中国的货币体系是怎样的？
货币政策（monetary policy）和财政政策一起，构成了宏观经济政策的两大支柱。货币政策的主要目标一是稳定物价，二是助力经济增长。中国货币政策的制定和实施者是中央银行 ― 中国人民银行，下属于国务院。这里需要额外说明，大部分发达国家的央行独立于政府，目的是保证央行的独立性，避免货币政策成为附属于财政政策的工具。 货币政策主要包括以下手段： - 再贴现政策，主要功能是框定货币市场利率 r 的波动幅度， - 公开市场业务，主要功能是影响货币基础 M0， - 最低存款准备金率，主要功能是影响广义货币 M。 物价水平 P 与 M0以及 M 之间存在正向关，但 ΔP 和 ΔM0之间似无可识别的相关性。 ΔP 和 ΔM 之间 2008 年以前基本正相关；之后基本负相关，似乎不是纯货币现象，而与实体经济运行状况有关。 从以上推测：中国人民银行货币政策的目标取向首先是稳定实体经济运行，其次是稳定物价水平。 回归模型 1：国家消费 M_0 与 GDP 的关系 M_0=\alpha+\beta GDP+\varepsilon 从残差序列正相关、且有两阶段特点看，货币政策可能被用于干预经济过程。 - 1996 年至 1999 年 v 下行，2000 年和 2001 年 v 略微回升，2002 年和 2003 年 v 又再次下行；该阶段 v 波动的原因不应是公众持币习惯反复变化，而是在 ✓ 重构社保体系， ✓ 亚洲金融危机， ✓ 国企改制等 2003 年以后， v_0 除了在 2009 年出现下降外，整体呈上升态势；该阶段 v_0 变化的主要原因应是支付手段发生了持续改变。 截距项不等于 0；残差项显示，G 以 2010 年为界具有两阶段特点。 \nu_0=\alpha+\beta_1 GDP+\beta_2 D_{97-03}+\beta_3 GDP*D_{97-03}+\varepsilon \begin{align*} \begin{split}  D_{97-03}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 1997-2003\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*} 从以上分析中得出结论： 1） 中国货币基础 M0的周转率总体呈上升趋势； 2） 近 20 年以来，货币政策的表现总体符合国务院的“稳健”要求；以下年份央行曾动用货币政策干预经济过程： - 2008 年前后，货币政策紧缩与当时经济过热有关； - 2012 年和 2013 年，货币政策扩张与 4 万亿投资刺激经济以后增长率下滑有关； - 2016 年，货币政策扩张的原因与 2012 年和 2013 年类似（曾用房地产拉需求，诱发房价快速上涨，负债率过度提高，但对国民经济未产生积极作用）； - 2018 年，货币紧缩政策与降负债率（“去杠杆”）有关。 货币政策首先影响广义货币 M 和市场利率  r ，然后通过市场利率 r 影响需求（尤其是投资需求），最后通过需求拉动供应（收入或 GDP）。虽然货币学派（芝加哥学派，代表人物 Friedman）认为货币也是生产要素， M 会直接影响供应；但经济学主流并不认同这一观点。以下按照新古典主义综合的思路（IS-LM 模型）分析货币政策的效果。 回归模型 1：流动性需求 \Delta L=\alpha+\beta_1 \Delta GDP+\beta_2 \Delta r_s+\mu 其中， \Delta L=M2_{t}^{}-M2_{t-1}^{} ,表示的是货币的流动性需求。 回归结果显示： \alpha 不显著；残差序列弱正相关，且残差项方差在 2009 年和2015 年出现两次变化（异方差），与之前研究的阶段性特点吻合。 将模型分为三阶段后，利率 r_s 变化对流动性 L 变化的影响不显著。因此略去 \Delta r_s ： 基于以上考虑，对回归模型进行修正，实际修正模型如下所示： \Delta L=\alpha+\beta_1 \Delta GDP+\beta_2 D_{97-08}+\beta_{3} D_{09-14}  \Delta GDP+\beta_4 D_{15-20} \Delta GDP+\mu \begin{align*} \begin{split}  D_{97-08}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 1997-2008\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*} ;\begin{align*} \begin{split}  D_{09-14}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 2009-2014\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*}; \begin{align*} \begin{split} D_{15-20}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 2015-2020\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*} 回归结果如下所示： 对比 ΔGDP 和 ΔL 可以发现（见下图），某些年份 ΔGDP 回落、ΔL 上升；另一些年份ΔGDP 上升、ΔL 回落，两者均与交易动机无关；ΔL 的“异常”变化显然不能解释为随机波动，否则残差序列不应负相关（DW=2.35）。 基于以上讨论，分析式的残差波动，并增加一个可能与广义货币供应有关、交替取值-1 和 1 的变量 cycle： 基于以上考虑，对回归模型进行修正，实际修正模型如下所示： \Delta L=\alpha+\beta_1 \Delta GDP+\beta_2 D_{97-08}+\beta_{3} D_{09-14}  \Delta GDP+\beta_4 D_{15-20} \Delta GDP+\beta_5 cycle+\mu \begin{align*} \begin{split}  D_{97-08}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 1997-2008\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*} ;\begin{align*} \begin{split}  D_{09-14}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 2009-2014\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*}; \begin{align*} \begin{split} D_{15-20}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 2015-2020\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*} 回归结果如下所示： 式的回归结果证实了 2008 年以后的 ΔL 不能用交易动机解释。因此判断，广义货币增量自 2009 年起并非由货币市场的供需协调所决定，而主要取决于（广义）货币供应方的行为。 为了找出引起 ΔL 波动（cycle）的原因，再次回到广义货币的供应行为。式的残差序列负相关（DW=2.27）说明，对 ΔM 存在交替变化的外生变量。由于商业银行信贷规模直接影响广义货币量，因此上述外生变量是除了货币基础M0和存贷款利率（对ΔM无显著影响）以外、另一个可以直接干预信贷规模的变量 ― 信贷政策变量（非常规政策变量）记作 CP。根据似然原则对 CP取值如下 : 基于以上考虑，对回归模型进行修正，实际修正模型如下所示： \Delta L=\alpha+\beta_1 \Delta M+\beta_2 D_{97-08}+\beta_{3} D_{09-14}  \Delta M+\beta_4 D_{15-20} \Delta M+\beta_5 C_p+\mu \begin{align*} \begin{split}  D_{97-08}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 1997-2008\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*} ;\begin{align*} \begin{split}  D_{09-14}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 2009-2014\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*}; \begin{align*} \begin{split} D_{15-20}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 2015-2020\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*} 回归结果如下所示： 回归结果显示， C_p 通过影响信贷规模对 ΔM 产生（显著）影响；后者进一步对 ΔL ― 在式中体现为中介变量 cycle ― 产生影响。 比较 C_p和L \Delta L 的取值可知， C_p 对 ΔL 的影响在 2010 年以后表现趋弱，反映了同期银行同业拆借规模扩大（银行系统内的借贷关系不影响广义货币量）。 在之前对广义货币供需两方面的分析中均发现，在 2008 年以后存在某种“固化“因素，抵消了 ΔM_0  对 ΔM  以及 ΔGDP  对 ΔL  的影响。 如上图所示，除少数年份外 μ 整体呈上升趋势，可以理解为商业银行释放其贷款能力，使得货币乘数效应相应放大。同期，广义货币的周转率从接近 1 降至 0.5，意味着广义货币中的一半并未在商业银行和公众之间周转，而是静止于金融体系内部或是在商业银行之间周转，形成了一种“货币陷阱”。 由于广义货币乘数有加速趋势（或广义货币周转率有减速趋势），且金融体系内存在不受货币政策影响的“货币陷阱”，因此 M 的变化与 GDP 的变化渐行渐远，在 2008 年以后几乎与实体经济运行脱节。这就是影响广义货币增量的“固化”因素所在，而“固化”因素的原因在金融体系内部。用信贷政策直接干预商业银行行为和信贷规模或是是政府别无选择的结果。 至此可以得到结论：由于金融系统内部存在”广义货币陷阱”，利率对此没有显著影响，因此货币政策失灵。 从以上指标可以看出，2012年以来中国的货币政策一直是较为宽松的，少数紧缩时期是2018年经济过热，和2020年为应对房地产过热。整体来说，货币政策和货币条件一直是宽松的，但对于经济的调控却是无效的。 中央银行一方面可以通过基础货币 M_{0} ，另一方面可以通过法定存款准备金率 z 直接影响广义货币 M 的规模。中央银行的再贴现政策影响市场利率（ r_{Q}-收益率和 r_{s}-存款利率）波动的上下限，间接影响 M 的规模。为了保证中央银行对影响广义货币规模的影响力，不受法定最低存款准备金率 z 约束的金融中介不应开展存贷款业务。 从中国的现实情况看， M_{0} 和 M 均呈上行趋势，两者正相关，说明存在乘数效应。 从 M:M_{0} 看，货币乘数有上行趋势；在若干年份 \Delta M: \Delta M_{0} 呈水平或垂直关系，说明\Delta M 与  \Delta M_{0} 无关，相当于一个自主变量。广义货币 M 的自主变化说明商业银行有足够充裕的自备金，法定最低存款准备金率 z 对商业银行（或金融中介部门）没有真正的约束力。 比较广义货币量 M 和全社会融资规模（aggregate financing - AF，对应金融便利 Q）发现，2016 年以后 AF 明显高于 M ，即部分资金并未流出金融部门、被用于固定资产融投资或财产性消费，因此也不产生货币乘数效应。M 和 AF 之间的缺口意味着金融业内部存在信贷关系嵌套和金融服务功能重叠，拉大了 r_{Q} 和 r_{S} 之间的差距，降低了金融服务效率。 设广义货币供应规模（名义量）为 M=M\left( M_{0},r_{Q},r_{S},z\right) 其中 r_{Q} 与 M 正相关， r_{s} 与 M 负相关， r_{Q} 和 r_{s} 中均剔除了物价水平变化因素。此外，经检验 z 对 M 的影响确实不显著。 广义货币供应回归模型: \Delta M=\alpha+ \beta_{1}\Delta M_{0}+\beta_{2}\Delta r_{Q}+\beta_{3}\Delta r_{S}+\varepsilon 回归结果显示： 根据模型的阶段性特点对回归模型，做如下修正： \Delta M=\alpha+ \beta_{1}\Delta M_{0}+\beta_{2}\Delta r_{Q}+\beta_{3}\Delta r_{S}+\beta_{4}D_{97-08}+\beta_{5}\Delta M_{0}*D_{97-08}+\varepsilon \begin{align*} \begin{split}  D_{97-08}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 1997-2008\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*} 修正后模型的回归结果显示： 作分阶段修正： \Delta M=\alpha+\beta_{1}\Delta M_{0}+\beta_{2}D_{97-08}+\beta_{3}D_{09-14}*\Delta M_{0}+\beta_{4}D_{15-20}\Delta M_{0}+\mu \begin{align*} \begin{split}  D_{97-08}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 1997-2008\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*} ;\begin{align*} \begin{split}  D_{09-14}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 2009-2014\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*}; \begin{align*} \begin{split} D_{15-20}= \left \{  \begin{array}{ll}    1,                    & 2015-2020\\       0,                                 & otherwise  \end{array}    \right.  \end{split}  \end{align*} 除 DW 值以外，回归结果令人满意: 中国的金融市场形态具有寡头（oligopoly）与垄断竞争（monopolistic competition）混合的特点，大型商业银行获取丰厚盈余是一种事实；除此之外，中央层面财经工作领导小组对信贷规模的决策可能直接影响商业银行的放贷行为。 当前中国经济运行中存在，实物资产边际产出和资本平均收益率之间存在明显差异。这一差异不能简单解释为“损耗”，而是收入的一部分，其流向需要进一步讨论。 在宏观经济模型中，一般假定家庭部门的储蓄S等同于企业部门的（净）投资 I ，即：在货币性资产（对应于 \dot K=S ）向实物资产（对应于 \dot K=I ）转换时无“损耗”。 现实中，货币性资产向实物财产的转换 ― 即在从家庭部门的储蓄 S 到企业部门筹措资金、购置固定资产 I 、完成实物资产积累 \dot K 的过程中，需要金融中介提供融资便利 Q ： 上图中，企业资产为家庭部门或国家所有。金融企业和非金融企业的盈余以分红、股息等形式支付给资产所有者，构成收入的一部分 ― 除劳动收入以外的财产收入，再通过储蓄影响资产积累。 金融中介在向企业提供融资便利时会收取高于存款利率 r_{s} 的费用 r_{q} 。如果金融中介效率高，则 l_{q} 相对少， r_{q} 与 r_{s} 的差距相应较小；反之，则融资便利收费 r_{q}*q 中的较多部分会作为劳动报酬 w*l_{q} 支付给金融中介雇佣的员工， r_{q} 与 r_{s}的差距扩大。实物资产边际产出和资本平均收益率之间的差异即金融中介的劳动力成本 w*l_{q} ，体现金融效率. 从金融费率在实物资产边际产出中的占比来看，中国金融业的效率偏低。原因何在？ 中国的金融业由少数超大银行（5大国有股份制银行的信贷市场占有率在四成以上）和众多中小银行以及其他金融服务机构组成，具有oligopoly和monopolistic competition的混合市场形态。 全国性国有金融中介的所有制特点决定了其抵御风险能力优于其他金融中介，加之其市场占有率高，既有吸引存款的优势，也在信贷市场上具有一定的定价地位。因此，全国性国有金融中介可以选择风险低、回报稳定的融资服务对象，如为国有企业，区域性公共管理和其他国有机构，混合所有制金融中介等。 其他金融中介或因不具备吸引存款的优势，或因不具备吸引存款的资质，需要通过同业拆借从全国性或地方性国有银行获得流动性。其可选择的融资服务对象也有别于国有金融中介，风险相对高，坏账可能性相对大，对其要求的风险回报也高。 以上的描述隐含着在金融市场上存在分割现象（market segmentation）。金融市场分割导致了金融中介之间出现因服务对象及其融资风险而异的分工： 金融体系内的融资功能重叠和信贷关系嵌套导致该行业金融服务链长，重叠和嵌套环节中存在“过度”就业，累加的劳动力成本高，从存款到投资的功效转换过程复杂、交易成本（transaction cost）高。 金融中介的交易成本一方面会压低存款利率 r_{s} ，另一方面抬高融资便利的费率 r_{q} 。当然， r_{s} 和 r_{q} 利率并非由金融中介单方面决定。以存款利率为例，若一个追求利润最大的金融中介出于自身利益压 r_{s} ，则家庭的储蓄意愿会因此而降低。在竞争性市场上，储蓄利率受供需两方面的影响。金融中介和实体企业之间的利益通过借贷关系以及融资便利的费率 r_{q} 联系在一起。若金融中介出于自身利益抬高 r_{q} ，则投融资成本上升，实体企业的投资意愿下降。竞争性市场上融资侧的均衡利率同样受供需两方面的影响。 综上所述，一个经济体的财产收入空间由实物资产的边际产出和货币性资产的市场利率所决定。金融中介的费率（用于支付金融中介的雇员收入）越高，效率越低，社会平均财产收益率越低。