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一、引言
自1998年以来，中国人民银行改革存款准备金制度，恢复扩大公开市场业务，积极创新货币政策调控工具，这标志着金融宏观调控机制实现了向间接调控为主的转变。2002年，继续执行稳健的货币政策，货币供应量增速加快，货币流动性稳步提高。广义货币M2余额18.5万，同比增长16.8%；狭义货币M1余额7.1万亿元，同比增长16.8%。广义货币M2和狭义货币M1增幅总体逐月走高，反映了经济景气回升对货币增长的内在需求和银行对经济增长的支持力度加大，银行货币信贷供应与经济增长的速度和趋势基本保持适应。2002年末，广义货币M2增幅比同期GDP增速和消费物价涨幅之和高9.6个百分点，比“八五”和“九五”时期平均差率高约3个百分点。
从2002～2010年货币供应量增速的来看，狭义货币M1的波动幅度要大于广义货币M2的波幅，在2004年M1的增速达到最低，而在金融危机的影响下，国家加大投入，2008年和2009年增速达到最高，整体来看，M1和M2的增速基本平稳，在2%的上下波动。央行可以通过货币供应量对基础货币进行灵活的控制。
二、货币供给过程的协整分析
1.货币供应量与基础货币之间的关系
基础货币的供给中尽管有许多刚性的因素，但通过从2002～2010年对货币供应量的分析来看，中央银行还是可以通过灵活的技术操作加以中和，因此基础货币的供给量基本上还是可以由中央银行控制的。那么，控制了基础货币是否就可以完全控制货币供给量呢？从公式M＝mB可以看出，这有赖于货币乘数m是否是稳定可测的，换句话说，要求检验基础货币B与货币供应量之间是否存在长期稳定的关系。另外，货币乘数m还受到存款准备金率和市场利率等因素的影响，如果货币供给量M与基础货币B、存款准备金率和市场利率等之间存在长期稳定的协整关系，我们就可以更加精确的估算出基础货币B与货币供应量M之间的变化关系。
基础货币随着中央银行可以控制的金融负债的不同而有不同的分类，本文采用一般意义上的分类，包括法定存款准备金、超额准备金和流通中的现金。我国的基础货币具有特殊性，非金融机构的存款（DNFI）也被认为是基础货币，因此储备货币（RM）具有基础货币的特征。本文的基础货币意指央行的储备货币。
本文利用2002年1月到2010年12月的月度数据进行分析，研究货币供应量（M1、M2）、基础货币（B＝RM）与存款准备率（R）和市场利率（I）之间是否存在长期稳定的关系，采用eviews软件进行分析。市场利率用一年期定期贷款利率减去一年期定期存款利率表示，存款准备金率用央行规定大型金融机构存款准备金率表示，近年来央行频繁的使用这种工具应对通货膨胀，2010年末，我国的存款准备金率已达15%。
首先，对M1、M2、B取自然对数，并仍用M1、M2、B表示。在考虑协整关系之前，先对相关数据进行单位根检验，测试水平数据的单位根时包含常数项和时间趋势项，而在测试其一阶差分的单位根时，仅包含常数项。滞后阶数初始选取12阶，通过AIC、SC准则进行判断，每次降低三阶。
表1 单位根ADF检验结果
注：括号内表示的是滞后阶数
表1显示了个序列单位根检验的结果，从表中可以看出，接受M1、M2、B、R、I均具有单位根的假设，拒绝其一阶差分序列具有单位根的假设，即其一阶差分序列都是平稳的，因此可以检验它们之间是否存在长期的协整关系。
本文采用Johansen似然比检验来考察M1或M2与序列B、I、R之间的协整关系。首先考虑两个序列的情形：货币供应量M1或M2与基础货币B是否存在协整关系。根据央行对存款准备金率的调整趋势，把时间区间分为四段：2002～2005，2006～2007，2008，2009～2010，这样便于分析存款准备金率的变化对货币供给量与基础货币之间长期影响的关系。
表2 （M1，B）协整检验结果
表3 （M2，B）协整检验结果
从表2和表3可以看出，2002年～2005年，2009～2010年，不论是迹统计量检验还是极大特征值统计量检验，都表明货币供应量M1和M2与基础货币都存在长期稳定的协整关系，而从2006年～2008年来看，它们之间并不存在这种关系。从2006年到2008年，由于国内通货膨胀因素的影响，央行频繁的调整存款准备金率，存款准备金率的频繁变动，确实给货币供应量与基础货币之间的稳定关系带来了负面影响，而在随后的两年，货币供应量与基础货币之间恢复了稳定的关系。这说明，金融制度的变革与调整不可避免的会对货币供应量与基础货币的关系产生一定的冲击，但这种波动最终会随着时间的流逝恢复到均衡状态。因此，中央银行是可以通过基础货币调控货币总量的。
2.货币供应量与基础货币、存款准备金率之间的关系
由于存款准备金率对货币供应量与基础货币之间的关系有重要的影响，我们加入存款准备金率这个因素，研究三者之间是否存在长期稳定的关系，表4表5给出了检验的结果。
表4 （M1，B，R）协整检验结果（2002:01～2010:12）
注：含有常数项，但不含线性趋势项，滞后阶数为3
表5 （M2，B，R）协整检验结果（2002:01～2010:12）
注：不含有常数项，滞后阶数为3
从表4和表5的检验结果可以看出，狭义货币M1与广义货币M2和基础货币、存款准备金率各存在一个协整向量。其长期协整方程为：
M1＝1.2491B－4.7294R＋1.8512
M2＝1.7067B－11.9699R－6.1917
两个方程的调整系数都偏小，说明长期协整关系的约束力较差，也就是基础货币与存款准备金率的短期波动对货币供给有较强的短期效应，再慢慢调整到长期均衡。另一方面，两个方程的存款准备金率的系数都很大，说明存款准备金率的调整对货币供给的影响很大，央行通过这一货币工具可以很好的控制流通中的货币。
3.货币供应量与基础货币、存款准备金率、市场利率之间的关系
由于货币供给过程还会受到基础货币、存款准备金率以及市场利率等多种因素的影响，因此我们加入市场利率因素，进一步考察这四者是否存在长期稳定的协整关系。表6、表7是协整检验的结果。
表6 （M1，B，R，I）协整检验结果（2002:02～2010:10）
注：含有常数项，但不含线性趋势项，滞后阶数为3
表7 （M1，B，R，I）协整检验结果（2002:02～2010:10）
注：含有常数项，但不含线性趋势项，滞后阶数为3
从表6和表7可以看出，货币供应量（M1，M2）与基础货币、存款准备金率、市场利率之间各存在一个协整向量，对应的协整方程分别为：
M1＝1.2994B－5.0141R＋13.2940I－2.8248
M2＝1.2365B－2.6297R＋46.8093I－2.4391
可以看出，方程误差修正项的调整系数都很小，说明长期稳定关系的失衡对短期货币供应量的影响有限，也就是说短期货币供应量的变动主要是由近期的基础货币、实际利率以及存款准备金率等因素的波动决定。而存款准备金率以及市场利率通过货币乘数加速效应对货币供应量的影响远远高于基础货币的作用。另一方面，我国银行业面对的现实情况是沉重的历史包袱、高比例的不良资产、盈利能力差等，加上中国人民银行实行利率管制政策和欠发达的金融市场，这不利于商业银行吸收大额存款和到资本市场去融资，从而提高了资金成本和降低了资本边际效应，丧失了资本来源的稳定性和可靠性。这种利率的“倒逼机制”使得基础货币的供给并不完全取决于中央银行，这可能是造成狭义方程调整系数为正的原因。
三、结论
根据上述分析，对我国货币供给过程可以得出如下结论：
1.我国的货币供给量主要受到基础货币、存款准备金率以及利率等因素的影响，目前我国通过调整存款准备金率以及利率来控制货币供应量是行之有效的，2010年以来，央行已经九次上调存款准备金率，最近一次2011年3月25日的上调冻结资金超过3 600亿元，紧缩效比较明显。
2.由于我国特殊的经济背景，“倒逼机制”使得基础货币的供给并不完全取决于中央银行的“倒逼机制”是我国货币供给实践中所特有的现象，是国有改为商业经营遇到的问题，即政策性负担，向中央要钱。来自商业银行的“倒逼”迫使中央银行增加基础货币的供给。在成立政策性银行以后，政策性贷款业务从商业银行中剥离出来，这在一定程度上弱化了“倒逼”的作用，但由于资金短缺，政策性银行为了实现自身的正常运行不得不继续向中央银行和各个商业银行寻求资金来源，这事实上仍然给商业银行留下了“倒逼”的机会，迫使中央银行增加基础货币的供给。
目前，我国正在逐步推进利率市场化改革，“十二五”规划中提出了“稳步推进利率市场化改革”的建议，利率市场化将给银行利息收入增加压力，最终导致银行对生息资产扩张的冲动减少，在此内在动力驱使下，迫使银行向非息业务转型，从而降低资本占用，减少对资本充足率的影响，降低再融资需求，这有利于逐步解决我国特殊体质下产生的利率倒逼机制带来的问题。
（作者单位：江西师范大学）
自1998年以来，中国人民银行改革存款准备金制度，恢复扩大公开市场业务，积极创新货币政策调控工具，这标志着金融宏观调控机制实现了向间接调控为主的转变。2002年，继续执行稳健的货币政策，货币供应量增速加快，货币流动性稳步提高。广义货币M2余额18.5万，同比增长16.8%；狭义货币M1余额7.1万亿元，同比增长16.8%。广义货币M2和狭义货币M1增幅总体逐月走高，反映了经济景气回升对货币增长的内在需求和银行对经济增长的支持力度加大，银行货币信贷供应与经济增长的速度和趋势基本保持适应。2002年末，广义货币M2增幅比同期GDP增速和消费物价涨幅之和高9.6个百分点，比“八五”和“九五”时期平均差率高约3个百分点。
从2002～2010年货币供应量增速的来看，狭义货币M1的波动幅度要大于广义货币M2的波幅，在2004年M1的增速达到最低，而在金融危机的影响下，国家加大投入，2008年和2009年增速达到最高，整体来看，M1和M2的增速基本平稳，在2%的上下波动。央行可以通过货币供应量对基础货币进行灵活的控制。
二、货币供给过程的协整分析
1.货币供应量与基础货币之间的关系
基础货币的供给中尽管有许多刚性的因素，但通过从2002～2010年对货币供应量的分析来看，中央银行还是可以通过灵活的技术操作加以中和，因此基础货币的供给量基本上还是可以由中央银行控制的。那么，控制了基础货币是否就可以完全控制货币供给量呢？从公式M＝mB可以看出，这有赖于货币乘数m是否是稳定可测的，换句话说，要求检验基础货币B与货币供应量之间是否存在长期稳定的关系。另外，货币乘数m还受到存款准备金率和市场利率等因素的影响，如果货币供给量M与基础货币B、存款准备金率和市场利率等之间存在长期稳定的协整关系，我们就可以更加精确的估算出基础货币B与货币供应量M之间的变化关系。
基础货币随着中央银行可以控制的金融负债的不同而有不同的分类，本文采用一般意义上的分类，包括法定存款准备金、超额准备金和流通中的现金。我国的基础货币具有特殊性，非金融机构的存款（DNFI）也被认为是基础货币，因此储备货币（RM）具有基础货币的特征。本文的基础货币意指央行的储备货币。
本文利用2002年1月到2010年12月的月度数据进行分析，研究货币供应量（M1、M2）、基础货币（B＝RM）与存款准备率（R）和市场利率（I）之间是否存在长期稳定的关系，采用eviews软件进行分析。市场利率用一年期定期贷款利率减去一年期定期存款利率表示，存款准备金率用央行规定大型金融机构存款准备金率表示，近年来央行频繁的使用这种工具应对通货膨胀，2010年末，我国的存款准备金率已达15%。
首先，对M1、M2、B取自然对数，并仍用M1、M2、B表示。在考虑协整关系之前，先对相关数据进行单位根检验，测试水平数据的单位根时包含常数项和时间趋势项，而在测试其一阶差分的单位根时，仅包含常数项。滞后阶数初始选取12阶，通过AIC、SC准则进行判断，每次降低三阶。
表1 单位根ADF检验结果
注：括号内表示的是滞后阶数
表1显示了个序列单位根检验的结果，从表中可以看出，接受M1、M2、B、R、I均具有单位根的假设，拒绝其一阶差分序列具有单位根的假设，即其一阶差分序列都是平稳的，因此可以检验它们之间是否存在长期的协整关系。
本文采用Johansen似然比检验来考察M1或M2与序列B、I、R之间的协整关系。首先考虑两个序列的情形：货币供应量M1或M2与基础货币B是否存在协整关系。根据央行对存款准备金率的调整趋势，把时间区间分为四段：2002～2005，2006～2007，2008，2009～2010，这样便于分析存款准备金率的变化对货币供给量与基础货币之间长期影响的关系。
表2 （M1，B）协整检验结果
表3 （M2，B）协整检验结果
从表2和表3可以看出，2002年～2005年，2009～2010年，不论是迹统计量检验还是极大特征值统计量检验，都表明货币供应量M1和M2与基础货币都存在长期稳定的协整关系，而从2006年～2008年来看，它们之间并不存在这种关系。从2006年到2008年，由于国内通货膨胀因素的影响，央行频繁的调整存款准备金率，存款准备金率的频繁变动，确实给货币供应量与基础货币之间的稳定关系带来了负面影响，而在随后的两年，货币供应量与基础货币之间恢复了稳定的关系。这说明，金融制度的变革与调整不可避免的会对货币供应量与基础货币的关系产生一定的冲击，但这种波动最终会随着时间的流逝恢复到均衡状态。因此，中央银行是可以通过基础货币调控货币总量的。
2.货币供应量与基础货币、存款准备金率之间的关系
由于存款准备金率对货币供应量与基础货币之间的关系有重要的影响，我们加入存款准备金率这个因素，研究三者之间是否存在长期稳定的关系，表4表5给出了检验的结果。
表4 （M1，B，R）协整检验结果（2002:01～2010:12）
注：含有常数项，但不含线性趋势项，滞后阶数为3
表5 （M2，B，R）协整检验结果（2002:01～2010:12）
注：不含有常数项，滞后阶数为3
从表4和表5的检验结果可以看出，狭义货币M1与广义货币M2和基础货币、存款准备金率各存在一个协整向量。其长期协整方程为：
M1＝1.2491B－4.7294R＋1.8512
M2＝1.7067B－11.9699R－6.1917
两个方程的调整系数都偏小，说明长期协整关系的约束力较差，也就是基础货币与存款准备金率的短期波动对货币供给有较强的短期效应，再慢慢调整到长期均衡。另一方面，两个方程的存款准备金率的系数都很大，说明存款准备金率的调整对货币供给的影响很大，央行通过这一货币工具可以很好的控制流通中的货币。
3.货币供应量与基础货币、存款准备金率、市场利率之间的关系
由于货币供给过程还会受到基础货币、存款准备金率以及市场利率等多种因素的影响，因此我们加入市场利率因素，进一步考察这四者是否存在长期稳定的协整关系。表6、表7是协整检验的结果。
表6 （M1，B，R，I）协整检验结果（2002:02～2010:10）
注：含有常数项，但不含线性趋势项，滞后阶数为3
表7 （M1，B，R，I）协整检验结果（2002:02～2010:10）
注：含有常数项，但不含线性趋势项，滞后阶数为3
从表6和表7可以看出，货币供应量（M1，M2）与基础货币、存款准备金率、市场利率之间各存在一个协整向量，对应的协整方程分别为：
M1＝1.2994B－5.0141R＋13.2940I－2.8248
M2＝1.2365B－2.6297R＋46.8093I－2.4391
可以看出，方程误差修正项的调整系数都很小，说明长期稳定关系的失衡对短期货币供应量的影响有限，也就是说短期货币供应量的变动主要是由近期的基础货币、实际利率以及存款准备金率等因素的波动决定。而存款准备金率以及市场利率通过货币乘数加速效应对货币供应量的影响远远高于基础货币的作用。另一方面，我国银行业面对的现实情况是沉重的历史包袱、高比例的不良资产、盈利能力差等，加上中国人民银行实行利率管制政策和欠发达的金融市场，这不利于商业银行吸收大额存款和到资本市场去融资，从而提高了资金成本和降低了资本边际效应，丧失了资本来源的稳定性和可靠性。这种利率的“倒逼机制”使得基础货币的供给并不完全取决于中央银行，这可能是造成狭义方程调整系数为正的原因。
三、结论
根据上述分析，对我国货币供给过程可以得出如下结论：
1.我国的货币供给量主要受到基础货币、存款准备金率以及利率等因素的影响，目前我国通过调整存款准备金率以及利率来控制货币供应量是行之有效的，2010年以来，央行已经九次上调存款准备金率，最近一次2011年3月25日的上调冻结资金超过3 600亿元，紧缩效比较明显。
2.由于我国特殊的经济背景，“倒逼机制”使得基础货币的供给并不完全取决于中央银行的“倒逼机制”是我国货币供给实践中所特有的现象，是国有改为商业经营遇到的问题，即政策性负担，向中央要钱。来自商业银行的“倒逼”迫使中央银行增加基础货币的供给。在成立政策性银行以后，政策性贷款业务从商业银行中剥离出来，这在一定程度上弱化了“倒逼”的作用，但由于资金短缺，政策性银行为了实现自身的正常运行不得不继续向中央银行和各个商业银行寻求资金来源，这事实上仍然给商业银行留下了“倒逼”的机会，迫使中央银行增加基础货币的供给。
目前，我国正在逐步推进利率市场化改革，“十二五”规划中提出了“稳步推进利率市场化改革”的建议，利率市场化将给银行利息收入增加压力，最终导致银行对生息资产扩张的冲动减少，在此内在动力驱使下，迫使银行向非息业务转型，从而降低资本占用，减少对资本充足率的影响，降低再融资需求，这有利于逐步解决我国特殊体质下产生的利率倒逼机制带来的问题。
（作者单位：江西师范大学）