摘要:改革開(kāi)放以來(lái)絕大多數(shù)年份里貨幣供給的增長(zhǎng)速度大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度與通貨膨脹率之和，即貨幣流通速度在持續(xù)下降。本文將社會(huì)分為高收入群體和低收入群體兩個(gè)部分，考察了中國(guó)不同收入群體的貨幣需求行為，驗(yàn)證了高收入群體的邊際貨幣需求傾向遠(yuǎn)大于低收入群體。這意味著改革以來(lái)隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中收入差距的不斷擴(kuò)大，新增的貨幣量不僅要滿足總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的需求，還要滿足收入差距上升所引致的需求。因此整個(gè)社會(huì)的貨幣需求增長(zhǎng)速度便會(huì)高于收入的增長(zhǎng)速度，超出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貨幣供應(yīng)不會(huì)全部體現(xiàn)為通貨膨脹。

關(guān)鍵詞:貨幣流通速度；貨幣需求；收入差距；協(xié)整分析

中圖分類號(hào):F821文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):1006-1428(2007)11-0041-04

收稿日期:2007-08-06

作者簡(jiǎn)介:康志勇(1978-)，男，揚(yáng)州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教師。

一#65380;問(wèn)題的提出

關(guān)于中國(guó)貨幣流通速度的研究，學(xué)者們形成了比較一致的觀點(diǎn)，普遍認(rèn)為目前中國(guó)貨幣流通速度呈現(xiàn)下降，且存在進(jìn)一步擴(kuò)大的趨勢(shì)。但是在貨幣流通速度影響因素的研究中，存在著較大的爭(zhēng)議。眾多學(xué)者從不同的角度，利用不同的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，給出了不同的答案。易綱(1996)認(rèn)為貨幣流通速度下降不僅是經(jīng)濟(jì)貨幣化的結(jié)果，同時(shí)還在于中國(guó)資本市場(chǎng)的發(fā)展嚴(yán)重滯后，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)單一所致。左孝順(1999)認(rèn)為貨幣流通速度下降主要有四方面原因:價(jià)格管制#65380;被迫儲(chǔ)蓄#65380;貨幣化進(jìn)程#65380;企業(yè)負(fù)債率高。王曦(2001)建立了經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)的貨幣需求函數(shù)，他認(rèn)為制度的轉(zhuǎn)型改變著經(jīng)濟(jì)主體的微觀機(jī)制；非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展#65380;價(jià)格自由化進(jìn)程#65380;利率制度安排的特殊性#65380;證券市場(chǎng)的產(chǎn)生和發(fā)展是造成中國(guó)貨幣需求持續(xù)擴(kuò)張和貨幣流通速度持續(xù)下降的根本原因。伍超明(2004)結(jié)合貨幣循環(huán)流模型提出貨幣流通速度的“兩分法”:虛擬經(jīng)濟(jì)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)貨幣流通速度。對(duì)中國(guó)1993—2003年虛擬經(jīng)濟(jì)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)關(guān)系進(jìn)行量化分析后發(fā)現(xiàn)，2000年以來(lái)兩者協(xié)調(diào)性較差，原因在于進(jìn)出虛擬經(jīng)濟(jì)的資金出現(xiàn)大幅波動(dòng)。李治國(guó)和唐國(guó)興(2005)納入市場(chǎng)化程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)等因素，擴(kuò)展了傳統(tǒng)的貨幣流通速度模型。

以上文獻(xiàn)著重討論轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)特殊的經(jīng)濟(jì)#65380;金融體制對(duì)貨幣流通速度的影響，但是少有學(xué)者從不同社會(huì)群體的不同貨幣需求的角度研究貨幣流通速度。只有趙留彥#65380;王一鳴(2005)考察了二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)中國(guó)貨幣流通速度的影響。眾所周知，不同群體之間的貨幣需求行為可能存在差別，這不僅在欠發(fā)達(dá)國(guó)家存在，即使在發(fā)達(dá)國(guó)家也同樣存在。例如Goldfeld發(fā)現(xiàn)美國(guó)企業(yè)和居民具有不同的貨幣需求函數(shù)。然而長(zhǎng)期以來(lái)，貨幣需求分析很大程度上忽略了不同經(jīng)濟(jì)部門貨幣需求行為的差別以及各部門相對(duì)比重的變化對(duì)總體貨幣需求的影響。正如Driscoll和Lahiri提出的，發(fā)展中國(guó)家各部門的比重隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)迅速變化，忽略了部門間貨幣需求的差別可能導(dǎo)致貨幣總需求模型或者流通速度模型的嚴(yán)重誤設(shè)。改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)的收入差距不斷擴(kuò)大，GINI系數(shù)從1981年的0.28上升到1998的0.4左右(WB，2002)。收入差距的擴(kuò)大必然會(huì)影響貨幣需求函數(shù)，進(jìn)而對(duì)貨幣流通速度產(chǎn)生影響。在中國(guó)，王宇偉#65380;范從來(lái)(2007)首先證明收入差距對(duì)交易性貨幣需求存在顯著的影響。可見(jiàn)收入差距是考察貨幣流通速度不可忽視的因素。

基于以上分析，我們應(yīng)該能夠勾勒出一個(gè)粗略的理論思路:收入差距可能是影響我國(guó)貨幣需求乃至貨幣流通速度變化的關(guān)鍵因素。本文力圖從不同收入群體之間的貨幣需求行為的差異方面入手，尋找改革以來(lái)中國(guó)貨幣流通速度的下降的原因。我們將收入差距所形成的不同群體的貨幣需求差別融入總的貨幣需求量中進(jìn)行考慮，這為分析改革以來(lái)中國(guó)的貨幣需求行為以及貨幣流通速度的下降提供了一個(gè)新的視角。本文的基本結(jié)論是，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中伴隨著收入差距的不斷擴(kuò)大，中國(guó)低收入群體的邊際貨幣需求傾向遠(yuǎn)小于高收入群體。這樣整個(gè)社會(huì)的收入的增長(zhǎng)速度便會(huì)小于貨幣需求量增長(zhǎng)速度。

二#65380;改革開(kāi)放以來(lái)貨幣流通速度的變化

根據(jù)貨幣數(shù)量論，如果貨幣的收入流通速度穩(wěn)定，則超過(guò)真實(shí)產(chǎn)出之上的貨幣增長(zhǎng)應(yīng)完全反映到物價(jià)水平上漲上。然而改革以來(lái)除少數(shù)年份外，貨幣供給的增長(zhǎng)速度(無(wú)論是以何種貨幣口徑衡量)一般大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度與通貨膨脹率之和。這意味著在中國(guó)貨幣流通速度并不是常數(shù)，而是在持續(xù)地下降。使用年度數(shù)據(jù)，通過(guò)費(fèi)雪交易方程式可以計(jì)算出l980——2O04年來(lái)中國(guó)不同層次的貨幣流通速度:V==，其中i=0，1，2表示不同的貨幣層次。

通過(guò)圖l的數(shù)據(jù)可以看出，在本文考察的1980-2004年這一時(shí)間區(qū)域內(nèi)，中國(guó)三個(gè)層次的貨幣流通速度基本都呈現(xiàn)一路遞減的趨勢(shì)。但在不同的經(jīng)濟(jì)周期階段當(dāng)中，其下降的幅度則有很明顯的差異。為了更清晰地觀察貨幣流通速度的變化趨勢(shì)，可以根據(jù)以上數(shù)據(jù)，畫出其走勢(shì)圖(如圖1所示)。

注:數(shù)據(jù)來(lái)源中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒各期

根據(jù)有關(guān)指標(biāo)和變動(dòng)趨勢(shì)圖，對(duì)中國(guó)貨幣流通速度的變動(dòng)狀況得出以下幾點(diǎn)基本的判斷:

1#65380;改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的貨幣流通速度并不是一個(gè)常數(shù)，除少數(shù)年份上升以外，其總體上呈現(xiàn)長(zhǎng)期下降的趨勢(shì)。其中，現(xiàn)金流通速度(V0)的變動(dòng)幅度最大，從1978年的l3.13次一路下降到2004年的7.44次，下降幅度十分顯著。

2#65380;貨幣流通速度的變化波動(dòng)性較強(qiáng)。盡管貨幣流通速度整體上呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但就其變化而言，還是表現(xiàn)出較強(qiáng)的波動(dòng)，并沒(méi)有明顯的規(guī)律可以遵循。從圖中還可以看出V0的波動(dòng)比V1#65380;V2更加劇烈，意味著現(xiàn)金層次上的貨幣流通速度受外在經(jīng)濟(jì)變量的影響更大。

3#65380;貨幣流通速度的下降有一定的規(guī)律性。在不同的經(jīng)濟(jì)周期，其下降的幅度都不同，特別是在經(jīng)濟(jì)處于收縮期時(shí)，貨幣流通速度下降的幅度要明顯大于經(jīng)濟(jì)處于上升時(shí)期的下降幅度。在1984年以后，中國(guó)各層次貨幣流通速度的變化率與通貨膨脹率的變化基本是吻合的，可見(jiàn)短期貨幣流通速度具有順周期變化的特征，即在經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張期上升，而在衰退和蕭條階段下降。

4#65380;與此同時(shí)，中國(guó)也經(jīng)歷著收入差距的迅速擴(kuò)大。Khan和Riskin(1998)估計(jì)了中國(guó)的GINI系數(shù)，從1988年的0.382迅速上升到1995年的0.452。根據(jù)世界銀行的數(shù)據(jù)(WB，2002)，中國(guó)1998年的GINI系數(shù)也已經(jīng)上升到了0.403，1981年的時(shí)候這一數(shù)據(jù)才0.288。國(guó)內(nèi)也有不同的學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)估計(jì)，認(rèn)為中國(guó)的收入分配的基尼系數(shù)大致在0.39到0.50之間。雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究數(shù)值不同，但發(fā)展趨勢(shì)是類似的，表明中國(guó)已經(jīng)進(jìn)入世界上收入最不平等的國(guó)家的行列。本文使用泰爾指數(shù)反映收入差距，從圖1可以看出，不同層次貨幣流通速度下降的同時(shí)收入差距也逐步擴(kuò)大。

三#65380;收入差距與貨幣流通速度下降

(一)模型設(shè)定

不同收入群體之間的貨幣需求行為可能存在差別，這一點(diǎn)被大部分的貨幣需求分析文獻(xiàn)忽略了。發(fā)展中國(guó)家各收入群體的比重隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在迅速變化，如果不同收入群體貨幣需求行為存在差別，忽略了這種差別就可能導(dǎo)致貨幣總需求模型或者流通速度模型的嚴(yán)重誤設(shè)。如引言中已提及的，有理由相信中國(guó)低收入群體和高收入群體的貨幣需求函數(shù)可能是不同的。盡管在缺乏分不同群體的貨幣持有量數(shù)據(jù)情況下，我們無(wú)法直接估計(jì)每個(gè)群體貨幣需求函數(shù)，不過(guò)可通過(guò)簡(jiǎn)單轉(zhuǎn)換將群體間的需求差別融入總的貨幣需求量中進(jìn)行比較。

對(duì)于貨幣的邊際效用則可能存在差異。如果高收入群體的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)相對(duì)于低收入群體更多通過(guò)貨幣進(jìn)行，則相同條件下貨幣對(duì)于高收入群體的貨幣邊際效用更大。這樣規(guī)模變量和貨幣機(jī)會(huì)成本變量相同時(shí)，高收入群體傾向于持有更多貨幣。

2#65380;總體收入差距。反映一國(guó)收入差距最常見(jiàn)的指標(biāo)是基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)。學(xué)術(shù)界對(duì)如何計(jì)算總體收入差距存在一定的爭(zhēng)論，計(jì)算結(jié)果也各不相同，筆者通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行檢索，綜合時(shí)間序列實(shí)證檢驗(yàn)的時(shí)間長(zhǎng)度要求以及其他各方面因素，最后決定使用王洪亮(2006)計(jì)算的泰爾指數(shù)(1978-2003)2作為總體收入差距的參數(shù)。同時(shí)為了檢測(cè)所用數(shù)據(jù)的可靠性和準(zhǔn)確性，將該數(shù)據(jù)與陳宗勝等1991，2001所計(jì)算1981—1999年的數(shù)據(jù)的重合部分和世界銀行研究報(bào)告中公布的2000—2004年的基尼系數(shù)進(jìn)行了相關(guān)性檢驗(yàn)，其結(jié)果在99.5%左右相關(guān)，故可認(rèn)為王洪亮的泰爾指數(shù)可以反映中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)的收入差距變化狀況。

3#65380;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。Deininger和Squire(1998)，Barro(2000)在探討經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入分配關(guān)系的研究中，以人均實(shí)際GDP衡量一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況，本文亦選用該指標(biāo)作為反映中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的控制變量。

4#65380;預(yù)期通貨膨脹率(πet)。持有貨幣的成本預(yù)期通貨膨脹率，在預(yù)期穩(wěn)定的前提下，可以表示為

πet=×100(Michael J. Driscoll，1983)，其中Pt是第t期的社會(huì)零售物價(jià)指數(shù)。

(三)分析方法

經(jīng)濟(jì)變量大都具有非平穩(wěn)性，但運(yùn)用VAR協(xié)整檢驗(yàn)的時(shí)間序列必須平穩(wěn)。在利用該方法探討中國(guó)貨幣流通速度與收入分配之間的協(xié)整關(guān)系時(shí)，首先必須對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行分析。本文利用Dickey和Fuller1981提出的考慮殘差項(xiàng)序列相關(guān)的ADF檢驗(yàn)法，對(duì)相關(guān)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行考察，按照AIC盡量小#65380;DW趨近2的原則，選取適當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)。為了不改變?cè)甲兞块g的因果關(guān)系，對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列采用差分形式，以期轉(zhuǎn)換為平穩(wěn)序列。在ADF檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)平穩(wěn)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以探求中國(guó)貨幣流通速度與收入差距之間的互動(dòng)關(guān)系。VAR協(xié)整檢驗(yàn)的關(guān)鍵在于對(duì)滯后期的選擇，隨機(jī)確定滯后期數(shù)，會(huì)影響檢驗(yàn)的效力，甚至得出錯(cuò)誤的結(jié)論，本文采用SC評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)以確定最優(yōu)滯后期數(shù)。

同時(shí)，本文對(duì)所有指標(biāo)均進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，經(jīng)對(duì)數(shù)變換后的時(shí)間序列，其一階差分變?yōu)榘窗俜直茸兓脑鲩L(zhǎng)率，對(duì)經(jīng)濟(jì)變量而言，隨時(shí)間按百分比變化的增長(zhǎng)率，比絕對(duì)增長(zhǎng)率穩(wěn)定。

四#65380;實(shí)證結(jié)果與分析

(一)單位根檢驗(yàn)

在建立關(guān)于交易貨幣需求的長(zhǎng)期均衡方程之前，需要先對(duì)各序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，以判斷各序列的平穩(wěn)性。利用Eviews5.0軟件分別對(duì)各變量水平值和一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，其中檢驗(yàn)過(guò)程中滯后項(xiàng)的確定采用AIC準(zhǔn)則，結(jié)果見(jiàn)表1。

注:其中檢驗(yàn)形式C，T，K分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)#65380;時(shí)間趨勢(shì)和滯后項(xiàng)的階數(shù)，加入滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)為白噪聲， #65380;和分別表示在10%#65380;5%和1%顯著水平的臨界值。

表1中給出了各變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，在1980-2004年期間，各變量的水平值均在5%的顯著性水平下無(wú)法拒絕單位根過(guò)程，表明其并非平穩(wěn)的時(shí)間序列；但這些變量的一階差分序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，各時(shí)間序列經(jīng)過(guò)一階差分平穩(wěn)，其中LnV0的一階差分在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，其他變量的一階差分均在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，所以是一階單整序列。

(二)收入差距與貨幣流通速度的協(xié)整分析

雖然各時(shí)間序列是非平穩(wěn)的一階單整序列但它們可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這個(gè)線性組合反映了變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整Co-integration關(guān)系。

本文使用Johansen多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法對(duì)多變量時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，該方法是基于向量自回歸模型的檢驗(yàn)方法，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強(qiáng)的解釋力，同時(shí)又要消除誤差項(xiàng)的自相關(guān)，因此選擇最大滯后階數(shù)為3，從三階依次降至一階來(lái)選擇VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。

結(jié)果表明，協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后期確定為1，各方程擬合優(yōu)度很好，殘差序列具有平穩(wěn)性。通過(guò)模型選擇的聯(lián)合檢驗(yàn)，確定常數(shù)項(xiàng)約束在協(xié)整空間內(nèi)且協(xié)整方程有截距的模型為最合適的協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

注:Trace表示跡檢驗(yàn)，Max-Eigen表示最大特征值檢驗(yàn)，r表示協(xié)整向量個(gè)數(shù)。

觀察表2可以發(fā)現(xiàn)，跡檢驗(yàn)量t和最大特征根檢驗(yàn)均終止在拒絕協(xié)整向量個(gè)數(shù)小于或等于0和接受協(xié)整向量個(gè)數(shù)大于或等于1，因此三組變量在1%的顯著水平上至少存在一個(gè)協(xié)整方程，上述變量之間的協(xié)整關(guān)系得到證實(shí)。正規(guī)化后的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系可表示為:

方程的擬合度較高，Ln的系數(shù)符號(hào)同預(yù)期一致均為負(fù)值。預(yù)期通脹上升時(shí)，人們傾向于持有更少的貨幣，這導(dǎo)致流通速度上升。上述三個(gè)協(xié)整方程中預(yù)期通貨膨脹系數(shù)在1%水平上顯著，即預(yù)期通脹對(duì)貨幣需求的長(zhǎng)期影響是顯著的。

通過(guò)模型計(jì)算，發(fā)現(xiàn)就總體而言，中國(guó)的貨幣流通速度與收入差距之間的關(guān)系不是十分穩(wěn)定，在V0#65380;V1的層面上呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系，和前文的理論分析一致，且顯著性顯著，t值分別為-5.35319#65380;-4.35134，相關(guān)系數(shù)不高；而在V2的層面上則出現(xiàn)了偏離，表現(xiàn)出正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.050632，但不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)t值為1.34411。協(xié)整結(jié)果表明，在貨幣的現(xiàn)金與狹義貨幣層次上，低收入群體的邊際貨幣需求傾向的確小于高收入群體，于是改革以來(lái)貨幣流通速度隨收入差距的不斷擴(kuò)大而下降；但是收入差距與廣義貨幣流通速度之間存在的負(fù)相關(guān)關(guān)系并不明顯?？梢?jiàn)，收入差距指標(biāo)對(duì)不同層次貨幣流通速度的影響是不同的，應(yīng)區(qū)別開(kāi)來(lái)進(jìn)行分析。

為什么收入差距降低了現(xiàn)金和狹義貨幣的流通速度，相反卻提高了廣義貨幣的流通速度?筆者認(rèn)為，當(dāng)微觀主體受收入變化的影響而提高儲(chǔ)蓄傾向時(shí)，相應(yīng)的消費(fèi)率會(huì)出現(xiàn)下降，貨幣流通速度因而減慢，與消費(fèi)最密切相關(guān)的就是M0與M1，所以當(dāng)收入差距越來(lái)越大時(shí)，消費(fèi)下降導(dǎo)致的V0和V1的流通速度降低。但值得注意的是，儲(chǔ)蓄存款變成銀行貸款之后，仍然可能形成另外一些人的消費(fèi)，構(gòu)成流通中貨幣的一部分。因此，收入差距的擴(kuò)大對(duì)某些經(jīng)濟(jì)體來(lái)說(shuō)意味著貨幣流通速度的減慢，但對(duì)另一些經(jīng)濟(jì)體則可能意味著貨幣流通速度的加快，即表現(xiàn)為V2速度的提高。

另一方面，根據(jù)貨幣層次的劃分方法，廣義貨幣等于狹義貨幣加上企業(yè)定期存款#65380;居民儲(chǔ)蓄存款和其他存款，其中其他存款包括黨政機(jī)關(guān)存款和郵政儲(chǔ)蓄存款。那么收入差距降低了狹義貨幣流通速度但提高廣義貨幣的流通速度的解釋:只能是廣義貨幣中企業(yè)定期存款#65380;居民儲(chǔ)蓄存款以及其他存款增加速度超過(guò)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。由于企業(yè)定期存款和其他存款在中國(guó)廣義貨幣總量中的比例不高，因此居民的儲(chǔ)蓄存款是最終的影響因素。由于貨幣流通速度V2對(duì)應(yīng)的貨幣供應(yīng)量是M2，而該指標(biāo)中包括了定期存款等具有預(yù)防動(dòng)機(jī)和投機(jī)動(dòng)機(jī)的金融產(chǎn)品，在中國(guó)目前的經(jīng)濟(jì)狀況下，許多居民或企業(yè)有著極強(qiáng)的預(yù)防動(dòng)機(jī)和投機(jī)動(dòng)機(jī)。綜合起來(lái)，收入差距的上升可能會(huì)抵消中國(guó)廣義貨幣流通速度的下降趨勢(shì)。

五#65380;結(jié)論及建議

本文分低收入群體和高收入群體兩個(gè)部門考察了中國(guó)的貨幣需求行為。經(jīng)驗(yàn)結(jié)果表明，高收入群體的邊際貨幣需求傾向遠(yuǎn)大于低收入群體。這可能是因?yàn)榈褪杖肴后w中占相當(dāng)大比例的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)仍然是自給自足的，由于存在“門檻效應(yīng)”，這些群體利用金融市場(chǎng)和信貸的比例也非常低。改革以來(lái)隨著收入差距的不斷擴(kuò)大，新增的貨幣量不僅要滿足總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的需求，還要滿足高收入群體比重上升所引致的更大比例的需求。這樣整個(gè)社會(huì)的貨幣需求量增長(zhǎng)速度便會(huì)高于收入的增長(zhǎng)速度。當(dāng)考慮到兩部門具有不同的貨幣需求傾向時(shí)，如果兩部門收入的比重不變，則單純社會(huì)收入的上升并不會(huì)引致貨幣流通速度的明顯變化。這部分解釋了中國(guó)M2/GDP快速增長(zhǎng)的原因，也部分解釋了M2/GDP快速增長(zhǎng)而通貨膨脹率卻較為穩(wěn)定的所謂“中國(guó)之謎”。經(jīng)驗(yàn)結(jié)果還驗(yàn)證了，預(yù)期通脹率會(huì)對(duì)貨幣需求產(chǎn)生顯著影響。通脹預(yù)期高時(shí)持有貨幣的機(jī)會(huì)成本增加，這會(huì)使得貨幣占收入的比重下降，即貨幣的收入流通速度會(huì)加快。

貨幣流通速度指標(biāo)主要表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)循環(huán)中貨幣交易的活躍程度和貨幣周轉(zhuǎn)的速度，它是由經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中各種經(jīng)濟(jì)變量相互影響和相互作用共同決定的一個(gè)內(nèi)生變量，從外部無(wú)法直接進(jìn)行控制。也就是說(shuō)，中央銀行并不能從數(shù)量上精確地控制貨幣流通速度的變動(dòng)，而只能通過(guò)采取有效的措施，來(lái)引導(dǎo)其向有利于實(shí)現(xiàn)自己政策意圖的方向變化。

收入差距不斷擴(kuò)大會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)需求萎縮，大量的資金沉淀在銀行手中，會(huì)進(jìn)一步加速貨幣流通速度的下降，使經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中實(shí)際能夠發(fā)揮作用的貨幣供給量減少，即使中央銀行增加名義貨幣量的供給，也難以實(shí)現(xiàn)相應(yīng)的擴(kuò)張效果。由于貨幣流通速度的變動(dòng)具有順周期的特性，往往會(huì)與逆經(jīng)濟(jì)周期而動(dòng)的貨幣政策發(fā)生矛盾，抵消貨幣政策的效果。貨幣流通速度的減慢，而減慢的貨幣流通會(huì)影響擴(kuò)張性貨幣政策的效果；同時(shí)貨幣供應(yīng)量的超經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還有可能使中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行面臨潛在累積的通貨膨脹壓力。因此，采取有效措施緩解收入差距，提高貨幣流通速度，這對(duì)于解決當(dāng)前中國(guó)貨幣政策有效性較低的問(wèn)題都不失為一種重要的選擇。

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(責(zé)任編輯:姜天鷹)

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