内容提要货币流通速度是货币数量理论的核心内容，其变动对一国经济发展状况、物价水平走势等有重要指示意义。文章认为，货币流通速度出现上升或快速下降两种情况时，一经济体发生通货膨胀的风险概率会增加。从货币流通速度的视角，回看美国在疫情初期的货币过量宽松政策，及其导致的高通胀困境，对我国货币政策制定和经济高质量发展有启示意义。一、货币流通速度与通胀：内在逻辑与变化规律（一）货币流通速度概念回顾货币流通速度的概念源于货币数量方程式M·V=P·T，其中货币流通速度V表示单位时间内货币的周转次数。货币流通速度越高，单位时间内货币的周转次数越多；反之亦然。20世纪60年代后，货币数量方程式的收入形式普及，即M·V=P·Y。以一个国家为研究单位时，名义收入PY可以用国内生产总值GDP衡量，总货币量用广义货币供给M2衡量。因此，广义货币流通速度V=GDP/M2。实际上，GDP/M2衡量的货币流通速度是结果指标，其走升或走低反映了一段时间内一经济体名义货币供应相对国民经济产出的增加或减少。从货币价值创造的角度，GDP/M2即一单位M2对实体经济GDP贡献度，当货币流通速度下降时，广义货币供给对实体经济增长的贡献变小，更多的货币供给仅带来了较少的经济增长。（二）货币流通速度与通货膨胀之间的关系基于货币数量理论，货币供应量与物价水平之间存在对应关系。从货币数量方程来看，当货币流通速度处于不同的状态时，货币供应、实际经济产出和物价水平之间将呈现出不同的关系。其一，如果货币流通速度处于下降态势，则在货币供应增长快于实际经济产出增长时，物价水平并不必然被抬高。其二，如果货币流通速度相对稳定，则在货币供应增长快于实际经济产出增长时，物价水平可能会被推升。其三，如果货币流通速度上升，则在货币供应增长快于实际经济产出增长时，物价水平会被推动抬升。因此，相对于货币流通速度的下降，当其处于平稳或上升走势时，一经济体发生通货膨胀的风险概率增加。（三）主要经济体的货币流通速度变化规律总的来看，各主要经济体的货币流通速度都处于变化之中。一是各经济体在同一时期的货币流通速度不同。例如，2021年日本的GDP/M2数值为0.46，欧元区为0.84，美国为1.13，货币流通速度越低的国家，每单位M2增长对GDP增长贡献越低。二是主要经济体的货币流通速度处于下行趋势中。2000年以来，欧美等发达经济体的货币流通速度整体呈不断走低态势，但不同经济体的货币流通速度下行速度存在差异。三是2020—2022年，发达经济体的货币流通速度经历了快速下降然后上升走势。新冠疫情暴发初期，美国等加快货币供给以刺激经济，货币流通速度出现快速下降，直到2021年在高企的通胀压力下美国转而实行快节奏的紧缩货币政策，导致货币流通速度开始上升。二、从货币流通速度看持续通胀的成因（一）主要发达经济体的通胀现状及其成因近年来，美国等发达经济体的货币流通速度出现较快下降，显示其经济增长与货币供给出现了脱节与失衡。货币超发引致需求拉动型通胀，是本轮美国等发达经济体高通胀的起因。通胀的需求拉动理论认为，大量货币供给会导致经济中对商品服务的总需求超过现行价格水平下的总供给，拉动价格总水平持续上涨，从而引发通货膨胀。自2021年5月起，美国CPI一路走升，在2022年6月达到9.1%。2023年3月，美国、加拿大、英国和欧元区的CPI同比高达5%、4.3%、10.1%和6.9%。新冠疫情大流行冲击下，美国采取了极度宽松的货币政策——“无限量量化宽松”，以解决面临的经济衰退问题。由于信奉现代货币理论（MMT），美联储在短期内增加了大量货币供给。2020年3月开始，美国M2货币供给量在12个月内增加了24%左右。比较而言，为了修复2008年次贷危机创伤，美联储执行QE量化宽松政策，M2在2008年8月至2009年8月期间增加8.3%左右。从M2供给同比增速来看，2020年3月至2021年3月，美国M2供给同比增速月均值高达22%，加拿大、英国与欧元区也出现不同程度的货币供给增速加快，较2019年末水平均翻了约一倍以上。美欧等发达经济体货币供给量的大量增加，构成其通胀水平持续高涨的需求拉动因素。此外，成本推进型通胀理论认为，由于商品的价格是以生产成本为基础加上一定的利润构成，因此供给侧生产成本的上升必然导致一般物价水平的上升。2022年乌克兰危机爆发，推动原油、天然气等国际能源价格迅速上涨，同时全球贸易保护主义倾向明显，导致能源、原材料的生产成本上升，引发成本推进型通货膨胀。因此，当前欧美等国持续的高通胀是总需求与总供给共同作用的结果。由“需求拉动”引发，叠加“成本推进”，即供求混合理论。（二）GDP/M2的“V”型走势对通货膨胀的影响2020—2021年，受到全球新冠疫情冲击，美国经济增速经历了先急速下降、后反弹回升的态势（2020年美国经济增速为负增长，GDP同比仅为-1.5%）。量化宽松期间，美国的货币流通速度（以GDP/M2衡量）也经历了先急速下降（2020年为1.13，环比降20.4%）。比较而言，次贷危机时期，美联储执行QE量化宽松政策，2007—2009年美国GDP/M2降12.7%。第一，货币流通速度快速下降会对通货膨胀带来滞后效应。一方面，新冠疫情初期，美国等经济发展受到冲击，商品服务总供给能力有所降低，而大量货币供给刺激总需求上升，货币流通速度骤然降落。代表存在“过量”货币供给，引致价格水平上涨。另一方面，“过量”货币供给对之后的持续通胀带来滞后效应。2021年中旬，货币流通速度快速降低的滞后效应显现，4月美国物价水平便开始持续走高，CPI同比由2.6%涨至4.2%，到2021年底已升至7%。直到2022年，通胀依旧高烧不退，6月美国CPI同比高达9.1%，创下近四十年新高。超发的货币量未被美国经济增长全部吸收时，便在实体经济中滞留，为通胀埋下隐患。第二，货币流通速度的上升会助推物价水平抬升趋势。2022年美国货币供给增加减缓，货币流通速度开始上升，通胀水平持续在高位徘徊。从MV=PY看，在一定的真实产出下，当货币流通速度上升时，即使M2增长放缓，也会推动价格水平上升。加拿大、英国和欧元区也经历了相似情形，通胀水平的飙升发生在其货币流通速度的回升阶段。此外，由于价格具有“粘性”特征，易涨难降，因此即使2022年美联储减少货币供应，物价依旧高位徘徊。为了抑制严重通胀，2022年美国开启了力度极大的紧缩货币政策，全年加息七次共425个基点，创下了近28年来幅度最大、节奏最快的加息纪录。2022年美国快速收缩资产负债表，以期给“高烧”中的通胀降温，引发了全球大部分非美货币对美元持续贬值。三、中国货币流通速度的阶段走势与新情况（一）我国货币流通速度呈阶段性下降态势中国的广义货币流通速度呈不断下降趋势，可分为三个阶段。一是持续走低阶段，1990—2003年间，GDP/M2从1.23降至0.62，降幅近50%。这一阶段中国货币流通速度持续走低，主要是经济的货币化进程对新增货币产生了稀释作用。随着我国经济金融发展，人均可持有的资产价值不断增加；此外，金融复杂程度的提升，令人们可以选择多样化金融业务持有资产，造成适应需求的货币供给量不断增加，以GDP/M2衡量的货币流通速度不断下降。二是稳中有降阶段。2003年后，中国的货币流通速度降幅减缓，且在2007年和2010年前后出现货币流通速度的走升，物价水平也显著抬高。金融危机冲击下，2008年11月中国启动“四万亿量化宽松救市”，以货币供给增加刺激实体需求，货币流通速度自2008年的0.67快降至2009年的0.57。同时，中国CPI物价水平也显著抬升，同年2—4月均在8%以上；此后回落。2012年后，中国货币流通速度缓慢走低，但并未再出现严重的物价上涨。2015年，中国的货币流通速度首次降至0.5以下，达0.495。三是相对稳定阶段。2015—2022年间，中国的货币流通速度走势相对稳定。通货膨胀压力下，英国、欧洲等不得不跟随美联储的节奏执行紧缩货币政策，以遏制高通胀。而中国选择了偏宽松的货币政策，以促进经济平稳增长，走出了独立稳健道路。因此，中国的货币流通速度未出现明显波动，物价也维持在相对较低且基本稳定的水平。2022年国际地缘冲突加剧与疫情持续发酵，中国经济增速走低。为促进经济增长，我国执行合理充裕的货币政策，全年M2同比增长月均值为11.2%，货币流通速度降至0.5左右。（二）货币流通速度整体处于下降趋势的原因第一，经济货币化进程对货币流通速度走低的影响。经济的货币化进程，主要是指从纯粹的实体经济运行，逐渐演变为实体经济和货币经济的交融运行。随着经济货币化程度加深，各种金融工具的不断发展以及信用的普及，需要越来越多的货币支撑，导致经济体的货币流通速度走低。大多发达经济体已于20世纪中期完成了经济货币化进程。第二，虚拟经济与金融深化对货币流通速度走低的影响。当虚拟经济不断发展时，需要更多货币以支持业务交易、价值衡量等。实体经济增长放缓时，仍会有很大部分货币供给增加被虚拟经济部门所吸收，也不会导致货币超发。金融市场交易规模的扩大，也会导致导致广义货币量相对于实体经济的比例不断提高，以及货币流通速度的下降。第三，数字经济对货币流通速度的影响。数字化时代的到来，对日常经济金融活动产生了极大影响。数字信息技术革新了经济生产与交易方式，降低了交易成本，提高了资源利用率，促进了商业模式创新等，对经济增长有促进作用，也带来了更多货币需求与供给。当数字信息技术对经济增长的促进作用大于所需的货币量时，便能对GDP/M2产生正向影响；反之则有负向影响。四、对我国的几点启示第一，关注货币流通速度指标的变动趋势。应以欧美等经济体的高通胀处境为鉴，关注货币流通速度指标的变动趋势，尤其关注其对物价水平的潜在影响。2023年全球经济下行压力升高，滞胀风险上升，我国要注重把握货币供给节奏，权衡好稳增长与稳物价之间的平衡关系，做好潜在风险防范。第二，灵活运用结构性货币政策工具。控制好货币供给总量增长“不过度”，灵活运用MLF、SLF等短期货币投放工具，少量多次、精准供给，以多样化的结构性货币政策工具，有效助力市场主体纾困解难，推动社会信贷结构持续优化，兼顾防范通货膨胀与促进实体需求。第三，坚持供给侧结构性改革，促实体经济健康发展。货币刺激总需求调整对经济增长的效用有限，坚持供给侧结构性改革才是促发展的关键环节。从供给端改革出发，优化实体经济结构，提升产业链供应链现代化水平和国际竞争力。这对有效保障经济发展的高水平供需平衡、维护物价水平保持基本稳健有重要意义。END作者：吴丹，中国银行研究院，研究员、博士后；梁曼恬，中国进出口银行贸易金融部原文《从货币流通速度看通货膨胀及对我国的启示》全文将刊载于中国外汇交易中心主办《中国货币市场》杂志2023.08总第262期。更多阅读◆2023年上半年债券市场回顾与展望◆2023年上半年人民币外汇衍生品市场回顾与展望◆2023年上半年利率互换市场回顾与展望更多精彩内容扫码关注我们扫码“中国货币市场”小程序开启线上阅读/订阅}

经济货币化的含义主要指：相对于自给自足的物物交换而言，货币的使用正在日益增加，也就是指交易过程中可以用货币来衡量的部分的比重越来越大。近年来国内外学者都把经济货币化作为研究重点，戈德史密斯(Raymond W．Goldsmith)、高斯(S．Ghosh)、弗里德曼(Milton friedman)和施瓦茨(Anna J．Schwartz)等经济学家就60年代主要国家经济货币化的比重进行了分析，从而得出一个结论：经济货币化比率的差别基本上反映了不同国家的经济发展水平，货币化比率与一国的经济发达程度呈现明显的正相关关系； 一、我国经济货币化的计算及其悖论 根据我国目前的常用方法，即采用M2／GDP的方式来表示经济货币化指标，我们得出计算结果如下： 我国经济货币化指标 年份 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 经济货币化指标(96) 36．1 40．8 46．0 48．9 51．8 57．8 54．5 61．4 64．1 62．2 经济货币增长率(%) 13．1 12．7 6．3 5．9 11．6 -5．7 12．7 4．4 —3．0 同上 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 64．6 82．5 89．5 95．4 100．7 100．4 103．9 112．1 122．2 132．1 146．1 3．9 27．7 8．5 6．6 5．6 -0．3 3．5 7．9 9．0 8．1 10．6 资料来源：根据各期《中国统计年鉴》及《1999年中国统计公报》编制。 从该计算结果中，我们看到随着经济的迅猛发展，我国的经济货币化增长态势十分显著，换句话说，货币关系作为经济关系的存在形式在我国已得到了相当程度的深化与泛化，但当我们对比亚洲其它国家时，却发现了一个悖论：经济发展水平尚不发达的中国在经济货币化指标上竟然丝毫不逊于一些经济较发达国家和地区。 与发达国家相比，我国也是相当高的，以1998年为例，美国仅为0．67，而我国已经是1．32。由此我们得出一个事实：我国的经济货币化发展呈现非常不正常的态势。 二、我国经济货币化水平与居民消费水平的格兰杰因果检验 如前所述，一般来讲，经济货币化水平与一国的经济发达程度呈正比，因此我们还可以从计量经济角度来分析我国的经济货币化程度与我国的经济发展水平的相互因果关系‘由于我们用M／GDP来表示经济货币化指标，因此在进行因果关系检验时，我们必须采用与M、GDP无关的指标，笔者在此采用的是居民消费水平指标，具体的想法是，一国的经济发展水平的最实际体现即为居民消费水平。我国的相关结果数据如下： 我国经济货币化指标与居民消费水平比较 年份 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 经济货币化指数 1．13 1．20 1．00 1．06 1．12 0．94 1．13 1．04 0．97 居民消费水平指数 1．17 1．14 1．11 1．10 1．11 1．17 1．23 1．33 1．14 1．26 年份 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 经济货币化指数 1．04 1．28 1．08 1．07 1．06 1．00 1．03 1．08 1．09 1．08 居民消费水平指数 1．13 1．08 1．16 1．21 1．27 1．33 1．26 1．19 1．09 1．07 数据来源：根据中国统计年鉴(1999)整理而成，其指数采用的是环比数据 格兰杰(Granger)因果检验方法是识别一组变量(x，y)是否存在因果关系的一种常用方法。这里的因果关系是指格兰杰意义上的因果关系，基本思想为：如果x的变化引起y的变化，那么x的变化应当发生在y的变化之前，就认为x变化是y变化的原因。具体表述为：“对于服从平稳随机过程的两个变量x和y，如果用x、y各自的过去值和现在值预测y，比不用x的现在及过去值预测y所得的预测值较为优良，那么就存在x到y的因果关系”。格兰杰因果检验的具体方法如下：对于两个平稳时间序列{xt}和{yt}，其中t＝1，2……T。要检验x是否为引起y变化的原因，构造以下两个模型： 无限制条件回归： (1) 有限制条件回归： (2) 其中，εt是白噪声，n是滞后阶数(可以任意选择)。 设假设H0：β1＝β2＝……＝βn＝0，分别对模型(1)和(2)进行回归，得到各自的残差平方和SSRu与SSRr后构造F统计量。 F(n，T-2n)＝[(SSRr-SSRu)／n]／[SSRu／(T-2n)] 如果F(n，T-2n)＞Fα(α为显著性水平)，那么我们就拒绝：“x不是引起y的变化的原因”的假设。然后，检验“y不是引起x变化的原因”的原假设，做同样的回归估计，但是要交换x与y，检验y的滞后项是否显著不为0。要得到x是引起y变化的原因(单向的因果关系)的结论，我们必须拒绝原假设“x不是引起y变化的原因”，同时接受原假设“y不是引起x变化的原因”。 为了检验经济货币化水平与居民消费水平的格兰杰因果关系，令原假设H10：经济货币化水平不是引起居民消费水平变化的原因；原假设H20：居民消费水平不是引起经济货币化水平变化的原因。利用上文所述的有关数据，格兰杰因果检验的结果如下： 原假设 n＝1 n＝2 n＝3 F统计值 概率(Prob) F统计值 概率(Prob) F统计值 概率(Prob) H10 1．34339 0．26456 1．05617 0．37800 1．39280 0．30696 H20 1．96959 0．18917 2．79044 0．10112 1．81143 0．19833 在上式中，从检验效果来看，我国的经济货币化水平竟然与居民消费水平不呈显著的因果关系。这实际上就很令人费解，毕竟居民消费水平与经济货币化指标从国外经验与常识来看，都应该有一定的因果关系。所以唯一的解释就是：从因果关系来看，我国表面上很高的经济货币化水平实际上并不代表同样水平的居民消费水平，这种指标是很不正常的。
参考资料：
http://lw.chinacfa.cn/bank-and-montary/bank/2006-09-30/15bc5703cafdcd1cd0823302691bc77a.html
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