中國貨幣供給內生性研究
——基于改進模型的實證分析

馬方方，胡朝陽

（首都經濟貿易大學 經濟學院，北京 100070）

一、引言與文獻綜述

伴隨金融體制改革的不斷深入，中國人民銀行基于貨幣外生理論的政策調控效果并不明顯，許多學者認為貨幣供給量主要取決于由商品交易、經濟活動等內部因素帶來的貨幣需求的變化，因此，貨幣供給日益表現出內生性特點[1]。在此背景下，對中國貨幣供給內生性的進一步分析檢驗，有助于貨幣管理和貨幣政策框架的完善。

貨幣供給內生性理論的系統研究起源于20世紀60年代的美國，目前已取得非常豐富的成果。1963年，美國經濟學家Friedman等首先提出“導致廣義貨幣數量長期和周期性變化的主要因素是貨幣供給”，將貨幣供給視為一個外生性變量[2]。同時期，后凱恩斯主義的代表學者Gurley等（1960）提出了金融中介機構理論，認為隨著金融資產形式和金融市場的發展，貨幣與非貨幣金融資產之間具有極強的替代性[3]。進而Tobin（1963）通過真實資產估價與資本自身重置成本的比率，闡述了隨著金融結構的深化人們資產選擇行為導致貨幣傳導過程中的內生性[4]。在此基礎上，不少學者進一步完善了貨幣的內生理論。Weintraub（1978）以工資理論模型為基礎說明了貨幣供給、勞動成本、實際產出的傳導機制，分析物價水平對貨幣政策效率間接的影響，為貨幣供給的內生性提供依據[5]。Kaldor（1983）從信貸需求的角度揭示了貨幣存量由貨幣需求決定的原因，認為中央銀行“最后貸款人”的職能充分說明貨幣供給的內生性[6]。Moore（1985）則從貨幣來源的角度對貨幣進行分類，指出伴隨融資工具的發展創新，商業銀行在金融市場發行信用憑證的操作變得更加主動，從而削弱中央銀行對商業銀行的控制程度，使貨幣的內生性逐漸加強[7]。

伴隨上述理論的提出，國外對于貨幣供給內生性的實證檢驗越來越普遍。Handa（1971）考察了加拿大1946—1967年特許銀行通知存款、信托公司存款、抵押貸款公司存款等資產與貨幣的替代性，估計加拿大的流動性偏好函數，進一步證明貨幣供給的內生性[8]。Myatt（1986）采用格蘭杰因果檢驗，以1954—1984年美國的月度數據分析了美國利率、貨幣增長和通貨膨脹率之間的關系[9]。Pollin（1991）從貨幣的調節內生性理論和結構內生性理論兩個角度進行分析，實證檢驗美國貨幣供給量的調節內生性[10]。以上研究均從貨幣供給出發，選取指標進行實證。此外，Mann（2005）分析了實際工資與宏觀經濟調整的關系，分析了貨幣政策是否增加了實際工資的順周期行為，檢驗歐洲貨幣內生調整機制的存在性[11]。Roshan（2014）研究了伊朗貨幣供應量和價格的關系，發現通貨膨脹確實對貨幣供應增長產生了反饋效應，進而證明了貨幣供給的內生性[12]。Cupidon 等（2016）通過構建 GRACH 模型實證檢驗匯率和GDP的變化對貨幣供給量波動的影響程度，分析不同國家貨幣政策的有效性[13]。Smyth等（2012）以實際產出、匯率等變量為基礎，通過SVAR模型研究斐濟群島的貨幣政策傳導機制[14]。Asongu（2013）根據近年非洲國家貨幣供給量和經濟發展水平的變化，探討了貨幣政策的短期效應和長期效應，為貨幣成為發展中國家經濟活動工具提供了重要依據[15]。上述研究從貨幣政策效應角度闡述不同總需求變量（就業、收入、價格等）與貨幣供給的相關關系，從而驗證了宏觀經濟運行中的主要變量對貨幣供給的影響，進而對貨幣政策效應的影響。不足之處在于：計量模型所選取的變量單一，沒有從多角度選取變量構建系統性量化指標體系來檢測貨幣供給的內生性。同時，相關研究均沒有引入上期貨幣供給量分析其對當期貨幣供給的影響，沒有考慮貨幣政策的延續性。

我國貨幣政策框架最早是建立在外生貨幣理論的基礎之上的，內生貨幣供給理論是在借鑒發達國家經驗的基礎上逐步自我完善形成的，因此，國內相關研究的起步較晚。早期學者的觀點是央行能夠通過調節貨幣乘數進而間接地控制貨幣發行總量。謝平等（1996）認為隨著金融結構的調整，我國的貨幣供給外生性逐漸減弱，央行對貨幣供給量實行逆向數量控制將會越來越難[16]。現階段，學者們從不同角度，運用不同計量模型檢驗貨幣供給量與實體經濟因素之間的相關關系，提出一系列提升貨幣政策效率的建議。其中，唐安寶等（2009）從定義的角度劃分貨幣層次，對我國貨幣供給的產出效應進行格蘭杰因果檢驗，以驗證經濟增長與貨幣供給的相關關系[17]。毛通（2010）從貨幣乘數與基礎貨幣之間的聯系出發，通過ARIMA模型對乘數的內生屬性進行實證檢驗，并對貨幣政策效果進行預測[18]。徐斯旸等（2017）則從貨幣供給來源視角對中國內生性貨幣供給機制做出了剖析，選取國內投資、信貸需求、外匯儲備這三個指標分別反映中央銀行的“三大債權”，通過回歸模型分析不同因素對貨幣供給量的影響[19]。

通過對相關文獻的分析發現，現存針對貨幣供給內生性的理論研究已較為豐富，但相關實證研究確定解釋變量時有較大的隨意性。問題主要體現在三個方面：一是選取的解釋變量多反映貨幣供給而不是貨幣需求，不能夠得到“貨幣供給決定于貨幣需求”的結論，因此不能用來分析貨幣供給的內生性問題。二是部分研究所選取的指標缺乏系統性，不能從多角度反映貨幣需求。三是模型沒有考慮上一期的貨幣供給量對當期貨幣供給的影響。

針對上述問題，本文采用理論分析與實證分析相結合的方式，從基礎變量選取和數據處理方法兩方面做出改進。就理論分析而言，本文在貨幣供給內生理論框架下，分析影響貨幣需求的經濟內在因素與貨幣供給數量的相關程度。同時從貨幣供給模型出發，研究導致貨幣供給內生性因素。就實證分析而言，本文結合中國貨幣供需的現實情況，從貨幣供給和需求兩個角度選取反映貨幣內生性的基礎變量，形成系統性量化指標體系。在此基礎上，通過HP濾波平滑數據，提升數據的精準度，以此構建新的考察貨幣供給內生性的模型，檢驗宏觀經濟運行中多種因素對貨幣供給量的影響，為中國貨幣供給內生性模型構建和實證分析提供新的思路。

本文其余部分的安排如下：第二部分主要從貨幣供求兩方面分析影響貨幣供給的主要宏觀指標，為實證分析中變量的選取提供理論依據；第三部分在貨幣供給內生理論框架下選取合適的計量模型，對中國貨幣供給影響因素進行實證分析；最后根據實證結論，分析中國的貨幣供給制度體系的內生性逐漸加強的原因，提出提升貨幣政策效率的建議。

二、貨幣供給內生性的理論分析

內生貨幣供應論認為貨幣供應量主要取決于實際經濟體系內的許多變量，中央銀行不能有效控制這些變量，即貨幣供給量是由經濟主體的貨幣需求所決定的。另外，社會公眾的資產偏好也能夠影響經濟主體的貨幣供給，且不由中央銀行進行干預調整。因此，本文主要從貨幣需求和社會公眾的資產偏好兩個角度進行理論分析。

（一）貨幣需求的影響因素

主流經濟學認為，貨幣的長期需求模型一般與收入、價格水平、利率等因素直接相關，如方程（1）所示[20]。

其中，Md表示名義貨幣需求量；Q和p分別表示收入和價格水平；i表示實際利率水平；Z′表示其他影響貨幣需求的變量，如貨幣流通速度等。

凱恩斯的流動性偏好理論認為，利率是影響貨幣需求的主要經濟因素，其傳導機制如下：利率的調整直接導致了投資量的變動，進而改變了收入水平和就業量，導致貨幣的長期需求發生變化[21]。同時，凱恩斯的流動性偏好理論強調，利率對貨幣供求的傳導機制發生作用的前提是利率完全市場化。盡管我國從2015年10月24日起，正式宣布對商業銀行等金融機構不再設置利率的浮動上限，標志著利率市場化改革的完成，但從實際效果而言，相應的配套機制尚未完善，還沒有實現真正意義上利率全面市場化。就微觀層面而言，由于對利率反應相對敏感的民營企業仍然受到較大的信貸約束，市場化利率并不能充分反映投資和消費的變動情況。就宏觀層面而言，中國的貨幣政策框架仍處在數量型向價格型轉型的關鍵期，尚未形成市場化的利率基準。因此，目前利率還不具備作為反映貨幣供給內生性主要影響因素的變量指標。本文認為，長期來看，收入和價格水平產生于經濟模型內部，是主要反映貨幣供給內生性的因素。

（二）反映社會公眾的資產偏好的因素

根據貨幣供給理論，貨幣供給量受到基礎貨幣和貨幣乘數的共同作用[22]。從基礎貨幣（B）的構成來看，基礎貨幣包括流通中的現金（C）和金融機構存款準備金（R），如公式（2）所示。廣義的貨幣供給量（M2）是一國經濟中可用于各種交易的貨幣總量。根據信用工具的流動性大小劃分，具體包括：現金（C）、活期存款（D）、定期存款（T）、其他金融工具等，如公式（3）所示。將公式（2）代入公式（3），得到M2的表達式，如公式（4）所示。

在上述公式中，qc表示現金漏損率表示法定存款準備金率表示超額準備金率；qt表示定期存款與活期存款比率；B表示基礎貨幣供給量。

根據上述貨幣供給模型的基本框架，分析貨幣供給內生的影響因素可以從央行對基礎貨幣和貨幣乘數的主動可控性兩個層次展開。其中，基礎貨幣主要由金融機構存款準備金構成，同時，金融機構存款準備金還是反映銀行等金融機構流動性的重要指標，是目前判斷貨幣供給外生性的主要基礎變量。影響基礎貨幣的直接因素是央行資產，其中最不易受一國央行主動控制的資產是對外凈資產。此外，對政府債權的控制更多取決于央行獨立性，以及央行主動運用調控工具的能力。因此，對于基礎貨幣內生性的分析可以從央行資產構成結構和影響因素來做出判斷。從貨幣乘數來看，法定準備金率一般被視為央行可以主動控制的指標，現金漏損率和存款結構更多由社會公眾資產選擇偏好決定，金融市場的發展狀況，各種資產的預期報酬率、支付制度、消費習慣等因素都會對社會公眾的持幣結構產生重要影響。

綜上，從指標選取的角度看，影響貨幣供給的因素中，法定準備金率、基礎貨幣供給量是能夠或在一定程度上由中央銀行控制或調整的變量，可以被視為影響貨幣供給的外生因素。現金漏損率衡量社會公眾的持幣結構，因此，現金漏損率可視為產生于經濟運行內部，主要影響貨幣供給量的因素，可以用來反映不直接受貨幣當局控制的變量。

三、中國貨幣供給內生性實證分析

（一）變量選取

根據前文的理論分析框架，本文選取GDP、CPI、現金漏損率（q）作為貨幣供給內生性變量，因為這些指標發揮作用的機制均來自于經濟體系內部貨幣需求的變動或公眾主觀心理引起的資產選擇行為的變化，而不是貨幣當局干預調整的結果。與此同時，選取金融機構存款準備金作為外生性變量加入計量模型，通過不同基礎指標變量在模型中的權重，從正反兩個角度說明貨幣的內生性。因此，本文實證分析選擇的基礎指標如表1所示。

表1 計量模型基礎指標的選擇情況

（二）數據來源與預處理

本文相關數據來源于中國統計年鑒和中國金融年鑒，基礎數據為年度數據，時間跨度為1997—2016年。其中金融機構準備金（R）是分別統計大型金融機構和中小金融機構的存款量，按照不同的準備金率計算并加總而成的。由于部分原始序列并非是完全線性的，為了消除異方差對實證分析結果的影響，本文對所選的時間序列變量 Y、X1、X2、X4分別取對數，記為 LnY、LnX1、LnX2、LnX4。

實證檢驗主要包括時間序列的單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗，在此基礎上，本文構建回歸模型分析不同變量對中國貨幣供給影響。

1.原始數據的單位根檢驗

對于時間序列而言，如果數據有明顯的隨時間上升的趨勢，即變量的均值沒有在相對固定的范圍上下波動，序列過程就是不平穩的。此時進行回歸分析可能會存在偽回歸現象，使構建的模型失去意義。為了構建合理的計量模型，通過ADF檢驗原時間序列和一階差分序列的平穩性，結果如表2所示。

表2 原始數據的單位根檢驗結果

由表 2可知，對于時間序列LnY、LnX1、LnX2、X3及LnX4而言，其ADF統計量均滿足P值高于顯著性水平0.05。此時，接受原假設，認為原始序列都是非平穩的時間序列。當對上述時間序列分別進行一階差分后，LnX2、X3和LnX4的一階差分序列的統計檢驗結果滿足P值低于顯著性水平0.05；LnY和LnX1的一階差分序列的統計檢驗結果仍然滿足P值高于顯著性水平0.05。由此可以得出：變量LnX2、X3、LnX4均為一階單整的時間序列；變量LnY、LnX1是非平穩的時間序列，且進行一階差分后仍不能保證序列的平穩性。

2.數據的平滑處理

通過對M2和GDP的進一步分析發現，這兩個指標的原始數據存在周期性的波動，是序列進行一階差分后仍然不平穩的主要原因。為了觀測相關變量的長期趨勢，構建合適的計量模型，對相關數據進行平滑處理。通過對LnY、LnX1序列進行HP濾波，將相關時間序列分為趨勢成分和波動成分。濾波結果如圖1和圖2所示。

在數據平滑處理的基礎上，本文最終選擇了貨幣供應量M2取對數后進行平滑的結果，GDP取對數后進行平滑的結果，CPI取對數后的結果，現金漏損率（q）的計算結果，存款準備金取對數后的結果作為計量模型的基礎變量，分別記為LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4。

為檢驗數據的處理效果，對新的時間序列進行ADF檢驗，結果如表3所示。

圖1 LnM2序列的HP濾波結果

圖2 LnGDP序列的HP濾波結果

表3 模型基礎變量的單位根檢驗結果

由表3不難看出，在5%的顯著水平下，原始變量 濾 波 后 形 成 的 基 礎 變 量LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4的時間序列都是非平穩序列。但相關變量經過一階差分后其ADF統計量均滿足P<0.05，此時，拒絕原假設，認為基礎變量進行一階差分后都是平穩的時間序列，即所選取的計量模型變量LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4是一階單整的。

（三）內生性貨幣供給模型的構建與分析

1.模型的協整檢驗

協整檢驗是檢驗非平穩序列之間是否存在穩定的長期均衡關系。在實際中，多數變量特別是宏觀經濟變量都是非平穩的，但某些特定變量的線性組合卻可能是平穩的。此時，這些非平穩的序列存在協整關系，相關數據仍然可以被用于回歸分析。本文采用Johansen檢驗法對基礎變量之間的協整關系進行檢驗，結果如表4所示。

表4 基礎變量的協整檢驗結果

由表4可得，Johansen檢驗的最大特征根統計量遠大于5%顯著水平下的臨界值，協整檢驗結果的P值均滿足P<0.05。因此，在95%的置信水平上，拒絕表4中有關協整變量個數的原假設，認為所選取的 5 個基礎變量 LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4之間都存在協整關系。

2.變量的格蘭杰因果檢驗

通過協整檢驗結果只能確定相關變量數據之間有長期均衡關系，卻不能用來分析變量之間是否真的存在因果關系。格蘭杰因果檢驗則能夠通過比較變量間的概率分布關系，判斷變量之間的內在聯系。該方法常用于研究經濟變量之間的相關關系，為計量模型變量的選擇提供依據。對于基礎變量LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4來說，其格蘭杰因果檢驗結果如表5所示。

表5 變量的格蘭杰因果檢驗結果

通過表5發現，原假設“LnY不是LnX1的格蘭杰原因”，其對應的F值為36.35，相對的P值小于0.05。在5%的顯著水平下，拒絕原假設，認為LnY是LnX1的格蘭杰原因。同理，在5%的顯著水平下，LnX2、X3、LnX4均可以作為 LnY 的格蘭杰原因。而相反的，原假設“LnY不是LnX2的格蘭杰原因”和“LnY不是X3的格蘭杰原因”所對應的P值大于0.05，即在95%的置信水平上接受原假設。格蘭杰因果檢驗結果表明的具體經濟意義是：國內生產總值（GDP）、居民消費價格指數（CPI）、現金漏損率（q）和金融機構存款準備金（R）對廣義貨幣供給量（M2）的影響顯著，廣義貨幣供給量（M2）的變化可以看作主要由GDP、CPI、q及R的變化所引起。

綜上所述，計量模型所選取的基礎變量LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4之間的因果關系檢驗結果與理論結果相一致，即 LnY 是 LnX1、LnX2、X3、LnX4共同作用的結果。

3.計量模型的構建

基于上述理論分析和數據檢驗，本文構建的貨幣供給內生模型如方程（5）所示。其中，LnY、LnX1、LnX2、X3、LnX4為前文確定的計量模型基礎變量，LnY（-1）表示上一期的貨幣供給量取對數并進行平滑的結果。該模型說明除了國內生產總值（GDP）、居民消費價格指數（CPI）、現金漏損率（q）和金融機構存款準備金（R），上一期的貨幣供給量也會對當期貨幣供給量產生影響。

本文以此為計量模型對相關參數進行估計，具體分析結果如表6所示。

表6 模型參數估計及統計分析結果

由表6可知，該模型總體回歸方程的P值為1.18×10-16，在1%的顯著水平下，可認為回歸方程是顯著的。且調整后的R2=0.991，表明貨幣供給量99.1%的變化可以由模型（5）進行解釋，擬合情況較好。另外，從變量的角度看，在5%的顯著水平下，LnY（-1）、LnX1、LnX2、X3和 LnX4作為線性變量，其P<0.05均成立，進一步闡明了變量的顯著性。因此，該計量模型理論上對數據的解釋程度較高。模型（5）回歸分析結果如（6）式所示。

就內生變量而言，上一期貨幣供給量每增加1%，當期貨幣供給量增加約0.6589%；GDP每提高1%，當期貨幣供給量增加0.4138%；CPI指數每提高1%，當期貨幣供給量增加0.1337%；現金漏損率每減少1%，當期貨幣供給量增加0.1888%。這表明：上一期貨幣供給量與當期貨幣供給量之間存在較大的正效應；而GDP、CPI與貨幣供給之間均存在顯著的正效應，反映了貨幣需求的增加對貨幣供給增加的積極作用。此外，隨著中國移動支付的普及，社會公眾持有的貨幣結構也逐漸調整。現金漏損率的急劇下滑也使得貨幣供給量在一定程度上有增加的趨勢。這說明，現金漏損率與貨幣供給量之間存在負效應。

就外生變量而言，金融機構存款準備金數量每增加1%，當期貨幣供給量增加約0.0181%。這表明存款準備金數量對貨幣供給量促進作用的減弱，直觀地反映了中央銀行對貨幣的主觀控制力削弱，貨幣供給愈發依賴于市場因素的調節。

由相應的系數可知，模型中外生變量的權重遠小于相關內生變量的權重，表明貨幣供給更多地依賴貨幣需求和公眾的主觀偏好調整。顯然，該模型符合一般經濟意義和現階段中國的實際情況，揭示了中國貨幣供給量日益顯著的內生性。

四、結論與政策建議

（一）結論

本文針對貨幣供給內生性模型變量選取有較大的隨意性，部分指標波動性大等問題，從基礎變量選取和數據處理方法兩個角度做出改進。在貨幣供給內生理論框架下，選取反映貨幣需求和社會公眾的資產偏好的基礎變量，并對波動性大的數據進行了平滑處理。在此基礎上，提出一種新的計量模型來分析不同宏觀經濟因素對貨幣供給量影響，揭示了中國貨幣供給日益顯著的內生性特征。具體結論如下：

第一，上一期貨幣供給量與本期貨幣供給量之間存在顯著的正相關特性。上一期貨幣供給量越多，說明貨幣政策的效率越高，對于本期的經濟增長和貨幣供給量有明顯的促進作用。

第二，國內生產總值和居民消費價格指數與本期貨幣供給量之間均存在正相關特性。隨著國內生產總值的增加和物價水平的上升，整個市場的貨幣需求量正在逐步上升。此時，為實現市場的動態均衡，貨幣供給也會呈現緩慢上升的趨勢。

第三，現金漏損率與本期貨幣供給量之間均存在負相關特性。現金漏損率的下降，說明隨著支付技術和金融體系的不斷完善，社會公眾對于現金的需求也逐漸減少。而消費者的持幣結構逐步改善，拉動經濟的增長，使得市場需要更多的貨幣滿足人們的需求，貨幣供給量也會逐漸增加。

第四，就外生變量而言，存款準備金數量對貨幣供給量的促進作用正變得模糊，直觀地反映了中央銀行對貨幣的主觀控制力的削弱，貨幣供給愈發依賴于市場因素的調節。

目前，中國的貨幣供給制度體系的內生性逐漸加強，原因主要包括以下三點：

第一，中國經濟結構的轉變。隨著中國經濟進入轉型的關鍵期，經濟由原來的高速增長逐步變為高質量增長。一方面，貨幣供給量的調節越來越依賴于消費者旺盛的需求和市場自身的活力；另一方面，產業結構的優化升級也使得大量傳統行業從業者收入增速持續下滑，而居民對未來的不確定預期的增加會加大整個社會的儲蓄傾向，引起公眾資產偏好的變化。此外，經濟開放程度和全球市場的不確定性增強，資本市場開放程度的加大使得經濟的波動性增大，這同時增加了貨幣當局主動控制貨幣供給量的難度。為實現經濟穩定增長，貨幣當局更加需要以貨幣供給歷史數據作為基礎，研究市場發展趨勢，實現對貨幣供給量更加精準的調控。

第二，從基礎貨幣的內生性來看，最不易受央行主動控制的對外凈資產近年來發生了顯著變化。1994年外匯管理體制改革后，外匯占款一直作為基礎貨幣供給的主要渠道。中國人民銀行的相關數據表明：1997—2010年，外匯占款對貨幣供給增長的貢獻率平均在75%以上，這表明長期以來基礎貨幣內生性主要來自于外匯占款。但是，2011年，外匯占款對我國貨幣供給增長的貢獻率開始下降至31.57%，2015年開始，外匯占款出現負增長①筆者根據中國人民銀行網站貨幣當局資產負債表歷年官方數據計算得出。。這表明：外匯占款作為貨幣供給主渠道的傳統貨幣供給模式正在改變，中國人民銀行基礎貨幣發行轉向主要依賴增加對國內機構的債權，因此，隨著經濟結構的變化，我國越來越依賴于央行再貸款渠道進行基礎貨幣創造。但是，這并不意味著基礎貨幣供給的外生性增強，或者說中央銀行調控基礎貨幣供給量的能力增強了，因為這還要取決于央行→商業銀行→企業、居民這一長的復雜傳導鏈條中的經濟內生因素的影響。

第三，中國金融體系逐步深化。金融創新使融資證券化趨勢日益加強，進一步引發銀行存款的減少，弱化了存款準備金率對貨幣供給的作用力。與此同時，各種金融工具的快速發展使得消費者持幣比例明顯下降，改變了傳統的貨幣創造機制，引起貨幣供給量的變動。這些都削弱了央行主動控制貨幣量的能力。

（二）建議

貨幣供給的內生性一定程度上加大了央行調控貨幣供給的難度，降低了貨幣政策的有效性。針對上述問題，提出一系列完善貨幣政策框架的相關建議：

第一，建立宏觀經濟金融領域的監測機制，增強貨幣供給與經濟指標的關聯程度。充分利用互聯網技術實現不同部門機構之間的信息共享，豐富貨幣工具的數量和類型，以此來加強對貨幣的管理。特別是對于貨幣供給相關風險的監管，要建立統一的金融數據統計機制，由國家進行嚴格管理和公開披露。只有這樣，才能確保各層次貨幣供給的有效性和貨幣政策傳導機制的正確性，進而實現中國經濟社會的持續穩定健康發展。

第二，進一步推動改革，實現真正意義上的利率市場化。伴隨貨幣供給的內生性逐漸加強，中央銀行對貨幣的控制力已經逐漸減弱，以利率操作為主的價格型貨幣政策工具將逐步成為未來新的發展趨勢。同時，利率作為中間目標的貨幣政策能夠為中國進一步擴大金融市場開放程度提供支持。而貨幣政策工具從數量型工具變為價格型工具的前提是利率市場化，即保證利率的變化能夠反映市場上的貨幣供需狀況。我國金融機構利率體系尚不完善，市場化基準利率缺乏，因此需要進一步推進利率決定、利率傳導、利率結構和利率管理的市場化，以實現真正意義上的利率市場化。

第三，有序發展虛擬經濟，實現與實體經濟的相互促進。隨著互聯網金融發展變革，各種金融創新工具的廣泛使用，社會公眾的持幣結構有了大幅度調整，對貨幣供給相關政策產生了較大的沖擊。為更好地提高貨幣政策的效率，促進經濟的健康發展，應該在鼓勵金融創新的同時，加強相應的監管，使相關措施與金融發展程度相匹配，促進虛擬經濟形成具有持續發展能力的行業發展新模式。另外，通過建立一個連接虛擬經濟與實體經濟的通道，實現二者的協調發展。