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| 时间：2008-3-19 13:59:00 作者：刘绍保 来源：《上海金融》 |
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[摘要]本文对中国2002-2007年上半年间货币替代率与铸币税之间的经济关系进行了深入分析。样本考察期内数据的统计分析表明，中国的货币替代率近几年一直呈下降趋势；而与其相对应的铸币税则呈波动性的上涨趋势，且铸币税的波动幅度远大于货币替代率的波动幅度；协整关系研究表明，中国的货币替代率与铸币税之间有着稳定的均衡关系，即长期内随着货币替代率的增加或减少，政府的铸币税收入也将相应呈减少或增加趋势；动态关系研究表明，货币替代率的短期冲击明显大于误差修正机制的长期调整力度。此外，研究还表明，货币替代率与铸币税之间互为Granger因果关系。
[关键词]货币替代，铸币税，协整，Granger因果检验
一、引言
货币替代是开放经济中所特有的一种货币性扰动，其表现为货币自由兑换前提下外币在价值尺度、交易媒介和价值贮藏等方面全面或部分地取代本币。而铸币税则是指由货币发行主体垄断性地享受“通货的面值超过生产成本”的收益(新帕尔格雷夫货币金融大辞典，2001)。关于货币替代对铸币税的影响，国外早有研究，如Stanley Fischer(1982)研究表明，世界上那些实施美元化的国家因使用美元而必须向美国政府支付铸币税最高竟达其GNP的8%；此外，据IMF统计，截至2002年底，流通中美元的总数约为7000亿美元，其中有50-70%的货币在美国境外流通，每年为美国提供约110-150亿美元的国际铸币税，相当于其GDP的0.2%。
在国内，由于当前中国的金融体系尚未完全对外开放，资本与金融项目下的货币还不能实现自由兑换，居民的外汇需求仍受到种种限制，货币替代程度一直不高，对经济金融形势的影响也较微弱，所以国内学者对此关注不多，研究也较少，已有的研究成果也基本停留在对货币替代的影响因素进行分析。
至于人民币货币替代与铸币税之间的关系研究，则较为少见。即使国内有学者研究，也只是在探讨货币替代对财政政策影响时顺便提到，且基本是定性分析，缺少定量研究。本文以协整理论为依托，并结合误差修正模型和Granger因果检验，对此问题作一深入探究。
二、货币替代率与铸币税的测算
货币替代的衡量标准一般分为两种，即绝对量指标和相对量指标。绝对量指标有：①一国居民的国内外币存款数量；②一国居民的国外外币存款数量；③一国居民的国内外外币存款数量和国内流通中的外币现金数量之和。第一种指标，由于忽略了一国居民的国外外币存款数量，因而不能如实反映一国居民对外币的需求；第二种指标，同样也避免不了第一种指标所具有的缺陷；而第三种指标虽能客观地反映一国居民对外币的真实需求，但要想对一国居民的国外外币存款数量和国内流通中的外币现金数量进行精确统计实属不易。此外，绝对量指标还有一个根本的缺陷就是，不能很好地反映一国货币替代程度究竟有多大。
鉴于绝对量指标有着如此众多的缺陷，国内外学者在研究一国货币替代问题时，往往都倾向于使用相对量指标。具体有：①SR1=Fd／(D+Fd)或SR2=Fd／D；②SR3=Fd／(M2+Fd)或SR4=Fd／M2；③SR5=(Fd+Ff)／(M2+Fd+Ff)或SR6=(Fd+Ff)／M2。其中，SR1或SR2、SR3或SR4和SR5或SR6分别代表不同测算口径下的货币替代率，Fd代表国内金融体系中的外币存款的人民币价值，D代表国内金融体系中的本币定期存款与储蓄存款之和，M2代表广义的国内货币存量，Ff代表本国居民在国外金融体系中的外币存款的人民币价值。
对于SR1或SR2，由于D未包括活期存款和流通于金融体系之外的现金，因而不能真正反映国内居民总的货币需求状况。此外，中国居民的储蓄存款和定期存款的变化不能反映其对存款的真正需求，它受国内投资渠道狭窄、投资便利程度小、社会保障程度低，以及资本与金融项目管制严等因素制约较大，实际利率、通货膨胀率及汇率的变动对其影响较弱。因此，用SR1或SR2来测算中国的货币替代程度远不够理想。对于SR3或SR4，因M2主要包括本国居民所持有的本币现金、活期存款、定期存款和储蓄存款等，同样受居民储蓄存款和定期存款需求不真实的影响，M2也会夸大中国居民对本币的需求，但相比之下，因M2统计口径较大，这种不利影响会有所缓和，故是较理想的测算指标。对于SR5或SR6；因包括了Ff，能充分反映一国居民对外币的需求，所以理论上是较好的测算指标；但实践中，因对Ff的统计较为困难，常常使得这一测算指标变得不可行。
本文拟采用SR3=Fd／(M2+Fd)这种测算指标来对中国货币替代程度进行分析。至于铸币税的测算，本文将采用宏观经济学中所给出的公式S=[M2-M2(-1)]／P进行处理。其中，S为铸币税，M2(-1)为滞后一期的广义国内货币存量，P为季度居民消费物价指数。国内金融机构的外币存款及广义的国内货币存量季度数据来自中国人民银行网站、中国金融投资网站和中国国家外汇管理局网站，样本期间定为2001年第4季度至2007年第2季度。对于该期间的居民消费物价指数季度数据，因不能直接从相关资料中获取，本文通过将2001-2003年间的年度居民消费物价指数(以1978年为基期，即P1978=100)多次平均，并结合中国金融投资网站上所获取的2002-2007年间各月同比居民消费物价指数，加以转化。具体处理结果如下：
由表1可知，2002-2007年上半年间，中国的货币替代率一直呈下降趋势，由最初的6.65%下降到2007年第2季度的3.25%，平均每年下降约0.62个百分点，这与中国国内经济形势较好，经济增长速度一直较快，以及2005年人民币汇率调控机制转变所带来的人民币升值趋势和公众对人民币有着强烈的升值预期密不可分。伴随着货币替代率的稳定下降，该期间内政府从货币发行中所获得的铸币税也从最初的1324亿元上升到2007年第2季度的2780亿元(以1978年的居民消费物价水平为基期进行测算)，平均每年增加约264.73亿元。此外，由货币替代率与铸币税的标准差对比分析还可以发现，样本考察期内中国铸币税的波动幅度远大于货币替代率的波动幅度，两者之比约为578.13。这表明，除货币替代率外，还会有许许多多其它的因素也将对铸币税的波动造成影响，特别是政府对货币投放的增速控制最为关键。
三、实证分析
1.单位根检验。
因只有相同单整阶数的变量间才可做协整分析，所以这里有必要先行检验SR3和S两个变量的平稳性及其具体特征，以确定它们各自的单整性。如果SR3和S变量各自的单整阶数不同，就可以直接断定它们之间不存在协整关系，即不存在长期的均衡关系。而对于变量的平稳性及其单整阶数的判定，计量经济学上主要是通过检验变量序列的单位根个数来进行的，具体的方法主要有DF、ADF和PP等检验。本文拟采用Dickey-Fuller的ADF检验，并采用Mackinnon临界值。滞后期的选择则是采用降阶搜索法(downward search)，并结合Akaike信息准则、Schwarz准则和D.W.值来进一步确定的。
ADF单位根检验结果显示，在水平值(level)上，在1%的显著性水平下，均不能拒绝SR3和S存在单位根的原假设，即两变量的值都是非平稳的；而一阶差分后，在1%的显著性水平上均能拒绝SR3和S存在单位根的原假设，即两变量一阶差分后为平稳数列。由此可见，SR3和S均为I(1)序列，可以做协整分析。具体检验结果见下表2：
2.协整检验。
因本文检验的是两变量间的协整关系，且样本容量较小，故采用Engel-Granger两步法。首先利用OLS法对变量SR3和S进行协整回归，结果见式(1)。为防止存在伪回归，接着又对回归残差进行ADF单位根检验，结果见表3。最后，再利用滞后1期的回归残差(ECM)及其相应变量的一阶差分序列建立误差修正模型，结果见式(2)。其中，D为一阶差分，协整方程和误差修正模型下括号里的数值是对应系数的t统计量。
误差修正模型：
由(1)式可知，货币替代率SR3前的系数所对应的t统计量明显大于1%显著性水平下的临界值，这说明该系数显著不为零。由表3可知，变量SR3和S协整回归后残差的ABF检验，在水平值上，在1%的水平下显著，这说明SR3和S之间确实存在着长期的均衡关系。又因(1)式变量SR3前的系数为负值，所以SR3和S负相关，即SR3每增加或减少一个百分点，S就要减少或增加约412亿元(以1978年的居民消费物价水平为基期进行测算)。最后，由(2)式可知，误差修正模型通过了统计检验和残差检验，这表明模型对现实拟合的较好。根据误差修正模型，铸币税S的波动主要源自两个方面：一是货币替代率SR3短期波动的冲击；二是误差修正机制的影响。误差修正项ECM的系数符号为负，正好反映了误差修正机制的特性。也就是说，铸币税S是趋向于自我稳定的，即每当前一期的铸币税水平偏离其长期均衡值时，下一期的值就会进行反向调整，以使其逐渐回复到均衡水平上来(见下图1)。从其参数估计值(-0.7765)来看，误差修正机制的调整力度也相当可观。此外，无论是从短期还是长期来看，货币替代率对铸币税的影响都相当大，且短期的冲击影响明显大于长期的调整力度。
3.Granger因果检验。
因只有相同性质的时间序列作Granger因果检验在经济意义上才可以解释，所以对于单位根检验均为I(1)序列的SR3和S可做此种检验。考虑到Granger因果检验的因果关系对变量的滞后期长度较为敏感，本文选择的滞后期长度为1-4，具体检验结果如下：
当滞后期长度为1时，SR3是S的Granger原因的概率为92.11%，而S是SR3的Granger原因的概率为40.19%；当滞后期长度为2时，SR3是S的Granger原因的概率为86.55%，而S是SR3的Granger原因的概率为84.05%；当滞后期长度为3时，SR3是S的Granger原因的概率为40.27%，而S是SR3的Granger原因的概率为99.89%；当滞后期长度为4时，SR3是S的Granger原因的概率为53.0%，而S是SR3的Granger原因的概率为99.78%，即本文有足够理由认为，在滞后期长度为1-4时，变量SR3和S互为Granger因果关系。
四、结论及启示
通过以上数据的统计分析可知，样本考察期内，中国的货币替代率一直呈下降趋势，而铸币税则呈波动性上涨趋势，且铸币税的波动幅度远大于货币替代率的波动幅度，两者波幅的比值达578.13；协整关系研究表明，中国的货币替代率与铸币税之间存在着稳定的均衡关系，即长期内随着货币替代率的增加或减少，政府的铸币税收入也将相应呈减少或增加趋势；动态关系研究则表明，货币替代率的短期冲击明显大于误差修正机制的长期调整力度。此外，研究还表明，货币替代率与铸币税之间互为Granger因果关系。
这也就是说，中国要想继续提高铸币税收入，增强财政的融资能力，中国政府就必须在稳定币值，提高本币的实际收益率，保持宏观经济的稳定发展，以及加强对资金的跨国流动，特别是对资金流出的管制等方面多下功夫，以便进一步降低货币替代率。水能载舟也能覆舟，政府应注意货币的投放速度，力争保证货币的供给与经济增长速度相协调，避免物价的大起大落。那种为获取更多的铸币税而过快地投放人民币，结果只会导致物价轮番上涨，并最终引发货币替代不断升级。
另外，从样本考察期内中国铸币税的波幅远大于货币替代率的波幅中我们能够明显地看出，稳定并继续增加政府的铸币税收入单靠降低货币替代率并非权宜之计，还要配合提高政策的可信度、发挥政策的信号作用、培育和发展国内资本市场等多个方面人手，以让国民增强对持有本币的信心，拓宽国民在国内进行投资的渠道。
作者:刘绍保 来源:《上海金融》
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