经济虚拟化、货币供应量与经济增长
——以OECD国家为例的实证分析
郝 睿，张 云
（南开大学 经济学院，天津300071）
摘要： 随着全球金融资产规模不断扩大，货币在大部分发达国家呈现出非中性的特点，由此从虚拟经济的视角对这一现象进行了解释。运用14 个OECD 国家2000—2017 年宏观数据进行了实证分析，实证结果发现：在OECD 国家货币供应量与经济增长呈现明显的正相关关系，而且在实证模型中经济虚拟化程度与货币供应量作用的交互项显著地正向影响经济增长。这充分说明了在经济虚拟化程度高的OECD 国家，货币供应量通过货币增发会使虚拟经济部门的产出增加，从而导致经济增长，所以货币呈现出非中性的特征。
关键词： 经济增长；货币中性；虚拟经济
一、引言
“货币中性”一直以来是经济学中最经典、争论最多且最久的话题之一，货币中性是指货币的数量对一国（或地区）的经济产出不产生影响，货币发行量的变化只会导致物价水平的波动。与之相反，货币的非中性意味着货币增发会刺激实体经济增长，产出会增加。
目前较多的学者支持货币长期趋于中性，短期趋于非中性的观点。在这些经典理论中，McCandless & Weber 对110 个国家实证的结果显示：货币供给增长率与通货膨胀率的标准化相关系数几乎为1，而货币供给增长率与实际产出增长率之间的标准化相关系数微乎其微，即表现出了“货币中性”。但当时其在研究中也发现在OECD 国家货币供给增长率与实际产出增长率的标准化系数高达0.5—0.7，即在OECD 国家中货币表现出了非中性。McCandless & Weber [1]当时解释这样的结果可能由于OECD国家实施了不同的财政或货币政策，但他们的猜测没有具体的实证作为支持。
笔者认为，OECD 国家表现出的货币非中性，并非是因为这些国家实施了不同的财政或货币政策，而是这些国家虚拟经济部门的发展导致的。换言之，货币发行量通过影响虚拟经济部门中流通的总货币量，从而影响虚拟经济部门的总产出。因为OECD 国家的虚拟经济部门较为发达，货币发行量通过虚拟经济影响总产出的效果也最为明显。
虚拟经济是国内学者成思危（2002）、刘骏民（1997）等提出的概念，主要是由于就全球金融资产规模扩大，股票市场、债券市场以及房地产市场等市场逐渐联动形成一个整体，这个整体的运行方式与实体经济部门有一定程度的区别，一般在狭义上将金融、保险、房地产服务业以及部分服务业归为虚拟经济部门。
在经济虚拟化条件下货币供应量创造GDP 的机制（刘骏民，2011）[2]一般如下：货币的增发会导致产出的增加，这种GDP 的创造可以来自交易成本，因为在虚拟经济领域交易的货币量越大，按交易额收取的各类佣金也就越多；而且在虚拟经济体创造的产出并不都会流出至实体经济里去，那些未流出到实体经济的货币资本，可用于虚拟经济内部的互相服务，企业依靠在虚拟经济中的投资赚取的货币资本，有一部分用于运营资金，而这些活动与制造业和其他实体经济无关。因此流入虚拟经济的货币量越是增加，交易越活跃，虚拟经济活动创造的货币收入就越多，其中被计入GDP 的工资和利润数额就越大。笔者根据上述这个逻辑进行了实证上的设计。
图1 是2001—2017 年OECD 成员国之一——美国的GDP 增长率与货币供应量变化率的图示。图中可以看出GDP变化明显滞后于货币供应量的变化，并且二者的变化趋势在考虑到滞后期后明显相关。
根据上述理论分析我们认为，上述虚拟经济部门创造的GDP 受到流入虚拟经济的货币量的影响，而流入虚拟经济的货币量，与货币发行量和虚拟经济发展程度有关。因此选取2000—2017 年14 个OECD 国家（经济虚拟化程度较高）的经济发展数据进行了上述实证，从虚拟经济的角度解释OECD 国家的短期货币非中性的问题。
本文首先对货币中性与非中性的理论进行综述；进而进入实证部分，在实证部分利用了OECD 国家2000年到2017年的经济增长及货币数据，在Mc-Callum & Nelson（2010）[3]的实证模型的基础上，加入虚拟经济发展程度与货币发行量变化率及其交互项为解释变量，以产出变化率为被解释变量，印证并改善了我们提出的经济虚拟化条件下货币非中性的机制，并对回归结果进行解释。
（一）文献综述
McCallum & Nelson（2010）[3]讨论了货币总量与通货膨胀、产出之间的关系。在货币总量与通胀关系方面，McCallum & Nelson 使用时间序列分析冲击对货币总量与通胀的影响。结果表明，尽管理论上货币增长与通胀之间静态的、同时发生的关系是微弱的，但这并不是说，使货币增长与通胀之间有关系的唯一前提条件是在非常长的时期。模型中货币增长与通货膨胀呈正相关，货币增长领先通货膨胀四分之一。在货币增长对通货膨胀与产出关系方面的研究上，McCallum & Nelson 改进了新凯恩斯理论的货币增长模型，并加入了M1与M2的机会成本，表示为：
式中V 为速度，定义为名义GDP 除以名义货币，OPPt为相关总量的机会成本。在其论文中用同业拆借利率来衡量M1 的OPPt，用同业拆借利率与M2 自有利率之间的差额来衡量M2 的OPPt，并使用G7国家做出实证印证了自己的论点。
刘骏民（2011）[2]以美国为例，研究了当今经济虚拟化程度高且达到实体经济与虚拟经济的顺差或逆差均衡的国家中，虚拟经济是如何创造GDP 的，提出了三条定律，分别是：（1）流入虚拟经济的货币越多，交易越活跃，虚拟经济创造的货币收入就越多，被计入GDP 的工资和利润数额就越大；（2）金融创新创造GDP；（3）货币中性与非中性之间有必需的转换条件。
自我完善和发展并不是最终的发展，行业组织、国家的发展才是最高目标。因此，在自我提升的同时还要注重行业间的共享和学习。
许坤、程建华（2016）[4]利用脉冲响应函数和累积脉冲响应函数检验了中国货币（包括M0、M1、M2）的中性特征。其研究主题在于中国的货币政策是否能作为经济增长的稳定器，结果是短期内会导致经济增长的波动加强，长期M2 对经济稳定的效果明显，以及M0、M1、M2均有明显的非中性特征。
董天仁、程远、王兴（2015）[5]进行虚拟经济视角下货币长期非中性的实证分析，将国家按照虚拟经济发展水平分类，分为OECD 国家、高收入国家、中低收入国家、低收入国家；再从短期与长期研究实际总产出与货币增长率的相关性，通货膨胀与货币增长率的相关性，以及虚拟经济指标与货币产出关系的相关系数；最后，得出虚拟经济发展水平程度高的国家长期也具有货币非中性的结论。
回归结果符合张云（2010）[6]，董天仁、程远、王兴（2015）[5]以及刘骏民（2011）[2]得出的虚拟经济对货币非中性的影响的理论研究结果。他们的理论研究表明货币增发会通过影响虚拟经济中的货币量，从而产生产出的增加。笔者的回归结果表明货币的发行量变化率和虚拟经济的水平变化率均与GDP增长率呈正相关，且二者的交叉项与其也呈现显著的正向关系，这说明上述两个解释变量对GDP 增长率的共同作用也是正向、显著且系数不可忽略的。具体表现为，货币发行量（M1）变化率每增加1%，GDP 增长率会增加0.1220%；虚拟经济占产出的比重变化率（股票交易额/GDP）每增加1%，GDP 增长率会增加0.000169%；且上述两者的交互项每增加1%，会导致GDP 增长率增加0.001686%。总而言之，在笔者研究的样本中短期的货币非中性是存在的，且有一部分是通过虚拟经济来实现货币的非中性的。
OPPt为相关总量的机会成本。笔者用隔夜拆借利率来衡量M1 的OPPt，用同业拆借利率与M2 自有利率之间的差额来衡量M2 的OPPt（Bennett T. Mc-Callum and Edward Nelson（2010））。笔者使用股票交易额占GDP 的年平均值，作为衡量一国虚拟经济水平的标准[7]。
二、实证模型和简单理论模型构建
本文的前半部分，我们使用了McCallum & Nelson（2010）[3]采用的研究货币发行量与通货膨胀间关系的模型，并使用2000——2017 年的14 个OECD 国家的数据做出了最新的实证。Bennett T. McCallum and Edward Nelson 采用了一个新的凯恩斯主义模型，并附加了一个货币需求函数。其基本模型为：ΔlogV=g0+g1πt+g2Δoppt+ut，式中V 为速度，定义为名义GDP 除以名义货币，OPPt为相关总量的机会成本。
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本文主要的被解释变量有两个：首先为研究通胀与货币供应量之间的关系。笔者沿袭了Bennett T. McCallum and Edward Nelson（2010）的模型，并令V 为GDP 除以名义货币的对数，对被解释变量这样处理是为了控制经济增长受名义货币量的影响，从而更清楚地研究货币发行量与通胀率之间的关系。第二个则是为了研究货币供应量与总产出之间的关系，Vy代表了总实际产出的变化率。
我们假定某个经济体中只有两个交易代表者X和Y，且X 和Y 在虚拟经济的背景下只进行虚拟经济活动——买卖期货，即没有任何的有关实体经济部门的产出。而且假定X 与Y 为交易对家。从宏观上来看，由于两者是交易对家，所以其为零和交易，X 的盈利就是Y 的亏损，反之一样。所以从现代经济增长理论的视角来看，整个经济体是没有真实产出也没有利润的。我们现在假定有一个经营贷款的银行为X 与Y 进行货币放贷——提供货币量，那么情况就会发生变化了。假定最初的交易货币量一共是m 美元，且每轮交易时贷款总量为总资本的α(也就是说第一轮过后X 与Y 交易对手中输的一方去贷款mα 充实自有资本)，那么这个交易就有α 的增长率。如果这个交易是在一个正式的期货交易所，其佣金费是按照交易资本规模的β 收取，于是初始的时候m 元的交易资本有mβ 的佣金费，也就是说这个炒作交易创造出了mβ 的GDP，且为了模型的简便假定每一轮游戏之后佣金费mβ 自动按照个体行为者缴纳比例变为借款回到他们的资金账户；在第一轮由于贷款的作用使得交易资本增加到m(1+α)，于是这就使得手续费增加到m(1+α)β，GDP 增长率也为α。而由于增加的货币贷款为交易总资本的α，这意味着整个经济体的总货币收入在不断增加，实际上也是整个经济体的货币利润。假定X 与Y 去银行贷款的时候要出具欠条，进一步假定这个货币发行机构可以混合经营，其也可以是一个债券发行机构，于是这个贷款银行可以将这些欠条打包发行债务抵押凭证，而且每次都是赢家购买。于是这个经济体每一轮炒作就都有货币利润和GDP。此简单模型的经济增长动态化用公式表示为：
上述公式充分说明了这个经济体是完全依靠虚拟经济推动经济增长的，而且虚拟经济部门的增长高度依赖于货币供应量的增加。
在实证分析方面，McCandless & Weber 使用1960—1990 年110 个国家数据验证了货币发行量对价格水平有正向影响，而对产出机会没有影响，同时还指出在OECD 国家，货币供给增长率与实际产出增长率的标准化系数高达0.5—0.7。McCandless &Weber 将这个现象解释为OECD 国家使用的财政货币政策与其他国家不同，但没有给出充分的证据。
三、实证数据、变量选取和结果
（一）样本选取与数据来源
本文的数据来自世界银行数据库与OECD 国家数据库① 世界银行国民经济核算数据，以及经济合作与发展组织国民经济核算数据文件。 ，涉及了在2000 年之前加入OECD 组织的国家。由于涉及成员国中属于欧元区的国家面临着相同的货币政策，这或许会对研究结果产生干扰，因此笔者只选取了其中部分国家作为样本。总而言之，笔者选取了从2000 年到2017 年这18 年间美国、英国、法国、德国、意大利、加拿大、爱尔兰、瑞士、葡萄牙、土耳其、日本、澳大利亚、墨西哥、韩国共14 个OECD 成员国的有关经济发展与货币政策的数据，结合在第二部分提出的模型做出实证分析。
（二）变量选取
1.被解释变量的选取
本文后半部分以张云（2010）[6]的理论模型作为基础，并在其基础上加入了计量模型，做出了实证结果。模型假设了在一个只包含虚拟经济活动的背景下，使用总量模型，研究货币增发是如何影响虚拟经济生产活动的，从而会影响到总产出。这个模型仅仅是经济虚拟化条件下货币供应增加导致产出增加的简单示例模型。
2.解释变量的选取
上述文章虽有提及货币的非中性，以及从虚拟经济发展水平的角度来解释此现象，但在实证虚拟经济发展水平与货币供应量对实际产出的共同作用方面未有详细的实证研究。本文主要研究：在经济虚拟化程度高的国家，货币供应量通过货币增发会使虚拟经济部门的产出增加，从而导致经济增长的这样一种影响关系。因此在其理论基础与理论模型上，首先对模型进行了优化调整，其次创建了研究虚拟经济发展水平与货币供应量对实际产出的共同作用效果的计量模型。使用2000—2017 年最新的数据并对经济虚拟化程度较高的OECD 国家进行了研究。
表1是各变量在各国描述性统计的结果。
四、实证结果分析
（一）货币发行量的变化对通胀率影响的实证研究
我们首先对数据进行了HP滤波处理，剔除了数据中的周期因素，因此在接下来的回归结果中，我们将不再考虑时间固定/随机效应。如表2 是笔者针对ΔlogV=g0+g1πt+g2Δoppt+ut模型做出的回归结果。
回归结果与笔者的预期是吻合的，其一，货币的增发会导致物价水平的上涨，但通货膨胀对货币供给的响应系数小于1。由于被解释变量在回归时取了对数，笔者为使回归系数有意义，解释变量与未取对数的被解释变量应该是e 的系数次方的关系。因此在控制货币发行量对经济增长的影响一定的条件下，平减指数πt 的标准化系数为1.895，即货币发行量每增加1.895%，GDP 平减指数才会增加1%（非标准化结果为，M1相对GDP的变化比例的对数每增加0.799%，GDP 平减指数就会上升1%）。标准化系数大于1 且显著，说明了货币的增发会导致物价水平的上涨，但通货膨胀对货币供给的响应系数小于1。
表1 变量描述性统计结果
其二，尽管用M1 的机会成本作为解释变量，在M1 相对GDP 变化比例的对数的回归结果中并不显著，但其回归系数为负与笔者的预期相符，表现为M1持有的机会成本每增加1%，M1相对GDP的变化比例就要下降0.208%。事实上可以解读为，在数据进行取对数处理后，M1 相对GDP 的变化比例下降0.208%，M1 持有的机会成本就会增加1%。笔者认为，持有货币的机会成本越高，人们就越不想持有货币，对货币的需求也就越低，这将导致货币供应量随着需求的下降而下降。表现为，由于银行存款利率、债券利率、股票收益率等金融资产收益率的存在，使持有货币产生了机会成本，而这些利率越高，货币的供应量也就越低。
（二）货币发行通过虚拟经济的作用对产出变化影响的实证研究
此部分笔者对OECD 国家的货币非中性及其与虚拟经济体在本国发展情况的相关性做了实证分析。
表2 通货膨胀率与货币发行量M1之间的关系
所谓品牌理念，是指能够吸引消费者，并且建立品牌忠诚度，进而为客户创造品牌(与市场)优势地位的观念，是得到社会普遍认同的、体现企业自身个性特征的、促使并保持企业正常运作以及长足发展而构建的并且反映整个企业明确的经营意识的价值体系。②品牌理念象征的是一个品牌所具有的最独特、最有价值的资产，它区别于产品理念仅局限于对产品功能属性的诉求，品牌理念关注的侧重点则在于精神层面。对于白酒行业而言，产品理念关注的是瓶子里面的东西，如酒的香味、酒的口感等酒的品质；而品牌理念关注的则是瓶子外面的东西，如酒所象征的精神、所包含的内涵等情感需求。
图1 美国2001—2017年GDP增长速率与货币供应量变化速率折线统计图
数据来源：经合组织（2019 年）主要经济指标（数据库），https//doi.org/10.1787/data-00043-en
图2 2000—2017年，14个OECD国家产出增长率与虚拟经济发展情况的关系
数据来源：经合组织（2019 年）主要经济指标（数据库），https//doi.org/10.1787/data-00043-en
注释：（1）图中的点是14 个国家在17 年间的样本点（个别国家个别年度数据未展示在图中），以虚拟经济在一国经济中的比重为横坐标，产出增长速率为纵坐标的散点图；（2）不同国家表现在散点图上时形状不同
接着绘制了产出增长速率与虚拟经济发展情况之间的关系，如图2 所示。其中横坐标是虚拟经济在一国经济中的比重，用一国的股票交易额占GDP的年平均值作为衡量一国虚拟经济水平的标准[7]；纵坐标是产出增长速率。可以看到除去一些特殊的点（如爱尔兰、加拿大等国家的部分年份），其余样本均呈现一个正向相关的状态。也就是说，在股票交易额占GDP 年平均值较多的年份，即虚拟经济发展情况较好的年份，国家的GDP 增长率有明显的提高。
③为患者实施导尿时护理人员需掌握适应症,继而为其选择合适的导尿管,操作过程中遵守无菌原则,且在最大限度下缩短留置时间,除此之外,定期消毒尿道口,鼓励患者多饮水,每天饮水量大于1500ml。
表3 显示了以GDP 增长率为被解释变量，以M1发行量变化率与虚拟经济占产出比重变化率为被解释变量，并加入了各国的固定效应与两个解释变量的交叉项所表示的回归结果。具体的计量模型如下。
表3 GDP 增长率与M1 发行量变化率与虚拟经济占产出比重变化率回归结果
罗富政、罗能生、侯志鹏（2019）通过模型演绎与实证解释了：虚拟经济虹吸效应使货币供给过度流向虚拟经济部门，导致实体经济和虚拟经济两部门货币供给出现结构性失衡，从而降低了通货膨胀对货币供给的响应系数，加剧了货币供给与通货膨胀的背离。通过虚拟经济的虹吸作用，有可能使经济“脱实向虚”，导致金融市场的风险增加，却不能及时有效地通过通胀显现出来。
表4 虚拟经济占产出比重变化率与GDP变化率之间的格兰杰因果检验
不可否定的是，在以上14个OECD国家之中，大部分年均股市交易额占GDP 比率比发展中国家高，因此是否存在反向因果问题也是我们担心的问题之一。也就是说，我们担心，不仅是货币发行量通过与虚拟经济共同作用使产出增加，还会出现GDP 产出变化率增加，使得更多的地区虚拟经济的发展因此会更加发达。这种情况的出现会影响我们回归结果的有效性，于是我们使用格兰杰因果检验，检验在统计视角上反应关系是否存在（见表4）。结果显示：第一部分，原假设GDP 变化率没有导致一期以后的虚拟经济占产出比重变化率的改变，其格兰杰因果检验的P 值为0.9363，原假设被接受；第二部分，虚拟经济占产出比重变化率并不会导致GDP 变化率的改变，格兰杰因果检验的P 值是0.1034，原假设被拒绝。因此说明，虚拟经济占产出比重变化是对GDP 变化的格兰杰原因（滞后一期），而且GDP 变化率不是虚拟经济占产出比重变化的格兰杰原因（滞后一期）。
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五、稳健性检验
表5 稳健性检验
为避免由于遗漏变量造成误差项和解释变量相关，或是由于解释变量与被解释变量互为因果的情况发生，我们除一开始使用HP滤波处理以及部分变量使用差分处理外，还使用了解释变量的滞后一期作为工具变量，检验其中的内生性问题。
使用滞后期的主要原因是，回归结果中已对周期影响进行处理，且还加入了国家层面的个体固定效应，所以认为由于遗漏变量造成误差项和解释变量相关这样的内生性在本文中是几乎不存在的；而且由于货币发行量、产出、虚拟经济这三个变量间互为因果的可能性较大，而使用解释变量滞后一期，可以使被解释变量不会反向影响滞后一期的解释变量，因为未来不会对过去产生影响。因此这样检验内生性问题是有效的。
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表5 展示了稳健性检验的结果，我们发现，无论是对货币发行量进行滞后一期，还是对虚拟经济滞后一期，或是对二者都滞后一期，回归结果的正负都与表3 中GDP 增长率、M1 发行量变化率和虚拟经济占产出比重变化率的回归结果相同。因此我们可以判断，表3 中的回归结果是无偏、有效的。
六、结论
第一，笔者使用OECD 国家2000—2017 年的最新数据，证明了在短期内货币发行量正向影响着通货膨胀率，但通货膨胀对货币供给的响应系数小于1。为避免经济增长对通货膨胀产生影响，笔者使用Bennett T. McCallum and Edward Nelson（2010）[3]对变量处理的方法，控制货币发行量对经济增长的影响一定的条件下，平减指数的标准化系数为1.895，即货币发行量每增加1.895%，GDP 平减指数才会增加1%。可以说，货币发行量的变化并非完全体现在通货膨胀这一个变量上。在OECD 国家，存在明显虚拟经济部门虹吸效应。这意味着货币脱离实体经济的投资、生产、流通,不断转向虚拟经济的投资, 形成了虚拟经济部门对增发货币的虹吸作用，从而降低了通货膨胀对货币供给的响应系数。
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第二，笔者在理论层面得到的结论是，货币增发会通过增加虚拟经济体中的货币总量，从而以中介费，或不流入实体经济，在虚拟经济内部相互服务的形式，被计入GDP 中。因此这样的“货币非中性”的现象一般在经济虚拟化程度高的国家明显显现；而在经济虚拟化程度较低的国家，货币还表现着货币中性的特点。通过货币增发，以虚拟经济为媒介，导致GDP增长的方式有三种。
其一，股票交易额增加产生的中介费用。
正因张全文在这些问题上的严肃指教，本性调皮、爱玩的张伦对待涉及到原则性的问题时也颇为谨慎，知当有为、有不为。
其二，虚拟经济造成的工资和利润，至少有相当数量属于虚拟准经济部门内部的相互服务，比如与商业银行和证券公司之间的服务等。这些活动和真正的经济活动没有直接的联系，其净收益直接进入GDP，但是，这些活动还与虚拟经济从业者的劳动增加有关。
其三，各行各业参与的金融活动中有越来越多的部分与本行业的生产活动无关。
综上所述，伊利经历“奶荒”和“质量门”的困境，越挫越勇，通过调整产业结构，扩大奶源基地，增发股份，增加投资项目，寻求更广泛发展，减少发展阻碍，逐步走向稳健发展，各项指标于2016年趋于安全。国内乳品市场依旧蕴育着较大的发展机遇，随着消费者饮食习惯的改变和人均消费支出能力的增加，乳业发展潜力巨大。伊利股份作为乳业的龙头企业发展空间巨大。
第三，笔者用实证结果证明了上述第二条结论，即货币发行量的增加可通过使虚拟经济体中货币量增加，从而创造出更多的产出与利润。具体的实证结果为：货币发行量（M1）变化率每增加1%，GDP 增长率会增加0.1220%；虚拟经济占产出的比重变化率（股票交易额/GDP）每增加1%，GDP 增长率会增加0.000169%；且上述两者的交互项每增加1%，会导致GDP 增长率增加0.001686%。其实证结果均为显著，而且不存在反向因果关系。值得注意的是，我们引入的交互项的结果也证明了，货币发行量以虚拟经济为媒介影响经济增长的效果明显。
2.1 两组头围净增值比较 出生至42 d、42 d～2个月、2～3个月，头围净增值干预组均大于对照组，差异具有统计学意义(均P<0.05)，而3～6个月两组头围净增值比较差异无统计学意义(P>0.05)。见表1。
参考文献：
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[3]Bennett T. Mc Callum, Edward Nelson. Money and Inflation [J]. Handbook of Monetary Economics,2010(3):97-153.
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[7]王雪梅. 虚拟经济对实体经济的影响：基于VAR模型的实证研究[J].现代信息科技，2019，3（3）：60-62+65.
文章编号： 1003-4625（2019）11-0017-07
中图分类号： F821.0
文献标识码： A
收稿日期： 2019-07-15
作者简介： 郝睿（1998—），女，河南安阳人，本科，研究方向：货币金融学；
通讯作者 张云（1981—），男，江苏扬中人，博士，南开大学经济学院经济系副教授，中国特色社会主义建设协同创新中心副研究员，研究方向：货币理论。
（责任编辑：王淑云）
标签：经济增长论文; 货币中性论文; 虚拟经济论文; 南开大学经济学院论文;