三 中国货币供给内生的现实环境分析
1.中国货币供给内生的现实基础
货币供给内生性问题本身是学界关注并讨论较多的问题之一。货币供给外生假设为建模和实证分析提供了较大便利，因此许多经济学理论将货币供给外生假设作为重要前提。但随着世界金融体系的发展，货币供给外生的假设逐渐与现实相脱离。为此，有很多学者在现代经济条件下探讨了货币供给内生性的问题，如凯恩斯认为货币供给是由企业和个人等各方面从商业银行的贷款所决定的，而不是中央银行所能控制的外生变量；托宾认为存款创造取决于公众的资产偏好和资产选择结构，存款创造过程是反映了银行与其他私人单位经济行为的内生过程，存款准备比率和存款通货比率是由经济过程内生决定的；卡尔多认为利率由中央银行外生决定，货币供给曲线的弹性是无限大的或是水平的。总体而言，学界一般认为，随着金融市场的发展，货币供给内生已成为现代经济体一个很重要的现实环境。
就中国现实情况而言，于泽认为中国银行体系满足货币内生所需的三个前提条件，即商业银行能够自由放款、中央银行对于法定准备金和银行结算资金“适应性”供给。在此基础上，本章认为近年来中国信用卡业务的发展，以及日益成熟的银行贷款先行的经营模式，使中国具备了货币供给内生的现实条件。
（1）信用卡业务发展迅猛。
传统理论的货币循环始于储蓄。但在现代世界中，为了支出，家庭并不必要持有货币存款，这集中表现在信用卡业务。信用卡提供了个人在免息还款期内无存款的消费权利。信用卡使用越广泛，储蓄对家庭支出的预算约束力越弱，家庭超前消费的程度可能越高。换言之，信用卡是消费需求引致货币供的重要平台。中国近几年的信用卡业务发展异常迅猛。根据中国银行业协会发布的《2010年中国信用卡产业发展蓝皮书》，截至2010年年底，国内信用卡发卡量达到2.3亿张，比上年增长23.96%；信用卡跨行交易金额为5.11万亿元，占GDP比重高达12.67%，比上年增长46%。信用卡境内受理环境继续改善，县级以上地区基本实现全国联网，特约商户、POS和ATM等受理终端规模继续扩大。截至2010年年底，国内受理商户总量为218.3万户，比上年增长39.36%，国内受理信用卡的POS终端达到333.4万台，比上年增长38.4%；国内ATM终端达到25万台，比上年增长16.3%。信用卡产品功能继续完善，网上支付、手机支付等电子支付保持快速发展，信用卡的应用领域进一步拓展。[3]信用卡在资金结算中占比不断提升，货币流通速度加快，需求的变化将通过信用卡对货币供给产生更大的影响。
（2）现代商业银行经营模式日渐成熟。
现代商业银行成熟的重要标志是贷款先行的经营模式[莫尔（Moore）]，即银行的贷款审批领先于实际投放的贷款，而不是先吸纳存款后发放贷款。中国商业银行信贷投放的流程主要是分支行（网点）上报授信材料，根据相应审批权限逐级审批。贷款申请获批后，根据贷款行的资金情况和贷款投放条件决定贷款投放的具体时间和金额。通常情况下贷款利息远高于央行贴息，几乎所有银行都尽可能地提高资金使用率，因此银行获批待投放的贷款总额一般远大于银行实际可投放的贷款额度（该额度受银行存款规模和监管要求的影响）。也就是说，商业银行在实际经营过程中采取的是贷款先行的模式。如果遇到贷款额度不足的情况，商业银行有可能采取以下几种方式最终实现贷款投放：一是加大吸收存款力度以提高贷款投放能力；二是将已有的信贷资产证券化，或将信贷资产转让，释放资金以满足新增贷款需求；三是通过银行间市场拆借资金，或向上级行或其他资金相对富余的行拆借资金，以满足新增贷款需求（在中国，极端情况下甚至出现倒逼中央银行临时释放流动性以维护金融系统稳定的情形）。总之，中国的商业银行已经形成了先审批贷款后吸收存款的商业模式，并且这种商业模式已经比较成熟。[4]在这种模式下，商业银行货币创造的功能将受贷款需求的影响，如贷款需求下降，那么实际投放贷款也势必下降，货币乘数下降，市场中的货币供给量也将下降。
总之，本章认为中国已在一定程度上具备了货币供给内生的现实环境，市场需求的变化将对货币供给产生重要影响，货币供给量不再由货币当局外生决定，具备一定的内生性。
2.中国财政对货币供给的影响
在货币供给内生环境下，学界认为财政是影响货币供给的重要因素之一。帕利（Palley）认为由于政府财政赤字需要相应的货币支持，因此财政赤字增加了货币供给，即财政是影响货币供给的重要的内生因素；柳欣和靳卫萍认为中国的税收增加引起M2减少，财政支出与M2呈正相关关系，中国的财政支出对M2的弹性呈现较大波动，加大财政收支力度在很大程度上影响了M2，货币供给存在内生性；贝尔和乌雷（Bell and Wray）认为，大部分国家财政的行为（包括税收和发行公债）并没有受到金融约束（Financial Constraint），政府可通过商业银行购买公债或税收等行为，将私人部门的资金归为己用，政府的支出和借债行为导致商业银行的信贷扩张，这个借贷行为引致了货币供给，因此货币供给是内生的；柳欣和张颖熙认为财政在很大程度上改变企业和银行的资产负债表，税率提高导致总需求减少，在内生货币供给的条件下会导致货币供给量下降；政府发行公债则会使银行扩大货币供给；认为财政政策是另一种意义上的货币政策；哈特（Hart）认为货币供给是内生决定的，货币当局的政策目标应该是利率而不是货币供给量，因此现实与传统理论中财政赤字增加（如政府支出大幅度提升）会导致利率上升从而使财政政策无效率的理论预测不符；简志宏等认为货币政策参数对财政支出的乘数效应会产生决定性的影响，财政支出的挤出效应与中国货币供应量对通货膨胀和产出的内生响应紧密相关，从经验数据看货币供给受财政收支影响较大。
根据中经网统计数据库，1978—2011年，中国的国家财政收入、国家财政支出与金融机构各项存款、金融机构各项贷款的变化趋势非常接近（见图1—1）。如将上述数据均转化为以1978年为基数的增长率数据，可以更清楚地发现国家财政收入和支出与存款、贷款的关系（见图1—2）。与1978年比，2011年国家财政收入增长91.62%，财政支出增长97.07%，金融机构存款增长713.41%，金融机构各项贷款增长296.19%。考虑到政府收入和政府支出占GDP比重以及货币乘数，可以肯定中国财政收支与货币供给的变化关系非常密切。进一步考察年度增长率的变化，发现2007—2010年，上述四个变量增长率均快速增加，并且均处于历史最高水平。
图1—1 1978—2011年财政收支与金融机构存款、贷款比较
资料来源：中经网数据库和中国统计年鉴。
图1—2 财政收支与金融机构存款、贷款增长率（以1978年为基数）
资料来源：中经网数据库和中国统计年鉴。
为了进一步验证财政与货币供给之间的因果联系，本章选取货币供给M0月度数据、固定资产投资中的中央项目投资额ICG月度数据、国家财政税收收入Tax月度数据[5]，通过构建自回归分布滞后（ARDL）模型对M0和ICG、M0和Tax的因果关系进行检验。
ARDL模型可以对I（0）和I（1）数据进行检验和估计。如果变量是协整的，那么ARDL（p，q）模型如下：
从式（1.1）可以得到y与x的长期关系
利用式（1.2）的残差，建立以下误差修正模型（ECM）
式（1.3）中的μt-1是从式（1.2）残差获得的滞后误差校正项。式（1.3）中，通过F检验和Wald检验，如果βxi系数联合显著时，可以拒绝原假设，认为x是y的格兰杰原因。如果修正误差项μt-1的系数在式（1.3）中是显著的，也可以检验出x和y的因果关系。
表1—1 序列M0和ICG平稳性统计检验结果
表1—2 序列M0和ICG协整检验表
表1—3 序列M0和Tax协整检验表
对变量M0、ICG和Tax的平稳性检验采用ADF方法检验，检验结果见表1—1，原假设为M0的一阶差分D（M0）、ICG的一阶差分D（ICG）和Tax的一阶差分D（Tax）是平稳的，因此变量M0、ICG和Tax都是I（1）序列，符合ARDL模型的要求。
对变量M0和ICG的协整检验采用Johansen检验，通过Trace统计量和Max-Eigen统计量（见表1—2和表1—3）可知，变量M0和ICG之间至少存在一个以上协整关系，变量M0和Tax之间也至少存在一个以上协整关系，可以用ARDL协整方法分析因果关系。
本文用Microfit 4.1统计软件分别对M0和ICG、M0和Tax建立ARDL模型，二者之间基于ARDL方法和对应的误差修正模型（ECM）结果见表1—4。如果系数βxi联合显著，并且误差项显著，二者同时满足的情况下，笔者认为变量存在因果关系。
从表1—4中可以看出，政府投资ICG是M0的原因，即政府投资是引发货币供给的原因；国家税收收入Tax是M0的原因，即税收收入是引发货币供给的原因。表1—5的格兰杰因果检验结果也得到同样的结论。
表1—4 ARDL模型检验结果
表1—5 格兰杰因果检验
