后凯恩斯信用货币供给理论和基于中国的实证研究，本文主要内容关键词为：凯恩斯论文,中国论文,货币论文,信用论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
现代货币的本质是什么，它的供求规律是什么，这是理解现代经济运行的两个关键性问题。对此，后凯恩斯经济学提出了颇具影响的信用货币循环理论。马克思为信用货币运动提供了一个价值之“锚”，即一个合理的信用货币供给量必须要与以资本积累为核心的一系列变量相一致，信用货币供给取决于贷款在多大程度上被成功地用来生产剩余价值，剩余价值在多大程度上在商品市场上得到实现。但受历史条件局限，马克思的信用货币理论还有待于进一步阐发。从这个意义上讲，后凯恩斯信用货币循环理论对丰富和发展马克思经济学有一定的借鉴意义。另外，结合中国经济的实证研究发现，在一些基本问题上该理论比当前流行的货币经济学观点更具有解释力。
一、后凯恩斯信用货币供给理论
后凯恩斯信用货币供给理论是对早期的银行学派和凯恩斯经济学的新发展。该理论从资本主义金融制度演化出发，将现代货币定义为信用货币，并通过一种纯粹的透支经济模型为我们提供了理解现代经济运行的新视窗。
根据卡尔多（Kaldor，1982）、摩尔（Moore，1988）等后凯恩斯经济学家的理论，可以建立如下所述的封闭的透支经济模型。该模型假设最初只有三个经济主体：企业部门、居民和商业银行（先假定没有中央银行、政府和国际贸易）；假设一开始企业靠资产抵押获得银行贷款从事生产投资。信用货币的创造发轫于银行向企业的贷款过程，接着以收入分配形式由企业流向居民。企业没有偿还的贷款等于居民存款，在银行资产负债表上出现作为资产的企业贷款和作为债务的居民存款，二者同方向变动。银行始终是一个积极的金融中介，它的最基本职能是为企业生产融资。银行的信用创造引致存款，因此银行存贷量应该相等。企业发行债券只会影响居民的资产选择组合，不会影响信用货币创造的实质过程。因为用以购买企业债券的那部分居民收入直接流回企业并用于企业偿还贷款，部分信用货币因此而灭失了（可以省略企业部门内部的信用货币循环）。这种简单的信用货币循环模型提供了两个关键信息。一是现代信用货币是通过生产融资进入经济领域的。这种分析视角有助于打开新古典经济学（包括当代货币主义理论）在货币供给问题上的理论黑箱。二是企业的资金循环建立在对银行的债务滚动基础之上。
中央银行（或货币当局）、现金漏出和国家政府三个因素的依次引入同样不会改变上述模型的实质。从历史演化过程上看，首先在一个城市的商业中心产生由私人银行建立的货币市场，然后在货币市场中的银行用自己一部分储备换取某一特定银行的银行纸币，然后用该银行纸币进行支付和清算。这一特定银行就成为后来的中央银行，它的银行纸币逐渐成为交易和清算的基本工具。央行出现在信用货币等级制度的顶点，这标志着资本主义信用体系的金字塔结构的形成。中央银行取得货币发行独占权并放弃曾经追求的商业利益而成为最后贷款人。具有支付和清算功能的基础货币不过是央行的负债。商业银行始终面临提现和结算束缚，基于金融风险它必须根据存款数量而持有一定量的央行负债——存款准备金。但在一个透支经济中，商业银行不能通过自身资产组合调整来满足准备金要求，而是必须通过调整自身债务组合来完成。商业银行的贷款都是有企业资产抵押的。商业银行以这些商业票据为抵押获得中央银行的准备金贷款。与此同时，准备金贷款同时出现在中央银行的资产负债表两端。存款准备金意味着商业银行持有中央银行的负债，进而意味着商业银行负债转变为中央银行负债。
商业银行准备金的唯一来源就是向中央银行借贷。作为最后贷款人，中央银行不能控制准备金数量，但它能够控制向商业银行提供准备金的价格（如再贴现率），进而控制高能货币的创造。中央银行表现为价格的单方面制定者和数量的被动接受者，并通过利率机制实现对经济活动的系统控制（可以不考虑商业银行部门内部的借贷市场）。另外，针对信用货币循环中必然要出现的现金漏出，商业银行必须向中央银行借入现金。中央银行再次按照自定价格向商业银行提供高能货币。
国家因素的引入使商业银行的资产组合中增加了国债项目。国债将从两个方面影响信用货币的创造。首先，国债是商业银行向国家的间接贷款，政府持有存款，并将资金不断地注入经济活动中。这些资金最终都会带来居民收入和企业利润的增加。前者导致存款增加，后者在带来银行资产多元化同时也导致贷款减少。巨额财政赤字或扩张性财政政策导致业银行存款增加，甚至使商业银行资产负债表出现“存差”。其次，商业银行以卖给中央银行国债的方式增加准备金，现金漏出也使商业银行卖给央行的国债数量增加。
至此，上述封闭的透资经济模型提供了信用货币创造的三种渠道：商业银行向企业贷款融资；中央银行向商业银行提供准备金贷款；现金漏出后商业银行向中央银行借入现金。若银行对企业部门的贷款为M，居民的现金存款比率为α，则居民存款为（1－α）M；若银行的存款准备金率为β，则准备金量为β（1－a）M。再假定国债（G）全部由商业银行买进，则封闭经济中的商业银行和中央银行的资产负债表如表1。
表1 商业银行和中央银行的资产负债表
开放经济并不会改变封闭经济下信用货币创造的基本运行机制。在固定汇率政策下，不过是在中央银行吞吐基础货币的渠道中又增添了外汇占款渠道。
依据上述分析，有必要澄清传统理论中的一些错误观念。首先，没有一般意义上的“资金”概念。在两级银行制度下的信用货币创造过程中，资金在银行和企业（居民）那里性质完全相反。货币在公众手中是一种资产，有交易媒介和价值贮藏职能，而它却是银行的负债。能够成为银行资产的“货币”是基础货币。其次，存款并不是银行可以利用的社会资源，而是企业（居民）的社会资源。事实上，所有的存款都是贷款创造的结果。第三，不存在扣除存款准备金之后的可贷资金。对银行信用创造行为的制约来自客户提现制约和银行间清算制约，因此银行必须持有法律强制执行的存款准备金。第四，存款准备金来源不是银行对其吸收的存款的一定比例的提留。道理很简单，银行不可能把自己的负债转化为自己的资产（准备金）。存款是银行向其客户提供的有流动性的债权，是自己的负债。对整个商业银行来说，增加准备金的根本方法只能是向中央银行出售它的其他项目资产或增加再贷款。同其它商业银行争夺基础货币不会改变整个银行体系的储备。
二、我国信用货币供给的实证研究
本文以广义货币供给量（M[,2]）为信用货币变量。实证研究的基本思路是，如果货币乘数理论成立，则M[,2]变量必然会与基础货币量（B）和广义货币乘数（K[,2]）之间存在协整关系和格兰杰（Granger）因果关系。如果后凯恩斯信用货币供给假说成立，则M[,2]必然会与金融机构贷款量（L）以及国内生产总值（GDP）之间存在协整关系和格兰杰因果关系；同时M[,2]与B和K[,2]之间的协整关系不能成立，且货币乘数理论所描述的格兰杰因果关系不能成立。以上变量选用1994∶1至2006∶2间的季度数据，各变量均为名义量值，用X11—加法进行季节调整，并取自然对数。数据均来自《中国金融年鉴》（1994—2005）和2006年中国人民银行季度报告。
在完整的信用货币循环过程中，货币供给与需求问题是不可分割的。但本文重点在于信用货币供给理论及其实证研究。近年来我国学者对中国货币需求问题已经做了大量经验研究，其结论完全支持上述判断。鉴于本文宗旨和其他学者已经完成的经验研究，这里对货币需求方面不作详细介绍。
1.单位根检验
在进行协整分析和因果关系检验之前，必须对变量序列进行检验，以判断各序列是否具有平稳性及其单整阶数。在对各变量的水平值和一阶差分值做ADF检验时考虑到了金融机构的贷款、广义货币供给量、基础货币和货币乘数等经济变量呈现季度性波动与长期上扬趋势。使用EViews3.1软件检验如表2。
表2 变量的单位根检验
注：检验形式（C，T，K）表示检验方程的常数项、时间趋势和滞后项的阶教；***和**分别表示1％和5％显著水平下的临界值；滞后项阶数的选择依据AIC准则。
2.协整分析
协整分析是检验变量之间是否存在长期均衡关系的一种有效方法。目前，计量经济学关于协整检验主要有两种方法。一是Johansen（1991）提出的基于VAR模型基础上的协整系统检验。这种方法可以对系统中所有变量之间的协整关系进行总体分析，但是对滞后期的选择很敏感。二是Engle-Granger（1987）提出的基于对回归残差进行平稳性检验的两步法协整检验。但是在小样本情况下，该检验参数估计的误差较大，并且检验结果会因对自变量和因变量的选择不同而不同。为慎重起见，下面同时采用这两种检验方法，并加以比对。
（1）Johansen 协整检验
Johansen协整检验是在VAR系统下用极大似然估计来检验变量之间的协整关系。依据Johansen（1991），可以利用迹统计量和特征根最大值统计量来检验是否存在协整关系。给定“最多具有r个协整关系”的原假设，如果该统计量超过临界值，则拒绝原假设，即有r＋1个协整关系。在这里，r代表协整向量的个数。由于全部检验都是在两变量的系统内进行的，因此只存在两种可能性，即r＝0或r＝1。如果能够拒绝零假设r＝0，则表明存在一个协整关系；否则，不存在协整关系。在EViews3.1的协整检验中存在5种检验情形。但根据赵华和潘长风（2004）的研究，这里可以采用“协整方程只有截距，序列有线性趋势”和“协整方程和序列都有线性趋势”两种情形。用AIC准则确定的最佳滞后期为2期。表3表明，除了L—M[,2]在1％置信水平上存在协整关系外，其他两对变量不存在协整关系。
表3 Johansen协整检验结果
（2）EG两步法协整检验
EG两步法协整检验的基本思路是：第一步对非平稳变量用最小二乘法（OLS）进行线形回归；第二步对其残差进行单位根检验。如果残差序列是平稳的，则变量之间有协整关系；反之，则没有协整关系。
有常数项和趋势相，检验水平为5％和10％的临界值分别是－3.98和－3.64。最佳滞后期的选择依据AIC准则。检验结果如表4，其结论和表3完全一致。
表4 EG两步法协整检验结果
3.格兰杰（Granger）因果关系检验
Granger（1969）从预测可能性的观点来定义因果关系，即如果用X和Y的滞后变量一起来对Y进行预测比单用Y的滞后变量来进行预测所产生的预测误差更小的话，就认为“变量X是变量Y的Granger原因”或“存在X到Y的因果关系”。在以上两种协整检验中，虽然L—M[,2]之间存在协整关系，但它们之间的Granger因果关系尚需进一步检验。其他变量之间尽管不存在协整关系，但这不说明它们之间不存在Granger因果关系。下面采用基于向量自回归（VAR）模型的Granger因果关系检验法，检验上述变量之间是否存在因果关系。滞后期的选择不同，Granger因果检验的结果会有差异。笔者做了从滞后1期到滞后4期的检验（在5％显著水平上），发现在4个滞后期间中，L—M[,2]之间互为因果关系的基本特征没有改变；在M[,2]—B之间，M[,2]是B的原因，而B均不是M[,2]的原因；与货币乘数理论相反，在4个滞后期中B是L的原因。只是在滞后1期中K[,2]是M[,2]的原因。
表5 格兰杰因果关系检验
注：表中数据为F统计值，括号内数据为对应概率值。
上述协整检验结果与Granger因果关系检验结果是基本吻合的。M[,2]和B之间的协整检验和因果关系检验不能支持货币乘数理论。事实上，围绕我国广义货币乘数的大量实证研究也表明，我国K[,2]虽然在长期里呈上升趋势，但不稳定，具有极强的内生性。相反，在长期均衡和短期波动中，L—M[,2]之间的协整关系以及L—M[,2]、L—B和M[,2]—B之间的因果关系支持后凯恩斯信用货币理论和凯恩斯的流动性偏好理论。其中，M[,2]是B的Granger原因支持了信用货币供给的货币乘数论。另外，实证研究同样也支持后凯恩斯信用货币供给理论对银行存贷差问题的理解。目前，外汇占款渠道是我国中央银行吞吐基础货币的重要渠道。面对大量顺差，为了消除外汇市场对基础货币产生的影响，收回对银行的再贷款往往就成为中央银行对冲操作的措施之一。大量顺差下的银行结汇会带来银行的“存差”。有关中国贸易顺差与近年来银行存差之间关系的经验研究很多。当然，还有其他一些因素，例如银行较高的不良资产比率、银行的“惜贷”行为以及政策性银行贷款等，也会加剧银行存差的扩大。首先，任何银行不良债权都是信用货币循环的障碍。银行大量呆账坏账的存在意味着信用货币无法回流灭失，在资产负债比例管理的制度约束下银行不大可能扩张信贷。其次，国务院制定的《关于金融犯罪的处罚办法》曾经导致一些金融机构一度出现惜贷行为。再次，作为国家政策性银行的国家开发银行和中国进出口银行每年都有巨额贷款。其贷款创造的存款最后都流向了商业银行，而商业银行的贷款并没有同时增加。鉴于篇幅所所限，不再展开这些因素与银行存差之间的经验研究。
三、政策启示
基于上述研究，我们最后提出三点政策启示。首先涉及我国货币政策中介目标的选择问题。信用货币供给理论从逻辑上否定了我国以货币供应量和基础货币作为货币政策操作目标和中介目标的可行性。经验研究证明基础货币和货币供应量之间不存在协整关系，也就是说，我国货币政策中介目标缺乏计量经济学的实证支持。我国货币政策中介目标应该朝着利率目标方向“战略回归”。自上个世纪80年代中期以来，美国、英国、德国和日本等国在付出高昂的经济代价之后都先后放弃了货币主义的政策实验。今天，世界上越来越多的国家，尤其是发达国家，货币政策框架是以价格（利率）调控为核心的。当然，关于货币政策的操作目标和中介目标的选择也必须依据中国国情。面对我国金融市场相对不发达、市场机制相对不成熟，在中介目标中有必要考虑数量指标。但随着我国金融体制改革和利率市场化的深入发展，我国货币政策框架逐渐转向利率调控是大势所趋。
其次，针对通货膨胀问题，不是严格控制货币发行而是要保持适当的货币工资增长率，因为货币存量的变化基本上是由外生的货币工资增长率决定的。货币工资增长率应该和平均劳动生产率变化保持一致。在美国，肯尼迪—约翰逊政府和尼克松政府都曾采用过严格的工资价格指导方针，通过限制货币收入控制了通货膨胀。
第三，居民存款不是银行的可贷资金，银行存差也不是社会资金的闲置浪费。我国当前经济与产业结构的不合理以及资本市场欠发达是导致近年来银行存差不断扩大的主要原因。解决这一问题的根本思路在于优化产业结构，发展资本市场，推进医疗保险和养老保险改革，增加国内需求。
基金项目：本文为天津市“十五”综合投资科技创新项目（2006BA43）的阶段性研究成果。
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