張艾蓮 劉 柏

吉林大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130012

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的歷程中，貨幣政策和財(cái)政政策是一國(guó)調(diào)控經(jīng)濟(jì)和實(shí)施國(guó)家職能的主要政策。自中國(guó)實(shí)施改革開(kāi)放以來(lái)，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系不斷完善，隨著金融市場(chǎng)的發(fā)展和貨幣工具的使用，符合市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行特點(diǎn)的貨幣政策實(shí)施頻率和影響力度日益擴(kuò)大，根據(jù)實(shí)際經(jīng)濟(jì)變動(dòng)進(jìn)行的貨幣政策微調(diào)和施行能夠保障經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的穩(wěn)定性并推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。作為貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)中間媒介的貨幣供給量關(guān)系到實(shí)施效果和影響力度。而貨幣結(jié)構(gòu)的變化則反映了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變遷和現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的成長(zhǎng)(燕紅忠，2011)［1］。

一、中國(guó)貨幣結(jié)構(gòu)的嬗變

隨著中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革的深入，金融業(yè)在資源合理配置、經(jīng)濟(jì)運(yùn)行服務(wù)等方面的作用越來(lái)越突出，并為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行提供了有力支撐。在金融發(fā)展過(guò)程中必然會(huì)發(fā)生貨幣結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，這種改變體現(xiàn)了貨幣政策作用的內(nèi)在機(jī)理，不同的貨幣結(jié)構(gòu)會(huì)產(chǎn)生相異的政策作用效果。貨幣結(jié)構(gòu)的改變會(huì)影響構(gòu)成要素的變現(xiàn)能力和派生能力，并繼而作用于貨幣傳導(dǎo)機(jī)制的渠道途徑和實(shí)施作用力。

中國(guó)對(duì)貨幣供給量的層次劃分按照國(guó)際慣例，主要依據(jù)是貨幣流動(dòng)性，采用的指標(biāo)是M0、M1和M2，流動(dòng)性能力依次下降，M0是流通中現(xiàn)金，M1是狹義貨幣，M2是廣義貨幣。中國(guó)自1996年開(kāi)始把貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)以來(lái)，貨幣供應(yīng)量在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程中發(fā)揮了重要的作用，不同貨幣層次M0、M1和M2的增長(zhǎng)變化更不相同，M0、M1和M2的各自增長(zhǎng)變化僅僅反應(yīng)了單一貨幣層面的內(nèi)涵，因?yàn)槊總€(gè)貨幣層次反應(yīng)的與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)相關(guān)的職能各不相同，所以采用貨幣結(jié)構(gòu)指標(biāo)能夠更為全面地反應(yīng)貨幣狀態(tài)，任一層次的變化都會(huì)對(duì)整體平衡狀況產(chǎn)生影響。由貨幣層次構(gòu)成的貨幣結(jié)構(gòu)行徑特征關(guān)系到資金變現(xiàn)能力和消費(fèi)與投資比例，同時(shí)還決定政府對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控過(guò)程中貨幣政策的執(zhí)行功效。

在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中，度量貨幣結(jié)構(gòu)的指標(biāo)主要是M0/M2和M1/M2，這兩個(gè)指標(biāo)反應(yīng)了流動(dòng)性較強(qiáng)的貨幣與流動(dòng)性較弱的貨幣之間的協(xié)調(diào)關(guān)系。它從一個(gè)側(cè)面反映貨幣流動(dòng)性強(qiáng)弱的結(jié)構(gòu)變化，是分析社會(huì)即期資金狀況，加強(qiáng)金融監(jiān)測(cè)的參考指標(biāo)之一(中國(guó)人民銀行，2002)［2］。伴隨著中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)實(shí)力的壯大，貨幣供應(yīng)量的規(guī)模也不斷攀升，貨幣結(jié)構(gòu)也發(fā)生了轉(zhuǎn)化。通過(guò)2001年1月至2013年6月的貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)的變化趨勢(shì)(圖1)可見(jiàn)，M0/M2和M1/M2整體趨勢(shì)小幅下降，表明流動(dòng)性較高的貨幣在流動(dòng)性較低的貨幣中的比重下滑。在二者的變動(dòng)態(tài)勢(shì)中，M0/M2的走勢(shì)呈現(xiàn)了較為明顯的周期性，而M1/M2的變化波動(dòng)幅度大于M0/M2，并呈現(xiàn)不規(guī)律性。

貨幣結(jié)構(gòu)的變動(dòng)受到眾多因素的影響，并反作用于經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，因此有學(xué)者對(duì)貨幣結(jié)構(gòu)與不同宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系問(wèn)題進(jìn)行了深入研究。但是，貨幣結(jié)構(gòu)自身的特點(diǎn)和發(fā)展規(guī)律對(duì)貨幣政策執(zhí)行和金融發(fā)展具有重要影響，只有甄別貨幣結(jié)構(gòu)的變化路徑才能有助于制定有效的政策。國(guó)內(nèi)對(duì)貨幣結(jié)構(gòu)自身變化特征研究不多，主要集中于對(duì)貨幣流動(dòng)性的研究以及對(duì)貨幣結(jié)構(gòu)與其他宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象關(guān)系的分析。李程和蔡桂云等(2011)［3］從貨幣流動(dòng)性的存量和流量?jī)蓚€(gè)方面對(duì)貨幣流動(dòng)性與資本形成進(jìn)行了實(shí)證研究，表明貨幣流動(dòng)性M1/M2上升會(huì)降低資本形成率。伍戈(2011)［4］認(rèn)為M1/M2測(cè)度了貨幣供應(yīng)內(nèi)部的活躍程度，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融的不斷發(fā)展，影響貨幣活化的因素必將不斷演變，時(shí)?？疾炱錄Q定因素，有助于為宏觀分析提供有價(jià)值的經(jīng)濟(jì)信息。李正輝等(2012)［5］在貨幣需求函數(shù)穩(wěn)健性為貨幣政策中介目標(biāo)有效性標(biāo)準(zhǔn)的假設(shè)基礎(chǔ)上，結(jié)合貨幣政策傳導(dǎo)過(guò)程中的非對(duì)稱性，構(gòu)建具有非對(duì)稱性的LSTAR模型，對(duì)M1和M2以及加權(quán)M1和M2進(jìn)行了檢驗(yàn)。

由于貨幣結(jié)構(gòu)受到市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和政策調(diào)控的雙重影響，在不同時(shí)點(diǎn)之間存在一定的相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)為緩長(zhǎng)記憶性。通過(guò)對(duì)貨幣結(jié)構(gòu)變化的緩長(zhǎng)記憶刻畫可以探知貨幣結(jié)構(gòu)的變動(dòng)機(jī)理，從而辨識(shí)貨幣結(jié)構(gòu)未來(lái)變化的發(fā)展態(tài)勢(shì)，并對(duì)未來(lái)的貨幣結(jié)構(gòu)優(yōu)化提供支撐，保障貨幣結(jié)構(gòu)符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律。

二、緩長(zhǎng)記憶模型數(shù)理分析

(一)Hurst指數(shù)

對(duì)于存在緩長(zhǎng)記憶的變量，以序列隨機(jī)不相關(guān)為前提的傳統(tǒng)度量方法無(wú)法甄別變量的特征，因此對(duì)時(shí)間序列緩長(zhǎng)記憶性進(jìn)行度量是變量分析的主要工作之一。針對(duì)河流及相關(guān)水儲(chǔ)量問(wèn)題，Edwin Hurst(1951)［6］最早提出了長(zhǎng)期依賴性的檢驗(yàn)方法，即R/S 統(tǒng)計(jì)量，Mandelbrot(1971［7］，1972［8］)對(duì)此又進(jìn)行了修正。

假設(shè)時(shí)間序列{yt}表示為y1，y2，…，yt，區(qū)間長(zhǎng)度為n，其均值為序列{yt}偏離均值的累積計(jì)算為

設(shè)定R表示公式(1)中的最大偏離值與最小偏離值之間的差距，即 Rt=maxYt(n)－ minYt(n)，其中，1≤t≤n。標(biāo)準(zhǔn)差為Hurst認(rèn)為通過(guò)下述關(guān)系式能夠有效刻畫時(shí)間序列的特征，即，其中，H即是Hurst指數(shù)。當(dāng)H=0．5時(shí)，序列是獨(dú)立分整的布朗運(yùn)動(dòng)。當(dāng)H處于(0．5，1)之間時(shí)，序列表現(xiàn)出長(zhǎng)期持續(xù)性，而當(dāng)H處于(0，0．5)之間時(shí)，序列是非持續(xù)的。

(二)ARFIMA模型

Granger and Joyeux(1980)［9］以及 Hosking(1981)［10］提出的自回歸分整移動(dòng)平均模型(簡(jiǎn)稱ARFIMA模型)是檢驗(yàn)緩長(zhǎng)記憶的主要方法。當(dāng)ARMA(p，q)過(guò)程的d階差分是穩(wěn)定且可逆時(shí)，則稱其為ARFIMA(p，d，q)過(guò)程。鑒于過(guò)程的穩(wěn)定性和可逆性，d是處于(－0．5，0．5)之間的任一實(shí)數(shù)。具體而言，設(shè)時(shí)間序列為yt，則ARFIMA模型為，

其中，L是滯后算子，Φ(L)和θ(L)分別是滯后多項(xiàng)式，分別表示為Φ(z)=1－是均值為0、方差為σ2的獨(dú)立同分布。采用Gamma函數(shù)Γ(·)，(1－L)d的二項(xiàng)式展開(kāi)為參數(shù)d決定模型的緩長(zhǎng)記憶性。如果d＞－0．5，則過(guò)程是可逆的，并表示為線性關(guān)系。當(dāng)d＜0．5時(shí)，表示協(xié)方差穩(wěn)定。當(dāng)d=0時(shí)，譜密度局限于原點(diǎn)，序列是弱依賴性，表現(xiàn)為短期記憶性。當(dāng)d＞0時(shí)，序列具有緩長(zhǎng)記憶性，因?yàn)樽曰貧w關(guān)系以雙曲線速率緩慢衰減，而短期記憶性是以指數(shù)速率快速衰減，后者速度明顯快于前者。當(dāng)d＜0時(shí)，過(guò)程是非持久的(Mandelbrot，1982)［11］，并且具有負(fù)自相關(guān)關(guān)系。

方程(2)的自相關(guān)函數(shù)滿足當(dāng)k→∞時(shí)，ρk～ cρk2d－1，0 ＜ cρ＜ ∞，即以雙曲線速率衰減。同樣的，相距時(shí)間較長(zhǎng)的觀測(cè)值之間的相關(guān)性可以通過(guò)間隔時(shí)間短的頻率表示。

三、中國(guó)貨幣結(jié)構(gòu)的實(shí)證檢驗(yàn)和結(jié)果分析

(一)貨幣結(jié)構(gòu)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

首先，對(duì)貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析和正態(tài)檢驗(yàn)，采用的貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)是M0/M2和M1/M2，樣本區(qū)間是2001年1月至2013年6月。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

在貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M0/M2的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中，偏度為正值說(shuō)明M0/M2序列是右偏的，表現(xiàn)為右拖尾;峰度為2．611且小于3，低于正態(tài)分布的峰度，表現(xiàn)為較為平坦的曲線;J－B統(tǒng)計(jì)量的概率為0．05，說(shuō)明貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M0/M2不是正態(tài)分布，因此存在緩長(zhǎng)記憶的可能。貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M1/M2的檢驗(yàn)結(jié)果與M0/M2不盡相同，標(biāo)準(zhǔn)差高于M0/M2，偏度為－1．022，為負(fù)值，說(shuō)明M1/M2序列是左偏的，表現(xiàn)為左拖尾;峰度為3．586且大于3，高于正態(tài)分布的峰度，表現(xiàn)為尖峰形態(tài);J－B統(tǒng)計(jì)量的概率為0，說(shuō)明貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M1/M2也不是正態(tài)分布，需進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，同樣存在緩長(zhǎng)記憶的可能。因?yàn)樨泿沤Y(jié)構(gòu)指數(shù)M0/M2和M1/M2的檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明其不是正態(tài)分布，所以基于正態(tài)分布前提假設(shè)的傳統(tǒng)模型不適用于檢驗(yàn)過(guò)程，無(wú)法體現(xiàn)序列的本質(zhì)特征。其次，對(duì)貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M0/M2和M1/M2進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，自相關(guān)關(guān)系變化趨勢(shì)如圖2和圖3所示。

貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M0/M2和M1/M2的自相關(guān)關(guān)系走勢(shì)表明，貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)自相關(guān)衰減的速度較為緩慢，基本呈現(xiàn)線性衰減，而且M0/M2的遞減速度尤為緩慢，要低于M1/M2。相比較而言，M0/M2的自相關(guān)系數(shù)要高于M1/M2，即使相隔30個(gè)月也大于0．3。整體而言，二者都體現(xiàn)了緩長(zhǎng)記憶的特征。

在對(duì)貨幣結(jié)構(gòu)指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)之前，需要對(duì)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷時(shí)間序列的穩(wěn)定性。通常采用的主要單位根檢驗(yàn)方法是ADF(Augmented Dickey－Fuller)，在10%的顯著水平下，貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M0/M2的ADF檢驗(yàn)結(jié)果為－1．63，高于臨界值－2．58;M1/M2的檢驗(yàn)結(jié)果為－1．31，同樣高于臨界值－2．58。傳統(tǒng)的單位根檢驗(yàn)方法無(wú)法拒絕貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)存在單位根的原假設(shè)，兩個(gè)序列都存在單位根，是不穩(wěn)定的。

(二)貨幣結(jié)構(gòu)的Hurst指數(shù)檢驗(yàn)

鑒于上述檢驗(yàn)和自相關(guān)態(tài)勢(shì)說(shuō)明貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)存在緩長(zhǎng)記憶的可能，所以采用Hurst指數(shù)和ARFIMA(p，d，q)模型進(jìn)行雙重長(zhǎng)記憶檢驗(yàn)。對(duì)貨幣結(jié)構(gòu)指標(biāo)M0/M2和M1/M2進(jìn)行Hurst指數(shù)檢驗(yàn)之前根據(jù)Davies and Harte(1987)［12］提出的幾何級(jí)數(shù)法劃分時(shí)間序列的子序列，即子序列的持續(xù)長(zhǎng)度逐漸縮減。通過(guò)對(duì)M0/M2和M1/M2的Hurst指數(shù)檢驗(yàn)得出，M0/M2的 Hurst指數(shù)為 0．99，T 統(tǒng)計(jì)量是 10．8，R2=0．96;M1/M2的 Hurst指數(shù)為0．95，T統(tǒng)計(jì)量是16．13，R2=0．98。Hurst指數(shù)結(jié)果通過(guò)了檢驗(yàn)。當(dāng)Hurst指數(shù)處于0．5與1之間的時(shí)候，不同時(shí)點(diǎn)的觀測(cè)值之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的依存關(guān)系。Hurst指數(shù)愈趨近于1，長(zhǎng)期依存關(guān)系越顯著;而當(dāng)趨近0．5時(shí)，相關(guān)關(guān)系減弱。所以，Hurst指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明貨幣結(jié)構(gòu)指標(biāo)M0/M2和M1/M2具有緩長(zhǎng)記憶性。因此，進(jìn)一步采用ARFIMA(p，d，q)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

(三)貨幣結(jié)構(gòu)的 ARFIMA(p，d，q)模型檢驗(yàn)

對(duì)于ARFIMA(p，d，q)模型，辨識(shí)緩長(zhǎng)記憶過(guò)程主要是確定d，在此之前需要確定模型中的p和q。這個(gè)確定過(guò)程通過(guò)對(duì)傳統(tǒng)模型 ARMA(p，q)進(jìn)行定價(jià)而獲得。ARFIMA(p，d，q)模型是分?jǐn)?shù)差分噪音模型與ARMA(p，q)模型相結(jié)合而得到的。但是，ARFIMA(p，d，q)模型不同于ARMA(p，q)模型，二者的自相關(guān)關(guān)系系數(shù)遞減速度不同，前者的自相關(guān)關(guān)系不會(huì)隨著時(shí)間的推移而消失，因此能夠體現(xiàn)時(shí)間序列非周期性的長(zhǎng)期依存關(guān)系。采用模型ARMA(p，q)選擇p和q值的標(biāo)準(zhǔn)依據(jù)是AIC準(zhǔn)則和Schwarz準(zhǔn)則(表 2、表3)。

表2 貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M0/M2 ARMA(p，q)模型估計(jì)結(jié)果

表3 貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M1/M2 ARMA(p，q)模型估計(jì)結(jié)果

按照AIC準(zhǔn)則和Schwarz準(zhǔn)則取值最小為最優(yōu)選擇的標(biāo)準(zhǔn)，貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M0/M2采用ARMA(1，2)形式，貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M1/M2采用AR(1)形式。

下面采用最大似然法對(duì)ARFIMA(p，d，q)模型進(jìn)行檢驗(yàn)(表4)。

貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)M0/M2的ARFIMA(p，d，q)模型中的 d 值為 0．266，M1/M2的ARFIMA(p，d，q)模型中的d值為0．484。當(dāng)0＜d＜0．5時(shí)，時(shí)間序列具有緩長(zhǎng)記憶特征。所以，貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)具有緩長(zhǎng)記憶，其形成機(jī)理受到歷史狀態(tài)的影響，存在高階相關(guān)依賴性，即使時(shí)間間隔較長(zhǎng)，不同時(shí)點(diǎn)的觀測(cè)值之間也存在相關(guān)性。

通過(guò)ARFIMA(p，d，q)模型檢驗(yàn)說(shuō)明貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)具有緩長(zhǎng)記憶性，不是正態(tài)分布。緩長(zhǎng)記憶性說(shuō)明貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)的歷史數(shù)據(jù)對(duì)未來(lái)變化具有解釋容度，并且結(jié)構(gòu)指數(shù)具有預(yù)測(cè)性?；趯?duì)貨幣結(jié)構(gòu)指數(shù)歷史表現(xiàn)的刻畫和規(guī)律的發(fā)現(xiàn)，能夠建立有效的模型對(duì)貨幣政策進(jìn)行有效預(yù)測(cè)，為貨幣結(jié)構(gòu)優(yōu)化提供實(shí)踐支持并保障其符合經(jīng)濟(jì)交易的需要。

?

四、結(jié)論及政策建議

貨幣層次的劃分是不同國(guó)家或地區(qū)根據(jù)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)而主觀設(shè)定的，而通過(guò)不同層次貨幣的架構(gòu)可以甄別貨幣結(jié)構(gòu)并控制貨幣運(yùn)作狀態(tài)，因此對(duì)貨幣結(jié)構(gòu)自身特點(diǎn)的研究有利于整體把握貨幣體系的轉(zhuǎn)變，促進(jìn)貨幣體系的良性運(yùn)轉(zhuǎn)。

第一，貨幣結(jié)構(gòu)指標(biāo)走勢(shì)表示中國(guó)貨幣流動(dòng)性比例趨于下降，雖然不顯著，但是已成趨勢(shì)。M0所代表的現(xiàn)金是出于短期交易的需要，隨著商業(yè)票據(jù)、銀行票據(jù)等便捷信用工具的出現(xiàn)和普及，現(xiàn)金持有的必要性開(kāi)始下降，導(dǎo)致其在廣義貨幣的比重下降。貨幣流動(dòng)性比例下降表明M2的增長(zhǎng)速度要高于M0和M1的速度，因?yàn)殡S著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的推進(jìn)，狹義貨幣已經(jīng)不能完全滿足市場(chǎng)交易的需要，所以M2所涵蓋的要素如定期存款、儲(chǔ)蓄存款和證券公司客戶保證金等增長(zhǎng)速度較快。因?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)水平的提升，居民收入大幅提高，成為資金重要的供給方，儲(chǔ)蓄存款余額逐年增漲，也導(dǎo)致了M0和M1在M2比重中的下滑。

第二，貨幣結(jié)構(gòu)指標(biāo)比例下滑表明在流動(dòng)性較高的貨幣層次中出現(xiàn)了新的支付方式，信用工具的出現(xiàn)和普及在一定程度上替代了貨幣職能，傳統(tǒng)的貨幣層次劃分已經(jīng)無(wú)法完全涵蓋現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的交易支付。而且，電子貨幣改變了傳統(tǒng)的貨幣結(jié)構(gòu)，降低了存款準(zhǔn)備金的計(jì)提基數(shù)，在放大貨幣乘數(shù)效應(yīng)的同時(shí)加大了貨幣乘數(shù)的內(nèi)生性(周光友，2009)［13］。近些年，高新技術(shù)的迅猛發(fā)展和網(wǎng)絡(luò)的迅速普及助推了金融領(lǐng)域創(chuàng)新型支付工具的廣泛使用，國(guó)家信用、企業(yè)信用和消費(fèi)者信用等信用形式加速發(fā)展，生產(chǎn)、分配、消費(fèi)等經(jīng)濟(jì)環(huán)節(jié)越來(lái)越多地依靠外部資金的融資，導(dǎo)致了廣義貨幣M2的增長(zhǎng)率減緩，因此整體趨勢(shì)下降緩慢。經(jīng)濟(jì)交易往來(lái)和支付方式不再依賴于傳統(tǒng)的貨幣形式，因此現(xiàn)行的貨幣層次劃分存在一定的掣肘，在貨幣結(jié)構(gòu)指標(biāo)的衡量方面應(yīng)依據(jù)經(jīng)濟(jì)貨幣化和信用化程度，將新的支付手段融入框架體系內(nèi)，如應(yīng)用于企業(yè)交易之間的商業(yè)票據(jù)以及發(fā)行規(guī)模較大的債券等，以更全面地度量經(jīng)濟(jì)運(yùn)行并有效地實(shí)施管理措施。

第三，貨幣結(jié)構(gòu)的緩長(zhǎng)記憶性說(shuō)明貨幣結(jié)構(gòu)的形成不是隨機(jī)過(guò)程，貨幣市場(chǎng)不符合經(jīng)濟(jì)理論中有效市場(chǎng)的設(shè)定，即市場(chǎng)價(jià)格無(wú)法及時(shí)反應(yīng)所有貨幣供給和需求的信息。貨幣結(jié)構(gòu)的可預(yù)測(cè)性使得政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)成為必然，貨幣政策措施的推出和執(zhí)行能夠有效的對(duì)市場(chǎng)失靈進(jìn)行修正。貨幣結(jié)構(gòu)的緩長(zhǎng)記憶性詮釋了貨幣政策作用的持久影響，貨幣措施的實(shí)施效果不再是短期行為，當(dāng)貨幣調(diào)控手段影響貨幣不同層次使其發(fā)生改變時(shí)，會(huì)對(duì)貨幣結(jié)構(gòu)的未來(lái)變化持續(xù)產(chǎn)生作用。因此，在橫向?qū)用嫔县泿耪咴卺槍?duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況變化并采取措施的同時(shí)，應(yīng)該在縱向?qū)用嫔详P(guān)注貨幣結(jié)構(gòu)的歷史表現(xiàn)和政策措施的歷史執(zhí)行和導(dǎo)向，并對(duì)延后影響時(shí)期和作用審時(shí)度勢(shì)，防止措施實(shí)施前的判斷失誤導(dǎo)致的政府失效。如若不基于歷史表現(xiàn)進(jìn)行調(diào)控，同向政策措施的重復(fù)使用會(huì)產(chǎn)生疊加效果，導(dǎo)致市場(chǎng)波動(dòng)更為劇烈。另一方面，政策導(dǎo)向與未來(lái)經(jīng)濟(jì)狀況不完全適用時(shí)，會(huì)引致風(fēng)險(xiǎn)的重疊波動(dòng)?？傮w而言，政策的作用力度取決于實(shí)施時(shí)點(diǎn)的權(quán)衡判斷，因?yàn)椴煌瑫r(shí)點(diǎn)實(shí)施的相異措施強(qiáng)度產(chǎn)生的作用和長(zhǎng)度截然不同。

第四，近年來(lái)，隨著中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)實(shí)力的提升以及出口競(jìng)爭(zhēng)力的躍升，凈出口持續(xù)增長(zhǎng)，國(guó)際收支平衡表的“雙順差”現(xiàn)象導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備持續(xù)攀升，現(xiàn)已成為世界上外匯儲(chǔ)備最多的國(guó)家，2013年6月外匯儲(chǔ)備已經(jīng)接近3．5萬(wàn)億美元。外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)客觀上要求進(jìn)行人民幣對(duì)沖業(yè)務(wù)以維持人民幣匯率的穩(wěn)定性，這間接導(dǎo)致了外匯占款的貨幣供應(yīng)量增進(jìn)。外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)速度越快引致貨幣供應(yīng)量攀升速度加快。外匯占款的存在也導(dǎo)致了中國(guó)貨幣政策的被動(dòng)性，正如“三元悖論”所述，一個(gè)國(guó)家或地區(qū)不可能同時(shí)實(shí)現(xiàn)資本流動(dòng)的自由性、貨幣政策的獨(dú)立性以及匯率的穩(wěn)定性三個(gè)目標(biāo)。在中國(guó)人民幣步入國(guó)際化道路的進(jìn)程中，貨幣政策實(shí)施的有效性和靈活性是其演進(jìn)的有力保障。人民幣實(shí)現(xiàn)國(guó)際化是以人民幣一定規(guī)模發(fā)行量為前提的，這樣才能滿足國(guó)內(nèi)和國(guó)外經(jīng)濟(jì)交往的需要。所以，合理的貨幣結(jié)構(gòu)是人民幣購(gòu)買力在國(guó)際社會(huì)保持穩(wěn)定的重要基石，恰當(dāng)?shù)呢泿乓?guī)模既能避免由于超規(guī)模貨幣發(fā)行引致的通貨膨脹，也能規(guī)避由于貨幣供給不足而無(wú)法滿足交易和儲(chǔ)備行為的需要，因此避免了貨幣供給不恰當(dāng)而產(chǎn)生的貨幣過(guò)?；虿蛔愕睦Ь?。依據(jù)國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)需要規(guī)范化貨幣供給，形成合理的貨幣結(jié)構(gòu)才能實(shí)現(xiàn)人民幣國(guó)際化。

有鑒于此，緩長(zhǎng)記憶性說(shuō)明了貨幣結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期持續(xù)性，突發(fā)性逆向改變的發(fā)生概率較低，受外部因素的影響不會(huì)短期內(nèi)消失，而是會(huì)漸進(jìn)式衰減。因此，在運(yùn)用貨幣政策進(jìn)行經(jīng)濟(jì)調(diào)控時(shí)，需兼顧貨幣供應(yīng)量及貨幣結(jié)構(gòu)的適用領(lǐng)域和強(qiáng)度，并結(jié)合多類型政策措施以實(shí)現(xiàn)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最終目標(biāo)。

［1］燕紅忠．貨幣供給量、貨幣結(jié)構(gòu)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)趨勢(shì):1650～1936［J］．金融研究，2011(7)．

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