我國M2影響因素實證研究

濮思喆　姜麗麗

一、引言

M2（包括流通中的現金、活期存款、定期存款和儲蓄存款）作為衡量一國貨幣供給量的最重要的指標，在宏觀經濟研究中具有廣泛應用。在當今信用貨幣時代，銀行承擔了信用創造的職能，因此影響M2的因素日益復雜，本次研究選取了Shibor、CPI、外匯儲備（筆者下稱FER）作為解釋變量對M2影響因素做初步探討。

二、概述

Shibor是Shanghai Interbank Offered Interbank Rate的英文縮寫，指上海銀行間同業拆放利率。Shibor由位于上海的全國同業拆借中心發布，根據報價銀行的報價數據進行算術平均得到，每日定時發布。以下為2007年1月至2013年12月Shibor和M2的走勢圖：

圖1 圖2

由圖1可知，M2的值從2007年1月至2013年12月呈逐年增長的態勢，且增長速度相對平穩。而由圖2可看出，除2013年6月等個別月份以外，Shibor的數值大致圍繞一個常數值上下波動，可大致推測Shibor序列為隨機游走序列即Shibor序列是平穩序列，精確的檢驗留待下文。

CPI是Consumer Price Index的英文縮寫，指居民消費價格指數，用于衡量物價水平變動。

FER是Foreign Exchange Reserve的英文縮寫，指外匯儲備。因為我國實行強制結售匯制度，因此FER對M2也有重大影響。以下為CPI、FER在2007年1月至2013年12月的走勢圖：

圖3 圖4

由圖3可知，CPI波動幅度過大，在2011年6月左右達到谷底，而在2012年11月又達到峰頂。由圖4可知，FER呈逐年攀升的態勢，增長速度大致平穩。

三、實證分析

（一）數據選取

本次研究選取了2007年1月至2013年12月的月度數據，每個序列有84個樣本。Shibor數據來源于中國貨幣網（全國銀行間拆借中心官網）的歷史數據，經筆者根據交易日數據按每月算數平均得到，M2和FER數據來源于中國人民銀行官網，CPI數據來源于國家統計局官網。Shibor為百分數且所取的交易品種為交易量最大變動最為頻繁的隔夜拆借貸款，M2的單位為億元人民幣。CPI數據以前一期數據為100，為環比數據，FER的單位為萬億美元。

（二）建立方程

為了避免異方差的問題，本次研究對M2、Shibor、FER和CPI的數據分別取自然對數（lnM2、lnShibor、lnCPI、lnFER）。首先根據多元線性回歸方程，以lnM2為被解釋變量，以lnShibor、lnCPI、lnFER為解釋變量建立方程。建立如下方程：

lnM2=C+αlnShibor+βlnCPI+γlnFER+ε （1）

其中，c為截距項，ε為隨機干擾項或稱殘差序列，α為lnShibor對lnM2的影響系數，β為lnShibor對lnM2的影響系數，γ為lnFER的影響系數。

（三）解釋變量序列平穩性檢驗

時間序列數據往往是不平穩的，而不平穩的數據會導致變量之間產生“偽回歸”，從而會對沒有聯系的變量做出有聯系的結論。本次對解釋變量序列平穩性檢驗采用ADF檢驗方法（Augmented Dickey-Fuller Test），對lnShibor和lnM2做數據平穩性檢驗。本次檢驗所取方式皆為既包含趨勢又包含截距項，檢驗結果如下：

表1

由表1可知，lnM2、lnShibor、lnCPI和lnFER的ADF統計量的絕對值都小于在1%、5%、10%置性水平下的臨界值，且概率分別為0.9108、0.1518、0.1983和0.2382。綜上，對lnM2、lnShibor、lnCPI、lnFER的一階差分序列（D（lnM2）、D（lnShibor）、D（lnCPI）、D（lnFER）再做ADF檢驗，由檢驗結果可知D（lnM2）、D（lnShibor）、D（lnCPI）和D（lnFER）在1%、5%、10%的置性水平下的絕對值都大于臨界值，且概率分別為0.0009、0、0.0316和0，所以拒絕原假設，lnM2、lnShibor、lnCPI和lnFER的一階差分序列為平穩序列。

（四）回歸分析

根據方程（1）對lnM2和lnShibor做回歸分析，以檢驗lnShibor是否對lnM2有顯著影響。分析結果如下：

表2

查表得自由度80置性水平5%的臨界值為1.664，而臨界值在置性水平一定的情況下隨著自由度的增大而遞減，所以自由度為82置性水平為5%的臨界值肯定小于1.664。而由表2可知，lnShibor、lnCPI和lnFER的t統計量分別為3.804505、6.957325和44.03071應當大于臨界值。而由表2可知，lnShibor、lnCPI和lnFER的t統計量對應概率分別為0.0003、0.0000和0.0000，因此可以拒絕原假設，即lnShibor、lnCPI和lnFER對lnM2影響顯著。而且可知lnShibor、lnCPI和lnFER與lnM2正相關。同時，F統計量服從自由度為（3，84-3-1）的F分布，查表在1%、5%的置性水平下的臨界值為2.72、4.04，而F統計量的值為976.8661，顯然大于臨界值。所以拒絕原假設，即原方程總體線性關系顯著成立。調整的R-squared統計量為0.972431，接近于1，可以認為估計的方程對總體回歸方程擬合程度很高，解釋變量對被解釋變量擁有很高的解釋能力。但D.W.統計量為0.236626，不在1.5～2的區間內，認為殘差序列ε存在自相關。

因此，對方程（1）做出如下修正：

lnM2=C'+αlnShibor+βlnCPI+γlnFER+ε（-1）+ε'（2）

其中，ε（-1）表示原殘差序列ε的一期滯后項，ε'為方程（2）的殘差序列，C'為方程（2）的截距項。

表3

參照上文的分析，可得如下結果：1.lnShibor、lnCPI、lnFER和ε（-1）對lnM2影響顯著，且正相關。2.方程（2）總體線性關系顯著成立。3.估計的方程和總體回歸方程擬合程度極高。4.方程（2）殘差序列ε'不存在序列相關，方程（1）的殘差序列ε存在一階自回歸。

（五）殘差序列的平穩性檢驗

不光解釋變量序列會存在平穩性問題，殘差序列依然會存在平穩性問題。不平穩的殘差序列會影響回歸結果的準確性，從而得出錯誤的結論。本次對殘差的平穩性檢驗依然采用ADF檢驗，所取方式為既包含截距也包含趨勢。以下為檢驗結果：

表4

由表4可知，殘差序列ε'不能拒絕原假設，即殘差序列ε'不平穩。而殘差序列ε'的一階差分序列D（ε'）可以拒絕原假設，即D（ε'）序列平穩。

（六）因果檢驗

以下為檢驗結果：

表5

由表2可知，lnM2變動是lnShibor變動的原因所犯錯誤的概率為0.1984，而lnShibor變動是lnM2變動的原因所犯錯誤的概率僅為0.0019，因此可得lnShibor變動是lnM2變動的原因。同上，可知lnM2與lnShibor之間不存在因果關系；lnFER是lnM2變動的原因。

（七）解釋與結論

相信閱讀以上結果之后，讀者與筆者一樣會有以下兩個疑問：1.為什么lnShibor的變動是lnM2變動的原因？2.為什么lnM2與lnShibor是正相關？

對這兩個疑問可以合并解釋。首先，銀行間之所以會有同業拆借市場的存在是因為由于商業銀行為了滿足央行提出的存款準備金率的要求，有超額準備金的銀行向準備金不足的銀行借出短期貸款，放款銀行獲得短期利率收益而借款銀行可以滿足準備金需求。當實體經濟繁榮，社會融資需求旺盛時，資金供不應求，因而貸款利率高升。為了追求盈利性，商業銀行大量放出貸款，導致準備金不足，出現短期流動性困難，因此同業拆借利率高升。同時，由于商業銀行大量放出貸款，在貨幣乘數的作用下，廣義貨幣供應量M2也因此大幅擴張。反之，亦然。從另一個角度也可以認為，M2與Shibor的同時上升都是實體經濟繁榮的結果。這或許就是中國的所謂“貨幣之謎”的原因。

綜上所述，筆者研究結果表明，lnShibor、lnCPI和lnFER對M2有顯著影響，且正相關。

四、對策建議

根據以上結果，隔夜拆借利率或許也可以作為未來我國貨幣政策的主要操作目標之一。與貨幣供應量相比，隔夜拆借利率有三大優點：1.隔夜拆借利率作為一種市場利率，根據報價銀行的報價得出，更能反映市場資金的供求狀況。2.隔夜拆借利率相比貨幣供給量更易測得且更精確。貨幣供應量作為一種加總而得的統計量，難免在統計過程中出現遺漏。

另外，可以逐步放開資本賬戶并改革強制結售匯制度，讓因貿易順差產生的巨額外匯儲備不至于擴大貨幣供給量，成為全社會的負擔，并同時提升對外投資效率。

注釋

{1}此處概率指拒絕原假設（序列有單位根）所犯錯誤的概率，接近0則拒絕原假設，接近1則接受原假設，下同。

參考文獻

[1]李子奈，潘文卿編著.《計量經濟學》.高等教育出版社，2010年3月.

[2]《利息與價格——貨幣政策的理論基礎》.邁克爾·伍德福德著，劉鳳良等譯，中國人民大學出版社，2010年3月.

作者簡介：濮思喆（1991-），男，南京溧水，南京財經大學宿遷學院金融學本科在校學生；姜麗麗（1982-），女，遼寧朝陽，講師，研究方向：金融計量。