周清杰，靳亞閣

(北京工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京100048)

一、引言

2000年以來，隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國貨幣供應(yīng)量也迅速增長，年平均增長速度超過經(jīng)濟(jì)增長率。從2000年來經(jīng)濟(jì)增長的季度數(shù)據(jù)看，增長速度最高的是2009年第四季度，增速達(dá)到26.87%，而同期貨幣供應(yīng)量M1增長速度達(dá)到33%。在2001年到2012年的月度數(shù)據(jù)中，狹義貨幣供應(yīng)M1增速最大的是2010年1月達(dá)到38.96%，平均增速15.86%，廣義貨幣供給M2的增長速度更高，M2平均增速16.51%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過其他國家。從貨幣量上看，我國已經(jīng)成為了世界上最“有錢”的國家。在絕對量上，截止到2012年12月我國的M2總量達(dá)到97.42萬億元人民幣，按1美元=6.22人民幣換算成美元，約為15.66萬億美元，超過同期美國10.269 6萬億美元，甚至超過同期歐元區(qū)貨幣供應(yīng)量9.750 9萬億歐元(按1歐元=1.346 3美元換算，則約為13.13萬億美元)，M2總量居世界第一，占世界貨幣供應(yīng)量的四分之一。衡量一國經(jīng)濟(jì)貨幣化程度的重要指標(biāo)是M2/GDP，一般來說，該比率越高，經(jīng)濟(jì)貨幣化程度越高，金融業(yè)越發(fā)達(dá)，但同時支付風(fēng)險也越大，通貨膨脹壓力隨之增加。從該指標(biāo)看，我國的 M2/GDP的比率，2007年達(dá)到1.62，2010年上升到1.8，2012年據(jù)初步計(jì)算的GDP值(519 322億元)測算的M2/GDP的比率為1.88，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于美歐國家低于1的水平。表1給出我國近十年的貨幣化進(jìn)程主要數(shù)據(jù)指標(biāo)。其中，廣義貨幣占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重不斷提高，基礎(chǔ)貨幣與廣義貨幣比值不斷下降，外匯儲備增長速度較高，M1、M2年平均增長速度接近，GDP增長速度略低于M1增速，物價水平保持低位運(yùn)行。

我國貨幣增長速度超過經(jīng)濟(jì)增長率是與我國所處經(jīng)濟(jì)環(huán)境分不開的。經(jīng)濟(jì)全球化背景下，我國長期的國際收支順差為我國帶來了大量外匯，在強(qiáng)制結(jié)售匯制度下，央行被迫不斷釋放基礎(chǔ)貨幣，從而導(dǎo)致了外匯占款的連續(xù)增加。此外，央行為對沖人民幣升值的壓力，也不得不購入美元，增加貨幣供給。因此，外匯儲備的增加是我國貨幣供應(yīng)量增加的重要原因。

根據(jù)傳統(tǒng)貨幣數(shù)量論經(jīng)典的費(fèi)雪方程式MV=PY，貨幣流通速度短期內(nèi)是保持不變的，物價水平的高低由一國的貨幣數(shù)量的多少決定，貨幣數(shù)量增加會導(dǎo)致物價水平的正比例上升，貨幣的價值則隨數(shù)量的增加反比例下降。貨幣主義代表人物弗里德曼認(rèn)為“通貨膨脹無論何時何地都是一種貨幣現(xiàn)象”。按照貨幣數(shù)量論觀點(diǎn)，我國實(shí)際貨幣供應(yīng)量大大高于理論上的貨幣供應(yīng)量，存在著超額貨幣供給，但我國卻并未出現(xiàn)嚴(yán)重的通貨膨脹情況，這種情況被許多學(xué)者稱為中國的“貨幣之謎”。

表1 2001年以后中國的貨幣化進(jìn)程

二、文獻(xiàn)綜述

(一)外匯儲備與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系

一國的貨幣供應(yīng)是由中央銀行發(fā)行，通過各種渠道投放市場。我國中央銀行的貨幣投放主要通過三種渠道:中央銀行貸款、財(cái)政透支與借款、外匯占款，總體看可分為國內(nèi)信貸和外匯儲備兩種方式。外匯占款主要是中央銀行持有的外匯儲備所對應(yīng)的貨幣投放。外匯儲備對貨幣供應(yīng)量的影響路徑為:外匯儲備增加，外匯占款增加，基礎(chǔ)貨幣增加，貨幣供給量增加。中央銀行對外匯儲備的調(diào)控會引起貨幣供給量的變化。

目前國內(nèi)許多學(xué)者關(guān)注外匯儲備與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系。李卉［1］認(rèn)為外匯儲備在貨幣供應(yīng)量中的比例，通過結(jié)匯形成本幣投放和擠占國內(nèi)用于投資的貨幣供應(yīng)量兩種途徑，推動了貨幣供給的擴(kuò)張。張曙光、張斌［2］對1994～2005年外匯儲備變動進(jìn)行回歸方程外推，按指數(shù)增長法預(yù)測得到2010年我國的外匯儲備將達(dá)到1 986 918億美元，即將超過2萬億美元。實(shí)際上，我國外匯在2009年4月達(dá)到20 088.8億美元，2010年底外匯為28 473.38億美元，即將達(dá)到3萬億美元。盡管張曙光、張斌按照外匯儲備快速增長的指數(shù)化計(jì)算方法，預(yù)測的數(shù)據(jù)與實(shí)際外匯增長相比仍較低。隨著外匯儲備的大量積累，央行儲備貨幣也會迅速增加，整個貨幣供給隨之增加。封建強(qiáng)、袁林［3］認(rèn)為短期內(nèi)外匯儲備增長與物價不存在相關(guān)關(guān)系，但長期內(nèi)，外匯儲備增加會擴(kuò)大貨幣投入，從而引起物價上漲。安佳［4］認(rèn)為，我國物價指數(shù)的升幅從數(shù)字上看較小，但物價指數(shù)是我國政府采取了各種調(diào)控手段的結(jié)果，尤其是中央銀行通過公開市場操作使貨幣回籠，政府采取價格補(bǔ)貼等財(cái)政政策，實(shí)際上這種控制政策下的價格穩(wěn)定并不表示價格上漲壓力的減輕。

(二)中國“貨幣之謎”的背景及相關(guān)研究

Mehrotra［5］、Bahmani － Oskooee 和 Wang［6］將人民幣有效匯率和國外利率納入機(jī)會成本變量中，在不同的樣本期間研究匯率和國外匯率對我國貨幣供應(yīng)的影響。麥金農(nóng)［7］對我國宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)我國財(cái)政收入由1978年占GNP比率為34.8%下降到1991年的18.4%，與此同時國內(nèi)通貨膨脹仍處于溫和水平。改革開放后，中國出現(xiàn)了貨幣供應(yīng)量增速之后許多學(xué)者關(guān)注這種現(xiàn)象，將我國“超額”貨幣供應(yīng)與低物價水平并存的現(xiàn)象稱為“中國之謎”。R.W.Hafer和 A.M.Kutan［8］運(yùn)用數(shù)據(jù)檢驗(yàn)中國的名義貨幣余額、實(shí)際收入、價格和利率之間是否存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)選取零售價格指數(shù)時，無論是基礎(chǔ)貨幣M0還是廣義貨幣M2，在中國都不存在長期均衡的貨幣需求關(guān)系;但當(dāng)選取國民收入平減指數(shù)時，貨幣需求余額和其他經(jīng)濟(jì)參數(shù)之間存在長期均衡關(guān)系。

在國內(nèi)，謝平［9］和易綱［10］認(rèn)為改革開放以來我國的貨幣供給除滿足經(jīng)濟(jì)增長所帶來的需求外，還需要滿足私營經(jīng)濟(jì)興起、自由市場發(fā)展等為代表的市場化擴(kuò)張所帶來的新貨幣化經(jīng)濟(jì)的需要，于是在總量上會出現(xiàn)一部分貨幣的“迷失”，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貨幣化過程。易綱認(rèn)為，貨幣化過程有兩種含義:一是財(cái)政赤字的貨幣化，即國家用印鈔票的方法來彌補(bǔ)財(cái)政赤字。二是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的貨幣化，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，特別是經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中，產(chǎn)生超常貨幣需求，從而使貨幣流通速度減慢。廣義貨幣與國民生產(chǎn)總值之比迅速提高，一方面是改革中金融深化的必然，另一方面是金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)本身的問題，諸如資本市場發(fā)展嚴(yán)重滯后等。貨幣增長率很高，但通貨膨脹率卻不高，其中一個重要原因就是貨幣化帶來的鑄幣收入。

李斌［11］認(rèn)為我國經(jīng)濟(jì)的兩部門特點(diǎn)及“結(jié)構(gòu)約束”和“需求約束”是造成“中國之謎”的主要原因。他認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)一種特殊的“二元”結(jié)構(gòu):一個是一般競爭性產(chǎn)品部門，面臨的問題主要是“需求約束”，呈現(xiàn)持續(xù)的通貨緊縮態(tài)勢。另一個是具有壟斷性質(zhì)或產(chǎn)品需求彈性很低的部門，其問題是“供給約束”，包括住房、醫(yī)療、養(yǎng)老、教育、水電燃料等貨幣化“商品”，呈通貨膨脹態(tài)勢。特殊的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，在由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過程中，由公有制的內(nèi)在規(guī)定性決定的勞動者可以享有的養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等各種福利保障逐漸消失，勞動者不得不保持高位的儲蓄增長。居民儲蓄過快增長，更多貨幣被用做儲藏手段，在傳統(tǒng)貨幣數(shù)量公式并不包含這部分貨幣，從而構(gòu)成“迷失貨幣”的重要組成部分，也成為緩解當(dāng)前通貨膨脹壓力的重要因素。除了儲蓄增加外，收入的兩極分化也是導(dǎo)致居民消費(fèi)傾向持續(xù)降低，物價長期低位運(yùn)行的主要原因。

伍志文［12］認(rèn)為，貨幣虛擬化過程中的資本市場貨幣積聚是“中國之謎”的直接原因，大量非交易性貨幣積聚在以資本市場為核心的虛擬經(jīng)濟(jì)部門，造成貨幣結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，是導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量與物價關(guān)系反常的直接原因。大量資金從實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資流向股市證券等虛擬經(jīng)濟(jì)部門，虛擬經(jīng)濟(jì)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)不均衡發(fā)展，使得資本市場金融資產(chǎn)囤積，額外的貨幣供應(yīng)并未流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，因此并不影響商品和服務(wù)的價格，不會造成通貨膨脹。

一些學(xué)者從貨幣政策傳導(dǎo)時滯效應(yīng)角度，認(rèn)為我國的貨幣傳導(dǎo)機(jī)制存在缺陷，使得時滯效應(yīng)過長，不能及時反映價格變化。但這種觀點(diǎn)并不能有效解釋我國長期貨幣供應(yīng)與物價變動之間的反?，F(xiàn)象。一些人認(rèn)為我國金融市場不斷發(fā)展，但貨幣供給統(tǒng)計(jì)口徑并未及時將具有貨幣功能的金融資產(chǎn)納入，低估了真實(shí)的貨幣需求，在統(tǒng)計(jì)方面的失真，可能影響貨幣供應(yīng)量與物價的關(guān)系。我們認(rèn)為，國民收入差距過大是有效需求不足的主要原因，進(jìn)而抑制了物價水平的上漲。此外，我國居民消費(fèi)價格指數(shù)的編制方法不甚合理，食品的權(quán)重過高、房地產(chǎn)等服務(wù)業(yè)權(quán)數(shù)過低等因素導(dǎo)致我國通貨膨脹水平可能被低估，產(chǎn)生貨幣與物價背馳的反?，F(xiàn)象。周清杰［13］認(rèn)為，現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)口徑把居民建造住房和裝修材料的成本以及使用自有住房的部分費(fèi)用納入到CPI統(tǒng)計(jì)中，但卻把居民從房地產(chǎn)商處購得的商品房視為投資品不納入到CPI統(tǒng)計(jì)中的做法在邏輯上是相互矛盾的。他指出可以通過把剔除土地價格的房屋納入CPI以更好地反映這種耐用消費(fèi)品的價格變動趨勢。

三、外匯、貨幣供給、物價的關(guān)系

外匯儲備、貨幣供給與物價之間的問題，從深層次上就是貨幣的對外問題和對內(nèi)問題。對外是發(fā)行多少貨幣才能使匯率保持在一個合意的水平，保持國際收支經(jīng)常賬戶和資本賬戶的平衡，而對內(nèi)是貨幣的供應(yīng)量為多少是和經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)，而不至于產(chǎn)生過大的通貨膨脹或緊縮問題，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。自2005年7月21日起，我國開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)的、參考一攬子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的有管理的浮動匯率制度。當(dāng)外匯供過于求時，中央銀行買進(jìn)外匯賣出本幣，從而造成基礎(chǔ)貨幣的增加，由于乘數(shù)作用，最終廣義貨幣M2增加。同理，當(dāng)外匯供不應(yīng)求時，中央銀行賣出外匯買進(jìn)貨幣，基礎(chǔ)貨幣減少，最終導(dǎo)致M2減少。這樣，外匯儲備的變動成為影響貨幣供給的主要因素之一。由于我國實(shí)行結(jié)售匯制度，中央銀行在外匯市場的托盤收購，經(jīng)常貿(mào)易順差和外匯資本流入，使得中央銀行被動增發(fā)大量基礎(chǔ)貨幣。廣義貨幣的大量增發(fā)，對通貨膨脹產(chǎn)生上升壓力?，F(xiàn)代貨幣數(shù)量論認(rèn)為，短期內(nèi)貨幣供應(yīng)量的變化主要影響產(chǎn)出，部分影響價格;但長期內(nèi)產(chǎn)出完全是由非貨幣因素決定的，貨幣供應(yīng)只影響價格。

2001年12月11日我國加入世貿(mào)組織。此后，十年來我國外匯儲備大規(guī)模增加，月度平均增長率達(dá)到29.34%。其中從2001年12月到2008年10月，外匯儲備月度增長率都在28%以上，最高時2003年11月達(dá)到53.07%，2003年外匯儲備超過四千億美元，2004年超過六千億美元，2006年底突破萬億美元大關(guān)，2009年4月我國外匯儲備規(guī)模超過兩萬億美元，達(dá)到20 088.8億美元。

與此同時，我國貨幣供給量迅速增長。2001年以來，狹義貨幣供給量M1每月平均增長率為15.86%，最高增長率是2010年1月，達(dá)到38.96%，2001年到2005年M1總量翻了一番，從54 406.23億元增加到107 278.76億元。同期廣義貨幣供給量M2增速更高，月平均增長率為16.51%，最高增長率是2009年11月，達(dá)到29.74%，從2001年到2012年，M2總量從137 543.63億元增加到974 159.46億元，增長了近7倍。

我國外匯儲備與M1貨幣供應(yīng)量增長趨勢非常接近。在2011年7月以前，外匯儲備與M1貨幣供應(yīng)量同為上升趨勢，此后外匯儲備保持穩(wěn)定，M1數(shù)量波動性上升。由于M2數(shù)量顯著大于外匯儲備和M1，因此我們可以從增長速度角度觀察三者變化情況。

從增長速度看，外匯儲備增長速度變化幅度較大，M1波動幅度較小，M2變動幅度最小。在趨勢性上，三者關(guān)系并不明顯。

為觀察貨幣供給變動與物價變動的關(guān)系，我們比較2001年以來M1、M2和通貨膨脹率的變動情況。2001年到2009年，通貨膨脹率與M1變動趨勢比較相似，有滯后效應(yīng)的表現(xiàn)，但與M2變動趨勢關(guān)系并不明顯。從整體看，我國貨幣增長速度遠(yuǎn)大于物價增長速度。

四、數(shù)據(jù)處理、實(shí)證分析

本文選取的樣本數(shù)據(jù)為2001年1月到2012年12月中國外匯儲備(FR)、狹義貨幣供應(yīng)量M1、廣義貨幣供應(yīng)量M2和通貨膨脹率(IR)，一共144個時間序列觀察值。其中，外匯儲備、M1、M2數(shù)據(jù)從中國人民銀行網(wǎng)站、金融統(tǒng)計(jì)年鑒、國家外匯管理局搜集整理得到，通貨膨脹率由居民消費(fèi)價格指數(shù)(CPI)得出，CPI數(shù)據(jù)來源中國統(tǒng)計(jì)年鑒。主要運(yùn)用eviews6.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理。

(一)外匯儲備與貨幣供應(yīng)量M1、M2

從前文的分析中知道，中國面臨長期的經(jīng)常賬戶盈余，不但外國直接投資持續(xù)大量涌入，而且由于中美利差及人民幣升值預(yù)期使得大量非FDI資金也大量流入，在現(xiàn)行結(jié)售匯制度下，外匯儲備的增加給貨幣供給帶來壓力。我們試圖通過對外匯儲備FR和貨幣供給M1、M2進(jìn)行回歸分析，以確定外匯儲備對貨幣供應(yīng)量變化的影響程度。在模型確定時，我們選取雙對數(shù)線性模型，該模型優(yōu)點(diǎn)是解釋變量的系數(shù)就是彈性。建立貨幣供給與外匯儲備間的關(guān)系模型如下:

其中，LNY是因變量;LNX是自變量;α表示彈性，X變化引起Y變化的程度;ut是隨機(jī)干擾項(xiàng)，表示其他因素對因變量變化的影響。

回歸分析之前，我們首先對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)FR、M1、M2進(jìn)行自然對數(shù)變換，得到 LNFR、LNM1、LNM2三個新序列，觀察知對數(shù)變換后的三個新序列都有明顯上升趨勢，是非平穩(wěn)的。為確定非平穩(wěn)序列是否是單整的，對序列的差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)三個序列不含趨勢項(xiàng)，但包含常數(shù)項(xiàng)。分別對三個序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，具體見表2。

由表2可見，LNFR和LNM1、LNM2的一階差分序列的 ADF檢驗(yàn)值分別為 －5.225 5、－5.083 3、－12.623 4，小于顯著性水平為1%的臨界值，都不能接受存在單位根的原假設(shè)，說明序列是平穩(wěn)的。序列LNFR、LNM1、LNM2經(jīng)過一次差分后平穩(wěn)，說明三個序列都是一階單整序列。

對于兩變量問題，協(xié)整關(guān)系的一個重要前提是兩個變量都應(yīng)是單整變量，而且單整的階數(shù)要相同。由前面的分析可知，LNFR和LNM1，LNFR和LNM2都是一階單整序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，這里我們用Johansen模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表2 序列LNFR、LNM1、LNM2的單整檢驗(yàn)結(jié)果

表3 LNM1和LNFR、LNM2和LNFR的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)顯示，LNM1與LNFR、LNM2與LNFR兩組變量的跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量在5%顯著性水平下均存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，因此回歸結(jié)果可靠。

分別用變量LNM1、LNM2對LNFR進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到回歸方程如下:

方程(1)相關(guān)系數(shù)為R2=0.969，t統(tǒng)計(jì)量為67.715 7;方程(2)的相關(guān)系數(shù)為R2=0.938 0，t統(tǒng)計(jì)量為65.489 0。從兩個方程看，擬合優(yōu)度是非常好的。說明，外匯儲備變動在一定程度上影響貨幣供應(yīng)量的變化。方程(1)中的彈性為0.554，說明我國外匯儲備增加1%，狹義貨幣供應(yīng)量M1平均增加0.554%。方程(2)中的彈性為0.594，說明我國外匯儲備增加1%，廣義貨幣供應(yīng)量M2平均增加0.594%。在我國外匯儲備大量增加的背景下，貨幣供應(yīng)量隨之增加。

(二)貨幣供應(yīng)量M1、M2與物價水平

由于物價水平CPI指數(shù)是以2000年1月為基期的定基數(shù)據(jù)，貨幣供應(yīng)量M1、M2是存量數(shù)據(jù)，因此我們先對CPI指數(shù)換算為同比通貨膨脹率IR，從貨幣供應(yīng)量換算M1、M2增長速度 M1S和M2S。通過觀察通貨膨脹率和貨幣增長速度之間是否存在協(xié)整來分析貨幣供給和物價水平的關(guān)系。

首先對三個序列IR、M1S、M2S進(jìn)行 ADF單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)三個變量均是不包含趨勢項(xiàng)但包含常數(shù)項(xiàng)的一階單整序列，因此直接用Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

從檢驗(yàn)結(jié)果看，IR和M1S、M2S均表現(xiàn)為單向引導(dǎo)關(guān)系，滯后階數(shù)是由AIC、SC準(zhǔn)則確定的。在1%顯著性水平上，貨幣供應(yīng)量M1是通貨膨脹率的格蘭杰原因，但I(xiàn)R不是M1S的格蘭杰原因。在5%顯著性水平上，通貨膨脹率是貨幣供應(yīng)量M2的格蘭杰原因，但M2S不是IR的格蘭杰原因。

在2001年到2008年M1增長速度與通貨膨脹率變動趨勢較為相似，通貨膨脹率變動滯后于貨幣供給，這與經(jīng)濟(jì)理論相符，但從2009年到2012年，通貨膨脹率變動趨勢與貨幣供應(yīng)量變動呈相反態(tài)勢。這種不規(guī)則的變化規(guī)律，在格蘭杰因果檢驗(yàn)中，也有所表現(xiàn)。

通過前文的分析，我們發(fā)現(xiàn)從2001年以來，我國貨幣供給呈現(xiàn)高速增長趨勢，外匯儲備的迅速增加是其主要原因之一，一定程度上影響著基礎(chǔ)貨幣的發(fā)行，回歸分析表明，外匯儲備增加1%，狹義貨幣供給M1增加0.554%，廣義貨幣供給增加0.594%。但貨幣供應(yīng)量的增加并未帶來物價水平的大幅增加，長期以來，我國呈現(xiàn)的是貨幣供應(yīng)高速增長和低通貨膨脹的“貨幣之謎”現(xiàn)象。從2001 年到2012 年，M1、M2 分別從71 438、137 543億元增加到308 672、974 159億元，分別增加了4倍多和6倍多。但物價水平只上升了34.5%，物價指數(shù)從100.6增加到134.5。

表4 IR和M1S、IR和M2S格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

五、房地產(chǎn)市場貨幣積聚:貨幣之謎的直接原因

(一)近十年來房地產(chǎn)市場貨幣積聚

外匯儲備能夠很好的解釋貨幣供給增加的外部原因，但在解釋“貨幣之謎”的現(xiàn)象時卻略顯牽強(qiáng)。從上世紀(jì)九十年代開始，許多學(xué)者以虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展為背景，提出貨幣虛擬化的說法。貨幣虛擬化有狹義和廣義兩個層次。狹義的貨幣虛擬化相當(dāng)于金融化，是指虛擬資產(chǎn)的貨幣化，貨幣作為交易媒介日益脫離于實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門的商品交易，更多地參與金融資產(chǎn)交易。廣義的貨幣虛擬化是指貨幣日益脫離傳統(tǒng)物質(zhì)生產(chǎn)領(lǐng)域，貨幣日益與傳統(tǒng)商品交易相分離，游離于實(shí)物商品交易之外，更多參與股票等金融商品的交易和作為一種財(cái)富儲存手段而存在。他們認(rèn)為在虛擬化過程中，貨幣的需求增加是產(chǎn)生貨幣高增長、低通脹的原因。

伍志文在前人基礎(chǔ)上，創(chuàng)新性的在貨幣、商品兩部門模型中引入資本市場，提出金融市場貨幣囤積假說，指出貨幣虛擬化過程中，大量非交易性貨幣積聚在以資本市場為核心的虛擬經(jīng)濟(jì)部門，造成貨幣結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，是導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量與物價反常的直接原因。隨著新興金融市場、金融創(chuàng)新的發(fā)展，金融資產(chǎn)規(guī)模和種類大大豐富，金融資產(chǎn)囤積的結(jié)果是更多資金在虛擬經(jīng)濟(jì)部門流轉(zhuǎn)，而不是在實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門，這就對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長影響很小或沒有影響。額外的貨幣供應(yīng)也不一定造成通貨膨脹，多余的貨幣直接進(jìn)入資本市場，并不會影響商品和服務(wù)的價格，結(jié)果貨幣增長伴隨固定資產(chǎn)投資低迷，物價下跌和資產(chǎn)價格膨脹，貨幣供應(yīng)量與物價關(guān)系反常。他們的觀點(diǎn)契合我國當(dāng)時經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況。但從1998年到2011年，我國股市相繼牛熊市交替，2000年到2001年為牛市，股市從1 000多點(diǎn)上升到2 000多點(diǎn)，接著四年熊市，回到1 000多點(diǎn)，從2006年到2007年為牛市從1 000多點(diǎn)上升到6 000多點(diǎn)，接著又是漫漫熊市?？v觀十年股市，其與我國十年經(jīng)濟(jì)高速增長尤其是貨幣供應(yīng)的超高速增長嚴(yán)重背離，股票市場更多體現(xiàn)的是融資場所，缺失了投資功能，股票市場功能的不健全嚴(yán)重削弱了其貨幣資金儲水池的功能，對于“貨幣之謎”曾作出合理解釋的金融資產(chǎn)囤積假說似乎不能夠解釋近十年的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。由于當(dāng)時我國房地產(chǎn)發(fā)展處于起步階段，沒有人預(yù)料到十年時間股票市場如過山車般重回2000點(diǎn)，而房地產(chǎn)卻獲得了空前發(fā)展，因此較少人將房地產(chǎn)投資與“貨幣之謎”聯(lián)系起來。談?wù)_(dá)、范敘春、胡海鷗［14］通過引入股票價格和房地產(chǎn)價格，實(shí)證分析了資產(chǎn)價格對我國貨幣需求關(guān)系的影響，通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)價格對長期貨幣需求有顯著的替代效應(yīng)，股票價格因素不顯著。

薛敬孝［15］研究發(fā)現(xiàn)日本1987～1990年貨幣供應(yīng)量平均在10%以上，而GDP的增長率不超過6%，物價基本上處于零增長，超額貨幣供給主要被股價和地價的大幅上漲所吸收。在房地產(chǎn)擴(kuò)張時期，日本土地價格上漲最快，尤其是東京都等幾大中心城市，地價漲幅在1986年就達(dá)到90%以上，這使得土地資產(chǎn)總價值急劇膨脹。我國目前情形與之非常相似。據(jù)《2009年第四季度貨幣政策執(zhí)行報告》數(shù)據(jù)顯示，截至2009年末，主要金融機(jī)構(gòu)商業(yè)性房地產(chǎn)貸款余額為7.33萬億元，同比增長38.1%，增速比上年同期高27.7個百分點(diǎn)，超過同期各項(xiàng)貸款增速6.7個百分點(diǎn)。其中，地產(chǎn)開發(fā)貸款超高速增長，年末地產(chǎn)開發(fā)貸款余額6 678億元，同比增長超過 100%，比上年末高98.4%;年末房地產(chǎn)開發(fā)貸款余額1.86萬億元，同比增長15.8%，增速比上年高4.6個百分點(diǎn)。2009年個人購房貸款余額4.76萬億元，同比增長超過43%，個人購房貸款新增1.4萬億元，約為2008年的5倍，2007年的2倍。

自1998年房地產(chǎn)市場化改革以來，房地產(chǎn)價格一路上揚(yáng)，商品房銷售額每年增長速度超過26%，2012全國商品房銷售額6.45萬億元，房地產(chǎn)行業(yè)已成為我國國民經(jīng)濟(jì)增長的重要來源。由于房地產(chǎn)市場的繁榮，房地產(chǎn)開發(fā)貸款利潤高，見效快，伴隨著房地產(chǎn)價值的上升，個人住房貸款質(zhì)量良好，銀行大量發(fā)放房地產(chǎn)貸款，并且由于對房價的樂觀估計(jì)，降低了對房地產(chǎn)貸款的審查，這使得房地產(chǎn)貸款風(fēng)險逐漸累積，貸款規(guī)模的擴(kuò)大增加了投機(jī)行為，又進(jìn)一步推動房地產(chǎn)價格的上漲，形成一種惡性擴(kuò)張。房地產(chǎn)市場的擴(kuò)張通過價格上漲和交易量的增加對貨幣供應(yīng)量起到分流作用，從近十年來，房地產(chǎn)市場的貨幣積聚效應(yīng)比證券市場大得多(見表5)。

相比證券市場虛擬經(jīng)濟(jì)部門，房地產(chǎn)市場則兼具實(shí)體經(jīng)濟(jì)和虛擬經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)，更為綜合和復(fù)雜。股票市場繁榮，貨幣在虛擬部門流轉(zhuǎn)，房地產(chǎn)市場繁榮，貨幣在實(shí)體與虛擬經(jīng)濟(jì)部門之間流轉(zhuǎn)。因此，在解釋“貨幣之謎”問題上不如證券市場更具解釋力。但由于我國居民消費(fèi)價格指數(shù)的編制中，并不包括商品住房投資，而房地產(chǎn)投資多為商品房，因此，房地產(chǎn)市場貨幣積聚在解釋“貨幣之謎”問題上具有一定合理性。當(dāng)房地產(chǎn)擴(kuò)張時，勢必對市場上貨幣具有強(qiáng)大吸引力，在資金來源上，房地產(chǎn)開發(fā)貸款、建筑企業(yè)流動性貸款、土地儲備貸款、個人住房消費(fèi)貸款、抵押貸款等各種形式的信貸資金集中，形成房地產(chǎn)市場資金鏈，一大部分資金在市場內(nèi)流動，對物價的波動影響很小，幾近于零。從購買者角度，由于房地產(chǎn)市場迅速擴(kuò)張，房價上漲預(yù)期強(qiáng)烈，吸引著消費(fèi)者資金向房地產(chǎn)流動，也對物價的波動產(chǎn)生抑制作用。越來越多的貨幣積聚在房地產(chǎn)市場，游離于一般商品市場之外，是我國“貨幣之謎”的直接原因。

(二)實(shí)證分析:數(shù)據(jù)來源、處理與檢驗(yàn)

本文認(rèn)為近十年來房地產(chǎn)市場的貨幣積聚對于減輕通貨膨脹壓力有著重要作用。這里我們將選擇廣義貨幣供應(yīng)量M2，外匯儲備，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，居民消費(fèi)價格指數(shù)，房地產(chǎn)開發(fā)投資總額累計(jì)值等指標(biāo)考察房地產(chǎn)投資在貨幣分流中的效應(yīng)。樣本數(shù)據(jù)區(qū)間從2001年第1季度到2012年第4季度，數(shù)據(jù)來源中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計(jì)年鑒。居民消費(fèi)價格指數(shù)是以2000年1月為基期，取每個季度的三個月的算術(shù)平均值作為季度消費(fèi)價格指數(shù)。由于房地產(chǎn)價格等指標(biāo)不完整，其中改革因素如2005年房價指數(shù)選擇新模型等因素使得指標(biāo)變動較大，考慮到數(shù)據(jù)連續(xù)性，選擇房地產(chǎn)開發(fā)投資額，更能反映近十年來房地產(chǎn)市場的發(fā)展情況。我們認(rèn)為，外匯儲備可以作為貨幣供給增加的外部原因，房地產(chǎn)市場的貨幣分流是我國“貨幣之謎”現(xiàn)象的內(nèi)部原因。

為消除季節(jié)性影響，選用的數(shù)據(jù)均用census 12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)。模型函數(shù)形式如下:

其中，LNM2、LNGDP、LNCPI、LNFDC、LNFR 分別表示名義貨幣供給量，國內(nèi)生產(chǎn)總值，居民消費(fèi)價格指數(shù)，房地產(chǎn)開發(fā)投資額，外匯儲備。

首先對各變量序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取對數(shù)，使用ADF方法對LNM2、LNGDP、LNCPI、LNFDC、LNFR 五個時間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，包含趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)，結(jié)果如表6、表7所示。

表6 各變量水平序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表7 各變量一階差分序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量均為一階單整序列I(1)，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的方程如下:

對此方程殘差序列進(jìn)行單位檢驗(yàn)，證明10%的臨界值下，t統(tǒng)計(jì)量為 －3.410，P值為0.062。方程存在協(xié)整關(guān)系，但不是特別明顯。從回歸結(jié)果看，方程具有很高的擬合優(yōu)度，可決系數(shù)R2=0.9949說明方程具有整體解釋力。從房地產(chǎn)投資和貨幣供應(yīng)量的長期關(guān)系看，房地產(chǎn)投資的增長對M2的增加具有推動作用，房地產(chǎn)投資每增加1%，對貨幣的需求增加0.352%。據(jù)計(jì)算，我國2000～2012年，房地產(chǎn)開發(fā)投資額年平均增長率約22.5%，對貨幣的需求年平均增長率為7.92%。當(dāng)然，對貨幣需求量增加影響最大的因素仍然是GDP的增長，長期來看，GDP增長1%，對貨幣需求量增加1.3%。奇怪的是，外匯儲備的增加對貨幣需求有負(fù)向影響。外匯儲備增長1%。對貨幣需求減少0.255%?？傮w來看，在加入外匯儲備和房地產(chǎn)市場投資后，貨幣供給與物價水平出現(xiàn)了反常變動的關(guān)系，即“貨幣之謎”現(xiàn)象。

十年來房地產(chǎn)市場的繁榮領(lǐng)跑我國經(jīng)濟(jì)，房地產(chǎn)市場規(guī)模不斷擴(kuò)大，已經(jīng)對我國的貨幣供應(yīng)產(chǎn)生越來越大的影響。隨著房地產(chǎn)價格的上漲和房產(chǎn)交易量的增加，對貨幣的需求越來越大。尤其在我國商業(yè)信貸擴(kuò)張以商業(yè)銀行為主的環(huán)境下，由于房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，利潤高，見效快，貨幣的乘數(shù)效應(yīng)在房地產(chǎn)市場尤其明顯。大量貨幣資金流向房地產(chǎn)市場，對我國貨幣供應(yīng)量的增加起到了很好的分流作用?？紤]到我國物價指數(shù)編制過程中的種種缺陷導(dǎo)致價格低估，其中食品的權(quán)數(shù)過高，而房地產(chǎn)在內(nèi)的服務(wù)業(yè)權(quán)數(shù)過低，尤其是在房地產(chǎn)市場占最大比重的商品房一直被視作投資品而不計(jì)入物價指數(shù)，我們可以認(rèn)為，房地產(chǎn)市場減緩了貨幣供應(yīng)量增加對商品價格變化的影響，一定程度上能夠解釋我國的“貨幣之謎”問題。

六、小結(jié)

近十年來，貨幣的高速增長，為經(jīng)濟(jì)的發(fā)展注入了大量流動性。2012年底，廣義貨幣余額逼近百萬億元大關(guān)，全年GDP卻僅為其一半，M2/GDP的比率不斷上升，一再突破諸多學(xué)者對M2/GDP指標(biāo)拐點(diǎn)的預(yù)見，不少人提出“貨幣超發(fā)”的概念，通貨膨脹率卻遠(yuǎn)滯后于貨幣發(fā)行量的增加，出現(xiàn)“貨幣之謎”現(xiàn)象。許多央行相關(guān)人士稱，央行在確定貨幣供應(yīng)量的主要依據(jù)是這樣一個公式:M2=GDP+CPI+X，即名義經(jīng)濟(jì)增長加上一個變量X，該變量存在主要是因?yàn)槲锲坟泿呕男枨?。本文在考慮貨幣供給增加原因時，從外匯儲備快速增長和房地產(chǎn)市場迅速擴(kuò)張的角度，觀察它們對貨幣供給增加的影響，從房地產(chǎn)市場貨幣積聚角度，分析房產(chǎn)市場對貨幣供應(yīng)的分流作用，試圖解釋“貨幣之謎”現(xiàn)象?！柏泿胖i”暴露的不僅是貨幣總量失衡問題，更是貨幣結(jié)構(gòu)失衡的問題，歸根結(jié)底是由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中不均衡問題。如果說外匯儲備的快速增加，引發(fā)了貨幣供應(yīng)量的被動增發(fā)，是由于實(shí)行的結(jié)售匯制度引起的，那么房地產(chǎn)市場的超快發(fā)展導(dǎo)致貨幣需求的增加，則是由于資本的逐利性決定的。在目前統(tǒng)計(jì)部門未將住房納入居民消費(fèi)價格指數(shù)統(tǒng)計(jì)口徑的情況下，房地產(chǎn)市場的貨幣積聚，無疑是“貨幣之謎”的原因之一。

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