基于VAR 法的中國貨幣供應量影響因素實證分析

王騰飛，蔡巖兵

(1.山東師范大學 人口·資源與環境學院，濟南250014;2.山東工商學院 半島經濟研究院，山東煙臺264005)

一、研究背景

中國人民銀行是我國貨幣政策的具體實施者，1984年金融體制改革后，中國人民銀行明確了其貨幣政策的中介目標由控制信貸規模和現金的發行量，轉為控制貨幣供應量同時會兼顧利率，貨幣供應量成為人民銀行執行貨幣政策最重要的中介變量［1］。因此，分析目前我國貨幣供應量的影響因素，對于正確理解我國貨幣政策的變化，預測下一階段金融市場走勢，分析其對國民經濟產生的影響，把握宏觀經濟運行形勢具有重要的意義。

目前，國內對于我國貨幣供應量的影響因素的實證分析主要分為三類。第一類是從貨幣供給的角度出發，通過建立多元回歸模型分析貨幣供應量的影響因素。比如胡俊華通過分解我國貨幣供應量的諸多宏觀影響因素，建立了一個貨幣供應量多變量模型，分析各宏觀經濟變量對貨幣供應量的影響并對我國貨幣供應量做了預測［2］。這種簡單的多元回歸方法的缺點是對于時間序列數據來說，無法確定變量之間的真實關系，無法克服“偽回歸”問題。第二類是從貨幣需求方程出發研究貨幣供給的影響因素。比如隋鶴從貨幣需求理論出發，以國民生產總值、物價水平和利率為解釋變量，建立了一個符合我國實際的貨幣理論模型，結果顯示貨幣供給與價格水平和國民收入密切相關，與利率關系不大，這符合我國現實情況，模型的預測也比較好［3］。這種從貨幣需求角度出發研究貨幣供給問題的方法，缺乏對貨幣供給問題本身的思考而且無法解釋“貨幣需求之謎”。從20世紀70年代中期以來，“貨幣需求之謎”就一直存在，即用傳統的貨幣需求方程估計的貨幣供應量增長率與實際的貨幣余額增長率存在較大偏差，導致貨幣供應量與實體經濟變量失去了穩定的內在聯系。第三種方法是通過利用非結構模型方法研究貨幣供給的影響因素。比如袁永德、鄧曉蘭、陳寧建立了一個貨幣供應量的多變量回歸模型［4］，同時通過對變量進行了協整分析和VAR分析，得出了商業銀行信貸途徑、國庫資金以及國債余額是影響中國貨幣供應量的最重要因素。這一類別的方法是研究時間序列數據的常用方法，可以有效解決時間序列數據的“偽回歸”問題。但是，目前這類研究采用樣本數據普遍較少，初始變量的選擇不夠充分。因此，本文將從貨幣供給角度出發，增加樣本數據，利用VAR這種非結構模型方法去分析對我國貨幣供應量產生影響的因素。向量自回歸方法(VAR)是一種處理時間序列數據出現內生性的較好的方法。在使用VAR模型時事先不需要設定變量之間的因果關系，即不需要辨別向量的內生性，克服了時間序列數據的“偽回歸”問題。通過這種非結構模型的方法直接討論一種變量的沖擊和波動對另一變量的影響，是處理多個相關經濟指標的分析與預測最容易操作的模型之一。

二、實證分析

(一)變量選取處理及數據來源

貨幣供應量不完全是由中央銀行控制的外生變量，而是一個受經濟體系內諸多因素影響的內生變量。也就是說，貨幣供應量主要是由經濟系統內生決定的，中央銀行對貨幣供給具有相對的控制能力。因此我認為影響我國貨幣供應量的因素主要來自五個方面。一是中央銀行系統，主要是通過基礎貨幣控制、公開市場操作、利率控制和信用控制來實現。二是財政系統，主要包括反映政府財政政策的國債和財政存款余額。當前，在我國發行國債彌補財政赤字或是償還舊債對貨幣供應量都會產生影響，彭志遠在《我國國債對貨幣供應量的影響分析》中通過考察我國國債對貨幣供給量的影響發現1998年以后我國國債對貨幣供應量的影響是擴張的［5］。財政存款余額作為一種變動的貨幣資源沉淀于中央銀行，相當于增加了央行的基礎貨幣投放，其存量和變動直接影響著貨幣供應量。三是國際收支狀況，主要是外匯儲備的變動對中央銀行的基礎貨幣投放產生的影響造成貨幣供給量的變動。四是商業銀行體系，商業銀行系統是貨幣供應的最重要參與者。五是金融市場，貨幣供給量的變動與股市、債市、同業拆借等金融市場存在著一定程度上的關聯。綜上所述，本文選擇廣義貨幣供應量M2作為中國貨幣供應變量的代表，綜合考慮央行貨幣政策、財政收支狀況、國際收支狀況、商業銀行體系、金融市場等五方面因素影響因素，選取央行票據余額、法定存款準備金率、外匯儲備、財政存款余額、金融機構本外幣貸款余額、在中央銀行準備金總額、全國股票交易成交額、國債市場成交額以及銀行間同業拆借市場成交額作為可能對中國貨幣供應量產生影響的因素。

圖1 變量折線圖

本文選取2006年1月到2012年6月共78個月度數據。所有數據來源于中國人民銀行公布的統計數據。其中央行票據余額用央行發行在外的債券代替;商業銀行在中央銀行的儲備金總額根據央行統計政策的變化2011年之前以金融性機構在央行存款額代替，2011年以后采用其他存款性公司存款余額代替;法定存款準備金率根據中央銀行網站公告整理得出;其余變量均從網站直接獲得。為減少異方差的影響對數據取對數。變量前加LN表示變量取對數，加D表示一階差分形式。

(二)統計描述與平穩性檢驗

直接通過建立線性回歸模型進行分析容易出現“偽回歸”問題原因是時間序列數據往往都是非平穩變量，他們都隨時間變化而變化，這樣即使方程通過了顯著性檢驗，也不能說明變量之間存在真正的關系。圖1是本文所選取的各個變量的折線圖。

從圖1簡單的折線圖中就可以看出，各個變量都有隨著時間的變化不斷增加的趨勢。下面對變量做ADF檢驗，ADF檢驗是檢驗變量平穩性的一種常用方法。檢驗結果如從表1所示。

可以看出，變量序列 lnm2、lnwaihui、lnzhunbeijin、lnrzhunbeijin、lnyangpiao、lnczck、lnxindai、lngupiao、lnguozhai、lntongye在1%的顯著水平下都不是平穩序列。所以，我們不能直接建立貨幣供應量與各變量之間的多元回歸模型。不過，ADF檢驗結果同時表明各變量的一階差分形式都通過單位根檢驗，具有平穩性，說明它們都是一階單整序列，我們可以對其進行協整分析和建立向量自回歸模型。

表1 變量的單位根檢驗

(三)格蘭杰因果分析

格蘭杰檢驗是一種檢驗時間序列數據是否存在“偽相關”的統計方法，通過格蘭杰檢驗可以確定變量之間是否存在實質關系。進行檢驗要求變量是平穩序列，由上面可知，各變量序列的一階差分形式是平穩序列，我們可以對各變量的一階差分做格蘭杰檢驗。格蘭杰檢驗的方法的依據是如果在X和Y消除了趨勢之后，利用過去的X值和過去的Y值一起來對Y值本期或未來值進行預測，比單用Y過去值進行預測的效果更好，就說明X是Y的格蘭杰原因，即X與Y之間存在因果關系。格蘭杰因果關系檢驗假設了有關每一變量的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中。由于格蘭杰檢驗對滯后期的選擇比較敏感，我們對各變量對M2的影響最多選擇到滯后5期進行檢驗。

表2 各變量對M2的格蘭杰檢驗

通過格蘭杰原因分析，我們可以看出，對我國目前來說，商業銀行準備金總額、財政存款余額、法定存款準備金率、股票市場成交額以及銀行間同業拆借額是M2的格蘭杰原因;而外匯儲備總額、商業銀行信貸本外幣余額、國債市場總成交額以及央行票據余額不是M2的格蘭杰原因。

進一步深入分析，首先是符合我們一般認識規律的幾點:商業銀行準備金總額是我國M2的格蘭杰原因是因為在實行準備金制度后，存款準備金的數額多少反映的是商業銀行的可貸貨幣的總額，隨著商業銀行規模的擴大，其在中央銀行的儲備金總額在擴大，帶動我國貨幣供應量的增加;央行票據余額不是我國貨幣供應量變動的影響因素，應該說是因為目前中央銀行的公開市場操作無論是規模還是能力還不是很成熟的體現;法定存款金率是M2的格蘭杰原因說明在我國利率尚未完全市場化的背景下，法定存款準備金率政策是央行調節貨幣供給的重要供具;中國人民銀行作為目前我國國庫管理的主體，財政存款余額是其主要負債項目之一，財政存款余額的變動直接影響中國人民銀行的資產負債表，直接影響中國人民銀行進行基礎貨幣投放和信貸調節，財政存款余額反映了我國財政政策對貨幣量的影響，可見我國目前的國債政策、稅收政策以及其他財政收支政策對我國貨幣供應量產生明顯影響;股票市場、和銀行間同業拆借市場反映了目前金融市場對我國貨幣供應量的影響，金融市場的日益繁榮加速貨幣的流通，對貨幣供應量產生了深遠的影響。其次，我們發現現在大家一直比較關注的外匯儲備，商業銀行信貸余額以及國債市場并不是我國M2的格蘭杰原因。外匯儲備之所以沒有像我們想象的那樣對我國的貨幣供應量產生影響，是因為目前來說，雖然我們面臨著外匯儲備增加所帶來的貨幣被動投放，但是中央銀行已成功對沖了它對我國貨幣供應量的影響，把外匯儲備增加而被動投放的貨幣納入整體貨幣投放來管理，而不是消極地進行管理。商業銀行信貸余額不是M2的格蘭杰原因主要是由于2010年下半年以來我國商業銀行信貸規模趨于穩定增長，不能有效解釋貨幣供應量的變動，所以沒有通過格蘭杰因果檢驗。這也說明商業銀行信貸余額相對于準備金總額不是很好的反映我國商業銀行信貸能力變化的變量，不能簡單地把其作為商業銀行信貸能力的變量進行多元線性回歸分析。上面反映國債變動的財政存款余額對我國的貨幣供應量產生了影響，但是國債市場的成交額卻不是我國貨幣供應量的格蘭杰原因，這反映了我國目前國債市場的發展不是很成熟，國債變動對貨幣供應量的變化影響有限。

(四)協整檢驗

對我國貨幣供應量產生影響的存款準備金額、財政存款余額、存款準備金率、股票市場成交額以及銀行同業拆借市場成交額與貨幣供應量它們本身都不是平穩變量，而是一階單整變量。VAR(向量自回歸分析)分析要求變量之間存在長期穩定關系，通過協整分析我們可以檢驗它們之間是否存在長期的穩定關系，進而可以進行向量自回歸分析。

通過表3我們可以看出在百分之一水平上變量之間存在兩個協整關系，我們對這些變量進行向量自回歸分析是有意義的。

表3 協整檢驗

(五)構建VAR模型

建立非限制VAR模型，根據AIC和SC原則，建立滯后三期的VAR模型。在此基礎上我們進行脈沖響應分析和方差分解。模型結果如表4所示。

(六)脈沖響應

表4 滯后三期的VAR模型

在檢驗了各變量之間的協整關系以及建立了VAR模型的基礎上建立各變量對M2的脈沖響應圖，結果如圖2～圖6所示。

圖2反映了對準備金總額的一個正的沖擊對M2的影響軌跡。可以看出，首先貨幣供應量會有一個正的增長，在第二個月和第四個月達到最大值，接著影響會稍微降低，在第七個月達到最低點，之后逐漸提高并趨于穩定。準備金總額對貨幣供應量的變化的影響在短暫的波動后會趨于穩定的正的影響。這說明，我國目前商業銀行規模的擴大，信貸的擴張會對我國貨幣供應量將產生一個正的影響，而且這個影響將趨于穩定。

圖2 準備金總額的一個正的沖擊對M2的影響

圖3 財政存款余額的一個正的沖擊對貨幣供應量的影響

圖3反映了財政存款余額的一個正的沖擊對貨幣供應量的影響。財政存款余額一個正的變動會帶來M2較大的負的波動，在第四個月達到最低點，之后負的影響開始減弱，并從第十八個月開始穩定在較小的水平。財政存款余額一個正的波動會對貨幣供應造成短期較大的負的影響，但之后也會趨于穩定。比如國債的發行短期內會吸收一定的存款，從而降低銀行的信貸能力和貨幣的流通量。可以看出，我國財政政策，包括國債、稅收等的變動會對我國貨幣供應量是會產生一定影響的。

圖4反映的是商業銀行法定存款準備金率一個正的沖擊對我國貨幣供應量影響。可以看出，法定存款準備金率一個正的波動會導致貨幣供應量一個較大幅度的負波動，在第六個月達到最低值，之后影響會逐漸減輕，從20個月開始穩定在一個較低的水平。法定存款準備金率的提高會對商業銀行的信貸能力造成明顯的影響，而且這種影響是直接性的，從圖4貨幣供應量短時間內較大幅度的負波動就可以看出。這也可以提醒我國在采取調節法定存款準備金率時要考慮到其對市場貨幣供給的影響，隨著我國貨幣市場的發展，存款準備金率政策調整對市場的沖擊在增強。

圖4 商業銀行法定存款準備金率一個正的沖擊對我國貨幣供應量影響

圖5是股票市場的一個正的沖擊對我國貨幣供應量的影響。首先貨幣供應也是一個正的波動，在第三個月達到最高點，接著影響會逐漸減弱，在第十個月達到最低點也是唯一的負的影響，之后貨幣供給的波動會逐漸提高在36個月之后逐漸穩定在一個較高水平。可以看出，雖然目前中國股市持續性下跌，市場信心不足，但作為我國金融市場的重要組成部分，其對貨幣供給的影響是顯著的，而且對長期的貨幣供應有著更為明顯的影響。因此，目前對我國來說必須考慮到股市波動對貨幣供應量的影響。推動建立一個比較成熟的股票市場從對于我國貨幣政策的影響來看也會對我國整體國民經濟產生深遠影響。

圖6反映的是銀行間同業拆借市場的一個正的沖擊對我國貨幣供應量的影響。貨幣供給在第一年波動較大，在第五個月達到一個短期的最大值，之后貨幣供給的波動會逐漸提高，在第三十個月之后逐漸穩定在一個較高水平。銀行間同業拆借市場是貨幣市場的一個重要組成部分，而且是目前來說市場化程度比較高的一個市場，它的正的波動對我國貨幣供應量從長期來說會產生一個比較大的正的影響。

圖5 股票市場的一個正的沖擊對我國貨幣供應量的影響

我們從上面各圖中可以發現一個共同點就是，這些變量的影響在經過了短期的波動之后會維持在一個相對穩定的水平上，這也反映了貨幣政策的波動會對我國貨幣供應量進而對國民經濟首先會產生一個短期的較大的沖擊和震蕩，之后會逐漸趨于穩定并維持在一個相對穩定的水平上。這啟發我們在堅定使用貨幣政策調節貨幣供應量的時候，要考慮到其對國民經濟的沖擊和時滯效應。

圖6 銀行間同業拆借市場的一個正的沖擊對我國貨幣供應量的影響

(七)方差分解模型

方差分解是從另一個角度來描述系統動態變化的方法。脈沖響應反應的是系統中一個變量沖擊對另一個變量的影響，而方差分解試圖將系統的均方誤差分解成系統中各個變量沖擊所做的貢獻，計算出每個變量沖擊的相對重要性。下面作各變量對貨幣供應量的方差分解，來看一下各變量對貨幣供應量影響的大小。

圖7 各變量對貨幣供應量的方差分解

從圖7可以看出:首先貨幣供應量自身對其波動的解釋能力是一直是最強的;然后，隨著時間的推移，貨幣供應量自身的解釋能力在下降，準備金總額、股票市場和拆借市場成交額的解釋能力在逐漸增強，法定準備金率在短暫的迅速提高之后開始逐漸下降，財政存款余額對貨幣供給波動的影響則一直維持在較低水平;最后，從長期來看，除貨幣供應本身以外，反映商業銀行信貸規模變動的儲備金總額以及金融市場的規模對貨幣供應量產生較大的影響，而存款準備金率和財政存款余額等政策性變量對貨幣供應波動的影響較小。這說明，首先貨幣供應量具有很強的內生性，并不是一個我們完全可以控制的外生變量，但是它對自身解釋能力的下降以及其余變量解釋能力的提高也說明我們對貨幣供應量是能夠產生一定影響的。其次，我們可以看到存款準備金率對貨幣供給短期波動解釋能力較強，更加顯示了存款準備金率政策對貨幣供給的短期沖擊影響。最后我們看到從長期來看，對貨幣供應產生影響的是包括貨幣供給自身在內的一些市場變量，而財政存款和存款準備金率等政策性變量對貨幣供給的長期影響不顯著，這提示我們推動貨幣市場發展，維持貨幣政策的穩定，盡量減少對貨幣政策的頻繁調整，為國民經濟發展提供穩定的環境［6］。

三、重要結論和政策建議

1.當前真正對我國貨幣供應量產生影響的因素是法定存款準備金率政策、商業銀行的儲備金總額、政府的國債等財政政策、股票市場以及銀行間同業拆借市場，政府在進行宏觀貨幣政策調控時應該主要考慮這些影響因素;我們對外匯儲備增加對我國貨幣供應壓力的擔憂是不必要的，不存在外匯儲備增加而被動進行不必要的貨幣投放造成國內通貨膨脹的可能性，國內出現通貨膨脹現象不能歸咎于外因，應更多的從自身找原因;法定存款準備金率政策對貨幣供應進而對國民經濟的短期沖擊較大，央行應維持貨幣政策的穩定性，減少不必要的變動;央行的公開市場業務需要進一步靈活的運用，真正發揮作用;目前的國債市場對我國貨幣供應量未產生應有的調控作用，需要進一步提升和發展國債市場［7］。

2.貨幣政策具有較強的內生性和時滯效應。因此應該堅持貨幣政策的穩健性，減少貨幣政策上的頻繁調整。我們應該探索確立一個真正適合我國經濟社會發展的貨幣供應量變動模型，避免流動性的過度泛濫，出現通貨膨脹，帶來經濟衰退，同時為貨幣市場和國民經濟發展提供穩定的環境。

［1］王建國.貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標的探討－基于貨幣需求和貨幣供給的探討［D］.上海:復旦大學，2006.

［2］胡俊華.我國廣義貨幣供應量M2的回歸模型與預測［J］.中國貨幣市場，2007，(7):31－35.

［3］隋鶴.中國貨幣供給理論及其實證分析［J］.統計與決策，2007，(3):114－116.

［4］袁永德，鄧曉蘭，陳寧.我國貨幣供應量影響因素的實證分析－兼論貨幣管理與國庫現金管理之間的協調［J］.財經理論與實踐，2006，(5):13 －19.

［5］彭志遠.我國國債對貨幣供給量的影響分析［J］.當代財經，2004，(4):29－32.

［6］張麗娟.中美市場利率風險結構的差異與啟示［J］.湖南財政經濟學院學報，2012，(6):79－84.

［7］高麗.“推進利率市場化”能走多遠?［J］.理論探索，2012，(1):73－75.