中国的高货币化之谜

中国的高货币化之谜
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张　杰 内容提要:通过将政府对银行体系的补贴和担保因素引入Mckinnon 的最优货币化模
型,本文初步认定政府对银行体系的控制是导致中国高货币化结果的基本原因。

而基于
Bailey 2Cagan 函数的提示,本文进一步发现,在政府对银行体系实施有效控制的前提下,内
部货币扩张具有与外部货币扩张不同的货币需求“预算约束”和福利后果。

其要害是,它
可以兼容在货币化进程原本存在显著利益冲突的政府和居民部门的效用,从而使得中国
的高货币化与货币价格的稳定并行不悖。

本文的结论是,由于中国的高货币化具有十分
特殊的金融制度内涵,因此既不能简单夸大其负面效应,也不能过高期望数量调整政策的
效果。

合理的做法应当着眼于调整政府、银行体系与居民部门基于内部货币扩张而形成
的利益关联机制,以改变货币需求的“预算约束”和潜存于经济中的货币化激励。

关键词:货币化路径　货币化“高差”　最优货币化　银行体系　内生货币扩张
3　张杰,中国人民大学财政金融学院,邮政编码:100872,电子信箱:zhangjie @s 。

本文完稿后,曾在中国人民大学
财政金融学院主办的“双周学术讲座”(第2期)上做过介绍,感谢部分与会学者的提问与评论。

同时感谢高晓红、谢晓雪和张淑敏
在统计数据整理方面所做的工作。

本研究得到国家教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目(03JZ D0013)
和教育部人文社会科学重点研究基地重大研究项目(05JJD790097)专项资金的支持,谨表谢意。

最后,特别感谢两位匿名审稿人的有益评论和建设性修改意见,当然文责自负。

①　有关中国经济货币化进程的描述与分析,可参见易纲(1996)、张杰(1998)。

②　笔者曾经认为,经济改革给金融格局带来的变化是显著的,但不是深刻的;从总体上看,经济货币化水平的提高是“用迅速增长的银行资产和负债来支撑经济高速增长”的必然结果(张杰,1995)。

李健等(2004)的研究也表明,M 2Π
G DP 不是越高越好,过高的货币化指标反映企业和居民的融资活动严重依赖于银行部门,以及经济发展过分地依赖于货币性金融资产的推动,从而折射出金融市场的软弱无力。

③　实际上,这种趋势在戈德史密斯(G oldsm ith ,1996)的早期著作中已经提及。

一、引　言
经济改革以来,中国经济的货币化水平得到前所未有的提升,①引起国内外学术界的普遍关注。

起初,大多数人特别是国内的学者将货币化水平的提升看作中国经济改革取得进展的一个主要标志;后来,当中国的货币化指标(M 2ΠG DP )在20世纪90年代中期突破100%关口、全面超越欧美主要市场经济国家并逼近日本的水平时,学术界的注意力有了转变。

人们开始留意这种高的货币化指标下面所包含的东西,不少研究文献对如此高的货币化水平的负面效应表示担忧,认为其中
可能蕴涵着经济金融运行过程的某些“扭曲”。

②眼下,这种担忧已经升级为牵涉整个货币金融领域的理论和政策争论。

在中国经济迅速融入全球化进程,特别是中国金融体系改革面临所谓“银行主导”还是“市场主导”的艰难抉择的背景下,这种争论从一开始就被赋予极强的政策导向涵义。

由于自20世纪50年代以来世界各主要经济发达国家普遍出现货币化指标下降的趋势,③与此同时,金融市场加速发展;加之近年来中国银行业出现了前所未有的经营困境,因此,人们逐步倾向于认同国际金融业界将货币化水平的高低作为判
断一国金融体系是否有效率的重要指标。

学术界和政策层有不少人坚信,只有通过发展资本市场提高“直接融资”比例,或者采取果断措施削减货币供应,①从而改造现有货币化指标的“分子”结构,才能在中国构建有效率的金融体系。

我们并不怀疑发展资本市场对于提高一国金融体系效率的实际作用,也基本认同过分依赖银行体系的风险后果,但对那些抛开中国金融体系的制度特征,单方面强调降低货币化比率一定会提高金融体系效率的观点持有异议。

我们认为,在作任何推断之前,需要首先弄清楚,推动中国货币化水平在如此短的时间内得到迅速提升的基本因素到底是什么?
本文试图对这一问题做出回答,其分析结构安排如下:第二部分基于G oldsmith 的“货币化路径”假说分别刻画西方主要成熟市场经济国家、主要发展中国家以及中国的货币化轨迹,并对所谓的货币化“高差”及其涵义做了初步确认;第三部分通过一个正式模型讨论最优货币化的决定,进而分析决定中国最优货币化的特殊条件;第四部分借助“Bailey 曲线”对两类货币扩张的机理和绩效进行对比分析,以寻找导致中国高货币化的深层制度因素;最后,在第五部分对全文的讨论进行总结,并给出分析结论。

二、“货币化路径”与货币化“高差”11关于“货币化路径”假说
图1　美国与英国的货币化路径:1871—2004资料来源:1950年以前数据来自Friedman 和Schwartz (1982)表4.8、4.9;英国1950—1981年数据和美国1950—1993年数据来自《帕尔格雷夫世界历史统计》(第4版)表G 4、J1;英国1982年以后数据和美国1994年以后数据来自I MF :International Financial S tatistics (1994—2005)。

　
在由美国经济学家Raym ond W.G oldsmith
(1969)开创的金融结构分析框架中,货币化比率被
视作衡量一个国家经济发展水平与进程的最重要
标志之一,但遗憾的是,G oldsmith 对货币化比率的
描述相当粗略。

据他本人解释,这是由于不论是发达国家的早期发展阶段还是欠发达国家的目前
发展阶段,“现有的统计数据令人伤心地不充分”。

尽管如此,他还是对世界各国的货币化趋势做出
了某些推测。

比如他确认,从总体上看,通货(包
括硬币和银行券)与国民财富的比例先是上升,然后趋于平稳甚至下降,银行货币(支票存款)的比
例也经历过相似的历程。

②这就是著名的“货币化
路径”假说。

这一假说虽在G oldsmith 那里无法取得足够的直接证据,③但后来却陆续得到一些学者如Friedman 和Schwartz (1982)等实证研究结果的有力支持(如图1所示)。

图1显示的虽然只是美国和英国的情形,但基本可以代表欧美主要国家的货币化走势④。

根据G oldsmith (1969)提供的证据,1963年前后,大多数西方国家的货币化比率在0185上
①②③④我们也可透过G oldsm ith 另外一项研究(1985)对西方主要市场经济国家金融相关比率(FIR )演进轨迹的勾勒而间接地获取有关货币化路径的证据。

G oldsm ith (1969)只是表明,发达国家在过去100年以及其余国家在过去50年间,其货币化比率的变动不是很大。

这应当理解为,这些国家的货币化在这段时期(发达国家1869—1969,其余国家1919—1969)处于平稳阶段,但他并未提供更为详尽的数据资料。

很显然,这与Friedman 和Schwartz (1982)更为精确的实证刻画存在不小差异。

好在G oldsm ith (1985)随后的研究结果在很大程度上弥合了这种差异。

由于通货与银行货币加总起来相当于通常意义上的广义货币(M 2),因此,上述推测所使用的货币口径基本上与如今国际通用的衡量货币化水平的货币口径相吻合。

比如在经济改革过程屡试不爽的所谓“储蓄分流”政策等。

下,而且这一比率被认为是可以近似地描述这些国家前几十年的情形。

西方国家的货币化比率在1946年出现“折点”,“折点”处的货币化比率为019。

尽管此后一些国家(如意大利1969—1979年和日本1972以后)的货币化比率有过接近甚至超越019或者1的记录,西方主要国家的货币化比率自20世纪50年代后期开始也经历了一个缓慢上升的过程,但平均来看,都未曾超过1946年的“折点”值。

正如G oldsmith 所料,大部分发展中国家的货币化比率处于较低水平。

平均来看,这些国家在1950年的货币化指数要高于中国同期的水平,不过,随后的货币化路径却表现得相当平缓。

直到1980年仍未越过013的关口,1999年达到历史最高值015。

即便按照G oldsmith 的“货币化路径”假说,这些发展中国家的货币化指数也将经历“倒U ”过程,但从已有的货币化轨迹不难推测,其货币化的“折点”值可能要比中国的低出许多。

21货币化“高差”:一种初步认定
在计算中国的货币化指数时,更早时期统计数据的缺乏是意料之中的事情。

好在1952年以后的数据不仅可得,而且还相当完整;特别是1990年以后M 2数据的统计口径开始与国际接轨,从而极大地方便了本文随后的比较分析。

由图2不难看出,在1952年以后的50余年间,中国的货币化指数呈显著上升趋势。

1952年的货币化指数只有01149,低于美国1871年01216的水平。

改革开放初期的1978年,也不过0132;若按世界银行口径计算,则仅为0125(W orld Bank ,1996)。

可是,随着改革的继续推进,中国的货币化指数在随后的将近30年中迅速攀升。

1992年超越西方国家的货币化路径“折点”值019;此后,货币化指数以更快的速度上升,1997年为1122,这一比值首次超过日本历史上的最高货币化指数即1989年的1116(这也是有史以来西方市场经济国家货币化指数的最大值)。

2003年达到1188的高
位,2004年略有下降,截至2005
年9月的粗略估计,这一指数已经上升到119。

①119的高水平,但我们仍然不能肯定这一比值就是所谓的“折点”值。

尽管如此,即便将119暂时认定为“折点”值,也已经比前面估计的西方主要市场经济国家的平均货币化“折点”值整整高出1个比值,比其它发展中国家的平均货币化的“最大值”更是高出114个比值单位。

本文将这种货币化指数的差异称作货币化“高差”,图3直观地显示了中国与西方主要市场经济国家以及主要发展中国家的货币化路径与货币化“高差”。

在图3中,TP1、TP2和TP3分别表示西方主要国家、主要发展中国家和中国的货币化“折点”,三个“折点”之间的垂直距离(分别用ΔP1、ΔP2表示)为货币化“高差”。

31货币化“高差”意味着什么?
勿庸置疑,仅从现有的统计结果看,中国与西方主要市场经济国家的货币化指数的确存在显著差异。

问题在于,这种差异是量的差异还是质的差异?
或许会有不少人支持这样的看法:若基于已有的数据,不难判断,任何一个国家的经济都是从较低的货币化水平起步,经过一段时期的发展和演进,逐步迈上较高货币化的台阶;再经历一段时期的经济发展和金融创新,货币化水平又会在频繁震荡中缓慢回落;与此同时,一国的货币化经济将让位于所谓的“金融化”经济。

货币化指数的这种“倒U ”路径②,西方国家已然,中国也不例外。

这就意味着,上述货币化指数的差异自然是量的差异了。

①②实际上,G oldsm ith (1969)的“货币化路径”假说就是关于货币化路径的“倒U ”假说。

无庸讳言,由于一些商业银行具有虚增存款的激励,因此,近年来中国M 2有高估的嫌疑。

尽管如此,本文认为,这种高估不会对中国货币化指数的测算造成大的影响。

原因很简单,不少地方政府追求政治绩效的冲动也在很大程度上导致了G DP 的所谓“虚增”,从而抵消了存款虚增对货币化指数的影响。

图2　中国的货币化路径:1952—2005注:1989年以前M 2为M 0与金融机构存款余额之和;2005年为截至该年9月份的数据;2004年G DP 数据未按国家统计局的上调比率(1618%)进行修正。

资料来源:1978年之前,张杰(1998)表2—3;1978年以后,《中国统计年鉴》(2005)、《中国统计摘要》(2005)。

以上看法无疑具有逻辑上的完整性和
可信性,并且,尽管我们目前对于1850年以
前西方主要国家的货币化路径尚难确知,但
最近150余年的数据已经可以勾勒出一条
至少包含一个完整“倒U ”的货币化轨迹。

对于中国,1952年以前的货币化路径是否包
含“倒U ”轨迹,一时难以寻找到可靠证据,
不过,迄今半个多世纪的货币化进程至少可
以暂时证实“倒U ”轨迹的前一半。

问题在于,我们能否单纯依照货币化轨迹的形状来判断不同国家货币化进程及其
逻辑的异同?或者说,如果中国今后的货币
化轨迹完全符合西方主要市场经济国家已
经走过的“倒U ”轨迹,能不能就凭此认定中国的货币化进程无非是对西方已有货币化
图3　货币化“高差”
轨迹的一种简单复制?中国的货币化指数
在短短的50余年间从0115迅速提升到119,
而对于西方主要市场经济国家,其货币化指
数由013上升到019则差不多经历了漫长的
一个世纪。

如此巨大的差异一定掩藏着不
同的货币化机理和货币化逻辑,或者说,能
够将货币化水平推向119高位的经济一定
有别于仅能支撑019和015货币化水平的经
济。

我们需要寻找新的解释因素,甚至新的
解释范式。

三、最优货币化的决定
11“Mckinnon 最优”:条件、命题及其它
依据前文的描述,中国与主要西方市场经济国家以及发展中国家的货币化指数存在巨大的差异,由此引出的问题是,到底什么样的货币化水平才是最优的?各国的货币化水平是各有各的最优,还是都得服从某个统一的最优?进一步地,在理论上是否存在可以评判一国最优货币化水平的单一尺度?
早在1973年,Mckinnon (1973)就已经明确提出最优货币化概念并试图给出正式解释。

Mckinnon 坚持认为,提高并保持持有货币的实际收益是提升一国货币化水平的关键因素。

当一国经济的货币化进程开始启动时,由于存在一个主要发行铸币和通货且由政府直接控制的简单银行体系,①因此政府会从货币持有者身上尽可能多的榨取铸币税或者通货膨胀税。

当然,货币持有者会以减少甚至放弃货币持有的方式做出反应;货币当局不得不做出让步,将部分铸币税以增加存款利率的
形式让渡给货币持有者。

受到(d -p 3)上升的激励,人们会增加手中的实际现金余额。

在图4中,
这种情形表现为铸币税沿EF 曲线的下降和M ΠP 沿CD 曲线的增加。

①这种情形可以理解为货币当局与银行体系同属一个利益主体,拥有相同的效用函数。

图4　最优货币化的决定模型
当M ΠP 跟随(d -p 3
)增加时,原来只为政
府供应铸币税的简单银行体系逐步转变为拥有
各类存款和贷款的复杂银行体系。

①当银行体
系最终摆脱政府的控制而获得“独立”的效用函
数时,最优货币化的决定又增添了一个新的因
素,即银行体系的边际投资收益。

一旦考虑到银行体系的边际投资收益r ,②则货币化进程就
不完全是(d -p 3)的函数。

在较为复杂的银行
体系中,货币结构由原来的单一通货转变为通
货加存款,存款的加入增加了货币化的约束因
素;对于银行体系而言,存款的增加是需要付出成本的,这个成本就包括银行经营成本c 和(d
-p 3)。

基于以上考虑,便可得出决定一国经济最优货币化水平的条件:
(d -p 3)=r -c (1) 等式(1)表明,一国经济最优货币化的实现需要在货币需求者和货币供给者之间达成利益均衡,为了达成这种利益均衡,要求银行体系的边际投资收益能够同时抵补货币持有者实际收益的增加和银行机构本身经营成本的边际支出。

在图4中,横轴上J 点表示的便是满足等式(1)的最优货
币化水平。

③由于J 点被Mckinnon 称作“金融天堂”和“最优货币化点”,因此可称为“Mckinnon 最
优”。

由“Mckinnon 最优”可以得到以下命题:
命题1:一国的货币化水平与政府因素的介入程度成反向相关,与银行体系独立性的大小成正向相关。

21“新古典最优”:一种理论提示
我们已知,在Mckinnon 的分析框架中,图4中的J 点是一国货币化水平所能达到的最远边界,它在理论上对应于图3显示的货币化折点TP1。

当然,Mckinnon 本人并没有排除货币化水平突破J 点的理论可能性。

不过,实现这种突破所需要的条件被认为是相当苛刻的,那就是政府能够向银行体系提供大量的补贴(1973,p 1139)。

为什么Mckinnon 偏要将政府补贴视为“苛刻条件”来严守其最优货币化观点呢?
原因或许在于,在Mckinnon 的分析框架中,政府因素相对于银行体系一直扮演的是“攫取者”
的角色。

既然如此,要让政府为银行体系提供补贴,无异于“与虎谋皮”。

④这里,我们不妨暂且搁
置政府能否(抑或应不应该)给银行体系提供补贴这一问题,转而关注:在政府可以给银行体系提供补贴的前提下,最优货币化点是如何突破J 点而右移的?
这一问题的答案要比想象的简单许多。

实际上,仅就银行体系单独来说,获得政府补贴在很大程度上意味着经营成本的“外部化”,如果假定政府补贴a 足以抵补银行的成本,则银行本身就会面临一种“零成本”境界。

一旦银行经营成本可以“外部化”,则最优货币化的条件就会随之转变为:
(d -p 3)=r -(c -a )(2)
①②③④M ckinnon 后来对政府因素的看法有所改变,但那已是20年以后的事情。

M ckinnon 认为,西方主要工业化国家因基本满足了最优货币化条件,其货币化水平位于J 点或者附近,而“大多数发展中
国家没有达到最优货币化境界,它们仍然被压制在远离J 点的左方”
(1973,p.140)。

起初,银行体系的投资收益主要来自贷款。

导致这种结果的一个重要条件是,铸币税的减少使得银行体系开始有能力向私人部门(如企业)提供中介服务,其中最主要的就是贷款。

既然c =a ,则
(d -p 3)=r (3)
由于等式(3)起初在新古典的货币理论中曾被用来刻画决定最优货币数量的“完全流动性规则”,同时也彰显了“交易成本为零”这一新古典传统,因此,L 点可以称作“新古典最优”。

完全出乎我们意料的是,政府因素对于一国货币化的负面作用竟然在“新古典最优”框架中得到了修正。

我们知道,排斥政府作用或者怀疑政府作用的动机是新古典货币理论一贯坚守的信条。

问题在于,当新古典理论遭遇到银行体系提供货币供给需要支付成本这一实际情形时,难免陷入两难困境。

也就是说,如果承认存在货币供给成本,其完全流动性规则将难以贯彻,交易成本为零的既定假设也将面临挑战;如果拒绝货币供给成本,就得引入某些外部因素,以便使这种成本“外部化”,而政府因素当属其中可能的一种选择。

很显然,新古典货币理论最终还是选择了政府因素。

这样,我们可以得到一个新的命题:
命题2:政府因素可以通过“外部化”银行体系的货币供给成本提升一国的最优货币化水平。

31什么决定中国的最优货币化?
仅从逻辑上看,“新古典最优货币化”命题已经接近于完整刻画中国的最优货币化条件。

不过,“接近”毕竟不等于“能够”。

“新古典命题”尽管指出了政府因素对于一国货币化的正向作用,但对作用条件的考虑还是过于简单。

具体地说,它只是强调了政府补贴这一“外生变量”的重要性,①而没有涉及银行体系的“内在”制度结构。

问题在于,改革以来,中国快速推进的货币化过程一直与一种特殊的银行制度结构紧密相关,而政府因素在其中长期充当着相当特殊的角色。

除非剖析这
一特殊的银行制度结构,否则,我们几乎不可能真正触及影响中国货币化进程的关键因素。

②不用细究,中国的银行体系(特别是国有银行体系)从政府那里获得的不只是“显性补贴”,而且还有“隐性担保”。

相比之下,前者的规模或许很大,但对银行来说,毕竟是被动接受;后者则意味着一种金融权利的重组。

重要的是,政府打算从这种金融制度安排身上主要得到的不是Mckinnon 意
义上的“财政收益”(1973,pp.140—141),而是“金融剩余”。

③根据已有的分析,由于金融剩余主要来源于居民的储蓄存款,因此保持银行体系吸收这些存款的激励对于金融剩余的充分获取至关重要。

假定储蓄存款具有持续可得性,那么,怎样才能保持银行体系吸收存款的激励呢?事实表明,中国银行体系实际的吸收存款能力远远大于一般银行体系
本身基于边际计算所能达到的均衡水平。

④这就意味着,在中国的银行体系中,还潜存着推动存款
(货币)增长的更为重要的因素。

从理论上讲,要让银行体系超越“边际约束”吸收更多的存款,就得首先解决它所面临的流动性困境。

政府补贴只能抵补银行体系吸收更多存款的部分实际成本,但无法应对由更多存款所引致的流动性问题。

中国的银行体系之所以能够吸收更多的存款,其奥秘就在于其流动性困境可以通
①②③④笔者曾经提出银行体系在吸收存款时可能面临的两种约束,即边际约束和总量约束,认为它们可以被用来分别刻画一般商业银行和国有银行的存款均衡。

由总量约束决定的国有银行存款均衡水平要大于由边际约束决定的一般商业银行的存款均衡水平(张杰,1998)。

直观地说,所谓“金融剩余”是指在经济改革的特殊背景之下,居民等“私人部门”在政府控制的金融部门的存款超过从该部门所获贷款的差额。

M ckinnon (1993)曾经敏锐地注意到,中央政府对国家银行体系拥有所有权和控制权,它可以通过从城市和农村居民户,或者更一般地,从非国有部门借入这些迅速增加的金融剩余,来抵消其恶化的财政地位;这些借款之所以没有引致通货膨胀,是因为那些非国有部门没有成为国家银行体系信贷的主要索求者。

不论是余永定(2002)还是韩平、李斌等(2005),他们的分析都回避或者忽略了中国改革过程中银行体系的特殊制度结构对M 2ΠG DP 所施加的至关重要的影响。

当然,他们也正确地指出了,货币化指数的快速提升并未造成过大的通货膨胀压力,但在本文看来,这种考虑实际上已经“内生化”于相关的“最优货币化模型”当中了。

当然,这并不意味着政府补贴就不重要。

过政府提供的“隐性担保”得到有效解除。

在图4中,这种“隐性担保”用b 来表示。

这样,我们可以得到经济改革过程中中国的最优货币化条件:
(d -p 3)=r -(c -a )+b (4)
依然使c -a =0,等式(4)可简化为:
(d -p 3)=r +b (5)
显然,一旦等式(5)的条件得到满足,则最优货币化点会进一步右移,如达到图4的H 点。

无疑地,
H 点完全可以用来定义中国的高货币化现象。

①基于以上讨论,我们可以得到一个新命题:
命题3:如果储蓄完全可得,则一个能够得到政府“隐性担保”的银行体系往往与更高的最优货币化水平正相关。

四、内生货币扩张的净福利与高货币化
11关于“Bailey 曲线”
基于前面的讨论,我们已知,在中国迅速推进的货币化过程中,各方的利益追求大都得到了照顾和满足,却没有导致明显的通货膨胀后果,②对银行体系稳定性的损伤也没有人们想象的那样严重。

那么,到底是什么因素发挥了关键的调适作用?以及此中是否潜存着某种迄今尚未被人们发觉的特殊联系机制?
这里,我们不妨借助货币扩张的“收入函数”③来切入问题的讨论。

货币扩张的“收入函数”包
含一个直观而简洁的表达式:
s =Eh
(6)其中,s 表示政府通过货币扩张得到的融资,亦即“实际铸币税”,E 表示基础货币扩张率,即“税率”,h 为实际货币存量,即“税基”。

由于在E 和h 之间具有显著的抵消效应,因此,政府在通过货币扩张融资时,需要在两者之间进行“痛苦”权衡,问题的关键是寻求能使s 最大化的E 。

下面,引入Cagan (1956,p 140)的基础货币需求函数:④
h =e
β-αE (7)其中,e 为自然对数的底数;α和β均为常数且大于0,前者为价格敏感性参数,后者为货币存量规模参数。

基于相应的假定条件,α越大,通货膨胀对货币扩张越敏感;β越高,实际基础货币需求越大。

基于等式(7)的函数性质,⑤便有:
E 3=1Π
α(8)将等式(7)和等式(8)一并代入等式(6),便可得到政府货币扩张“收入”最大化的函数表达式:
s 3=(1Πα)e β-αE =e βΠαe
(9) White 曾给出一个称之为“Bailey 曲线”的图形,使得上述货币扩张“收入函数”有了更为直观地表达形式(见图5)。

图5与等式(9)的关系可以理解为,若给定α,参数β的取值越大,“Bailey 曲线”
①②③④⑤等式(7)具有ln ex =x 的函数性质,因此ln h =β-αE 。

由于-α是h 对E 的所谓“半弹性”,而使政府货币扩张“收入”最大
化的E 将出现在h 对E 的弹性为-1的地方,这意味着-1=-αE ,于是便有:E 3=1Π
α。

此处的货币需求函数与Cagan 的最初表达式略有不同。

货币扩张的“收入函数”主要包含了Bailey (1956)和Cagan (1956)的贡献,White (1999)曾经做了出色的综述。

余永定(2002)和韩平、李斌等(2005)认为,M 2ΠG DP 的持续上升之所以没有导致不断增大的物价上涨压力,是因为实际M 2Π
G DP 值并未明显偏离动态增长路径。

导致物价变动的真正原因是M 2ΠG DP 缺口,而不是M 2ΠG DP 本身。

至于为什么M 2ΠG DP 的高低与物价上涨无关,他们并未给出说明。

而此正是本文所要关注的。

由此不难理解,为什么M ckinnon (1993)对经济改革以来中国快速的货币化进程的解释是那么语焉不详。

因为在他看来,政府对银行体系进行补贴已属不可思议,进而提供“隐性担保”更属“天方夜谈”!他只是轻描淡写地提及,“中国政府不能无限期地依赖于如此严重的借款,因为居民户已不再是‘低货币化的’了,并且M 2ΠG NP 也不会无限升高”。