從貨幣層次劃分變遷看中國金融創新

陳怡忻 上海大學經濟學院

一、引言

中國人民銀行將我國貨幣供應量劃分為 M0、M1、M2，狹義貨幣供應量M1為M0與企業活期存款，團體、機關、部隊存款，農村存款與個人持有的信用卡存款的總和。M0為央行資產負債表中的貨幣發行減去其他存款性公司資產負債表里的庫存現金，包括境外流通的人民幣。廣義貨幣供應量M2為M1再加上城鄉居民儲蓄存款，企業存款中具有定期性質的存款，信托類存款與其他存款，其中，其他存款包括應解匯款及臨時存款、保證金、財政預算外存款、租賃保證金、證券公司客戶保證金（90%）、非存款類金融機構在存款類金融機構的存款及住房公積金存款等。然而，隨著金融創新的不斷發展，我國的貨幣層次劃分出現邊界不清晰的情況，基于此，中國人民銀行對貨幣層次進行了多次調整，而對貨幣層次的調整也可以看出我國金融的發展與金融創新的歷程：隨著第三方支付的蓬勃發展，到2016年，僅一個季度，第三方互聯網支付總額便超過四萬億人民幣，移動支付規模也超過九萬億；而至2018年，我國影子銀行規模已超過27萬億人民幣……面對金融創新，貨幣流通速度、貨幣函數等都受到了沖擊，貨幣口徑統計也因為金融產品規模增大而多次調整，而貨幣層次劃分的調整也反映了金融產品與金融創新的發展，對研究金融創新特點有一定幫助。

二、文獻綜述

隨著金融的發展，金融創新增強了金融的包容性（Boamah& Murshid，2019）[1]，卻也使貨幣政策效果受到影響（Jagtiani& John，2018）[2]，沖擊了貨幣政策傳導機制，模糊了貨幣層次的劃分，使貨幣政策的效果“打了折扣”。20世紀80年代，由于大量定期存款轉變為可開列支票的存款等金融創新使M1與經濟的關系很不穩定，迫使美國放棄M1作為貨幣政策的指標（盛松成，2016）[3]。金融科技貸款人已加入影子銀行業，其提供比傳統公司更方便、更快的服務，擴大了信貸，對銀行存款形成一定的影響，進而影響了基礎貨幣以及貨幣乘數。Liu和Tsyvinski（2018）發現，加密貨幣收益不受股市或宏觀經濟風險因素的影響，加密貨幣使用范圍的擴大以及使用頻率的上升使貨幣供給量的相關性、可測性和可控性不斷降低，對貨幣政策效果造成了一定程度的沖擊，面對金融創新不斷發展的局面，貨幣層次亟須調整[4]。

中國學者也普遍認為：隨著金融創新的發展，貨幣政策中介目標需結合實際不斷優化，堅持“與時俱進”，從而實現貨幣政策的最終目標（胡再勇，2015）[5]。針對金融發展帶來的挑戰，章安辰、裴平（2018）提出構建綜合貨幣政策中介目標體系、淡化貨幣供應量地位、實現利率目標的平穩過渡的建議[6]。

三、從社會融資能否替代廣義貨幣量M2看中國金融創新

（一）模型選擇和變量選取

由于金融創新對中介指標起了不小的沖擊，貨幣分層也進行了許多次調整，也有學者開始討論社會融資總量SFS是否合適作為貨幣政策中介指標，社會融資總量是一個流量，M2是存量；另外社會融資總量比M2還多包括了證券與保險公司等；而M2為存款性金融機構的負債，社會融資總量代表金融機構的資產。SFS由包括人民幣貸款和外幣貸款的表內業務，包括委托貸款、信托貸款、未貼現的銀行承兌匯票的表外業務，包括企業債券、非金融企業境內股票融資的直接融資，還包括了保險公司賠償、投資性房地產和其他金融工具融資。學界對社會融資規模SFS與M2進行比較，認為SFS層次多、口徑更廣、對金融創新發展的概括更加全面。

本文旨在將在金融創新的大環境下對社會融資規模與廣義貨幣供應量作為貨幣中介指標的有效性進行對比，故構造VAR模型，其表達式如下：

本文選取實際國內生產總值、廣義貨幣供應量和實際社會融資總量作為變量。實際國內生產總值的數據來自于國家統計局，采用實際GDP的季度數據；社會融資規模SFS與廣義貨幣供應量M2數據均來源于中國人民銀行網站。由于采用季度數據，本文采用X-12對數據進行調整，消除季節因素的影響。本文采用2016年1月到2019年12月48個樣本數據。

（二）ADF檢驗

圖1 ADF檢驗圖

檢驗形式（c，t，p），c表示常數項，t表示趨勢項，k表示滯后階數，_sa后綴表示經過季節處理的變量

由單位根檢驗可得，Lngdp_sa、Lnm2_sa 和 Lnsfs_sa為非平穩序列，對數差分為平穩序列。

（三）格蘭杰因果檢驗

為檢驗變量之間是否有存在因果關系，本文對各變量進行格蘭杰因果檢驗，格蘭杰因果檢驗結果如圖2所示。

圖2 格蘭杰因果檢驗圖

從檢驗結果來看，在5%的置信水平來看，社會融資規模是GDP的單向格蘭杰原因，社會融資規模的變動會導致GDP的變化。

（四）脈沖效應圖分析

圖3 AR根檢驗圖

根據AR根檢驗，該模型平穩，于是對脈沖效應圖進行分析。

圖4分別表示了廣義貨幣供應量和社會融資規模對GDP的脈沖效應，從社會融資規模對GDP的影響的脈沖圖來看，社會融資規模對GDP的影響較大，對比貨幣供應量對GDP影響的脈沖圖，其正效應從第二期開始到第三期接近零，第七期后趨于平穩。社會融資總量從第二期開始產生負效應。

圖4 脈沖效應圖

從研究結果來看，社會融資規模與M2同時作為貨幣供應量指標更能符合金融創新發展的過渡時期貨幣政策，但由于金融創新催生了P2P、天使融資等新型融資方式，當金融創新發展到一定規模后中國人民銀行才調整貨幣口徑統計會產生實質，也使各個時期缺乏可比性。我國應該積極發揮社會融資總量的作用，同時增加其內涵，提升其科學性。

四、結語

面對金融創新發展對我國傳統貨幣政策效果的沖擊，我國需發揮結構性貨幣政策的作用，調整經濟結構（汪川，2015）[7]。金融創新應該促進產業結構升級，并轉向實體經濟，從以上的分析來看，我國還未實現貨幣利率市場化，需要逐步推進，同時還要讓金融創新改革做好系統性規劃。央行對第三方支付市場應加強監管，既要鼓勵金融創新還要關注第三方支付市場的健康與可持續發展，考慮到第三方支付市場對貨幣市場傳導機制的影響，關注對其的產出效應和價格效應，對貨幣口徑統計進行調整，優化貨幣層次劃分（方興，郭子睿2017）[8]。發展中國家要穩定貨幣需求，只有堅持金融深化。