貨幣之謎:外匯、貨幣供給與房地產投資

周清杰，靳亞閣

(北京工商大學經濟學院，北京100048)

一、引言

2000年以來，隨著經濟的快速發展，我國貨幣供應量也迅速增長，年平均增長速度超過經濟增長率。從2000年來經濟增長的季度數據看，增長速度最高的是2009年第四季度，增速達到26.87%，而同期貨幣供應量M1增長速度達到33%。在2001年到2012年的月度數據中，狹義貨幣供應M1增速最大的是2010年1月達到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%，遠遠超過其他國家。從貨幣量上看，我國已經成為了世界上最“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貨幣供應量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，占世界貨幣供應量的四分之一。衡量一國經濟貨幣化程度的重要指標是M2/GDP，一般來說，該比率越高，經濟貨幣化程度越高，金融業越發達，但同時支付風險也越大，通貨膨脹壓力隨之增加。從該指標看，我國的 M2/GDP的比率，2007年達到1.62，2010年上升到1.8，2012年據初步計算的GDP值(519 322億元)測算的M2/GDP的比率為1.88，遠遠高于美歐國家低于1的水平。表1給出我國近十年的貨幣化進程主要數據指標。其中，廣義貨幣占國內生產總值的比重不斷提高，基礎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行。

我國貨幣增長速度超過經濟增長率是與我國所處經濟環境分不開的。經濟全球化背景下，我國長期的國際收支順差為我國帶來了大量外匯，在強制結售匯制度下，央行被迫不斷釋放基礎貨幣，從而導致了外匯占款的連續增加。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量增加的重要原因。

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

表1 2001年以后中國的貨幣化進程

二、文獻綜述

(一)外匯儲備與貨幣供應量的關系

一國的貨幣供應是由中央銀行發行，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、財政透支與借款、外匯占款，總體看可分為國內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的貨幣投放。外匯儲備對貨幣供應量的影響路徑為:外匯儲備增加，外匯占款增加，基礎貨幣增加，貨幣供給量增加。中央銀行對外匯儲備的調控會引起貨幣供給量的變化。

目前國內許多學者關注外匯儲備與貨幣供應量的關系。李卉［1］認為外匯儲備在貨幣供應量中的比例，通過結匯形成本幣投放和擠占國內用于投資的貨幣供應量兩種途徑，推動了貨幣供給的擴張。張曙光、張斌［2］對1994～2005年外匯儲備變動進行回歸方程外推，按指數增長法預測得到2010年我國的外匯儲備將達到1 986 918億美元，即將超過2萬億美元。實際上，我國外匯在2009年4月達到20 088.8億美元，2010年底外匯為28 473.38億美元，即將達到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化計算方法，預測的數據與實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、袁林［3］認為短期內外匯儲備增長與物價不存在相關關系，但長期內，外匯儲備增加會擴大貨幣投入，從而引起物價上漲。安佳［4］認為，我國物價指數的升幅從數字上看較小，但物價指數是我國政府采取了各種調控手段的結果，尤其是中央銀行通過公開市場操作使貨幣回籠，政府采取價格補貼等財政政策，實際上這種控制政策下的價格穩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的影響。麥金農［7］對我國宏觀經濟進行分析發現我國財政收入由1978年占GNP比率為34.8%下降到1991年的18.4%，與此同時國內通貨膨脹仍處于溫和水平。改革開放后，中國出現了貨幣供應量增速之后許多學者關注這種現象，將我國“超額”貨幣供應與低物價水平并存的現象稱為“中國之謎”。R.W.Hafer和 A.M.Kutan［8］運用數據檢驗中國的名義貨幣余額、實際收入、價格和利率之間是否存在長期均衡的協整關系。實證研究發現，當選取零售價格指數時，無論是基礎貨幣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系;但當選取國民收入平減指數時，貨幣需求余額和其他經濟參數之間存在長期均衡關系。

在國內，謝平［9］和易綱［10］認為改革開放以來我國的貨幣供給除滿足經濟增長所帶來的需求外，還需要滿足私營經濟興起、自由市場發展等為代表的市場化擴張所帶來的新貨幣化經濟的需要，于是在總量上會出現一部分貨幣的“迷失”，即經濟發展中的貨幣化過程。易綱認為，貨幣化過程有兩種含義:一是財政赤字的貨幣化，即國家用印鈔票的方法來彌補財政赤字。二是經濟發展過程中的貨幣化，即在經濟發展中，特別是經濟轉型中，產生超常貨幣需求，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結構本身的問題，諸如資本市場發展嚴重滯后等。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］認為我國經濟的兩部門特點及“結構約束”和“需求約束”是造成“中國之謎”的主要原因。他認為中國經濟呈現一種特殊的“二元”結構:一個是一般競爭性產品部門，面臨的問題主要是“需求約束”，呈現持續的通貨緊縮態勢。另一個是具有壟斷性質或產品需求彈性很低的部門，其問題是“供給約束”，包括住房、醫療、養老、教育、水電燃料等貨幣化“商品”，呈通貨膨脹態勢。特殊的經濟結構下，在由計劃經濟向市場經濟轉軌過程中，由公有制的內在規定性決定的勞動者可以享有的養老、醫療、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，在傳統貨幣數量公式并不包含這部分貨幣，從而構成“迷失貨幣”的重要組成部分，也成為緩解當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致居民消費傾向持續降低，物價長期低位運行的主要原因。

伍志文［12］認為，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濟部門，造成貨幣結構嚴重失衡，是導致貨幣供應量與物價關系反常的直接原因。大量資金從實體經濟投資流向股市證券等虛擬經濟部門，虛擬經濟和實體經濟不均衡發展，使得資本市場金融資產囤積，額外的貨幣供應并未流向實體經濟，因此并不影響商品和服務的價格，不會造成通貨膨脹。

一些學者從貨幣政策傳導時滯效應角度，認為我國的貨幣傳導機制存在缺陷，使得時滯效應過長，不能及時反映價格變化。但這種觀點并不能有效解釋我國長期貨幣供應與物價變動之間的反常現象。一些人認為我國金融市場不斷發展，但貨幣供給統計口徑并未及時將具有貨幣功能的金融資產納入，低估了真實的貨幣需求，在統計方面的失真，可能影響貨幣供應量與物價的關系。我們認為，國民收入差距過大是有效需求不足的主要原因，進而抑制了物價水平的上漲。此外，我國居民消費價格指數的編制方法不甚合理，食品的權重過高、房地產等服務業權數過低等因素導致我國通貨膨脹水平可能被低估，產生貨幣與物價背馳的反常現象。周清杰［13］認為，現有統計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用納入到CPI統計中，但卻把居民從房地產商處購得的商品房視為投資品不納入到CPI統計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品的價格變動趨勢。

三、外匯、貨幣供給、物價的關系

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問題。對外是發行多少貨幣才能使匯率保持在一個合意的水平，保持國際收支經常賬戶和資本賬戶的平衡，而對內是貨幣的供應量為多少是和經濟發展相適應，而不至于產生過大的通貨膨脹或緊縮問題，促進經濟發展。自2005年7月21日起，我國開始實行以市場供求為基礎的、參考一攬子貨幣進行調節的有管理的浮動匯率制度。當外匯供過于求時，中央銀行買進外匯賣出本幣，從而造成基礎貨幣的增加，由于乘數作用，最終廣義貨幣M2增加。同理，當外匯供不應求時，中央銀行賣出外匯買進貨幣，基礎貨幣減少，最終導致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。由于我國實行結售匯制度，中央銀行在外匯市場的托盤收購，經常貿易順差和外匯資本流入，使得中央銀行被動增發大量基礎貨幣。廣義貨幣的大量增發，對通貨膨脹產生上升壓力。現代貨幣數量論認為，短期內貨幣供應量的變化主要影響產出，部分影響價格;但長期內產出完全是由非貨幣因素決定的，貨幣供應只影響價格。

2001年12月11日我國加入世貿組織。此后，十年來我國外匯儲備大規模增加，月度平均增長率達到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，2009年4月我國外匯儲備規模超過兩萬億美元，達到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貨幣供應量同為上升趨勢，此后外匯儲備保持穩定，M1數量波動性上升。由于M2數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，三者關系并不明顯。

為觀察貨幣供給變動與物價變動的關系，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，有滯后效應的表現，但與M2變動趨勢關系并不明顯。從整體看，我國貨幣增長速度遠大于物價增長速度。

四、數據處理、實證分析

本文選取的樣本數據為2001年1月到2012年12月中國外匯儲備(FR)、狹義貨幣供應量M1、廣義貨幣供應量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數據從中國人民銀行網站、金融統計年鑒、國家外匯管理局搜集整理得到，通貨膨脹率由居民消費價格指數(CPI)得出，CPI數據來源中國統計年鑒。主要運用eviews6.0軟件對數據進行分析處理。

(一)外匯儲備與貨幣供應量M1、M2

從前文的分析中知道，中國面臨長期的經常賬戶盈余，不但外國直接投資持續大量涌入，而且由于中美利差及人民幣升值預期使得大量非FDI資金也大量流入，在現行結售匯制度下，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進行回歸分析，以確定外匯儲備對貨幣供應量變化的影響程度。在模型確定時，我們選取雙對數線性模型，該模型優點是解釋變量的系數就是彈性。建立貨幣供給與外匯儲備間的關系模型如下:

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是隨機干擾項，表示其他因素對因變量變化的影響。

回歸分析之前，我們首先對季節調整后的數據FR、M1、M2進行自然對數變換，得到 LNFR、LNM1、LNM2三個新序列，觀察知對數變換后的三個新序列都有明顯上升趨勢，是非平穩的。為確定非平穩序列是否是單整的，對序列的差分序列進行單位根檢驗，結果發現三個序列不含趨勢項，但包含常數項。分別對三個序列進行ADF檢驗，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，說明序列是平穩的。序列LNFR、LNM1、LNM2經過一次差分后平穩，說明三個序列都是一階單整序列。

對于兩變量問題，協整關系的一個重要前提是兩個變量都應是單整變量，而且單整的階數要相同。由前面的分析可知，LNFR和LNM1，LNFR和LNM2都是一階單整序列，符合協整檢驗的前提條件，這里我們用Johansen模型進行協整檢驗，結果如表3所示。

表2 序列LNFR、LNM1、LNM2的單整檢驗結果

表3 LNM1和LNFR、LNM2和LNFR的協整檢驗結果

協整檢驗顯示，LNM1與LNFR、LNM2與LNFR兩組變量的跡統計量和最大特征根統計量在5%顯著性水平下均存在長期均衡的協整關系，因此回歸結果可靠。

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

方程(1)相關系數為R2=0.969，t統計量為67.715 7;方程(2)的相關系數為R2=0.938 0，t統計量為65.489 0。從兩個方程看，擬合優度是非常好的。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，貨幣供應量隨之增加。

(二)貨幣供應量M1、M2與物價水平

由于物價水平CPI指數是以2000年1月為基期的定基數據，貨幣供應量M1、M2是存量數據，因此我們先對CPI指數換算為同比通貨膨脹率IR，從貨幣供應量換算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整來分析貨幣供給和物價水平的關系。

首先對三個序列IR、M1S、M2S進行 ADF單位根檢驗，發現三個變量均是不包含趨勢項但包含常數項的一階單整序列，因此直接用Granger因果檢驗，結果如表4所示。

從檢驗結果看，IR和M1S、M2S均表現為單向引導關系，滯后階數是由AIC、SC準則確定的。在1%顯著性水平上，貨幣供應量M1是通貨膨脹率的格蘭杰原因，但IR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，這與經濟理論相符，但從2009年到2012年，通貨膨脹率變動趨勢與貨幣供應量變動呈相反態勢。這種不規則的變化規律，在格蘭杰因果檢驗中，也有所表現。

通過前文的分析，我們發現從2001年以來，我國貨幣供給呈現高速增長趨勢，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貨幣的發行，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，我國呈現的是貨幣供應高速增長和低通貨膨脹的“貨幣之謎”現象。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%，物價指數從100.6增加到134.5。

表4 IR和M1S、IR和M2S格蘭杰因果檢驗結果

五、房地產市場貨幣積聚:貨幣之謎的直接原因

(一)近十年來房地產市場貨幣積聚

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”的現象時卻略顯牽強。從上世紀九十年代開始，許多學者以虛擬經濟的發展為背景，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于金融化，是指虛擬資產的貨幣化，貨幣作為交易媒介日益脫離于實體經濟部門的商品交易，更多地參與金融資產交易。廣義的貨幣虛擬化是指貨幣日益脫離傳統物質生產領域，貨幣日益與傳統商品交易相分離，游離于實物商品交易之外，更多參與股票等金融商品的交易和作為一種財富儲存手段而存在。他們認為在虛擬化過程中，貨幣的需求增加是產生貨幣高增長、低通脹的原因。

伍志文在前人基礎上，創新性的在貨幣、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濟部門，造成貨幣結構嚴重失衡，是導致貨幣供應量與物價反常的直接原因。隨著新興金融市場、金融創新的發展，金融資產規模和種類大大豐富，金融資產囤積的結果是更多資金在虛擬經濟部門流轉，而不是在實體經濟部門，這就對實體經濟增長影響很小或沒有影響。額外的貨幣供應也不一定造成通貨膨脹，多余的貨幣直接進入資本市場，并不會影響商品和服務的價格，結果貨幣增長伴隨固定資產投資低迷，物價下跌和資產價格膨脹，貨幣供應量與物價關系反常。他們的觀點契合我國當時經濟的發展情況。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多點上升到2 000多點，接著四年熊市，回到1 000多點，從2006年到2007年為牛市從1 000多點上升到6 000多點，接著又是漫漫熊市。縱觀十年股市，其與我國十年經濟高速增長尤其是貨幣供應的超高速增長嚴重背離，股票市場更多體現的是融資場所，缺失了投資功能，股票市場功能的不健全嚴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囤積假說似乎不能夠解釋近十年的經濟現象。由于當時我國房地產發展處于起步階段，沒有人預料到十年時間股票市場如過山車般重回2000點，而房地產卻獲得了空前發展，因此較少人將房地產投資與“貨幣之謎”聯系起來。談正達、范敘春、胡海鷗［14］通過引入股票價格和房地產價格，實證分析了資產價格對我國貨幣需求關系的影響，通過協整分析發現，房地產價格對長期貨幣需求有顯著的替代效應，股票價格因素不顯著。

薛敬孝［15］研究發現日本1987～1990年貨幣供應量平均在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。在房地產擴張時期，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年就達到90%以上，這使得土地資產總價值急劇膨脹。我國目前情形與之非常相似。據《2009年第四季度貨幣政策執行報告》數據顯示，截至2009年末，主要金融機構商業性房地產貸款余額為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，超過同期各項貸款增速6.7個百分點。其中，地產開發貸款超高速增長，年末地產開發貸款余額6 678億元，同比增長超過 100%，比上年末高98.4%;年末房地產開發貸款余額1.86萬億元，同比增長15.8%，增速比上年高4.6個百分點。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年房地產市場化改革以來，房地產價格一路上揚，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，房地產行業已成為我國國民經濟增長的重要來源。由于房地產市場的繁榮，房地產開發貸款利潤高，見效快，伴隨著房地產價值的上升，個人住房貸款質量良好，銀行大量發放房地產貸款，并且由于對房價的樂觀估計，降低了對房地產貸款的審查，這使得房地產貸款風險逐漸累積，貸款規模的擴大增加了投機行為，又進一步推動房地產價格的上漲，形成一種惡性擴張。房地產市場的擴張通過價格上漲和交易量的增加對貨幣供應量起到分流作用，從近十年來，房地產市場的貨幣積聚效應比證券市場大得多(見表5)。

相比證券市場虛擬經濟部門，房地產市場則兼具實體經濟和虛擬經濟特點，更為綜合和復雜。股票市場繁榮，貨幣在虛擬部門流轉，房地產市場繁榮，貨幣在實體與虛擬經濟部門之間流轉。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價格指數的編制中，并不包括商品住房投資，而房地產投資多為商品房，因此，房地產市場貨幣積聚在解釋“貨幣之謎”問題上具有一定合理性。當房地產擴張時，勢必對市場上貨幣具有強大吸引力，在資金來源上，房地產開發貸款、建筑企業流動性貸款、土地儲備貸款、個人住房消費貸款、抵押貸款等各種形式的信貸資金集中，形成房地產市場資金鏈，一大部分資金在市場內流動，對物價的波動影響很小，幾近于零。從購買者角度，由于房地產市場迅速擴張，房價上漲預期強烈，吸引著消費者資金向房地產流動，也對物價的波動產生抑制作用。越來越多的貨幣積聚在房地產市場，游離于一般商品市場之外，是我國“貨幣之謎”的直接原因。

(二)實證分析:數據來源、處理與檢驗

本文認為近十年來房地產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量M2，外匯儲備，國內生產總值GDP，居民消費價格指數，房地產開發投資總額累計值等指標考察房地產投資在貨幣分流中的效應。樣本數據區間從2001年第1季度到2012年第4季度，數據來源中經網統計數據庫和國家統計年鑒。居民消費價格指數是以2000年1月為基期，取每個季度的三個月的算術平均值作為季度消費價格指數。由于房地產價格等指標不完整，其中改革因素如2005年房價指數選擇新模型等因素使得指標變動較大，考慮到數據連續性，選擇房地產開發投資額，更能反映近十年來房地產市場的發展情況。我們認為，外匯儲備可以作為貨幣供給增加的外部原因，房地產市場的貨幣分流是我國“貨幣之謎”現象的內部原因。

為消除季節性影響，選用的數據均用census 12方法進行季節調整后的數據。模型函數形式如下:

其中，LNM2、LNGDP、LNCPI、LNFDC、LNFR 分別表示名義貨幣供給量，國內生產總值，居民消費價格指數，房地產開發投資額，外匯儲備。

首先對各變量序列做平穩性檢驗。對季節調整后的數據取對數，使用ADF方法對LNM2、LNGDP、LNCPI、LNFDC、LNFR 五個時間序列進行單位根檢驗，包含趨勢項和截距項，結果如表6、表7所示。

表6 各變量水平序列的ADF檢驗結果

表7 各變量一階差分序列的ADF檢驗結果

檢驗結果表明，變量均為一階單整序列I(1)，進行協整檢驗的方程如下:

對此方程殘差序列進行單位檢驗，證明10%的臨界值下，t統計量為 －3.410，P值為0.062。方程存在協整關系，但不是特別明顯。從回歸結果看，方程具有很高的擬合優度，可決系數R2=0.9949說明方程具有整體解釋力。從房地產投資和貨幣供應量的長期關系看，房地產投資的增長對M2的增加具有推動作用，房地產投資每增加1%，對貨幣的需求增加0.352%。據計算，我國2000～2012年，房地產開發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向影響。外匯儲備增長1%。對貨幣需求減少0.255%。總體來看，在加入外匯儲備和房地產市場投資后，貨幣供給與物價水平出現了反常變動的關系，即“貨幣之謎”現象。

十年來房地產市場的繁榮領跑我國經濟，房地產市場規模不斷擴大，已經對我國的貨幣供應產生越來越大的影響。隨著房地產價格的上漲和房產交易量的增加，對貨幣的需求越來越大。尤其在我國商業信貸擴張以商業銀行為主的環境下，由于房地產業發展迅速，利潤高，見效快，貨幣的乘數效應在房地產市場尤其明顯。大量貨幣資金流向房地產市場，對我國貨幣供應量的增加起到了很好的分流作用。考慮到我國物價指數編制過程中的種種缺陷導致價格低估，其中食品的權數過高，而房地產在內的服務業權數過低，尤其是在房地產市場占最大比重的商品房一直被視作投資品而不計入物價指數，我們可以認為，房地產市場減緩了貨幣供應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

近十年來，貨幣的高速增長，為經濟的發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，全年GDP卻僅為其一半，M2/GDP的比率不斷上升，一再突破諸多學者對M2/GDP指標拐點的預見，不少人提出“貨幣超發”的概念，通貨膨脹率卻遠滯后于貨幣發行量的增加，出現“貨幣之謎”現象。許多央行相關人士稱，央行在確定貨幣供應量的主要依據是這樣一個公式:M2=GDP+CPI+X，即名義經濟增長加上一個變量X，該變量存在主要是因為物品貨幣化的需求。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市場迅速擴張的角度，觀察它們對貨幣供給增加的影響，從房地產市場貨幣積聚角度，分析房產市場對貨幣供應的分流作用，試圖解釋“貨幣之謎”現象。“貨幣之謎”暴露的不僅是貨幣總量失衡問題，更是貨幣結構失衡的問題，歸根結底是由于經濟發展過程中不均衡問題。如果說外匯儲備的快速增加，引發了貨幣供應量的被動增發，是由于實行的結售匯制度引起的，那么房地產市場的超快發展導致貨幣需求的增加，則是由于資本的逐利性決定的。在目前統計部門未將住房納入居民消費價格指數統計口徑的情況下，房地產市場的貨幣積聚，無疑是“貨幣之謎”的原因之一。

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