三 中國貨幣供給內生的現實環境分析

1.中國貨幣供給內生的現實基礎

貨幣供給內生性問題本身是學界關注并討論較多的問題之一。貨幣供給外生假設為建模和實證分析提供了較大便利，因此許多經濟學理論將貨幣供給外生假設作為重要前提。但隨著世界金融體系的發展，貨幣供給外生的假設逐漸與現實相脫離。為此，有很多學者在現代經濟條件下探討了貨幣供給內生性的問題，如凱恩斯認為貨幣供給是由企業和個人等各方面從商業銀行的貸款所決定的，而不是中央銀行所能控制的外生變量；托賓認為存款創造取決于公眾的資產偏好和資產選擇結構，存款創造過程是反映了銀行與其他私人單位經濟行為的內生過程，存款準備比率和存款通貨比率是由經濟過程內生決定的；卡爾多認為利率由中央銀行外生決定，貨幣供給曲線的彈性是無限大的或是水平的。總體而言，學界一般認為，隨著金融市場的發展，貨幣供給內生已成為現代經濟體一個很重要的現實環境。

就中國現實情況而言，于澤認為中國銀行體系滿足貨幣內生所需的三個前提條件，即商業銀行能夠自由放款、中央銀行對于法定準備金和銀行結算資金“適應性”供給。在此基礎上，本章認為近年來中國信用卡業務的發展，以及日益成熟的銀行貸款先行的經營模式，使中國具備了貨幣供給內生的現實條件。

（1）信用卡業務發展迅猛。

傳統理論的貨幣循環始于儲蓄。但在現代世界中，為了支出，家庭并不必要持有貨幣存款，這集中表現在信用卡業務。信用卡提供了個人在免息還款期內無存款的消費權利。信用卡使用越廣泛，儲蓄對家庭支出的預算約束力越弱，家庭超前消費的程度可能越高。換言之，信用卡是消費需求引致貨幣供的重要平臺。中國近幾年的信用卡業務發展異常迅猛。根據中國銀行業協會發布的《2010年中國信用卡產業發展藍皮書》，截至2010年年底，國內信用卡發卡量達到2.3億張，比上年增長23.96%；信用卡跨行交易金額為5.11萬億元，占GDP比重高達12.67%，比上年增長46%。信用卡境內受理環境繼續改善，縣級以上地區基本實現全國聯網，特約商戶、POS和ATM等受理終端規模繼續擴大。截至2010年年底，國內受理商戶總量為218.3萬戶，比上年增長39.36%，國內受理信用卡的POS終端達到333.4萬臺，比上年增長38.4%；國內ATM終端達到25萬臺，比上年增長16.3%。信用卡產品功能繼續完善，網上支付、手機支付等電子支付保持快速發展，信用卡的應用領域進一步拓展。[3]信用卡在資金結算中占比不斷提升，貨幣流通速度加快，需求的變化將通過信用卡對貨幣供給產生更大的影響。

（2）現代商業銀行經營模式日漸成熟。

現代商業銀行成熟的重要標志是貸款先行的經營模式[莫爾（Moore）]，即銀行的貸款審批領先于實際投放的貸款，而不是先吸納存款后發放貸款。中國商業銀行信貸投放的流程主要是分支行（網點）上報授信材料，根據相應審批權限逐級審批。貸款申請獲批后，根據貸款行的資金情況和貸款投放條件決定貸款投放的具體時間和金額。通常情況下貸款利息遠高于央行貼息，幾乎所有銀行都盡可能地提高資金使用率，因此銀行獲批待投放的貸款總額一般遠大于銀行實際可投放的貸款額度（該額度受銀行存款規模和監管要求的影響）。也就是說，商業銀行在實際經營過程中采取的是貸款先行的模式。如果遇到貸款額度不足的情況，商業銀行有可能采取以下幾種方式最終實現貸款投放：一是加大吸收存款力度以提高貸款投放能力；二是將已有的信貸資產證券化，或將信貸資產轉讓，釋放資金以滿足新增貸款需求；三是通過銀行間市場拆借資金，或向上級行或其他資金相對富余的行拆借資金，以滿足新增貸款需求（在中國，極端情況下甚至出現倒逼中央銀行臨時釋放流動性以維護金融系統穩定的情形）。總之，中國的商業銀行已經形成了先審批貸款后吸收存款的商業模式，并且這種商業模式已經比較成熟。[4]在這種模式下，商業銀行貨幣創造的功能將受貸款需求的影響，如貸款需求下降，那么實際投放貸款也勢必下降，貨幣乘數下降，市場中的貨幣供給量也將下降。

總之，本章認為中國已在一定程度上具備了貨幣供給內生的現實環境，市場需求的變化將對貨幣供給產生重要影響，貨幣供給量不再由貨幣當局外生決定，具備一定的內生性。

2.中國財政對貨幣供給的影響

在貨幣供給內生環境下，學界認為財政是影響貨幣供給的重要因素之一。帕利（Palley）認為由于政府財政赤字需要相應的貨幣支持，因此財政赤字增加了貨幣供給，即財政是影響貨幣供給的重要的內生因素；柳欣和靳衛萍認為中國的稅收增加引起M2減少，財政支出與M2呈正相關關系，中國的財政支出對M2的彈性呈現較大波動，加大財政收支力度在很大程度上影響了M2，貨幣供給存在內生性；貝爾和烏雷（Bell and Wray）認為，大部分國家財政的行為（包括稅收和發行公債）并沒有受到金融約束（Financial Constraint），政府可通過商業銀行購買公債或稅收等行為，將私人部門的資金歸為己用，政府的支出和借債行為導致商業銀行的信貸擴張，這個借貸行為引致了貨幣供給，因此貨幣供給是內生的；柳欣和張穎熙認為財政在很大程度上改變企業和銀行的資產負債表，稅率提高導致總需求減少，在內生貨幣供給的條件下會導致貨幣供給量下降；政府發行公債則會使銀行擴大貨幣供給；認為財政政策是另一種意義上的貨幣政策；哈特（Hart）認為貨幣供給是內生決定的，貨幣當局的政策目標應該是利率而不是貨幣供給量，因此現實與傳統理論中財政赤字增加（如政府支出大幅度提升）會導致利率上升從而使財政政策無效率的理論預測不符；簡志宏等認為貨幣政策參數對財政支出的乘數效應會產生決定性的影響，財政支出的擠出效應與中國貨幣供應量對通貨膨脹和產出的內生響應緊密相關，從經驗數據看貨幣供給受財政收支影響較大。

根據中經網統計數據庫，1978—2011年，中國的國家財政收入、國家財政支出與金融機構各項存款、金融機構各項貸款的變化趨勢非常接近（見圖1—1）。如將上述數據均轉化為以1978年為基數的增長率數據，可以更清楚地發現國家財政收入和支出與存款、貸款的關系（見圖1—2）。與1978年比，2011年國家財政收入增長91.62%，財政支出增長97.07%，金融機構存款增長713.41%，金融機構各項貸款增長296.19%。考慮到政府收入和政府支出占GDP比重以及貨幣乘數，可以肯定中國財政收支與貨幣供給的變化關系非常密切。進一步考察年度增長率的變化，發現2007—2010年，上述四個變量增長率均快速增加，并且均處于歷史最高水平。

圖1—1 1978—2011年財政收支與金融機構存款、貸款比較
資料來源：中經網數據庫和中國統計年鑒。

圖1—2 財政收支與金融機構存款、貸款增長率（以1978年為基數）
資料來源：中經網數據庫和中國統計年鑒。

為了進一步驗證財政與貨幣供給之間的因果聯系，本章選取貨幣供給M0月度數據、固定資產投資中的中央項目投資額ICG月度數據、國家財政稅收收入Tax月度數據[5]，通過構建自回歸分布滯后（ARDL）模型對M0和ICG、M0和Tax的因果關系進行檢驗。

ARDL模型可以對I（0）和I（1）數據進行檢驗和估計。如果變量是協整的，那么ARDL（p，q）模型如下：

從式（1.1）可以得到y與x的長期關系

利用式（1.2）的殘差，建立以下誤差修正模型（ECM）

式（1.3）中的μ_t-1是從式（1.2）殘差獲得的滯后誤差校正項。式（1.3）中，通過F檢驗和Wald檢驗，如果β_xi系數聯合顯著時，可以拒絕原假設，認為x是y的格蘭杰原因。如果修正誤差項μ_t-1的系數在式（1.3）中是顯著的，也可以檢驗出x和y的因果關系。

表1—1 序列M0和ICG平穩性統計檢驗結果

表1—2 序列M0和ICG協整檢驗表

表1—3 序列M0和Tax協整檢驗表

對變量M0、ICG和Tax的平穩性檢驗采用ADF方法檢驗，檢驗結果見表1—1，原假設為M0的一階差分D（M0）、ICG的一階差分D（ICG）和Tax的一階差分D（Tax）是平穩的，因此變量M0、ICG和Tax都是I（1）序列，符合ARDL模型的要求。

對變量M0和ICG的協整檢驗采用Johansen檢驗，通過Trace統計量和Max-Eigen統計量（見表1—2和表1—3）可知，變量M0和ICG之間至少存在一個以上協整關系，變量M0和Tax之間也至少存在一個以上協整關系，可以用ARDL協整方法分析因果關系。

本文用Microfit 4.1統計軟件分別對M0和ICG、M0和Tax建立ARDL模型，二者之間基于ARDL方法和對應的誤差修正模型（ECM）結果見表1—4。如果系數β_xi聯合顯著，并且誤差項顯著，二者同時滿足的情況下，筆者認為變量存在因果關系。

從表1—4中可以看出，政府投資ICG是M0的原因，即政府投資是引發貨幣供給的原因；國家稅收收入Tax是M0的原因，即稅收收入是引發貨幣供給的原因。表1—5的格蘭杰因果檢驗結果也得到同樣的結論。

表1—4 ARDL模型檢驗結果

表1—5 格蘭杰因果檢驗