货币流通速度与收入差距

摘要:改革开放以来绝大多数年份里货币供给的增长速度大于经济增长速度与通货膨胀率之和，即货币流通速度在持续下降。本文将社会分为高收入群体和低收入群体两个部分，考察了中国不同收入群体的货币需求行为，验证了高收入群体的边际货币需求倾向远大于低收入群体。这意味着改革以来随着中国经济发展过程中收入差距的不断扩大，新增的货币量不仅要满足总体经济增长的需求，还要满足收入差距上升所引致的需求。因此整个社会的货币需求增长速度便会高于收入的增长速度，超出经济增长的货币供应不会全部体现为通货膨胀。

关键词:货币流通速度；货币需求；收入差距；协整分析

中图分类号:F821文献标识码:A文章编号:1006-1428(2007)11-0041-04

收稿日期:2007-08-06

作者简介:康志勇(1978-)，男，扬州大学经济学院教师。

一､问题的提出

关于中国货币流通速度的研究，学者们形成了比较一致的观点，普遍认为目前中国货币流通速度呈现下降，且存在进一步扩大的趋势。但是在货币流通速度影响因素的研究中，存在着较大的争议。众多学者从不同的角度，利用不同的经验数据，给出了不同的答案。易纲(1996)认为货币流通速度下降不仅是经济货币化的结果，同时还在于中国资本市场的发展严重滞后，资产结构单一所致。左孝顺(1999)认为货币流通速度下降主要有四方面原因:价格管制､被迫储蓄､货币化进程､企业负债率高。王曦(2001)建立了经济转型时期中国的货币需求函数，他认为制度的转型改变着经济主体的微观机制；非国有经济的发展､价格自由化进程､利率制度安排的特殊性､证券市场的产生和发展是造成中国货币需求持续扩张和货币流通速度持续下降的根本原因。伍超明(2004)结合货币循环流模型提出货币流通速度的“两分法”:虚拟经济和实体经济货币流通速度。对中国1993―2003年虚拟经济与实体经济关系进行量化分析后发现，2000年以来两者协调性较差，原因在于进出虚拟经济的资金出现大幅波动。李治国和唐国兴(2005)纳入市场化程度和产业结构变动等因素，扩展了传统的货币流通速度模型。

以上文献着重讨论转型时期中国特殊的经济､金融体制对货币流通速度的影响，但是少有学者从不同社会群体的不同货币需求的角度研究货币流通速度。只有赵留彦､王一鸣(2005)考察了二元经济结构变迁对中国货币流通速度的影响。众所周知，不同群体之间的货币需求行为可能存在差别，这不仅在欠发达国家存在，即使在发达国家也同样存在。例如Goldfeld发现美国企业和居民具有不同的货币需求函数。然而长期以来，货币需求分析很大程度上忽略了不同经济部门货币需求行为的差别以及各部门相对比重的变化对总体货币需求的影响。正如Driscoll和Lahiri提出的，发展中国家各部门的比重随经济增长会迅速变化，忽略了部门间货币需求的差别可能导致货币总需求模型或者流通速度模型的严重误设。改革开放以来中国的收入差距不断扩大，GINI系数从1981年的0.28上升到1998的0.4左右(WB，2002)。收入差距的扩大必然会影响货币需求函数，进而对货币流通速度产生影响。在中国，王宇伟､范从来(2007)首先证明收入差距对交易性货币需求存在显著的影响。可见收入差距是考察货币流通速度不可忽视的因素。

基于以上分析，我们应该能够勾勒出一个粗略的理论思路:收入差距可能是影响我国货币需求乃至货币流通速度变化的关键因素。本文力图从不同收入群体之间的货币需求行为的差异方面入手，寻找改革以来中国货币流通速度的下降的原因。我们将收入差距所形成的不同群体的货币需求差别融入总的货币需求量中进行考虑，这为分析改革以来中国的货币需求行为以及货币流通速度的下降提供了一个新的视角。本文的基本结论是，在经济发展过程中伴随着收入差距的不断扩大，中国低收入群体的边际货币需求倾向远小于高收入群体。这样整个社会的收入的增长速度便会小于货币需求量增长速度。

二､改革开放以来货币流通速度的变化

根据货币数量论，如果货币的收入流通速度稳定，则超过真实产出之上的货币增长应完全反映到物价水平上涨上。然而改革以来除少数年份外，货币供给的增长速度(无论是以何种货币口径衡量)一般大于经济增长速度与通货膨胀率之和。这意味着在中国货币流通速度并不是常数，而是在持续地下降。使用年度数据，通过费雪交易方程式可以计算出l980――2O04年来中国不同层次的货币流通速度:V==，其中i=0，1，2表示不同的货币层次。

通过图l的数据可以看出，在本文考察的1980-2004年这一时间区域内，中国三个层次的货币流通速度基本都呈现一路递减的趋势。但在不同的经济周期阶段当中，其下降的幅度则有很明显的差异。为了更清晰地观察货币流通速度的变化趋势，可以根据以上数据，画出其走势图(如图1所示)。

注:数据来源中国统计年鉴各期

根据有关指标和变动趋势图，对中国货币流通速度的变动状况得出以下几点基本的判断:

1､改革开放以来，中国的货币流通速度并不是一个常数，除少数年份上升以外，其总体上呈现长期下降的趋势。其中，现金流通速度(V0)的变动幅度最大，从1978年的l3.13次一路下降到2004年的7.44次，下降幅度十分显著。

2､货币流通速度的变化波动性较强。尽管货币流通速度整体上呈现下降趋势，但就其变化而言，还是表现出较强的波动，并没有明显的规律可以遵循。从图中还可以看出V0的波动比V1､V2更加剧烈，意味着现金层次上的货币流通速度受外在经济变量的影响更大。

3､货币流通速度的下降有一定的规律性。在不同的经济周期，其下降的幅度都不同，特别是在经济处于收缩期时，货币流通速度下降的幅度要明显大于经济处于上升时期的下降幅度。在1984年以后，中国各层次货币流通速度的变化率与通货膨胀率的变化基本是吻合的，可见短期货币流通速度具有顺周期变化的特征，即在经济的扩张期上升，而在衰退和萧条阶段下降。

4､与此同时，中国也经历着收入差距的迅速扩大。Khan和Riskin(1998)估计了中国的GINI系数，从1988年的0.382迅速上升到1995年的0.452。根据世界银行的数据(WB，2002)，中国1998年的GINI系数也已经上升到了0.403，1981年的时候这一数据才0.288。国内也有不同的学者进行了相关估计，认为中国的收入分配的基尼系数大致在0.39到0.50之间。虽然国内外学者的研究数值不同，但发展趋势是类似的，表明中国已经进入世界上收入最不平等的国家的行列。本文使用泰尔指数反映收入差距，从图1可以看出，不同层次货币流通速度下降的同时收入差距也逐步扩大。

三､收入差距与货币流通速度下降

(一)模型设定

不同收入群体之间的货币需求行为可能存在差别，这一点被大部分的货币需求分析文献忽略了。发展中国家各收入群体的比重随经济增长在迅速变化，如果不同收入群体货币需求行为存在差别，忽略了这种差别就可能导致货币总需求模型或者流通速度模型的严重误设。如引言中已提及的，有理由相信中国低收入群体和高收入群体的货币需求函数可能是不同的。尽管在缺乏分不同群体的货币持有量数据情况下，我们无法直接估计每个群体货币需求函数，不过可通过简单转换将群体间的需求差别融入总的货币需求量中进行比较。

对于货币的边际效用则可能存在差异。如果高收入群体的经济活动相对于低收入群体更多通过货币进行，则相同条件下货币对于高收入群体的货币边际效用更大。这样规模变量和货币机会成本变量相同时，高收入群体倾向于持有更多货币。

2､总体收入差距。反映一国收入差距最常见的指标是基尼系数和泰尔指数。学术界对如何计算总体收入差距存在一定的争论，计算结果也各不相同，笔者通过对国内相关文献进行检索，综合时间序列实证检验的时间长度要求以及其他各方面因素，最后决定使用王洪亮(2006)计算的泰尔指数(1978-2003)2作为总体收入差距的参数。同时为了检测所用数据的可靠性和准确性，将该数据与陈宗胜等1991，2001所计算1981―1999年的数据的重合部分和世界银行研究报告中公布的2000―2004年的基尼系数进行了相关性检验，其结果在99.5%左右相关，故可认为王洪亮的泰尔指数可以反映中国改革开放以来的收入差距变化状况。

3､经济发展水平。Deininger和Squire(1998)，Barro(2000)在探讨经济增长与收入分配关系的研究中，以人均实际GDP衡量一国经济增长情况，本文亦选用该指标作为反映中国经济增长的控制变量。

4､预期通货膨胀率(πet)。持有货币的成本预期通货膨胀率，在预期稳定的前提下，可以表示为

πet=×100(Michael J. Driscoll，1983)，其中Pt是第t期的社会零售物价指数。

(三)分析方法

经济变量大都具有非平稳性，但运用VAR协整检验的时间序列必须平稳。在利用该方法探讨中国货币流通速度与收入分配之间的协整关系时，首先必须对数据的平稳性进行分析。本文利用Dickey和Fuller1981提出的考虑残差项序列相关的ADF检验法，对相关序列的平稳性进行考察，按照AIC尽量小､DW趋近2的原则，选取适当的滞后阶数。为了不改变原始变量间的因果关系，对非平稳时间序列采用差分形式，以期转换为平稳序列。在ADF检验的基础上，对平稳序列进行协整检验，以探求中国货币流通速度与收入差距之间的互动关系。VAR协整检验的关键在于对滞后期的选择，随机确定滞后期数，会影响检验的效力，甚至得出错误的结论，本文采用SC评价标准以确定最优滞后期数。

同时，本文对所有指标均进行对数变换，经对数变换后的时间序列，其一阶差分变为按百分比变化的增长率，对经济变量而言，随时间按百分比变化的增长率，比绝对增长率稳定。

四､实证结果与分析

(一)单位根检验

在建立关于交易货币需求的长期均衡方程之前，需要先对各序列进行ADF单位根检验，以判断各序列的平稳性。利用Eviews5.0软件分别对各变量水平值和一阶差分进行检验，其中检验过程中滞后项的确定采用AIC准则，结果见表1。

注:其中检验形式C，T，K分别表示单位根检验方程包括常数项､时间趋势和滞后项的阶数，加入滞后项是为了使残差项为白噪声， ､和分别表示在10%､5%和1%显著水平的临界值。

表1中给出了各变量的ADF检验结果，可以看出，在1980-2004年期间，各变量的水平值均在5%的显著性水平下无法拒绝单位根过程，表明其并非平稳的时间序列；但这些变量的一阶差分序列进行ADF检验发现，各时间序列经过一阶差分平稳，其中LnV0的一阶差分在5%的显著性水平上拒绝原假设，其他变量的一阶差分均在1%的显著性水平上拒绝原假设，所以是一阶单整序列。

(二)收入差距与货币流通速度的协整分析

虽然各时间序列是非平稳的一阶单整序列但它们可能存在某种平稳的线性组合，这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系，即协整Co-integration关系。

本文使用Johansen多变量系统极大似然估计法对多变量时间序列进行协整检验，该方法是基于向量自回归模型的检验方法，在进行协整检验之前，必须首先确定VAR模型的结构。为了保持合理的自由度使模型参数具有较强的解释力，同时又要消除误差项的自相关，因此选择最大滞后阶数为3，从三阶依次降至一阶来选择VAR模型的最优滞后阶数。

结果表明，协整检验的VAR模型滞后期确定为1，各方程拟合优度很好，残差序列具有平稳性。通过模型选择的联合检验，确定常数项约束在协整空间内且协整方程有截距的模型为最合适的协整检验模型。

注:Trace表示迹检验，Max-Eigen表示最大特征值检验，r表示协整向量个数。

观察表2可以发现，迹检验量t和最大特征根检验均终止在拒绝协整向量个数小于或等于0和接受协整向量个数大于或等于1，因此三组变量在1%的显著水平上至少存在一个协整方程，上述变量之间的协整关系得到证实。正规化后的长期协整关系可表示为:

方程的拟合度较高，Ln的系数符号同预期一致均为负值。预期通胀上升时，人们倾向于持有更少的货币，这导致流通速度上升。上述三个协整方程中预期通货膨胀系数在1%水平上显著，即预期通胀对货币需求的长期影响是显著的。

通过模型计算，发现就总体而言，中国的货币流通速度与收入差距之间的关系不是十分稳定，在V0､V1的层面上呈现负相关的关系，和前文的理论分析一致，且显著性显著，t值分别为-5.35319､-4.35134，相关系数不高；而在V2的层面上则出现了偏离，表现出正相关，相关系数为0.050632，但不能通过显著性检验t值为1.34411。协整结果表明，在货币的现金与狭义货币层次上，低收入群体的边际货币需求倾向的确小于高收入群体，于是改革以来货币流通速度随收入差距的不断扩大而下降；但是收入差距与广义货币流通速度之间存在的负相关关系并不明显。可见，收入差距指标对不同层次货币流通速度的影响是不同的，应区别开来进行分析。

为什么收入差距降低了现金和狭义货币的流通速度，相反却提高了广义货币的流通速度?笔者认为，当微观主体受收入变化的影响而提高储蓄倾向时，相应的消费率会出现下降，货币流通速度因而减慢，与消费最密切相关的就是M0与M1，所以当收入差距越来越大时，消费下降导致的V0和V1的流通速度降低。但值得注意的是，储蓄存款变成银行贷款之后，仍然可能形成另外一些人的消费，构成流通中货币的一部分。因此，收入差距的扩大对某些经济体来说意味着货币流通速度的减慢，但对另一些经济体则可能意味着货币流通速度的加快，即表现为V2速度的提高。

另一方面，根据货币层次的划分方法，广义货币等于狭义货币加上企业定期存款､居民储蓄存款和其他存款，其中其他存款包括党政机关存款和邮政储蓄存款。那么收入差距降低了狭义货币流通速度但提高广义货币的流通速度的解释:只能是广义货币中企业定期存款､居民储蓄存款以及其他存款增加速度超过实际经济增长速度。由于企业定期存款和其他存款在中国广义货币总量中的比例不高，因此居民的储蓄存款是最终的影响因素。由于货币流通速度V2对应的货币供应量是M2，而该指标中包括了定期存款等具有预防动机和投机动机的金融产品，在中国目前的经济状况下，许多居民或企业有着极强的预防动机和投机动机。综合起来，收入差距的上升可能会抵消中国广义货币流通速度的下降趋势。

五､结论及建议

本文分低收入群体和高收入群体两个部门考察了中国的货币需求行为。经验结果表明，高收入群体的边际货币需求倾向远大于低收入群体。这可能是因为低收入群体中占相当大比例的经济活动仍然是自给自足的，由于存在“门槛效应”，这些群体利用金融市场和信贷的比例也非常低。改革以来随着收入差距的不断扩大，新增的货币量不仅要满足总体经济增长的需求，还要满足高收入群体比重上升所引致的更大比例的需求。这样整个社会的货币需求量增长速度便会高于收入的增长速度。当考虑到两部门具有不同的货币需求倾向时，如果两部门收入的比重不变，则单纯社会收入的上升并不会引致货币流通速度的明显变化。这部分解释了中国M2/GDP快速增长的原因，也部分解释了M2/GDP快速增长而通货膨胀率却较为稳定的所谓“中国之谜”。经验结果还验证了，预期通胀率会对货币需求产生显著影响。通胀预期高时持有货币的机会成本增加，这会使得货币占收入的比重下降，即货币的收入流通速度会加快。

货币流通速度指标主要表现为经济循环中货币交易的活跃程度和货币周转的速度，它是由经济运行中各种经济变量相互影响和相互作用共同决定的一个内生变量，从外部无法直接进行控制。也就是说，中央银行并不能从数量上精确地控制货币流通速度的变动，而只能通过采取有效的措施，来引导其向有利于实现自己政策意图的方向变化。

收入差距不断扩大会导致消费需求萎缩，大量的资金沉淀在银行手中，会进一步加速货币流通速度的下降，使经济领域中实际能够发挥作用的货币供给量减少，即使中央银行增加名义货币量的供给，也难以实现相应的扩张效果。由于货币流通速度的变动具有顺周期的特性，往往会与逆经济周期而动的货币政策发生矛盾，抵消货币政策的效果。货币流通速度的减慢，而减慢的货币流通会影响扩张性货币政策的效果；同时货币供应量的超经济增长，还有可能使中国经济运行面临潜在累积的通货膨胀压力。因此，采取有效措施缓解收入差距，提高货币流通速度，这对于解决当前中国货币政策有效性较低的问题都不失为一种重要的选择。

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