规模经济.卡甘效应与微观货币需求

作者：彭方平连玉君胡新明赵慧敏

经济研究 2013年08期

　　一、引言

　　自从上世纪90年代以来，我国的M2与GDP之比值一路走高，近年来该比值更是超过日本，成为全球M2与GDP比值最高的国家之一。学术界通常用货币-产出比衡量发展中国家金融深化程度，但作为一个发展中国家，中国金融市场并未达到西方发达国家的发展水平，却出现超高的M2/GDP值，Mckinnon(1993)是最早关注到该现象的学者之一，并称之为中国“高货币化之谜”。关于我国“高货币化之谜”的成因，学者大都基于经典货币需求理论来解释。比如，易纲(2003)基于改革过程中货币化程度的不断提高来解释我国的“高货币化之谜”。上述理论能够很好地解释我国不断增长的M2/GDP值，但却无法解释为什么M2/GDP值要远远高于经济高度货币化的美欧国家。李斌(2004)通过构造两部门经济模型认为，投资快速增长的效果并不一定会传导到传统产品部门，引起一般消费品市场的通货膨胀，导致CPI计算被低估，进而低估整体名义GDP水平，从而致使过高的M2/GDP值。但从1990年至今，我国的货币供应量大概涨了60多倍，即便算上房价上涨，同期的物价水平似乎也没有这样的规模涨幅。①张杰(2006)、黄桂田和何石军(2011)认为金融体制与金融抑制导致了我国的超额货币需求，但同样存在金融抑制的其他发展中国家M2/GDP值要远远低于我国，因此仅仅基于金融制度方面来解释我国的高货币化之谜是不够的。

　　为解释我国超高的M2/GDP值，我们需基于定量的方法，对影响经济主体货币持有行为的因素(即货币需求函数)展开研究。②传统的凯恩斯理论以货币需求三大动机理论为基础，认为货币需求主要取决于收入和利率。Baumol(1952)采用库存现金(Inventory-Theory Approach)模型的分析表明，收入和利率对货币需求都有较大的影响，而且根据著名的平方根方程推算，货币需求的收入弹性为0.5。Friedman(1959)认为，货币是购买力的临时栖息地，各种资产的收益率又被认为是同方向变化的，所以利率变动对货币需求几乎没有影响，货币需求主要取决于(持久)收入。Clower(1967)基于货币先期(Cash-in-Advance)理论，也认为货币数量应决定于收入水平，与利率水平无关。Cagan(1956)通过建立模型(即所谓的卡甘模型)研究发现，在超级通货膨胀阶段，价格变化的幅度远远大于实际收入的变化，以至于货币需求完全与实体经济部门(如实际收入等)无关，通货膨胀(预期)完全占主导。Cargill & Parker(2004)认为，在非超级通胀期间，卡甘所强调的通胀预期对货币需求的影响，仍然是存在的，只不过在通货膨胀的不同阶段，卡甘效应的强弱表现出不一致性——通胀预期越高，价格对货币需求的负向影响越大，即货币替代商品(Shift from Money to Commodities)效应(即所谓的卡甘效应)越强；相反，在通货紧缩甚至低通胀状态时，卡甘效应较弱，甚至很可能出现用商品替换货币(Shift from Commodities to Money)的行为。

　　针对上述货币需求理论，学者做了大量实证研究，但大多数实证研究基于宏观加总时间序列数据，往往无法避免由于无法观测的随时间变化的技术创新与收入变量的相关而导致收入弹性估计的有偏问题(Bover & Watson，2005)。此外，基于宏观时间序列数据的研究还面临缺乏微观基础、样本量不足、数据不准确③、数据的多重共线性等问题。基于此，部分学者应用企业横截面数据研究货币需求问题，早期基于美国企业数据的大多数研究(如Meltzer，1963；Laumas，1977)发现，货币需求存在规模经济。然而，上述基于企业横截面数据研究中，实际使用的是企业分行业加总数据，而并非企业的个体数据，这隐含着一个严格的假设条件——归属于同一行业的企业具有相同的货币需求。显然，基于上述企业加总数据研究忽略了同一行业内部不同特征企业(比如不同企业规模)货币需求行为的差异性(Natke & Falls，2010)，另外，使用行业加总数据还隐含着另外一个假设——在同一个年度上，所有企业具有相同的资本成本，这显然与现代公司金融理论中的不同风险企业面临不同融资成本相悖(Ben-Zion，1974)。

　　近年来，考虑到上述研究的不足，同时得益于微观企业数据的可获得性，少数学者基于企业数据，应用面板模型估计货币需求函数。Mulligan(1997)基于企业数据和面板模型研究发现，美国的货币需求规模弹性小于1(为0.8)，存在规模经济。Lotti & Marcucci(2007)采用类似的方法研究表明，美国企业的货币需求规模弹性约为0.5-0.7，存在较明显的规模经济。Bover & Watson(2005)分别针对英国、美国和西班牙企业数据的研究表明，美国企业货币需求存在规模经济，但英国和西班牙并不存在规模经济。Liu et al.(2008)基于我国台湾上市公司数据研究发现，货币需求规模弹性界于0.56-0.78之间。Grossi et al.(2012)基于意大利制造业企业数据的研究表明，在剔除小企业样本后，企业货币需求规模弹性接近0.5，表现出货币需求规模经济，但一旦包含小企业样本，则结论显示为规模不经济。遗憾的是，上述基于微观数据的货币需求的研究都没有考虑通货膨胀对微观货币需求(即卡甘效应)的影响。

　　虽然也有不少学者研究我国的货币需求问题，如赵留彦(2006)、王宇伟(2009)等，但其都是基于宏观角度研究，仅李治国和曾利飞(2007)利用我国上市公司数据，开创性地从微观角度对我国的货币需求进行了研究，发现我国的货币需求规模弹性约为0.7，存在明显的规模经济。但遗憾的是，该文并没有进一步探讨我国企业规模弹性的非对称性、货币需求的卡甘效应，以及结合微观研究结果对我国高货币化之谜作解释。

　　基于上述研究不足，本文尝试应用面板平滑模型对我国微观货币需求进行研究。本文的主要贡献可归结如下：(1)前期研究多从宏观层面或行业层面展开分析，而本文则尝试以工业企业数据为研究对象，从微观角度分析我国货币需求，从而使得本文的研究具有更坚实的微观基础；(2)本文首次考虑货币需求规模不经济与异质性、非对称性卡甘效应对我国货币需求的影响，进而为解释我国的高货币之谜提供了新的视角；(3)本文所采用的非线性面板平滑转换模型一方面可以避免传统分组回归所带来的样本量减少，以及分组方式过于主观等缺陷，另一方面也能有效克服变量的内生性问题(Fouquau et al.，2008)，从而避免了工具变量法中常常面临的弱工具变量问题。

　　本文研究发现：(1)我国货币需求的规模弹性大于1，即表现为规模不经济；(2)大企业与小企业货币需求规模弹性存在显著的差异，大企业拥有相对更低的规模弹性；(3)我国货币需求表现出明显的非对称性卡甘效应，当经济处于高通胀时，存在明显的货币替代行为；(4)基于上述研究结论，我们认为，在我国经济近20年来高速增长的背景下，由于货币需求的规模不经济，特别是中小企业数量的快速增长，导致货币需求更大规模地增长，使得我国经济表现出高货币化现象。另外，相比大多数发展中国家，上世纪90年代后期以来我国保持相对稳定的低通胀，从而卡甘效应较弱，加强了经济主体的货币持有意愿，因此进一步强化了我国的高货币化现象。

　　本文第二部分为微观计量模型；第三部分为实证检验与结果分析；第四部分为我国高货币化之谜的再解释；最后为结论。

　　二、微观计量模型

　　借鉴Mulligan(1997)、Lotti & Marcucci(2007)和Bover & Watson(2005)，我们以模型(1)为基础货币需求函数：④

　　

　　由于企业的活动规模越大，货币需求越大，因此我们预期β＞0，根据Mulligan(1997)等理论，若0＜β＜1，则表示货币需求规模经济；若β＞1，则表示货币需求规模不经济。持有货币成本越高，货币需求越小，因此预期γ＜0；工人工资水平越高，现金管理过程中的皮鞋成本越高，企业倾向持有更多的货币，因此我们预期δ＞0。一个经济体金融成熟度越高，货币需求越小，因此预期θ＜0。

　　上述模型并没有反映卡甘效应对我国货币需求的影响。在高通胀时期，卡甘效应对货币需求的影响很可能占主导(Choudhry，1998)，即使在低通胀时期，卡甘效应也是存在的，只是程度上的强弱差别而已(Cargill & Parker，2004；Basco et al.，2009)。因此为反映卡甘效应对我国货币需求的影响，我们进一步在模型(1)中加入通货膨胀变量：

　　

　　模型(2)为线性模型，然而，在相同的金融制度和背景下，不同规模的企业所受的影响程度是不一样的。我们至少有以下理由认为，企业规模越小，货币需求的规模弹性越大(Natke & Falls，2010)：(1)相对大公司而言，小公司现金管理者接收相对更少的专业训练；(2)大公司有更多机会接触不同的金融市场，而小公司往往局限于当地的借贷市场或依靠内源性融资；(3)小公司更易受信贷配给机制的影响，在信贷市场，小公司往往更易受到歧视。总的来讲，小公司更易受到金融制度方面的抑制，基于以上原因，我们认为，货币需求规模弹性具有非对称性。同样，基于卡甘理论假设，我们认为通货膨胀对货币需求的影响也存在非对称性，当通货膨胀很低时，通胀因素很可能并没有进入经济主体货币持有行为的考虑范围内(Austin et al.，2007)，因此货币需求对通货膨胀因素很可能并不敏感；当通货膨胀很高(特别是超级通货膨胀期间)时，通货膨胀对货币需求的影响很可能完全占主导。

　　基于上述非线性特征，我们进一步将模型(2)扩展为非线性面板平滑转换模型：

　　

　　

　　上述PSTR模型有两大显著优点：(1)PSTR模型能够克服模型变量由于双向因果关系(比如货币需求与通货膨胀之间在经济理论上就很可能存在相互影响的关系)所带来的内生性问题(Fouquau et al.，2008)；(2)PSTR就是一种随状态变量变化连续不断的改变结构形式的线性多元面板回归模型。具体到本研究，即对应不同企业规模和通货膨胀状态水平，对应模型的参数相应发生变化。⑤具体来讲，由于模型参数随着关于状态变量的函数平滑改变，PSTR模型基于参数的方法给出了一个异质参数的货币需求函数。比如，规模弹性和通货膨胀变量系数分别被定义为：

　　

　　三、实证检验及结果分析

　　(一)数据来源和变量说明

　　本文研究所使用的数据主要来源于国家统计局1999-2007年中国工业企业调查数据库。该数据库涵盖销售额在500万元及以上的大中型国有及非国有制造业企业的相关数据。由于该数据库包含详细的企业相关信息，因而该数据库在现有研究中被广泛运用。本文关注的与研究相关的变量是企业现金持有、平均工资、企业总销售和资本成本。我们删除了明显不符标准会计准则的相关数据，⑦以及对最大和最小1%样本做了Winsor处理，以避免异常值对本文研究结果的影响。《中国工业企业数据库》中2004年的“工业总产值”、“工业销售产值”等指标缺失，我们通过以相邻两年均值的插入方法来处理。

　　

　　本文实证研究部分所使用的主要变量的描述性统计结果如表1所示。

　　(二)非线性检验与参数估计

　　1.非线性检验

　　

　　

　　2.模型参数估计

　　为了估计非线性转换面板模型(3)，参考Gonzalez et al.(2005)，我们首先使用“模拟退火法”(simulated annealing)找到速度参数λ和位置参数c，以及其他参数的初始值，然后基于初始值，我们采用NLS方法得到参数的最后估计值，结果见表3。

　　

　　(三)估计结果说明

　　上述估计结果表明：(1)在5%的显著水平上，γ＜0，δ＞0，与理论预期一致，即货币持有成本的增加对货币需求有负向影响，工人工资水平的增加对货币需求有正向影响；(2)我国货币需求的规模弹性表现出显著的非线性。对于小企业而言(对应=0)，企业收入每增加1%，导致货币需求增加约6.76%；而对应大企业(对应=1)，企业收入每增加1%，导致货币需求增加约1.52%。系数β和(β—)都显著大于1，说明对于我国而言，无论是大企业还是小企业，都表现出货币需求的规模不经济，由于小企业受到的融资约束和制度歧视，表现出的规模不经济更严重。我国即使是大企业也表现出货币需求的规模不经济。作者认为，这有以下原因：①从企业角度来讲，一方面，公司治理水平会影响企业的货币持有行为。现有研究表明，公司治理较差的企业，管理层往往倾向持有相对更多现金以满足职务消费。而相对西方国家而言，我国公司治理水平相对较低，导致企业不愿持有最优货币量；另一方面，相对非国有企业，国有企业在采用、接受现金管理等相关技术方面相对更缺乏效率(Bover & Watson，2005)，而我国企业中的国有成分比例相对西方大多数国家而言要高。②从金融市场来看，我国的金融市场相对不发达，包括大企业都主要依赖银行融资，较少有其他融资机会。这种融资渠道的单一性和非灵活性往往导致企业有相对更高的货币需求。③从整体经济来看，我国市场经济还欠成熟，经济波动过于频繁，宏观经济(货币)政策也往往缺乏连续性，导致企业相对西方国家有更高的货币需求。(3)通货膨胀对货币需求影响表现出明显的非对称性，当处于低通胀时期时(=0)，对应的通胀系数ρ在5%的显著性水平上并不显著，因此通货膨胀对货币需求并没有显著的影响；而当经济处于高通胀时期时(=1)，通货膨胀每增加1个单位，导致货币需求减少30.4%，表现出显著的卡甘效应。

　　(四)模型的稳健性检验

　　为进一步检验上述结果的稳健性，我们通过引入虚拟变量的方法，对以下模型分别用GMM方法做回归：

　　

　　

　　从微观角度来看，我们认为，工人工资水平会影响企业的货币持有行为，但单个企业的货币需求量并不能影响工人工资；货币持有成本可以影响企业货币需求，但由于货币持有成本一般由金融市场决定，单个企业的货币持有量我们认为不会影响货币持有成本。基于上述考虑，我们认定模型(9)和模型(10)中，工人工资水平和货币持有成本为外生变量，其他变量则为内生变量。我们基于面板数据，采用两步GMM估计，结果呈现于表4。

　　从上述估计结果可以看出：(1)我国企业的货币需求表现出规模不经济，且小企业的规模弹性显著大于大企业；(11)(2)我国货币需求存在明显的非对称性卡甘效应，在高通胀时期，通货膨胀增加一个单位，导致货币需求减少48.3%。上述关键性结论与原有研究具有一致性，因此我们断定本文的研究结论具有稳健性。

　　四、我国高货币化之谜的再解释

　　近年来，我国M2/GDP值的快速上升，已经成为这一数值全球最高的国家之一，从而形成了我国的高货币化之谜，基于高货币化之谜的解释一直是我国宏观经济的热点研究问题之一。比较有影响的观点，比如：李斌(2006)、张杰(2006)分别基于理论上阐述了金融控制与金融制度约束导致我国的高货币化，但缺失经验方面的证据。本文所提供的经验证据，从一个新的角度，很好地解释了金融制度约束为何导致我国的M2/GDP指标高于主要西方发达国家，也较好地解释了这一指标为何高于金融市场同样不发达的大部分发展中国家。基于前文实证研究结论，我们分别从货币需求的规模不经济和卡甘效应来对我国的高货币化之谜作再解释。

　　(一)货币需求规模不经济与我国高货币化

　　从本文的实证研究结果来看，我国企业的货币需求规模弹性介于1.1—6.8，表现出显著的货币需求规模不经济，而且企业规模越小，货币需求规模弹性越大。那么西方主要国家货币需求规模弹性研究结果如何？目前学术界以美国为样本研究居多，表5给出了具有代表性的不同国家(地区)货币需求规模弹性研究结果。从现有研究结果来看，绝大部分研究对象都具有货币需求规模弹性，即使不存在货币需求规模弹性(比如英国、西班牙)，货币需求规模弹性系数也明显小于我国估计值。因此，从总体来看，微观主体货币需求规模弹性偏高是导致我国M2/GDP指标相对趋高的重要原因之一。从总体上看，我国企业的现金财务管理水平和整个金融市场与制度的成熟水平与西方国家还存在一定差距。

　　

　　

　　图1 工业部门小型企业占比与M2/GDP值变化

　　

　　图2 我国通货膨胀率和M2/GDP值走势

　　另一方面，从我国内部来看，不同规模企业的现金管理水平和受到的金融抑制程度也具有差异性。上文实证研究表明，我国企业货币需求的规模弹性随其规模大小而发生变化，越小规模的企业具有越高的货币需求规模弹性，且差异性很大。因此，我们可以断定，其他条件一定时，中小规模企业占比上升会提升我国整体经济货币需求水平，从而导致我国拥有更高的M2/GDP值。图1给出了我国1998-2010年间工业企业部门内小型企业单位数占比与M2/GDP值变化图，(12)从图中可以看出，二者的变化趋势有较强的相关性(相关度约0.8)。这一现象进一步印证了本文对企业规模结构与货币需求变动关系的判断，即由于小规模企业拥有更高的货币需求规模弹性，小规模企业的比例增加使整体经济的货币需求规模弹性上升，从而提高了整体的货币需求，进而导致M2/GDP值走高。

　　(二)卡甘效应与我国高货币化

　　在解释我国高货币化之谜理论中，另外一个困惑是，大部分发展中国家同样面临着金融市场的不完善，中小企业面临着相对更高的融资约束，那么这些国家的M2/GDP值为什么显著低于我国？甚至低于部分西方发达国家？因此仅仅把我国的高货币化归结为金融抑制和金融市场的不完善因素无法令人完全信服。而本文实证研究结果可以从另一种角度对我国的货币化程度为什么高于大多数发展中国家提出新的解释。本文实证研究表明，我国货币需求存在显著的非对称性卡甘效应，当通货膨胀较低时，通货膨胀对货币需求没有影响，甚至有显著的正影响(稳健性经验结果表明，在低通胀期，存在明显的用货币替代商品行为)；而当处于高通胀状态时，则有明显的卡甘效应(即用商品替代货币)，通货膨胀每上升1个单位，导致货币需求量减少约30%—48%。上述结论的一个直接验证是，1997年之后我国通货膨胀率都处在改革开放后总体最低的水平上，而同阶段的M2/GDP值却快速上升(从1997年的1.15上升到2003年1.63)。1997-2003年间M2/GDP的年平均增速约为8%，比1980-1996年间的增速约高出一个百分点，而同期消费物价指数一直在零附近波动，1998年、1999年和2002年则都出现了通货紧缩。采用传统理论难以解释相对增多的“超额”货币供给与通货紧缩现象(李斌，2004)。我们进一步绘制了1990-2011年我国通货膨胀率和M2/GDP值数据走势图(图2)，从图中我们可以明显地看到，高通胀期间，对应相对较低的M2/GDP值，而低通胀期间对应相对较高的M2/GDP值(二者相关度约为0.5)，这一现象与我国货币需求存在非对称卡甘效应的实证研究结论是吻合的。图3进一步呈现了2009年部分国家M2/GDP比值与通货膨胀率的散点图。从横向比较来看，通货膨胀率较低的国家(地区)往往具有较高的M2/GDP值。(13)中国之所以拥有比俄罗斯、印度等国更高的M2/GDP值，相对更低的通货膨胀率是其中一个重要原因。

　　

　　图3 不同国家M2/GDP值与通货膨胀率

　　五、结论

　　高货币化之谜一直以来是我国宏观领域研究的热点问题之一。然而现有研究无论在理论上还是在实证上都未能给出令人完全满意的解释。本文首次应用非线性面板平滑转换模型，从研究我国微观货币需求着手，尝试从不同的角度对我国的高货币化之谜给出新的解释。基于本文的研究，我们发现：(1)我国的货币需求表现出规模不经济，货币需求规模弹性随着企业规模变化分布在1.1—6.7之间，企业规模越小，受到的金融约束越大，货币需求的规模弹性也越大；(2)我国货币需求也存在显著的非对称性卡甘效应，当经济处于低通胀时期，通胀对货币需求没有影响，甚至出现用商品替代货币行为；而当经济处于高通胀时期，通货膨胀每增加1个单位，导致货币需求减少约30%—48%。1997年亚洲金融危机后所形成的低通胀预期是近年来我国大规模政府主导投资所带来的货币扩张并没有造成恶性通货膨胀的重要原因。值得注意的是最近两年的较高通货膨胀正在改变我国经济主体的低通胀预期，要预防通胀预期上升导致货币需求减少进而造成过高通货膨胀。(14)

　　基于上述结论，我们认为，我国之所以出现高货币化现象，一方面源于金融抑制和金融市场的不成熟，特别是对于大量的中小企业而言，由于融资的约束，往往不得不持有大量的货币以备企业运作和日后投资之需；另一方面，近年来，由于我国相对大部分发展中国家而言，拥有相对较低的通货膨胀率，增强了经济主体持有货币的意愿。值得注意的是，本文研究仅仅关注了企业的货币需求行为，企业货币需求虽然是我国货币总需求的主要构成之一，(15)但也不能忽视家庭的货币需求作用，家庭的货币需求行为表现如何？事实上，近年来，我国大量家庭由于无法有效利用金融市场，迫于房地产等大件商品的高首付，不得不通过储蓄持有大量货币的行为也很可能是导致我国高货币化的一个很重要的原因。这有待于未来做进一步深入研究。

　　注释：

　　①参见http://finance.sina.com.cn/china/hgjj/20121120/[1**********]8.shtml。

　　②M2/GDP值变化研究，与货币流通速度变化研究实质是同一个问题，Ado & Mata(1999)正是从葡萄牙货币需求函数的影响因素展开对该问题的研究。

　　③这一点在我国等发展中国家表现更明显。比如由于我国利率的非市场化，基于宏观加总时间序列数据无关获得有效的市场利率变量数据，因此在基于宏观角度研究我国货币需求函数时，往往没有考虑利率变量。另外，考虑到我国经济运行的特点，宏观价格统计过程中权重设计的经济学合理性，也受到不少学者的质疑，如李斌(2004)。

　　④Mulligan(1997)、Lotti & Marcucci(2007)和Bover & Watson(2005)等虽然以不同的微观假设(比如生产函数的形式)为基础，但他们都得到了类似的微观货币需求函数。

　　⑤正是由于每个状态变量值都对应着一个特定的估计出的货币需求回归参数，所以能克服货币需求量m[，it]与通货膨胀率ir[，it]之间双向因果关系所带来的潜在内生性偏差(Fouquau et al.，2008)。

　　⑥Cargill & Parker(2004)基于美国、中国和日本的数据研究发现，在经济处于通缩状态时，存在资产换货币的行为，即通缩预期对货币需求存在显著的正向影响。

　　⑦如企业借贷利率小于0的样本。

　　⑧我们参考Mulligan(1997)，货币持有与收入变量本文都用名义变量。

　　⑨我们对我国1992-2009年职工平均工资增长与通货膨胀率(基于居民消费价格指数计算而得)数据相关分析表明，二者相关度高达0.85，因此我们有理由认为工资变化是通货膨胀的一个较好替代变量。其数据来源于中经网产业数据库和中国统计年鉴。

　　⑩根据Sarantis(2001)等相关文献，由于逻辑转换函数的平滑连续性，平滑转换模型中的逻辑转化函数值所代表的含义是研究对象处于高机制的概率(本文即为大企业的概率)，而所估计出的阈值所处的位置是为大企业概率50%。在我们的稳健性检验过程中，为避免介于大企业和小企业中间样本的干扰(显然以阈值点作为分组标准就不太合适)，如通常的分组处理，去掉一部分中间样本，一般来讲，所取的样本越靠近两端，越能反映大企业和小企业货币需求行为的差异。基于上述原因，综合分组样本量的考虑，我们选用样本收入10%和90%分位数作为分组标准。

　　(11)本处得到的小企业的货币需求规模弹性(1.2)明显小于上文估计所得到的需求规模弹性(6.760)，很重要的原因是稳健性检验过程中，分组采用的是外生性的分组法，我们把收入变量(对数)小于9左右定义为小企业；而平滑转换模型基于内生分组的方法，从上文阈值c[，1]估计结果，只有收入规模变量(对数)小于4，才可能划归为小企业(由于样本量的限制，我们无法做到)。若进一步增加小规模企业样本量，定义小企业标准更小，则基于稳健检验的方法得到的小企业的货币需求规模弹性将更大(从而与原文研究结论更趋向一致)。

　　(12)2005年以后数据来源于中国历年统计年鉴，2005以前数据来源于中经网产业数据库。由于1998年之前的企业规模相关统计数据缺失，因此本文选择1999年之后的统计数据。

　　(13)数据来源于中经网统计数据库。由于欧元区成员国没有独立的货币发行权，因此图中并没有包含欧元区成员国数据。极个别国家(如印度)由于M2数据缺失，我们用M3数据代替。

　　(14)可以说，1997年后的低通胀为我国最近十几年来信贷驱动型经济增长提供了空间(因为货币规模扩张并没有带来较高的通货膨胀)。该观点并非孤立，很多经济学者认为沃尔克上世纪70年代末80年代初的反通胀政策为美国上世纪90年代的黄金发展提供了基础。

　　(15)根据中国人民银行调查统计数据，截至2012年末，企业存款占M2比重约为46.2%，个人(家庭)存款占M2比重约为42.2%。

作者介绍：彭方平，赵慧敏，中山大学管理学院，510275；连玉君，中山大学岭南学院，510275；胡新明，广东商学院金融学院，510320。