中國貨幣供應量、市場利率與經濟增長
——基于中介效應和VAR 模型的實證研究

姚雪松，林 欣，謝林林，王志勇

（1.廣東技術師范大學 財經學院，廣東 廣州 510665；2.廣州理工學院 經濟管理學院，廣東 廣州 510540）

一、引言

在貨幣政策中介目標的選擇中，世界各國一直存在選用貨幣供應量還是市場利率的艱難選擇，凱恩斯[1]認為貨幣供應量是中央銀行可以控制的外生變量，貨幣政策的運行機制為：通過調控貨幣供應量的數量來影響市場利率的變化，從而影響社會消費、儲蓄和投資的變化，進而影響社會總需求，并通過影響社會總需求來影響經濟增長。Friedman(1960)[2]、Antoni(2015)[3]認為貨幣供應量的變化會直接引起人們手上持有的貨幣量的變化，從而直接影響人們的支出水平和社會的經濟增長，并沒有通過市場利率作為中介。20 世紀90 年代后，西方發達國家發現貨幣供應量并不是單純的外生變量，而且現實中貨幣需求量難以有效地計量，因此紛紛把中央銀行貨幣政策的中介目標由貨幣供應量轉向市場利率。

由于使用市場利率作為貨幣政策的中介目標需要完善、龐大的金融市場特別是債券和票據市場作為前提條件，因此中國多年來仍然是以貨幣供應量作為貨幣政策的最主要的中介目標，但是隨著中國金融市場的完善特別是1996 年以來形成的同業拆借市場化利率，選擇市場利率作為貨幣政策中介變量的呼聲越來越高。關于中國貨幣政策中介目標的研究，范從來(2004)[4]，Feng&Ling(2013)[5]提出貨幣政策中介目標定為貨幣供應量不是完全有效的，但不需要放棄，需要改進統計內涵，并加快利率市場化進程。劉明志(2006)[6]、馬義華(2019)[7]認為中國市場利率形成機制還不完善，不適合馬上放棄貨幣供應量這一貨幣政策中介目標改用市場利率。高枝寶、王偉(2014)[8]通過DSGE 模型發現上調利率對抑制通貨膨脹效果不顯著，當前中國不能使用利率替代貨幣供應量作為中介目標。侯合心、李義舉(2015)[9]通過實證分析表明Shibor 隔夜利率對中國GDP 有顯著性的影響，并且是GDP 的格蘭杰原因，但是GDP 不是Shibor 隔夜利率的原因，中國使用市場利率作為中介目標是大勢所趨，但仍需要完善中國利率體系。潘艷艷等(2016)[10]，周波、葉龍生(2019)[11]對中國貨幣政策中介目標的選取進行了實證分析，結果表明中國的貨幣政策中介目標應確定為以貨幣供應量為代表的數量型指標。高玉強、秦浩欽(2019)[12]，呂昊旻、李成(2020)[13]實證檢驗了貨幣供應量、社會融資規模和市場利率在不同經濟時期作為貨幣政策目標的有效性，結果表明貨幣供應量是中國貨幣政策中介目標的主流標準，但在經濟下行時期社會融資規模和市場利率可以作為貨幣政策中介目標的補充。

完善的金融市場中，市場利率的變化與貨幣供應量具有較高的相關性，貨幣供應量的變化往往會導致市場利率的變動，貨幣供應量對經濟增長的影響是否通過了市場利率的中介效應是判斷該國是否可以選用市場利率作為貨幣政策中介目標的主要依據，文章試圖利用中介效應模型，檢驗分析中國貨幣供應量對經濟增長的影響是否具有市場利率的中介效應，從而判斷當前中國是否可以開始選用市場利率代替貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標，同時構建VAR 模型來檢驗中國貨幣供應量、市場利率和經濟增長三者的關系，為中國貨幣政策規則的優化提出相關建議。

二、基于中介效應模型的實證分析

1. 中介效應模型的構建

中介效應模型是判斷一個變量是否通過中介變量影響另一變量構建的模型。具體原理為：如果需要判斷變量X對變量Y是否通過中介變量Z產生影響，則需要判別變量Z在變量Y和變量X之間是否存在中介效應，如何判別是否存在中介效應則通過以下模型的估計結果來確定，具體模型為：

其中，β1、β2、β3為截距項，a、b、c、d為參數，e1、e2、e3為隨機誤差項，如果a、b、d都顯著不為零，表明變量X對變量Y通過中介變量Z產生影響，即變量Z在變量Y和變量X之間存在中介效應，反之則沒有。如果b和d有一個顯著為零，則需要通過Sobel 檢驗來判斷是否存在中介效應。在確定存在中介效應的前提下，如果c顯著不為零則表示變量Z在變量Y和變量X之間存在部分中介效應，反之則存在完全中介效應，即變量X對變量Y的影響完全是通過變量Z作為中介產生的。

文章試圖分析中國貨幣供應量對經濟增長的影響是否通過市場利率的中介效應實現，因此文章構建模型如下：

其中，a0、b0、c0為截距項，a1、b1、c1、c2為參數，δt、μt、?t為隨機誤差項，gdpt代表經濟增長，mt代表貨幣供應量，rt代表市場利率，當a1、b1和c2都顯著不為零時表明貨幣供應量和經濟增長之間存在市場利率的中介效應，如果b1和c2有一個顯著為零，則需要通過Sobel 檢驗來判斷是否存在中介效應。如果存在中介效應的前提下，c2顯著為零表示市場利率在貨幣供應量和經濟增長之間存在完全中介效應，c2顯著不為零表示市場利率在貨幣供應量和經濟增長之間存在部分中介效應。

2. 數據說明

文章選用中國GDP 當季值，通過Census X12 進行季度調整后的數據作為經濟增長的代理變量，記為gdpt。選用中國人民銀行公布的M2 作為貨幣供應量的代理變量，記為mt。選用銀行間7 天同業拆借利率作為市場利率的代理變量，記為rt。由于2001 年中國加入WTO，對中國的金融市場和金融制度都產生一定程度的影響，因此文章選擇了2002 年第1 季度作為樣本數據的起點時間，數據截至2019 年第4 季度。原始數據來源于國家統計局官方網站、中國人民銀行官方網站和國泰安csmar 經濟金融研究數據庫。

由于中介效應模型估計要求所有變量為平穩性變量，因此需要對所有變量進行平穩性檢驗，文章采用ADF 檢驗對gdpt、mt和rt進行了單位根檢驗，檢驗結果見表1、表2。從表中可以看出，gdpt、mt和rt三個變量都為不平穩的變量，但是三個變量的一階差分都為平穩變量，另外由于gdpt和mt兩個變量的單位都為億元，rt的單位為百分比，為了保持單位的一致性，文章將gdpt和mt兩個變量差分后的變量再進行了取對數處理，取對數后的變量也為平穩變量。因此，文章選擇了對經濟增長和貨幣供應量差分后再取對數的變量lnd.gdpt和lnd.mt作為文章設定中介效應模型經濟增長和貨幣供應量的最終代理變量，選擇了對市場利率差分后的變量d.rt作為市場利率的最終代理變量。文章最終選用變量數據的統計性描述見表2。

表1 ADF檢驗結果

表2 最終選擇變量數據的統計性描述

3. 中介效應模型估計結果

文章構建的中介效應模型估計結果見表3。表中展示了利用樣本數據對文章式(4)、(5)、(6)的回歸估計結果。式(4)的估計結果表明貨幣供應量(lnd.mt)對經濟增長(lnd.gdpt)在1%的置信水平上正相關，即在樣本期內貨幣供應量的增加對經濟增長有正向的促進作用。式(5)的估計結果表明在樣本期內貨幣供應量(lnd.mt)對市場利率(d.rt)具有負向的影響，但是這種影響并不顯著，僅在10%的置信水平上通過，在5%置信水平上沒有通過檢驗。式(6)的估計結果表明貨幣供應量(lnd.mt)和市場利率(d.rt)都在1%的置信水平上對經濟增長存在顯著性的正向影響，這一結果與凱恩斯的市場利率與經濟增長之間存在負相關的理論不符，但與新古典經濟學派和發展經濟學中的理論相符，因為市場利率上升可以促進社會儲蓄的增加，從而促進金融發展和社會投資的增加，這有利于發展中國家的經濟增長。

表3 中介效應模型估計結果

由于式(5)中貨幣供應量(lnd.mt)對市場利率(d.rt)的影響并不顯著，但式(6)中市場利率(d.rt)對經濟增長(lnd.gdpt)的影響是顯著的，因此中國貨幣供應量對經濟增長的影響是否存在市場利率的中介效應還需要通過Sobel 檢驗來確定。Sobel 檢驗的基本原理為計算出統計值Q，再通過對應的P值來判斷是否存在中介效應。文章設定的中介效應模型中，Q=b1c2/s，其中，s=sb1和sc2分別是b1和c2的標準誤差，經計算文章設定中介效應模型Sobel 檢驗的Q=-1.596，P值為0.13，大于0.05，顯示中介效應不成立，表明中國貨幣供應量雖然對經濟增長具有顯著的影響，但這種影響并不是通過市場利率的中介效應產生的。

三、基于VAR 模型的實證分析

1. VAR 模型的設定

文章進一步通過VAR 模型對中國貨幣供應量、市場利率和經濟增長的關系進行實證分析，設定的VAR 模型如下：

2. 最優滯后期的選擇

VAR 模型的估計需要選擇模型的最優滯后期，文章通過信息準則最小化的方式來確定。文章設定VAR 模型的各信息準則的值見表4。從表中可以看出文章構建的VAR 模型的各信息準則值FPR、AIC 和HQIC 在滯后期為4 時最小，SBIC 在滯后期為1 時最小，按照少數服從多數原則，文章最優滯后期應該選擇為4 期?？紤]到VAR 模型沒有同期變量，通常最優滯后期會選擇比信息準則最小值的期數小1 期，因此文章設定VAR模型最優滯后期選擇為3 期。為了更為準確地選擇最優滯后期，文章還采用了“由大到小的序貫t 規則”進行檢驗，結果也表明文章應選擇最優滯后期為3 期，因此文章設定的VAR模型選擇的滯后期為3 期。

表4 文章設定VAR 模型的信息準則值及最優滯后期

3. VAR 模型估計結果

根據上文中信息準則最小化確定的最優滯后期為3 期，文章設定的VAR 模型估計結果見表5。從估計結果來看，貨幣供應量和市場利率對下一季度經濟增長都具有顯著的影響，而對第2、第3 期季度影響不顯著，值得注意的是，兩者對經濟增長的影響都是顯著的正向影響，表明貨幣供應量增加和市場利率上升對下一個季度的經濟增長都有一定的促進作用，這與凱恩斯理論描述的“利率和經濟增長應該呈現負相關關系”的結果不同，但與文章中介效應模型(6)式估計的結果總體一致，表明在過去的20 年間中國仍然處于需要大量資本形成的發展階段，市場利率的上升可以促進社會儲蓄的增加，從而促進資本的形成，促進經濟增長。經濟增長對下一季度貨幣供應量呈現出顯著的負向影響，對市場利率呈現出顯著的正向影響，表明中國人民銀行對通貨膨脹較為重視和敏感，經濟增長造成的社會需求增加往往也會伴隨著經濟生活中物價的上漲，為了把物價上漲控制在一定的范圍內，中央銀行選擇收縮貨幣，造成下一季度貨幣供應量的減少，而經濟增長帶來的資金需求增加沒有得到有效的資金供給增加匹配又造成了市場利率的上升。貨幣供應量對下一期的市場利率影響并不顯著，但對再下一期的市場利率卻會產生顯著的負向影響，表明中國的貨幣供應量的變化需要半年后才會對市場利率產生影響。市場利率對貨幣供應量則無論是短期還是長期都沒有顯著的影響，這表明過去20年中國人民銀行貨幣供應量的調整并沒有過多考慮市場利率的情況，更多是考慮通貨膨脹和經濟增長等因素。

表5 文章設定VAR 模型的估計結果

4. 穩定性檢驗

上文中的VAR 模型的估計結果是否準確，還需要通過檢驗模型估計結果的殘差是否存在自相關，并進一步檢驗此VAR系統是否穩定（為平穩過程） 來判斷。文章首先通過LM 檢驗對VAR 模型估計結果的殘差進行了自相關檢驗，檢驗結果見表6。結果顯示，可以接受殘差“無自相關”的原假設，殘差不存在自相關。然后，文章通過VAR 系統穩定性的判別圖來檢驗文章設定的VAR 系統是否穩定，判別圖如圖1 所示。從圖中可以看出，所有特征值均在單位圓內，可以判定文章設定的VAR 系統是穩定的，值得注意的是，有一個根十分接近單位圓的邊緣，表明有些沖擊有較強的持續性。

表6 殘差自相關檢驗結果

圖1 VAR 系統穩定性判別圖

5. 格蘭杰因果檢驗

文章進一步對設定VAR 模型的三個變量進行了格蘭杰因果檢驗，檢驗結果見表7。從表中可以看出，貨幣供應量和經濟增長之間互為格蘭杰因果關系，同時經濟增長也是市場利率的格蘭杰原因，但是市場利率不是經濟增長的格蘭杰原因，市場利率和貨幣供應量之間都不是彼此的格蘭杰原因。

表7 格蘭杰因果檢驗結果

6. 交叉相關圖

VAR 模型估計結果和格蘭杰因果檢驗都不能體現出變量的作用次序，為了分析中國貨幣供應量、市場利率和經濟增長的作用次序，文章進一步考察了三者的交叉相關圖，結果如圖2所示。從圖2 的上圖可以看出，經濟增長與提前1 個季度的貨幣供應量最相關，圖2 的中圖顯示，經濟增長與當季的市場利率最相關，圖2 的下圖顯示，市場利率與提前14 個季度的貨幣供應量最相關。這一結果表明，中國貨幣供應量、市場利率和經濟增長的作用次序表現為貨幣供應量→經濟增長→市場利率，具體為貨幣供應量的增加促進了經濟增長，經濟增長促使了市場利率的上升，進一步表明中國貨幣供應量對經濟增長的影響并不是通過市場利率的中介效應實現的。

圖2 中國貨幣供應量、市場利率和經濟增長三個變量之間的交叉相關圖

7. 脈沖響應函數

脈沖響應函數可以直觀地描述出VAR 模型中的隨機擾動項的一個標準差沖擊對其他變量當前和未來取值的影響軌跡和效應，因此文章進一步通過脈沖響應函數圖來分析中國貨幣供應量、市場利率和經濟增長各自的變動會對其他兩個產生怎樣的影響。文章設定VAR 模型的脈沖響應函數圖如圖3、圖4 所示（圖3 和圖4 的區別在于是否正交化）。從圖中可以看出，經濟增長的變動短期內對貨幣供應量會有一個負向沖擊，對市場利率會有一個正向沖擊，但長期來看，經濟增長的變動對貨幣供應量和市場利率都沒有顯著的影響；貨幣供應量的變動對經濟增長會引起短期和長期的正向沖擊，而對市場利率短期和長期都沒有顯著的影響；市場利率的變動短期內對經濟增長有一個正向沖擊，長期內沒有顯著的影響，對貨幣供應量則短期和長期都沒有顯著的影響。

圖3 脈沖響應圖

圖4 正交化的脈沖響應圖

四、結論與建議

文章通過中介效應模型和VAR 模型實證分析了中國貨幣供應量、市場利率和經濟增長的關系。研究結果表明：中國貨幣供應量對經濟增長具有顯著的正向影響，但這種影響并不是通過市場利率的中介效應產生的；市場利率短期內對經濟增長也表現出顯著的正向影響，但長期內影響不顯著；經濟增長短期內對貨幣供應量呈現出顯著的負向影響，對市場利率呈現出顯著的正向影響，長期影響均不顯著；貨幣供應量和市場利率之間對彼此的影響都不顯著。

中國市場利率的上升對經濟增長具有顯著的正向影響，這與凱恩斯學派的觀點相沖突，但與發展經濟學和新古典經濟學中的可貸資金理論相吻合，表明利率的上升可以有效促進社會儲蓄的增加，從而促進金融規模的擴大，這有利于基礎設施建設融資規模的擴大和整個經濟社會的發展，過去幾十年中國處在基礎設施大規模建設時期，需要大量的金融支持，儲蓄的增加促進了中國資本形成從而對中國經濟增長產生了巨大的作用。文章認為過去幾十年中國利率上升促進儲蓄增加對經濟增長的正向作用大于這段時期利率上升使消費、投資等社會需求下降對經濟增長的負向作用是這一實證結果產生的主要原因。同時文章也認為，隨著中國基礎設施建設的逐漸完善，大量基礎設施已經建成，資本形成對經濟增長的邊際作用將逐漸減弱，另一方面在中國“雙循環”發展格局下，國內消費對經濟增長的影響會越來越大，可以預計中國市場利率上升對經濟增長的正向影響將不斷減弱，負向影響將不斷上升。

另外，文章還注意到中國貨幣供應量對市場利率影響不顯著，這也與凱恩斯學派認為貨幣供應量增加會促使市場利率下降的理論有所相同。文章認為主要原因是，雖然貨幣供應量的增加可以增加金融市場上資金的供給，但市場利率是由金融市場上資金的供給和需求共同決定的，過去幾十年中國經濟的高速增長，金融市場上資金供給在不斷增加的同時資金需求也在不斷增加，因此中國貨幣供應量增加未必會促使市場利率下降。此外，由于中國的金融市場的市場化程度并不高，同業拆借市場規模有限，參與門檻高，并不能完全反映中國的金融市場供給和需求的變化，因此當前中國想要改用市場利率作為貨幣政策的中介目標代替貨幣供應量條件仍然并不完善。

盡管從文章的實證結果來看當前中國放棄貨幣供應量改用市場利率作為中介目標條件并不成熟，但是從全世界的實踐經驗來看，貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標存在可控性弱、社會成本高的明顯缺陷，特別是隨著商業銀行的市場化程度越來越高，這一缺陷會越來越明顯，而市場利率作為貨幣政策的中介目標可以有效改善這一問題，隨著中國經濟的不斷增長，選用市場利率代替貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標也將是未來的必然選擇。當前由于中國仍處于社會主義初級階段，仍然需要建設大量的基礎設施，同時由于金融市場的市場化程度不高等原因，市場利率替代貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的條件尚不完善，直接改變貨幣政策中介目標并不合適，但是并不意味著我們將放棄改用市場利率作為貨幣政策中介目標，文章建議在未來的過渡時期可以選用貨幣供應量為主，市場利率為輔的中介目標政策，同時不斷擴大金融同業拆借市場和中國債券市場的規模，逐漸降低同業拆借市場和債券市場的進入門檻，完善金融市場法規，為最終選用市場利率作為中國貨幣政策中介目標做好準備。