金融交易与货币流通速度的波动*^赵留彦赵岩陈瑛内容摘要：本文从实体经济和金融资产两个部门考察了近年中国的货币需求的变化。 给定实际收入和利率，金融市场交易的活跃会增加货币的交易需求，这样货币流通速度会 随金融交易活跃程度而反向变动。经验结果显示，2006年以后，36%的新增广义货币 (M_2)是由于股票交易额大幅上升引起的。这意味着新增货币不仅要满足实体交易增长的 需要，还要满足金融交易增长的需要，超出实体经济增长的货币供应不会全部体现为通货 膨胀。这一结果一定程度上解释了近年我国货币流通速度的波动和下降趋势，以及通货膨 胀与货币增长关系不稳定的现象。这意味着货币政策的调整不应仅考虑商品市场价格变 动，而忽视资产市场的交易需求。本文的结论还验证了，实体经济内部农业和非农部门的 货币需求并没有显著差异，传统的“货币化”理论已不足以解释近十年中国货币流通速度 的变动。关键词：股票交易货币需求货币流通速度中图分类号：F831 文献标识码：A引 言货币的收入流通速度定义为经济体中总收 ■入与货币存量的比率。如果该速度稳定，则超 过实际收入之上的货币增长应完全反映为物价 水平上涨。然而，中国改革开放以来多数年份 货币存量的增长速度大于经济增长速度与通货 膨胀之和，即流通速度在持续下降(易纲， 资料来源：1992年以前数据来自易纲(1996),此后 1996)。如图1所示，广义货币(M_2)的收入流 M_2和GDP来自CCER中国经济金融数据库，这里的货币 通速度在改革开放之后总体呈下降趋势，直到 流通速度定义为GDP/M_2。大约2002年以后才变得相对平稳，只是在 图1 广义货币(M_2)流通速度(1984-2011)2009年出现了短暂而明显的下降。关于流通速度下降的原因存在着多种解释， 于中国长期商品短缺而且缺乏金融资产可供选 例如，择，个人(1)由于中国大部分商品的价格受国家和企业被迫窖藏货币(Feltenstein & 控制，这使得官方价格指数被低估了。(2)由Ha, 1991)。(3)改革开放以来中国迅速实施货作者简介：赵留彦，经济学博士，北京大学经济学院副教授；赵岩，北京大学经济学博士，供职于国家发改委 价格认证中心；陈瑛，北京大学经济学硕士研究生。*基金项目：本研究得到国家自然科学基金《我国通货膨胀驱动因素和动态行为理论与实证研究》(70973002) 的资助。所有文责由作者承担。
币化。改革开放使得私营经济兴起、自由市场发 因而“单一货币规则”这一货币主义的政策主张 展，企业和居民的经济活动更多地通过市场进 缺乏实用性，从而应慎用货币供应量作为货币政 行，货币供给除满足经济增长的需求外，还要满 策中间目标。不过，以往相关文献一般关注的是 足新货币化的那部分经济的需要。以上解释对于 20世纪80-90年代中国货币流通速度的长期下 认识中国改革开放初期的货币需求很有吸引力。 降趋势，而对这种短期性波动则关注甚少。本文 另外，20世纪90年代后期情况出现了变化：除 试图从证券交易对货币的交易需求角度来解释这 了部分生产要素价格之外，消费品价格几乎全部 种流通速度的波动。直觉上，货币不仅是实物商 放开了；证券市场和商品房市场也发展起来，居 品交易的媒介，也可以是金融资产交易的媒介。 民和企业的投资渠道得以扩展；另外，随着市场 金融市场上证券的交易是指，证券在投资者之间 化改革的深入，经济再进一步货币化的空间也很 的换手。如同在商品交易中的作用一样，货币也 有限。这样，进入新世纪以来货币流通速度终止 是证券交易的媒介。给定收入水平或者商品交易 了以往明显的下降趋势，基本稳定下来。总量，证券市场交易额增大，货币的交易需求也 不过年度数据掩盖了货币流通速度的短期 会增加。假定其他因素不变，仅从这个意义上， 波动。进入新世纪以来，M_2流通速度尽管缺乏 货币的收入流通速度或者交易流通速度(实物商 趋势特征，其短期波动却很明显(见图2)。 品交易额与货币存量的比率)会随证券交易额的 2004-2005年，以及2008年是流通速度的两个 增减而反向变动。阶段高点。例如，2008年流通速度相对于上一 股票市场对货币需求的影响很早便受到研 年有较大上升，年度均值提高了%，而2009 究者的关注。这可以从股票价格变动对货币需 年流通速度则明显下降，相对于2008年降幅高 求的效应和股票交易量变动对货币需求的效应 达16%，相对于样本期初的2002年也下降了 两个方面概述。现有文献的一般结论是，股票 15%。此后，流通速度又趋于平稳。价格的变动对货币需求的影响并不确定，而股 票交易额变动则对货币需求有正向影响。例如， Friedman (1988)认为股价变动对货币需求的 ■影响是多渠道的，股票价格上涨可以通过财富 效应、资产组合效应、交易效应增加货币需求， 也可能通过替代效应减少货币需求。所以，理 论上无法确定股票市场的发展对货币需求的综 合作用是正向还是负向，这更多地是一个经验 问题。Friedman (1988)关于美国股票价格对 货币需求影响的实证研究也并没有得出明确的 资料来源：季度M_2余额和季度GDP来自CCER中 定性结论。在Boyle (1990)的一般均衡模型 国经济金融数据库，这里的货币流通速度定义为4xGDP/ 中，货币流通速度与名义股票价格呈负相关。 M_2，并经过季节调整。Carpenter & Lange (2002)发现，股价的波动幅 图2 广义货币(M_2)流通速度 度越大，人们持有的货币余额也就越多。这可 (2000年第一季度-2012年第二季度）能是投资者出于对冲风险的考虑。也有不少文 流动速度大幅波动意味着货币存量变化率 献关注股市交易量对货币需求的交易效应。例 与通货膨胀率和经济增长率之间缺乏稳定关系，如，Field (1984)研究了20世纪20年代股市①根据Friedman (1988)的定义，“财富效应”是指股票价格上涨意味着居民财富增加，将增加对货币的需求； “资产组合效应”是指股票价格上涨导致投资者原有资产组合的风险增大，从而会增加其组合中相对安全的资产的占 比——比如债券和货币；“交易效应”是指股票价格的上涨如果伴随着股票市场交易额的增加，将引起更大的货币 需求来完成这些交易；“替代效应”是指股票市场价格的上涨使得股票的吸引力增大，将促使投资者降低货币需求、 追逐股票。
繁荣时期的美国，认为股市交易额的急剧增加 改变。不过一般认为，这些经典理论并不足以 的确增加了货币的交易性需求。W解释二级市场上巨大的证券交易量，以及交易 enninger & Radecki(1986)以及Palley(1995)对战后美国 量在短时间内的大幅波动。因为对整个社会来 股市的研究也认为，股市交易量对货币需求会 说，这些解释因素一般是比较稳定的，其变动 产生显著的正面影响。不过，Pollin & Schaberg 也是渐进式的。(1998)的结论却表明股票交易量扩大仅对M_1 事实上，交易量在短时间内的大幅波动主 有正面影响，并不影响更广义的货币需求。要由其他因素解释，其中有的因素仅仅影响证 国内在这方面的早期研究大多为经验分析， 券交易，而不会影响证券价格。金融资产的价 结论也不一致。王曦(2001)认为，股票市场 格变动与交易量都是由潜在的不可观测的信息 出现增加了货币需求，石建民(2001)和中国 流共同决定的。毫无疑问，新的信息会对资产 人民银行研究局课题组(2002)也发现股票交 价格形成冲击。然而，如果新的信息能够为所 易额与货币需求量呈正相关，而易行健(2004) 有投资者普遍获得，并且投资者关于新信息对 使用不同样本得出的结论却相反。国内也有不 资产价格影响的理解相同，则该信息未必引起 少研究是关于股价(或收益率)与货币需求的 现有证券交易量的增加。换言之，在很小的交 关系的，这方面也缺乏一致的经验结论。例如， 易量下，资产价格也可能出现大幅度的上涨或 谢富胜等(2001)发现股市总市值扩大会引起 者下跌。反过来，当不同投资者获得的信息不 货币需求增加。而姜波克等(2003)认为，证 对称，或者对信息的理解有分歧时，交易量便 券股票的期望收益对货币需求没有明确的效应 增加了。并不排除在很大的交易量下，资产价 影响。夏新平等格也长时间保持平稳的可能性——这一点有别 (2005)也认为，股价对货币 需求的影响不明确。可是，由于缺乏对货币需 于商品市场的情况。商品市场上平稳的价格依 求函数理论方面的研究，文献中并没有说明证 赖于连续的交易。否则，如果没有在商品上连 券市场影响货币需求的机制。换言之，自变量 续的需求和购买，只要商品不停地被生产出来， 的选取具有随意性。为何要在货币需求函数中 而存货或生产资金又具有成本，那么存货的增 引入股票市值、股价或者成交量而不是其他， 加最终将使商品价格下降，直到在该商品上的 这些变量如何影响社会的货币需求行为？此类 生产变得无利可图，产量减少，需求增加，市 问题更有政策意义，有助于我们厘清资产市场 场再度出清为止。而在资产市场上未必如此， 与货币政策的关系，以及理解货币政策是否应 因为持有资产本身可以增值，当投资者之间关 该对资产市场做出反应。于某种资产增值潜力(或者风险)的预期不同 本文以下的结构安排是，第一节从实体交 时，交易就会发生。这种交易并不必然伴随着 易和股票交易建立两部门的货币需求模型，并 价格的变化。讨论股票交易对货币总体流通速度的影响。第 如果投资者之间交易证券时仅是物物交 二节是中国的经验结果。第三节是总结性评论。换——如同原始的商品交换一样——交易自然 不会影响货币需求。然而，如同在商品交易中 的作用一样，货币作为交易媒介也会使得证券 一、部门货币需求模型交易更加便捷。这样，给定商品交易总量和利 率水平，当证券市场交易增加时，货币的交易 (一)分别考虑实体部门和金融部门时的货 币需求需求也会更大。所以，尽管大量的货币需求是 当投资者适时调整手中证券持有量时，交由生产、消费等实体经济的变化决定的，也有 易就产生了。关于投资者调整证券持有量的原 部分货币需求独立于实体经济，甚至也独立于 因，传统的理论解释包括新证券的发行引起的 资产价格水平。供求关系变化、个人流动性需求的变化、生命 我们将货币需求分为两个部门——实体经 周期阶段转变或者职业变化引起的风险偏好的济和金融部门。时期t每个部门的货币实际需
求量分别为M_1,t和M_2,t,总的货币需求M_t表示 影响以后时期的货币需求，所以长期弹性β_i会 大于当期弹性λβ_i。以往关于货币需求函数的估 为：M计中，一般仅考虑到实体部门的货币需求()， t=1,+2 (1)经验文献一般认为，对数函数形式能够很 而忽略了资产交易的货币需求()。好地刻画货币需求。以小写字母表示对数，例 将式()和式()代人式(2)中得 如m_t=log (M_t),则方程(1)可以写为： 到货币总需求的线性函数：m_t=logM_t=log (M_1,t+M_2,t)m_t=k+λ(ωα_1+(1-ω)α_2)+ωλβ_1y_t+(1-ω) ωλβ_2v_t+λ(ωγ_1+(1-ω)γ_2)i_1+(0-γ)m_t-1 (6)=log [M_1,t(1+■)]货币需求函数(6)综合考虑了实体交易和 =m_1t+log (1+■)金融交易的效应，以下简称“两部门模型”。每 ≈k+ωm_1t+(1—ω)m_2t (2)一类交易量的效应受其货币需求弹性和权重决 其中，最后一个等式用到泰勒一阶线性展开 定。y_t和v_t的当期弹性分别为ωλβ_1和(1-ω) (Campbell & Shiller,1988)，k 为常数，ω是稳λβ_2,长期弹性则分别为ωβ_1和(1-ω)β_2。也就 态时实体货币需求M_货1在币需求总量M中所是说，货币需求反映了实体交易和金融交易的 占的比重：ω=1/(1+■),应该有0<ω<1。上 加权平均效应。将式(6)两侧减去y_t,便得对 述线性近似方法将总的货币需求(对数)表示 数货币收入流通速度(倒数)表达式。如果股 为两个部门货币需求(对数)的加权平均值。 市交易具有正的货币需求弹性(β_2>0)，则股市 每个部门“合意的(desired)”货币需求设定为 交易的活跃将降低货币收入流通速度。这是因 本部门交易额和利率的对数函数：为更多的货币停留在资产市场上追逐股票，并 ■=α_1+β_1y_t+γ_1i_t ()不会推高实体商品的价格，从而每单位名义收 ■=α_2+β_2v_t+γ_2i_t ()入对应的货币越来越多。并且，股市交易性货 其中，y_t为t期实体经济部门的交易额(对数)， 币需求在货币需求总量中所占的平均比重越大 考虑到数据可获得性，本文以GDP或者工业增 (1-ω越接近于1)，收入流通速度对股市交易 加值替代交易额；v_t为股票市场的交易额(对 活跃度的变动越敏感。数)；β_i(i=l, 2)为部门i的货币需求对本部 (二)考虑实体部门内部差异时的货币需求门交易额的弹性，即交易额每增加1% “合意 行为的”货币需求会增加β_i％; i_t为名义利率，利率 以上讨论了实体交易和股票交易中货币需 每提高1个百分点“合意的”货币需求会提高 求的差异。沿着同样的思路，还可能进一步在 γ_i%。预期β_i>0而γ_i<0。实体经济内部细分货币需求的差异。例如，在 类似Friedman(1977)的存量调整模型， 解释发展中国家货币需求行为中颇具影响力的 我们设定每个部门货币持有量的调整方程为：“货币化假说”，便隐含了不同经济部门的货币 Δm_it=λ(■-m_it-1),i=1, 2 (4)需求是有别的。容易设想的是，在中国，农业 为估计参数方便，假定两个部门的调整速 和非农产业的货币需求可能并不相同。因为农 度相等，均为λ(0<λ<1)。分别将式()和 业部门中更多的经济活动是自给自足的，而且 式()代入式(4)中，得到每个部门货币 由于行业性质，农业的投资、生产和销售等方 实际持有量：面均不同于非农产业，传统农业中金融市场和 m_1t=λα_1+λβ_1y_t+λγ_1i_t+(1-λ)m_1t-1() 信贷也不如非农产业发达。易纲(1996)使用 m_2t=λα_2+λβ_2y_t+λγ_2i_t+(1-λ)m_2t-1()城市人口的比例来代表货币化程度，其实暗含 (5)可以看作每个部门的短期货币需求函 了假定城市的货币化程度高于农村的假定。赵 数，货币需求对交易量的当期弹性为λβ_i。相应 留彦等(2005)使用改革开放后至2003年的数 地，(3)是长期货币需求函数。交易量的冲击 据经验研究也认为，非农经济部门的边际货币 不仅会影响当期货币需求，还会通过滞后效应需求倾向远高出农业部门。
为了进一步考虑到农业和非农产业货币需 则可以将(10)写为如下形式： 求倾向的差异，类似上述实体经济和金融部门 m_t≈κ+λωβ_12[ρ(β_11/β_12)-1)y_1t+y_t]+λ(1-ω)β_2v_t+λ 的两部门分类方法，我们将实体经济作进一步 [ωργ_11+ω(1-ρ)γ_12+(1-ω)γ_2]it_+(1-λ)m_t-1的划分。方程(1)拆分为：(11)M_t=M_11,t+M_12,t+M_3,t (7)其中，用到在原假定(H_0：β_11=β_12)下y_t≈ρy_1t+ 其中，M_11,t和M_12,t分别是农业和非农业的货币需 (1-ρ)y_2t。方程(11)相对于(6)仅新增了一 求。使用与(2)相同的方法对数线性化M_1t： 个自变量——农业部门的增加值y_1t，如果原假 m_1t=logM_1t=log(M_11,t+M_12,t)定成立，则该新增变量的系数应等于0；反之， ≈k_1+ρm_11t+(1-ρ)m_12t (8)如果y_1t的系数显著小于0，则意味着农业部门 其中，、为常数，ρ是稳态时农业部门货币需 的边际需求倾向小于非农部门。以下将(10) 求在实体经济货币需求总量中M_所1占的比重。 和(11)称为“三部门模型”。将(8)代入(2)中，得： m_t≈k+ωm_1t+ (1 -ω) m_2t二、经验结果≈(k+ωk_1)+ωρm_11t+ω(1-ρ)m_12t+(1-ω)m_2t(9) 其中，常数κ＝k+ωk_1。这样，将对数货币需求 (一)两部门模型：季度数据 表示为三部门对数货币需求量的加权平均值。 使用2002年第一季度-2012年第二季度的 经过与(6)相似的推导，可以得到如下方程： 数据，货币需求函数(6)的回归结果如表1所 m_t=κ+λωρβ_11y_1t+λω(1-ρ)β_12y_2t+λ(1-ω)β_2v_t+ 示。因变量分别使用了两类货币总量：广义货 λ币(M_2)和狭义货币(M_1)余额。实体交易变 [ωργ_11+ω)(l-ρ)γ_12+ (1-ω)γ_2] it_+ (1-λ)m_t-1(10)量以GDP代表，股票交易变量是季度内中国沪 其中，y_1t和y_2t分别是农业和非农业部门的交易 深交易所的股票总成交额，利率i_t取7日上海 额(这里以各自的总产值表示)，1β和_β1_12分别 银行间同业拆借利率CSHIBOR)的季度均值。 是每部门货币需求关于交易额的长期弹性系数， 除利率外，其他变量均取对数，并经过消费者 γ价格指数(CPI)调整为实际值。货币余额、 _11和γ_12则分别是利率的长期弹性系数。这样， 总的货币需求函数(10)体现了三类交易弹性 GDP和股票交易额来自《中国人民银行统计季 的加权平均。不过，直接对(10)进行回归， 报》各期，利率数据来自“CCER中国经济金 根据y_1t和y_2t的系数并不能识别β_11和β_12，因而 融数据库”。我们利用环比CPI变化率容易计算 并不能比较农业和非农部门货币需求的差异。 CPI定基指数，月度CPI变化率来自国家统计 如果两部门关于收入的边际货币需求倾向相同，局编辑的《中国经济景气月报》各期。表1 货币需求函数回归，季度数据(2002年第一季度-2012年第二季度）■注：M狭_1义(货币)是指流通中现金与活期存款的存量，M_2(广义货币)即M_1+企事业单位定期存款+居民储蓄 存款。实体交易额y_t以GDP代表，v_t是股票交易额。除利率外，其他变量均为对数形式，并经过CPI调整转换为实 际值。()中是标准差，*和**分别表示在95%和99%置信水平上显著。表1中，所有回归变量的系数与预期符号 果很好，DW统计量表明残差不存在序列相关。 一致，并且在统计上是显著的。数据的拟合效考虑广义货币(M_2)回归方程，根据滞后因变
量的系数估计推断M_2调整速度λ=[=1- 作用。换言之，这一时期货币流通速度的变化主 ],意味着合意的货币需求量变动部分有一 要不应通过利率变动来解释。样本期内，实际 半会在1个季度内反映到实际的货币持有量上 GDP的增幅波动不大，大体稳定在10%左 来。表2计算了货币需求关于两类交易的长期 右——最高为2007年的13%，最低为2009年 弹性——以表1中的当期弹性系数除以调整速 的%。年度GDP从2002年的12万亿元人民 度λ。实体交易的长期弹性为,即在其他 币增至2011年的万亿元(2002年价格)， 变量固定条件下，GDP每1%的增加将引起稳 累积增长了139%。这样，2002-2011年由于 态的实际M_2需求增加%。由于统计数据 GDP的增长引起实际广义货币需求余额(经过 问题，无法从长期弹性估计值中再进一步分离 物价指数平减后的M_2)增加了%。出ω和β_1，仅能对二者进行近似的推断。如果 股票交易额的波动幅度比利率和GDP波动 实体经济内部货币需求近似单位弹性(β_1=1)， 则大得多，样本内最小时期(2002年第四季度) 则样本期内实体部门的货币需求占总货币需求 的交易额为万亿元，最大时期(2009年第 的比重平均值ω约为60%。类似地，可以得到 三季度)的交易额为万亿元，前者仅为后 利率的长期弹性为，利率每1个百分点 者的%。就年度加总数据而言，2002年股票 的上升将引起M_2需求减少%。我们更感兴 交易额仅为同年GDP的26% (样本期内2005年 趣的变量是股票交易额v_t，其长期弹性为。 股市的交易量最小，为GDP的17%)，2009年 也就是说，股票交易额每增加1%将引起M_2需 则为同年GDP的159%。2006年以前这一占比 求增加约%。一般不超过30%，股票交易的活跃发生在2006 年第二季度之后——此时股权分置改革效应开始 表2货 币需求关于交易额的长期弹性： 体现出来，因为股权分置改革使得原来不可上市 季度数据结果交易的大量国有股和法人股变得可以上市交易。 另外，这一时期大量的企业，尤其是规模庞大的 ■国有企业——例如四大国有商业银行和中国石 油——进行了IPO，股市规模迅速扩大。一般而言，牛市中交易活跃而熊市中交易 当然，变量系数统计意义上的显著性并不 清淡。样本期内，交易最为活跃的年份是2007 等同于其经济意义上是重要的。为了说明其经济 年和2009年，分别占到当年GDP的173%和 意义，还需要综合考虑样本期内数据的变动情 157% (见表3)。不过总体上，样本后半期每1 况。在考察的样本期内，利率(年化值)的最高 年的交易额相比前半期都有明显的增加。前四 值出现在2007年9月，为%，最低值出现在 年(2002-2005年)，股票交易额占当年GDP 2009年1月，为1%，利率多数时间维持在2%- 的比重平均值仅为23%，而样本后期，即使交 3%的波动区间里。加之考虑到利率的长期弹性 易相对清淡的2008年和2011年，交易额占 绝对值较小，尽管回归系数在统计上是显著的， GDP的比重也高达90%。利率在实际货币需求的变动中却并不发挥关键的为了说明表2中股市交易弹性数值的经济表3股票交易额(V)占当年GDP的比重■意义，考虑如下情形：GDP和利率仍按照真实 定2006年第一季度之后股票交易均保持这一常 数水平，而其他变量仍采用历史数值。动态模 历史数值变动，而股票交易额维持某个固定水 平，这时货币需求会如何变化？取2006年之前 拟(货币需求方程中的滞后因变量数值采用模 4年(16个季度)的股票交易额平均值，并假拟值而非历史值)得到2011年第四季度实际货
币需求相对于2005年第四季度将增加%， 步加深，中国的货币政策却越来越收紧，在一 而现实中实际广义货币(M_2)余额增加了 定程度上加深了实体经济的衰退。131%。后者相比前者额外增加的48个百分点 表1和表2中狭义货币(M_1)的回归结果 (占2006-2011年间新增M_2的36%)即是由于 与M_2并没有本质区别。的调整速度为， 2006-2011年间股市交易量增加所引起的。换 快于M_2的调整速度，与直觉是一致的。M_1关 言之，这一时期如果没有股市交易量的增加， 于GDP的长期弹性与M_2的结果几乎相同，接 则2011年末货币需求余额将比实现的历史数值 近%。关于股票交易额的长期弹性为 低 21%[=(1+) /(1+)]。据此，这一 ——股票交易额每增加1%将引起稳态的 时期货币流通速度的下降就不难解释了。2011 M_1求需增加%。相比M_1而言，M_2对股票 年与2006年相比，中国的实际GDP增长了 交易更加敏感，至少在一定程度上是由于股票 79%,与股票交易额固定的假想情形下实际M_2 交易保证金计入M_2而并不计入M_1。模拟得到 增长速度基本相同。而现实中物价增速之所以 2011年第四季度实际M_1需求相对于2006年第 远小于货币增速和实际收入增速之差——即货 一季度增长81%，而现实中实际M_1增长了 币的收入流通速度下降——是因为1/3的新增 128%。高出来的47个百分点的实际M_1增长即 货币并未停留在实体经济部门，而是转移到了 是股市交易量增加所引起的。假设股市交易量 金融资产交易之中，这部分货币并未直接导致 稳定在2002-2005年的平均水平，则2011年末 商品价格上涨。M_1需求余额将比实际数值低20%，这与上述M_2 考察样本内经济衰退最为严重的2008年下 的结果相似。半年情形。假定该年度股票交易仍处于2006年 (二)两部门模型：月度数据之前的水平，同样的模拟方法得到2008年第四 表4是使用月度数据替代季度数据后的回 季度实际货币需求相对于2006年第一季度将增 归结果。由于没有月度GDP序列，我们采用工 长% (2008年与2006年相比，实际GDP 业增加值代替。表4使用月度数据估计的结果 增长了%)，而现实中M_2增长了%。 与表1使用季度数据的结果差别并不大。以M_2 增加的股票交易占用了剩余的8个百分点货币 回归方程(表4第二个回归方程)为例，M_2持 增幅，约占新增货币的1/4。这就是说，M_2增 有量月度调整系数为，折合季度值为 速高于GDP增速，不过大量的货币体现在了金 [=1-()^3]，略低于表2中季度数据的结 融交易中，并未用于实体生产、消费相关的交 果。实体交易额y_t的长期弹性系数为，与 易。事实上，在2007年全年直至2008年9月， 季度数据估计的结果极为接近。股市交易额的 因为担心经济过热，货币当局一直采取强有力 系数统计上仍是显著的，尽管据此计算的长期 的紧缩性货币政策。由于这一时期股市的交易 弹性系数为，仅为表2中季度数据估计值 极为活跃，停留在实体经济中的货币增速仅与 的 2/3。GDP的增速相当，换言之，实体经济中并未出 月度数据具有一定的季节性特点，由于年 现一些研究者所主张的“流动性泛滥”。这一时 底结算因素，工业增加值在年底(12月份)一 期出现的物价上涨并不是货币和信用增长过快 般高于平时；另外，中国最重要的传统节导致的。货币当局从紧缩货币信贷出发来治理 日——春节——在1月底或者2月初，春节前由于零售商品增长，我们预期货币需求或许会 经济过热，并不会达到预期的效果，反而会使 得本来资金并不充裕的实体部门更加困难。甚 增加。所以在月度数据的回归中还尝试加入了 至在2008年初以后，国际主要经济体的衰退逐两个季节哑变量：D1和D12，分别在1月和12①自2006年8月至2007年底，货币当局先后6次加息，高利率一直保持到2008年10月。同时，商业银行法定 存款准备金率从2006年8月的8%多次上调，至2008年9月高达%。②真实的原因可能是货币之外的其他因素，例如国际大宗商品价格炒作、国内农产品价格上涨等，对这一问题的 详细讨论超出了本文的范围。
表4 货币需求函数回归，月度数据(2002年1月-2012年6月）■注：实体交易额y_t以实际工业增加值指数代表。其他同表1。月取值1(其他时候取值0)。只有狭义货币需 不同。例如，易纲(1996)和赵留彦等 求的回归中12月份的效应是显著的，在其他条 (2005)采用的改革开放前期的数据，改革之 件不变时，12月的M_1需求会比其他月份平均 初中国未被货币化领域更广，因而当时货币化 水平略高。不过，是否考虑季节效应对其他变 进程在增加货币需求方面的确会发挥重要的作 量的系数几乎没有影响。用，然而，本文结果表明，随着市场经济的深 (三)三部门模型化，传统的“货币化”说法并不足以解释近年 方程(11)的回归结果见如表5所示。M_2 来中国货币流通速度的波动。新增解释变量y_1t 和M_1的回归中y_1t的系数均接近于0，统计上 之后，其他几个变量的系数相对于表1没有明 也不显著，意味着样本期内农业和非农部门的 显的变动。两类货币指标关于股市交易额的系 货币需求没有显著差异。这样，在GDP总量 数仍是高度显著的。根据表2的数字结果计 给定条件下，农业和非农相对结构的变动并不 算，M_2关于股市交易额的长期弹性为， 会影响到货币流通速度的显著改变。这不同于 M_1关于股市交易额的长期弹性为，与表2 以往文献的结论，可能是因为所采用样本区间的结果也很接近。表5 经济结构与货币需求(季度，2002年第一季度-2012年第二季度）■(四)引起货币需求的增长的是交易需求还 往更大，股价下跌时交易量则相对较小。股价 是财富效应的上涨意味着社会上名义财富的增加。一般而 尽管理论上股票的交易量与股票价格并没 言，资产价格相对于收入的波动幅度更大，即 有必然联系——例如，当所有投资者关于一条 收入相对平稳，所以“财富/收入”比率出现与 好(坏)消息对股价效应的理解相同时，股价的 股价相似的波动周期。在资产组合中，货币作 大幅度上升(下跌)并不需要伴随大量的股票 为一种资产配置，一般与财富的变动呈正相关， 交易；反过来，当投资者关于消息的理解严重 可以理解为股价对于货币需求的“财富效应”。 分歧时，大量的交易未必会引起股价的变 所以，“货币/收入”比率也可能与股价同向波 动——然而现实中，经常观测到股价和交易量 动，即货币收入流通速度(“货币-收入”比率 的变化正相关的情形，即股价上涨时交易量往的倒数)与股价反向变化。
表6 股票价格与货币需求(季度，2002年第一季度-2012年第二季度）■注：自变量p_t为沪深300指数的对数值，并经过CPI指数调整为实际价格。样本期内股票价格指数和交易量波动都很 大，不过总体上二者都呈上升趋势。如果二者 存在正相关关系，对上述结论自然便可能产生 三、结论另外一种解释：给定收入和利率，货币需求的 变动是由于股价变动带来的财富效应所引起， 本文分实体经济和金融资产两个部门考察 而以上经验检验中发现的货币需求和股市交易 了近年中国的货币需求行为。由于缺乏分部门 量的关系，可能是因为股市交易量和股价呈正 的货币持有量数据，无法直接估计并比较这两 相关导致的“伪关系”。为了检验这一解释，我 个部门货币需求函数。因此，我们将部门的需 们尝试了两种选择。第一，在回归式(6)的中 求差异融入总的货币需求量中进行考虑。这为 新加入自变量——实际股价指数p_t (经过CPI 分析近年中国货币流通速度的波动提供了一个 调整后的股票价格指数)。新的回归结果见表有用的框架。本文的经验结果表明，给定收入 6。两类货币回归中，股价的系数均不显著，符 水平和利率，股票市场交易的活跃会使得货币 号也与“财富效应”的预期有悖，这与Ahmad 的交易需求增加。换言之，货币的收入流通速 etal.(2009)关于中国股市中股价上涨对M_2需 度会随股票交易活跃程度反向变动。股票市场 求具有替代效应的结论一致。其他几个解释变 对货币需求的交易效应不仅在统计上是显著的， 量系数的显著性不变，交易量v_t的长期弹性系 经济意义也是重要的。例如，季度数据的模拟 数相对于表2中数值略有增大：M_2方程中为0.结果显示，2006-2011年约有1/3的新增货币是 148，方程中为。第二，在回归式(6) 由于这一时期股票交易额大幅增长引起的。或 中以p_t替代股市交易额v_t。替代之后其他解释 者说，如果股票交易额停留在2006年之前的低 变量的系数仍然稳定。M_2方程股价的系数仍接 水平而没有此后的大幅增长，则样本期末 近于零。方程中股价的系数为，符号 (2011年第四季度)M_2需求余额将比实际数值 与“财富效应” 一致，并且是显著的。不过， 低20%。这在一定程度上解释了样本期内货币 样本期末相对于期初交易额上涨了10倍，而股 流通速度的波动，尤其是2009年货币流通速度 价指数上涨的幅度则很小。根据这组数字，由 骤然降低。随着股市交易的活跃，大量的新增 股价上涨“财富效应”所引起的货币需求期末 货币并未停留在实体经济部门、冲击商品价格， 相对于期初几乎没有增长。这样，尽管用股价 而是转移到了金融资产交易。替代交易额后，二者的弹性系数估计值接近， 我们的结论还验证了，实体经济内部农业 股价变动对货币需求变化的解释能力却微不足 和非农部门的货币需求没有显著差异。这样， 道，远弱于股票交易额。仅有农业和非农产业相对结构的变动并不会影
响到货币收入流通速度的显著变化。这不同于 对复杂多变的资产市场走势做出有效预测，因而 以往文献的结论，可能是因为所采用的样本区 也无法及时调整货币政策。另一种观点则认为， 间不同。例如，易纲(1996)和赵留彦等资产价格的膨胀一般与货币政策的过度宽松有 (2005)采用的改革开放前期的数据，当时中国 关，因此应根据资产市场表现适时调整货币政 尤其是农村大量的经济活动并未通过货币媒介， 策。美联储主席Bernake (2001)的看法有所折 因而当时货币化进程在增加货币需求方面的确 中，“仅仅在资产价格影响了通货膨胀预期的情 会起到关键作用。然而，随着市场经济的深化， 况下，资产价格的变化才影响货币政策。”根据 传统的“货币化”说法已不足以解释近年中国 本文的结果，如果货币政策忽略了资产市场的交 货币流通速度的变化。易状况，很可能起不到稳定国内经济的作用，甚 近年来，由于资产(主要是股票与房地产) 至会带来更大的不确定性。例如，从2007年后 价格的大幅波动，关于货币政策与资产价格关系 期至2008年上半年，资产的交易极为活跃，大 的讨论备受关注。货币政策是否应对资产市场做 量的货币出于投机目的滞留在股市和楼市。在国 出反应这一问题，研究者或决策层面均存在根本 际主要经济体陷入衰退背景下，中国日益收紧的 的分歧。一种观点认为，资产价格不应成为货币 货币政策一定程度上加深了实体经济的衰退。政策关注的对象。决定资产价格的因素复杂多 样，既有基本面因素，更有其他方面(例如交易 (责任编辑武岩）者的心理和情绪)的随机扰动。中央银行并不能参考文献：[1]姜波克，陈华.证券市场和货币需求：一个新货币需求函数的探讨[J].世界经济文汇，2003(1)：14-24[2]马宇.外部冲击、公众预期与价格波动[J].财贸经济，2009(12)：111-116[3]石建民.股票市场、货币需求与总量经济：一般均衡分析[J].经济研究，2001(5)：45-52[4]夏斌，廖强.货币供应量已不宜作为当前我国的货币政策中介目标[J].经济研究，2001(8)：33-43[5]谢富胜，戴春平.中国货币需求函数的实证分析[J].金融研究，2000(1)：24-30[6]易纲.中国的货币、银行和金融市场：1984-1993[M].上海：上海三联书店、上海人民出版社，1996[7]易行健，谢识予，刘宗华.我国的M_1/M_2(1978-2002)：长期趋势、水平与周期波动[J].中央财经大学学报， 2003(11)：10-14[8]赵留彦、王一鸣.中国货币流通速度下降的影响因素：一个新的分析视角[J].中国社会科学，2005(4)：17-28[9]中国人民银行研究局课题组.中国股票市场发展与货币政策完善[J].金融研究，2002(4)：1-12[10]Ahmad .,Siti H.,Marial Prices and Demand for Money in China:New Evidence [J].International Financial Markets,Institution and Money,2009 (1):171-187[11]Bemanke B.,Mark Central Banks Respond to Movements in Asset Prices [J].American Economic Review, 2001(2)：253-57[12]Boyle . Money Demand and the Stock Market in a General Eauilibrium Model with Variable Velocity[J]. Journal of Political Economy,1990 (5):1039-1053[13]Campbell Dividend-price Ratio and Expectations of Future Dividends and Discount Factors[J].Review of Financial Studies,1988(1)：195_227[14]Carpenter .，Lange Demand and Equity Markets[R].Working Paper,Board of Governors of the Federal Reserve System and Cornerstone Research,2002[15]Feltenstein A.,Ha of Repressed Inflation in China：The Lack of Coordination between Monetary Policy and Price Controls[J].Journal of Development Economics,1991(2)：279-294[16]Field .,Asset Exchanges and the Transactions Demand for Money,1919-29[J].American Economic Reviews, 1984(1)：43-59[17]Friedman and the Stock Market[J].Journal of Political Economy,1988(2)：221-245
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