下經濟系統(tǒng)中循環(huán)的資金需求數量(我國就有這種現象)。由于這部分貨幣量未被正規(guī)統(tǒng)計機構統(tǒng)計在內，因而，可將其視為通過經濟體的合法金融體系漏出的貨幣數量，或稱漏出效應。這樣一來，就可以得到一個開放經濟系統(tǒng)的“流通中應該需要的貨幣量”的理論模型：

M2dt=Yt/V2yt+Xt/V2xt+Et/V2et+Ft/V2ft+Gt/V2gt

(2.7)

其中，Yt表示當期實體經濟總規(guī)模，V2yt表示當期完全紙幣M2在實體經濟范圍內的流速，Xt表示當期虛擬經濟總規(guī)模，V2xt表示當期完全紙幣M2在虛擬經濟范圍內的流速，Et表示當期外部世界需求總規(guī)模，V2et表示當期完全紙幣M2在外部世界需求范圍內的流速，Ft表示當期儲蓄存款總規(guī)模，V2ft表示當期完全紙幣M2在儲蓄范圍內的流速，Gt表示當期地下經濟總規(guī)模，V2gt表示當期完全紙幣M2在地下經濟系統(tǒng)中的流速。由該公式可以看出，其中后三項，即外部世界需要的貨幣量、儲蓄存款總額需要的貨幣量和地下經濟需要的貨幣量，可分解為實體經濟需要的貨幣量與虛擬經濟需要的貨幣量，于是，該公式演變?yōu)椋?/p>

M2dt=M2ydt+M2xdt

(2.8)

其中，M2ydt表示實體經濟總規(guī)模需要的貨幣量，M2xdt則表示虛擬經濟總規(guī)模需要的貨幣量。令b= M2xdt/ M2ydt，則有M2xdt=b·M2ydt，所以，有

M2dt= M2ydt+ b·M2ydt=(1+b)M2ydt

(2.9)

式子中的b主要由α、β、γ、ω等四個主要變量來共同決定的，其中，α=單位資本在虛擬經濟中的利潤率/單位資本在實體經濟中的利潤率，該比例越高，虛擬經濟吸引的投資資本(或吸納的資本流入量)也越多，即虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量也越大，反之，則越小，其取值范圍為(0，+∞)。其理論依據就是馬克思的資本平均利潤率規(guī)律，即在資本自由流動或市場完全競爭的條件下，資本在不同行業(yè)或產業(yè)間的流動，是按照不同行業(yè)或產業(yè)的利潤率高低的變動來進行的，最后形成一個社會平均的資本利潤率，由此延伸開來，資本在實體經濟和虛擬經濟之間的流動，也是按照不同經濟形態(tài)下的利潤率高低的變化來進行的，最后形成一個平均的社會資本利潤率。β表示一個經濟體中的金融化程度指數，該指數越高，虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量也越大，反之，則越小，其取值范圍為[0，1]。γ表示一個經濟體中，資本在實體經濟與虛擬經濟之間能自由流動的程度。資本在二者間能自由流動的程度越高，虛擬經濟對完全紙幣M2的實際需求量也越大，其取值范圍也為[0，1]。ω=單位完全紙幣在虛擬經濟中的流速/單位完全紙幣在實體經濟中的流速，該比例越高，虛擬經濟對完全紙幣的實際需求量就越小，反之，則越大，其取值范圍同樣為(0，+∞)?？梢?，前三個變量α、β、γ與虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量之間成正比例關系，而變量ω與虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量之間則成反比例關系。因此，(2.9)可改寫為：

M2dt=(1+b)M2ydt=(1+α·β·γ/ω)M2ydt

(2.10)

值得注意的是，影響b變動的其他因素還有不少，如貨幣層次結構、金融體系的發(fā)達程度、收入結構、金融創(chuàng)新的活躍程度、產業(yè)結構的演變、金融管理體制和金融制度的變遷以及新的經濟形態(tài)的出現，等等，這些因素的影響都十分復雜，此處只作簡單分析。貨幣層次結構特別是準貨幣在M2中的比例即(M2-M1)/M2所占比重越高，虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量就越大。事實上，從1990年開始我國的準貨幣占M2的比重就一直在53%以上，并一直呈穩(wěn)步上升的態(tài)勢；一個經濟體的金融體系越發(fā)達，其虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量也就越大，反之，就越小；一個經濟體的人均年收入越高且其收入差距懸殊程度(可考慮采用基尼系數來衡量收入差距的大小)越低，其虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量也就越大，反之，就越小；一個經濟體的金融創(chuàng)新越活躍，其金融市場上金融工具的供給彈性就越高、金融工具的供給能力就越強，其虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量也就越大，反之，就越??；隨著工業(yè)化的展開和結束，第一和第二產業(yè)所占比重就會相對下降，第三產業(yè)所占比重則會迅速上升，特別是金融、保險和房地產業(yè)所占比重越高(美國的情況就是這樣)，其虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量也就越大，反之，就相對較??；一個經濟體的金融管理越規(guī)范、監(jiān)管越嚴格，其虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量也就相對較小，反之，就較大；如果一個經濟體中出現了全新的經濟形態(tài)，那么，其虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量也就相對越小，因為全新經濟形態(tài)的出現起到了分流資金的作用。至于這些因素會對其虛擬經濟對完全紙幣M2的需求量產生何種具體影響，此處就不再展開分析了。

李輝華(2013)[7]曾推導出一個在不考慮虛擬經濟影響的條件下，實體經濟范圍內商品流通領域中對完全紙幣M2的需求數量的公式，即

M2ydt=(1/Lt)·Qt·At·[Ms(t-n)+Ms(t-n+1)+……+Ms(t-1)+Mst]/
{[1/Ls(t-n)+1/Ls(t-n+1)+……+1/Ls(t-1)+1/Lst]·V2yt}，

t=1,2,3,……,n

(2.11)

Lt表示當期全社會生產所有商品時的社會勞動生產率，Qt表示當期全社會的商品總量，At表示當期相應的商品產銷率，Ms(t-n)、Ms(t-n+1)、……、Ms(t-1)表示當期以前各周期分別投入流通中的完全紙幣M2供給量，Mst表示當期完全紙幣M2供給量，Ls(t-n)、Ls(t-n+1)、…、Ls(t-1)表示與當期以前各周期分別投入流通中的完全紙幣M2供給量相對應的全社會生產所有商品時的社會勞動生產率的總平均數的象征數量，Lst則表示與當期完全紙幣M2供給量相對應的全社會生產所有商品時的社會勞動生產率的總平均數的象征數量。因此，將(2.11)式代入公式(2.10)中，即可得到

M2dt=(1+α·β·γ/ω)·(1/Lt)·Qt·At·[Ms(t-n)+Ms(t-n+1)+……+Ms(t-1)+Mst]/

{[1/Ls(t-n)+1/Ls(t-n+1)+……+1/Ls(t-1)+1/Lst]·V2yt}，

t=1,2,3,……,n

(2.12)

我們可將(2.12)式稱為雙經濟形態(tài)下商品流通領域對完全紙幣M2的需求數量的理論模型，其中的雙經濟形態(tài)是指，實體經濟和虛擬經濟同時并存的經濟形態(tài)。此時實體經濟總規(guī)模對完全紙幣M2的需求量，可以表述為生產全社會所有商品時需要的社會必要勞動者總人數，乘以各個周期分別投入流通中的完全紙幣M2的供給量之和，除以與此相對應的各個周期的全社會勞動生產率的倒數之和，再除以完全紙幣M2在實體經濟范圍內的平均流通速度，或者表述為全社會需要的必要產品總量或總產值，乘以各個周期分別投入流通中的完全紙幣M2的供給量之和，再乘以當期的全社會勞動生產率的倒數占與此相對應的各個周期的全社會勞動生產率的倒數之和的比重，最后除以完全紙幣M2在實體經濟范圍內的平均流通速度。此時虛擬經濟總規(guī)模對完全紙幣M2的需求量，可以表述為它等于實體經濟總規(guī)模對完全紙幣M2的需求量，乘以α、β、γ三者之積，再除以ω即可。

在公式(2.12)中，各個周期的全社會勞動生產率數據、全社會產品總量或總值數據、完全紙幣M2的供給量數據，相對來說較易取得，而各個周期的產品產銷率數據與α、β、γ數據的收集和取得，就存在一定的難度，最難獲得其數據的則是V2yt和ω。其中，V2yt是單位完全紙幣M2在生產資料流通中的周轉速度和在生活資料流通中的周轉速度的平均值?？梢姡瑔挝煌耆垘臡2在兩大流通領域中的周轉速度可以繼續(xù)細分下去，但無論如何細分，單位完全紙幣M2在最小范圍內的周轉速度數據的獲得，仍然存在一定的難度。因為這需要歷史數據的積累、統(tǒng)計指標的設置和統(tǒng)計數據的規(guī)范和上報等基礎工作的保障。應對這一問題大致上有兩種思路：第一種思路是不考慮單位完全紙幣M2的流通速度的影響問題，即只考慮對完全紙幣M2的需求總量(就是M2ydt·V2yt)問題，或者假定V2yt保持基本不變；第二種思路則是完全拋開上面的理論分析，重新退回到傳統(tǒng)貨幣數量論的交易方程式上來，并同時假定V2t固定不變。鑒于目前各國的統(tǒng)計指標、統(tǒng)計數據、統(tǒng)計規(guī)范和統(tǒng)計制度等的現狀，人們往往傾向于選擇第二種思路?？嘤谙嚓P數據的收集，本研究也被迫采用第二種思路來進行分析。即使如此，本研究仍然對費雪交易方程式進行了拓展和修正，即將該方程式從未考慮的虛擬經濟總規(guī)模或虛擬資產總量、外部世界總規(guī)模、儲蓄存款總規(guī)模對完全紙幣M2的需求量的影響等，也納入到下面即將進行的實證分析中來。

三、對我國超額貨幣問題的實證分析

(一) 指標的選擇和說明

根據上述思路和密切性、延續(xù)性、可得性的原則，選擇國內生產總值GDP +生產資料銷售總額作為代表實體經濟規(guī)模的指標、金融市場交易總額作為代表虛擬經濟規(guī)模的指標、凈出口差額+我國接受的外商直接投資額-我國對外直接投資額作為代表外部世界需要的貨幣量的指標、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年末余額作為代表儲蓄規(guī)模的指標、居民消費價格指數和工業(yè)品出廠價格指數作為代表物價總指數或價格總水平的指標，而貨幣供應量M2則是實際中發(fā)行的貨幣量。

關于統(tǒng)計指標的說明：

第一，金融市場交易總額在這里只選取了我國金融市場形成以后的1993～2009年間的數據，具體包括債券發(fā)行額與交易總額(1993-2009)、股票籌資額與交易總額(1993-2009)、期貨交易總額(1993-2009)、基金交易額(1994-2009)、外匯交易額(1994-2004)、銀行間本幣交易額(1996-2009)、保險業(yè)凈保費收入(1993-2009)、商品房銷售額(1993-2009)等八種金融工具交易額之和。

第二，凈出口差額是用人民幣計價的1993年以后的數據；外商直接投資額是指我國實際利用外資金額，不包括我國對外借款、其他外商投資額，選取1993年以后的數據，用美元計價；我國對外直接投資額的數據1993-2005為非金融類投資金額，2006-2009則為對外直接投資總額，均用美元計價。用美元計價的數據均將在折算為人民幣后才進行比較。

第三，由于上述數據特別是金融數據的年份并不整齊劃一，有的長，有的短，有的統(tǒng)計口徑還有差別，這可能會影響到實證分析的結論的精確性。

(二)總體回歸模型的設定

如前所述，在一個經濟體中，由于該經濟體對其完全紙幣M的需求量，等于實體經濟總規(guī)模、虛擬經濟總規(guī)模、外部世界總需求、儲蓄總規(guī)模對完全紙幣M的需求量之和，因此，有模型

Md=f(Y，X，E，F)·ψ(P)+ε

(3.1)

其中，Md表示某經濟體對其完全紙幣M的需求量，Y、X、E、F分別表示該經濟體中實體經濟總規(guī)模、虛擬經濟總規(guī)模、外部世界需求總規(guī)模、儲蓄總規(guī)模，P則表示物價因素，f、ψ分別表示函數關系，ε表示隨機擾動項或隨機誤差項，且服從高斯正態(tài)分布。由于Y、X、E、F屬于宏觀經濟時間序列數據，而這些數據(的絕對量)絕大多數是不平穩(wěn)的，因此，不能直接使用這些數據來建立線性回歸模型，否則，就會與隨機擾動項或隨機誤差項的高斯正態(tài)分布的假設相違背，從而可能出現偽回歸問題。于是，人們就常常使用這些數據的變化率即增長率來建立多元線性回歸模型。因而，可得我國貨幣需求量的總體回歸模型：

Y′=A+A1X1′+A2X2′+A3X3′+A4X4′+A5X5′+ε

(3.2)

其中，Y′表示我國完全紙幣M的需求量的增長率，A表示待估計的常數，X1′、X2′、X3′、X4′分別表示我國的實體經濟總規(guī)模增長率、虛擬經濟總規(guī)模增長率、外部世界需求總規(guī)模增長率、儲蓄總規(guī)模增長率，X5?表示我國物價總指數或價格總水平，A1、A2、A3、A4、A5是這五個變量的參數，ε仍然表示隨機擾動項或隨機誤差項，且服從高斯正態(tài)分布。由于這五個變量中除X4′即儲蓄總規(guī)模增長率外，其他變量都沒有直接的統(tǒng)計指標與它們相對應，因此，需要對這些變量進行分解和細化。比如，我國實體經濟總規(guī)?？煞纸鉃槲覈鳪DP與生產資料銷售總額之和；又如，虛擬經濟總規(guī)?？捎山鹑谑袌鼋灰卓傤~來代替，而它又可分解為八種金融工具的交易額之和；再如，外部世界需求總規(guī)?？煞纸鉃槿咧图磧舫隹诓铑~+我國接受的外商直接投資額-我國對外直接投資額。最后，可得到如下具體的我國完全紙幣需求量M2增長率的總體回歸模型：

Y2′=a0+a1x1′+a2x2′+a3x3′+a4x4′+a5x5′+a6x6′+a7x7′+a8x8′+a9x9′
+a10x10′+a11x11′+a12x12+a13x13′+a14x14′+ε0

(3.3)

其中，Y2′表示我國完全紙幣需求量M2增長率

x1′表示我國GDP增長率

x2′表示我國生產資料銷售總額增長率

x3′表示我國(GDP+生產資料銷售總額)增長率

x4′表示我國金融市場交易總額增長率

x5′表示我國(GDP+生產資料銷售總額+金融市場交易總額)增長率

x6′表示我國(出口凈額+我國接受的外商直接投資額-我國對外直接投資額)增長率

x7′表示我國(GDP+生產資料銷售總額+金融市場交易總額+三者之和)增長率

x8′表示我國城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年底余額(簡稱年底余額)增長率

x9′表示我國(GDP+生產資料銷售總額+金融市場交易總額+三者之和+城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年底余額)增長率

x10′表示我國居民消費價格指數

x11′表示我國工業(yè)品出廠價格指數

x12′表示我國(GDP+金融市場交易總額)增長率

x13′表示我國(GDP+金融市場交易總額+三者之和)增長率

x14′表示我國(GDP+金融市場交易總額+三者之和+年底余額)增長率

a0表示等待估計的常數

a1～a14表示待估計方程的參數

ε0表示待估計方程的隨機擾動項或隨機誤差項

在長期均衡條件下，一個經濟體對其完全紙幣M的需求量，應該等于該經濟體對其完全紙幣M的供給量，又由于該經濟體對其完全紙幣M的需求量數據，不可能從統(tǒng)計數據方面獲得，只能根據模型估計出來。因此，這里將用完全紙幣M的供給量的觀測值即樣本數據，來代替完全紙幣M的需求量的樣本數據，以便估計上述方程。

(三) 模型的估計和檢驗

為了與下面分析的數據在時間上保持一致，根據《中國統(tǒng)計年鑒2010》[10]、《中國金融年鑒2009》[11]、《中國市場統(tǒng)計年鑒2004》[12]、《中國第三產業(yè)統(tǒng)計年鑒2010》[13]、《中國貿易外經統(tǒng)計年鑒2010》[14]和商務部網站[15]-[18]、人總行網站[19]上的數據，這里對上述十四個自變量和一個因變量在1994～2009年間的數據，先進行單位根檢驗，然后根據檢驗結果決定是否進行線性回歸。結果表明，除Y2′、x2′、x8′是一階單整的之外，其余的自變量均為平穩(wěn)的時間序列。因此，可對這十五個變量進行線性回歸，結果如下：

Y2′=-197.913-18.3102x1′-10.3651x2′+26.60009x3′+0.868888x4′-2.16417x5′+0.076958x6′+35.92431x7′+0.631981x8′-32.5145x9′+4.004288x10′-1.76273x11+3.830955x12′-29.9503x13′+23.93787x14′

調整后的R2=0.860183 F=7.591622 P值=0.277928

由于F統(tǒng)計量值7.591622小于5%顯著性水平下的F臨界值161.4，且P值又大于0.05的顯著性水平值，因此，模型未通過整體顯著性檢驗。這意味著沒有證據表明，Y2′與其余十四個變量之間存在顯著線性關系。亦即這十四個變量中有的變量與Y2′的相關性較低。為了將相關度低的變量找出來，可對這十五個變量作相關系數矩陣，結果如下(由于篇幅有限，下表右邊的12列數據被省略了)：

表2-1 十五個變量間的相關系數矩陣

由表2-1可以看出，x2′即生產資料銷售總額增長率與Y2′間的相關度極低，x3′即(GDP+生產資料銷售總額)增長率與Y2′間的相關度也很低，因此，可將這兩個變量去掉，同時還需將包含有生產資料銷售總額因素的其余三個變量即x5′、x7′、x9′也去掉。然后再將Y2′與其余九個變量進行線性回歸，結果如下：

Y2′=32.7097+0.141911x1′+0.079006x4′-0.04385x6′+0.315958x8′+0.414867x10′-0.65894x11′

- 2.45374x12′+1.741556x13′+0.801274x14′

t=(0.245432) (0.140382) (0.489199) (-0.48355) (1.145985) (0.421196) (-1.0102)

(-0.55465) (0.372754) (0.717404)

調整后的R2=0.778572 F=6.860221 P值=0.014668

由于F統(tǒng)計量值6.860221大于5%顯著性水平下的F臨界值5.99，P值0.014668又小于0.05的顯著性水平值，因此，模型通過整體顯著性檢驗。亦即有證據表明，Y2′與這九個變量之間有顯著線性關系。但在該回歸模型中，九個變量前的系數所對應的P值均大于0.05的顯著性水平值，而其對應的t值均未通過顯著性檢驗。這就意味著，在該回歸模型中，估計的九個參數均未通過顯著性檢驗。這說明，這九個變量間有可能存在多重共線性問題。這里用兩種方法來進行檢驗：

第一種方法是F檢驗(輔助回歸模型檢驗)。即將九個變量中的每一個變量對其余八個變量進行線性回歸，得到九個回歸方程。再比較每個方程的擬合優(yōu)度及F統(tǒng)計量值，若其中最大的一個擬合優(yōu)度接近于1，F統(tǒng)計量值顯著地大于臨界值，那么，該變量與其余八個變量間存在多重共線性，即它可近似地用其余八個變量線性表示。經檢驗，以x13′即(GDP+金融市場交易總額+三者之和)增長率為因變量的回歸方程的擬合優(yōu)度最高，為0.999986，其F統(tǒng)計量為61785.71，遠遠大于5%和1%顯著性水平下的F臨界值，因此，該變量x13′可用其余八個變量線性表示。第二種方法是方差膨脹因子檢驗。方差膨脹因子=1/(1-輔助回歸模型的決定系數)，當該因子大于5或大于10時，即認為模型存在較嚴重的多重共線性問題。經檢驗，以x13′為因變量的輔助回歸方程的方差膨脹因子=1/(1-0.999986)=71428.571，遠遠大于10，且又是最大的，因此，原模型即Y2′與九個變量間的回歸模型存在較嚴重的多重共線性問題。經過檢驗和比較，可以確定，x13′與Y2′之間的線性關系，可以通過其余八個變量與Y2′之間的線性關系近似地反映出來。于是，x13′就成了被其余八個變量可以替代的變量。去掉x13′，再對Y2′與其余八個變量進行線性回歸，得到如下方程：

Y2′=54.42757+0.266891x1′+0.070317x4′-0.0141x6′+0.346354x8′+0.287049x10′-0.76922x11

-0.84632x12′+0.934692x14′

t=(0.484878) (0.29884) (0.46985) (-0.34962) (1.404262) (0.331961) (-1.41299)

(-0.91499) (0.943372)

調整后的R2=0.805809 F=8.780444 P值=0.004829

由于F統(tǒng)計量值8.780444大于5%顯著性水平下的F臨界值5.59，P值0.004829又小于0.05的顯著性水平值，因此，模型通過整體顯著性檢驗。亦即有證據表明，Y2′與這八個變量之間存在顯著線性關系。但在該回歸模型中，八個變量前的系數所對應的P值均大于0.05的顯著性水平值，而其對應的t值均未通過顯著性檢驗。即在該模型中，估計的八個參數均未通過顯著性檢驗。這說明，這八個變量間有可能存在多重共線性問題。采用輔助回歸模型檢驗法和方差膨脹因子檢驗法進行檢驗，結果表明，以x12′即(GDP+金融市場交易總額)增長率為因變量的回歸方程的擬合優(yōu)度最高，為0.999688，其F統(tǒng)計量為3667.728，遠遠大于5%和1%顯著性水平下的F臨界值；同時其方差膨脹因子=1/(1-0.999688)=3205.128，遠遠大于10。因此，該變量x12′與Y2′之間的線性關系，可以通過其余七個變量與Y2′之間的線性關系近似地反映出來。于是，x12′就成了被其余七個變量可以替代的變量。去掉x12′，再對Y2′與其余七個變量進行線性回歸，方程如下：

Y2′=48.35539+0.139977x1′-0.00293x4′+0.009205x6′+0.484941x8′+0.438547x10′-0.8559x11′

+0.059261x14′

t=(0.435996) (0.160297) (-0.0234) (0.297348) (2.516948) (0.522063) (-1.61305)

(0.232543)

調整后的R2=0.80976 F=10.12114 P值=0.002013

由于F統(tǒng)計量值10.12114大于5%顯著性水平下的F臨界值5.32，P值0.002013又小于0.05的顯著性水平值，因此，模型通過整體顯著性檢驗。亦即有證據表明，Y2′與這七個變量之間有顯著線性關系。但在該回歸方程中，除x8′即年底余額增長率前面的系數所對應的P值小于0.05的顯著性水平值，且其對應的t值通過顯著性檢驗之外，其余六個變量前的系數均未通過顯著性檢驗。這同樣表明，這七個變量間有可能存在多重共線性問題。采用上述兩種方法進行檢驗，結果表明，以x4′即金融市場交易總額增長率為因變量的回歸方程的擬合優(yōu)度最高，為0.995923，其F統(tǒng)計量為366.4517，遠遠大于5%和1%顯著性水平下的F臨界值；同時其方差膨脹因子=1/(1-0.995923)=245.278，遠大于10。因此，該變量x4′可用其余六個變量近似地線性表示。于是，x4′就成了被其余六個變量可以代替的變量。去掉x4′，再對Y2′與其余六個變量進行線性回歸，得到下述方程：

Y2′=50.69766+0.158551x1′+0.008538x6′+0.486764x8′+0.423011x10′-0.8655x11′ +0.053339x14′

t=(1.125966) (0.462145) (0.747611) (2.929852) (0.871838) (-2.73084) (1.89665)

調整后的R2=0.830887 F=13.28298 P值=0.000508

由于F統(tǒng)計量值13.28298大于5%和1%顯著性水平下的F臨界值5.12和10.56，P值0.000508又小于0.05、0.01的顯著性水平值，因此，模型通過整體顯著性檢驗。亦即有證據表明，Y2′與這六個變量之間有顯著線性關系。但在該回歸方程中，除x8′和x11′即工業(yè)品出廠價格指數前面的系數通過了顯著性檢驗外，其余四個變量前面的系數均未通過顯著性檢驗。這也說明，這六個變量間有可能存在多重共線性問題。采用上述兩種方法進行檢驗，結果表明，以x10′即居民消費價格指數為因變量的回歸方程的擬合優(yōu)度最高，為0.961432，其F統(tǒng)計量為49.85643，遠大于5%和1%顯著性水平下的臨界值；同時其方差膨脹因子=1/(1-0.961432)=25.928，大于10。因此，該變量x10′就成了被其余五個變量可以代替的變量。去掉x10′，再對Y2′與其余五個變量進行線性回歸，得到下述方程：

Y2′=81.85161+0.309741x1′+0.011334x6′+0.602351x8′+0.78694x11+0.05708x14′

t=(3.024421) (1.059124) (1.046589) (6.089463) (2.62147) (2.078783)

調整后的R2=0.834944 F=16.1756 P值=0.000164

由于F統(tǒng)計量值16.1756大于5%和1%顯著性水平下的F臨界值4.96和10.04，P值0.000164又小于0.05、0.01的顯著性水平值，因此，模型通過整體顯著性檢驗。亦即有證據表明，Y2′與這五個變量之間有顯著線性關系。但在該回歸方程中，除x8′和x11′前面的系數通過了顯著性檢驗外，其余三個變量前面的系數均未通過顯著性檢驗。這說明，這五個變量間仍可能存在多重共線性問題。采用上述兩種方法進行檢驗，結果表明，以x1′即GDP增長率為因變量的回歸方程的擬合優(yōu)度最高，為0.918484，其F統(tǒng)計量為30.98565，遠遠大于5%和1%顯著性水平下的F臨界值；同時其方差膨脹因子=1/(1-0.918484)=12.268，大于10。因此，該變量x1′就成了被其余四個變量可以代替的變量。去掉x1′，再對Y2′與其余四個變量進行線性回歸，得到下述方程：

Y2′=61.12939+0.016791x6′+0.595032x8′+0.54505x11′+0.071609x14′

t=(3.251289) (1.753055) (5.997109) (2.78235) (2.994099)

調整后的R2=0.833117 F=19.72081 P值=0.000056

由于F統(tǒng)計量值19.72081大于5%和1%顯著性水平下的F臨界值4.84和9.65，P值0.000056又小于0.05、0.01的顯著性水平值，因此，模型通過整體顯著性檢驗。亦即有證據表明，Y2′與這四個變量之間有顯著線性關系。且在該回歸方程中，除x6′前面的系數未通過顯著性檢驗外，其余三個變量前面的系數均通過了顯著性檢驗。為保險起見，先檢驗這四個變量之間是否有多重共線性問題，然后再決定是否剔除x6′。仍然采用上述兩種方法進行檢驗，結果表明，以x11′為因變量的回歸方程的擬合優(yōu)度最高，但也只有0.73431，并不接近于1，其方差膨脹因子=1/(1-0.73431)=3.764，小于5，更小于10。因此，這四個變量之間沒有多重共線性問題，此時去掉x6′，再對Y2′與其余三個變量進行線性回歸，方程如下：

Y2′=43.78967+0.620601x8′+0.37449x11′+0.068439x14′

t=(2.528891) (5.839174) (2.03383) (2.649954)

調整后的R2=0.804285 F=21.54734 P值=0.0000402

由于F統(tǒng)計量值21.54734大于5%和1%顯著性水平下的F臨界值4.75和9.33，P值0.0000402又小于0.05、0.01的顯著性水平值，因此，模型通過整體顯著性檢驗。亦即有證據表明，Y2′與這三個變量之間有顯著線性關系。而且，x8′、x11′、x14′即(GDP+金融市場交易總額+三者之和+年底余額)增長率前面的系數均通過了5%顯著性水平下的臨界值檢驗。至此，我們就得到了Y2′的最終的總體回歸模型，即

Y2′=43.78967+0.620601x8′+0.37449x11′+0.068439x14′

(3.4)

最后再對該方程進行協整檢驗，結果表明，該方程是協整的，即它是可靠的，不存在偽回歸問題。亦即我國Y2′與x8′、x11′、x14′之間存在顯著的線性關系?？梢?，方程(3.4)是對方程(3.3)的最終估計結果，而且它是通過了顯著性檢驗之后得到的結果。亦即有證據表明，在1994～2009年間，我國Y2′與x8′、x11′、x14′之間有著顯著的線性協整關系：我國x8′、x11′、x14′每增加1%，Y2′將分別增加0.621%、0.374%、0.068%。因此，在我國完全紙幣需求量M2增長率的變動過程中，我國城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年底余額增長率的影響最大，其次是工業(yè)品出廠價格指數帶來的影響，最后則是(GDP+金融市場交易總額+三者之和+年底余額)增長率的影響。

由于得到的回歸方程(3.4)是有效的，因此，可以根據該方程估計出1994～2009年間我國完全紙幣需求量M2增長率Y2′的數值，并將其與此期間我國完全紙幣供給量M2增長率Y2s′的觀測值數據進行比較，結果如下：

表2-2 Y2′與Y2s′在1994～2009年間的對比表 單位：%

表2-2中的數據表明，我國完全紙幣供不應求的年份即完全紙幣需求量M2增長率Y2′大于完全紙幣供給量M2增長率Y2s′的年份只有六年，分別是1995、1998、2002、2003、2006、2008年，而其余10年則是我國完全紙幣供過于求的年份。但是，若仔細觀察，就會發(fā)現，1999年和2000年我國完全紙幣供過于求的程度很輕微，在0.5%的允許誤差范圍之內，可視為供求大致相等。因此，準確地說，在1994～2009年間，我國完全紙幣供不應求的年份有6年，占37.5%；供求相等的年份有2年，占12.5%；供過于求即貨幣超發(fā)的年份有8年，占50%。不過，若從這16年間我國完全紙幣供給與需求之間的差額總和及其均值來看，我國不存在完全紙幣超額發(fā)行問題。

四、結論

第一，有證據表明，在1994～2009年間，對我國完全紙幣需求量M2增長率的變動，發(fā)揮主導作用和決定性影響的是我國城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年底余額增長率的變動，發(fā)揮輔助作用和次要影響的是工業(yè)品出廠價格指數，以及我國(GDP+金融市場交易總額+三者之和+年底余額)增長率的變動；而我國生產資料銷售總額增長率的變動，對我國完全紙幣需求量M2增長率的影響幾乎可以忽略不計。

第二，在1994～2009年間，我國完全紙幣超發(fā)的年份有8年，占50%；供不應求的年份有6年，占37.5%；供求相等的年份有2年，占12.5%。若從這16年間我國完全紙幣供給與需求之間的差額總和及其均值來看，我國沒有超額貨幣現象。

第三，在1994～2009年間，若同時考慮我國實體經濟、虛擬經濟、外部世界需求、城鄉(xiāng)儲蓄、地下經濟等這五個領域對我國貨幣量的需求因素，那么，我國仍然不存在完全紙幣超額發(fā)行問題。

第四，基于上述三個結論，因此，我們建議：央行在制定貨幣政策時，不必顧慮那種認為“我國已經存在較重的貨幣超發(fā)問題”的流行觀點的影響，而應該根據我國實體經濟和虛擬經濟總規(guī)模以及國家發(fā)展戰(zhàn)略等對貨幣的需要量，來安排每年的貨幣投放數量。

[注 釋]

① 完全紙幣是指既不能夠兌換成黃金，又沒有規(guī)定含金量的法定價值符號(紙幣).

② 第一層次的商品是指有形產品，即貨物或實物產品；第二層次的商品是指無形產品，即技術、信息、文化娛樂及服務產品等；第三層次的商品是指用于交換的各種資產或債務的權利證書等各種金融工具；第四層次的商品是指具有電子化、數字化等特征的網絡上的虛擬產品；第五層次的商品是指全球范圍內用來交換的(二氧化)碳商品，即所謂的為保護環(huán)境限制(二氧化)碳排放而進行的(二氧化)碳交易.

③ 20世紀90年代以來，我國資本外逃問題不容忽視.據華盛頓國際政策研究中心“健全國際金融體系”項目的報告稱，中國資本外逃額2010年為4204億美元，2011年達6020億美元，2000～2011年間，中國資本外逃額累計達3.79萬億美元(非法資金外流 中國高居榜首 參考消息，2012年12月19日第16版)

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[15] http://zhs.mofcom.gov.cn/aarticle/Nocategory/201001/20100106747574.html，2010-12-18.

[16] http://zhs.mofcom.gov.cn/aarticle/Nocategory/200901/20090106003675.html，2010-12-18.

[17] http://zhs.mofcom.gov.cn/aarticle/Nocategory/200405/20040500218171.html，2010-12-18.

[18] http://hzs.mofcom.gov.cn/accessory/201009/1284339524515.pdf，2010-12-18.

[19] http://www.pac.gov.cn/pualish/html/2009s07.htm，2011-01-28.

[責任編輯：郭秀艷]

Theoretical and Empirical Analysis on the Problem of Excess Money Stock in China

LI Hui-hua

(Library，Renmin University of China，Beijing 100872，China)

This article starts with Marx’s formula of currency circulation In the gold exchange standard system，expanded and extended the content and influence factors of the formula，And derived the theoretical formula of the demand for the generalized money M2 in the dual economy form under the full paper money standard system，Then has carried on the quantitative analysis on China’s 1993-2009 years of relevant statistical data in accordance with the set of the overall regression model. The results show that, in a single year, the full paper money M2 supply is too much in some years, but it is too low in some years. If from a longer period of time or the whole point of view, there is no phenomenon of excess money stock in China.

full paper money；money demand；real economy；fictitious economy；excess money

2016-09-26

國家社會科學研究基金青年項目(06CJY032)

李輝華(1968-)，男，湖南永州人，中國人民大學圖書館副研究館員，博士，從事商業(yè)經濟理論與管理、金融與期貨投資等研究.

F822

A

2095-5863(2016)06-0007-011