对1887~1909年中国狭义货币供应量M1的估计
【摘 要】本文构建了近代中国市场的两个假设条件：商品经济取代自给自足的自然经济并占一定地位；商品化程度变化缓慢，即经济的货币化程度提升的节奏比较稳定。在此基础上建立了供求决定价格的模型，利用这一模型，本文估算了中国近代的狭义货币供应量，并对结果进行了验证，效果良好，表明估算结果有较高的可信度。
【关键词】近代中国；狭义货币供应量；总供给；总需求
对近代中国经济问题进行研究的一个共性的约束是缺少数据，无论是宏观还是微观数据，很难得到连续的长期时间序列。常见的现象是分布于近代中国经济发展过程的离散数据，而大多文献又以这些离散数据作为论证观点的证据，来证明近代中国经济的发展与不发展。毋庸讳言，这显而易见是以偏概全，以点代面的研究方法，其结论的可信度便会大打折扣。
对于近代中国宏观经济数据的估计，目前来看，主要有两种方法，一是传统方法，就是根据史料对个体数据进行加总，得到总体数据。这种方法被老一辈经济史学家所广泛使用，比如叶孔嘉教授[1]、巫宝三教授[2]、吴承明教授[3]、刘佛丁等教授[4]、杜恂诚教授[5]和陈争平教授[6]。二是现代方法，就是根据现代经济理论，抽象出理论的前提假设，根据近代中国宏观经济运行条件，建立或者修正理论模型，运用计量方法进行实证，得到估计结果，最先使用第二种方法的是刘巍教授[7]。目前国内学界对于这种方法学界多有质疑——得到的结果能是真实数据吗？我们认为，即使按照第一种传统方法，对于同一年度同一指标的估计，不同的学者通常得出不同的结论，不具有可重复性（而用第二种方法则差异不大，具有较强的可重复性）。同时，运用第一种方法估计数据，需要大量的历史资料，一旦个体资料的缺乏，也就不能估计总体数据，很大程度上还要依靠揣测，这是产生争议的原因所在。那么，只要逻辑推演没有问题，前提假设相符，模型设定与实证结果较好，接受第二种方法有何不可呢？基于此，我们采取第二种方法，在参数估计值的标准差范围内，对估计数据进行修正后，试图得到估计结果。
金融是经济的核心，货币是金融的核心，研究经济发展问题以及货币经济的本源问题不能脱离货币理论。因此近代中国货币以及与货币有关的数据成为制约分析货币在近代经济发展过程传导作用的主要因素。在借鉴前述成果的条件下，本文尝试在美国学者Thomas G. Rawski教授[8]、刘巍教授、郝雁博士[9]估计的1910~1936年中国狭义货币供应量M1的基础上，向前推算估计1887~1909年[10]的狭义货币供应量M1，使近代中国狭义货币供应量的时间序列数据样本达到50个。
一、总供求决定价格的理论基础与前提假设
亚当·斯密指出：“商品通常出卖的实际价格，叫做它的市场价格”，“每一个商品的市场价格，都受支配于它的实际供售量，和愿支付它的自然价格（或者说愿支付它出售前所必须支付的地租、劳动工资和利润的全部价值）的人的需要量，这二者的比例。愿支付商品的自然价格的人，可称为有效需求者，而他们的需求，可称为有效需求。”[11] 维克赛尔用决定商品相对价格的供求论来解释一般物价水平的变动，完成了价格理论与货币理论的结合。凯恩斯《通论》的发表彻底结束了两分法，从总供给和总需求均衡的高度来探寻货币对经济的实质影响。同时凯恩斯指出：有失业存在时，就业量随货币数量做同比例变动；充分就业一经达到，物价则随货币数量做同比例变动。对于供给和需求决定价格的过程，恩格斯也有过大致意思如此的表述：“生产和交换是两种不同的职能”，“这两种职能在每一瞬间都相互制约，并且相互影响，以致它们可以叫做经济曲线的横坐标和纵坐标。”[12]其实际的意思表示就是说生产（供给）和交换（需求）共同作用于商品价格，可以在坐标中刻画出来。
总结上述理论，即物价是供给和需求共同作用的结果，货币是需求的手段。其隐含的前提假设是：第一，商品经济取代自给自足的自然经济并占一定地位，这是供给和需求对物价产生作用的前提假设，否则不存在交换，也就不存在市场价格。第二，商品化程度变化缓慢，即经济的货币化程度提升的节奏比较稳定。
近代中国自然经济的分解、商品经济的发展是商品供求决定商品价格的前提条件。鸦片战争以前，中国的自然经济已经有某种程度的分解了。到鸦片战争后，自然经济分解的过程才突然加速和加深了。[13]近代中国仍然是农业社会，考察近代中国由自然经济向商品经济的过渡问题，就是分析农产品的商品化过程——农产品交易总值与交易量的大小问题。农产品中产量较大的主要是：粮食、布匹、棉花、茶叶等，因此分析农产品的商品化过程，就是分析上述主要农产品的商品化程度问题。许涤新。吴承明教授认为：“鸦片战争前，中国农产品的商品化已经有了一定程度的发展。茶、桑蚕、烟草、蔗糖等基本上已是商品性生产。……粮食是自给性生产，有余才出售，但因产量大，商品粮的绝对量也大，在市场上占第1位。”[14] “1840年的商品粮共估为233亿斤，占产量的10%。1894年商品粮372.5亿斤，占产量的15.8%。”[15]“鸦片战争以来，……粮食的总产量也有所增加，但为数甚微。1840～1894年商品粮增加了139.5亿斤，值2.17亿两，远快于粮食产量的增长。”[16]虽然粮食的商品化比率不是很高，但是明显特点是粮食商品化的速度快于粮食产量，这是近代中国商品经济发展的重要标志。
二位教授还认为：“布的商品值在市场上居第2位，仅次于粮食。我们估计，1860年国内生产的布中，商品布约有3.17亿匹，占应有产量的52.4%；自给布约有2.88亿匹，占47.6%。”[17]可见，布匹的商品化程度远远高于粮食的商品化程度。同时也反映近代中国农业的主导地位和粮食生产自给自足的强大韧性。“出口的柞蚕丝基本上是手工工厂缫制的，使用的是商品茧……，其中商品茧占52%。” [18]“国产棉花商品量占全国棉花产量，1860年为26.38%；1894年为32.56%。”[19]棉花的商品量比例低于布匹，但明显高于粮食的商品量比例。“70年代以后，印度、锡兰（今斯里兰卡）、荷属东印度（今印度尼西亚）的红茶和日本的绿茶相继大量种植和出口，剧烈争夺市场。1894年，华茶对英、美两国的出口量降落到只占英国消费量的24%，美国的49%。……中国茶叶出口虽不断扩大，但不仅在国际市场上所占比重不断降低，其价格也不断跌落。”[20] “自鸦片战争到1894年，粮食、茶叶、蚕茧、棉花、罂粟5中农产品的商品值从1.9亿两增加到5.6亿两，增加了191%，净增近3.7亿两，这在当时是相当大的一笔购买力。”[21]吴承明对国内市场商品量的估计，认为国内生产品商品量1890年为10.32亿两规元，1908年为18.02亿两规元，平均年商品化增长率为3.15%。[22]
从主要的农产品商品量角度来看，鸦片战争到19世纪末中国产品的商品化程度不是很高，但商品经济却有所发展，自给自足的自然经济解体程度日益提高。商品经济取代自然经济已经成为一个发展趋势。作为农产品产量据主导地位的粮食，到1894年其商品化的比例仅占全部产量的15.8%，说明经济的货币化程度发展还较为缓慢。同时表明经济理论所要求的价格是供给和需求作用结果的假设条件一和假设条件二，在近代中国是成立并存在的。
需要提出的是，由于近代中国制度变迁的滞后、自然经济的韧性、持续不断的政治动乱、封建割据势力、帝国主义的势力范围、以及广阔中国不同地区的风俗习惯等等因素的长期存在。制约和影响着统一的国内市场的形成。但无论如何，随着农产品商品量的增加和对外贸易的发展，国内市场向扩大的方向缓慢持续变化。“随着国际市场与国内市场联系的发展，出口有了迅速的增长，促进了农产品专业化生产的扩大，这是中国国内市场扩大的主要因素之一。”[23]对外贸易和沿海市场在中国近代市场体系中逐步居于主导地位，但中国国内市场与其联系仍然缺乏统一和顺畅的网络，内地和边远地区的市场仍保持着传统的特征，资本主义统一的国内市场，直到全国解放以前尚在形成的过程之中。刘巍教授对近代中国分割性严重的国内市场有过详细的阐述[24]，本文不再赘述。
国内市场的分裂对价格理论逻辑的成立是否有负面影响呢？卢中原教授认为：“近代市场体系的建立和形成是以一套完整的价格体系为基础的。这一体系是由产品价格、劳动力价格、资金价格、土地价格、技术加个等组成的广义价格体系。广义价格体系包含了所有市场交换对象的以货币为媒介的交易条件，每一种商品、劳务或生产要素都具有明确的比价和差价。不仅在各类商品和劳务之间具有相应的比价和差价，而且还包括资金价格、劳动力价格、土地价格、技术价格、外汇价格之间的比价，以及各类要素之间的差价，包括土地级差地租、简单劳动和复杂劳动的工资差等等。”[25]这样，广义相对价格体系就包含了市场分割严重造成的各类要素价格差异，因此可以支持近代中国物价模型的逻辑。
二、近代中国价格理论模型的建立与实证
基于上述分析，我们建立近代总供求影响中国物价水平的理论模型，并且按照经济理论可以先验确定了变量的符号：
P表示批发物价总指数；Y表示总供给，这里用总产出表示；M1为总需求，这里用狭义货币供应量表示。
理论模型的计量实证应用，必须要对数据进行采样，用样本的回归结果来描述总体，因此首先要对所用变量的代表数据进行分析。根据上文设定的理论模型，我们采用的数据样本制成表1。
表1：本文所用变量的数据汇总
年份 M1 Y P 年份 M1 Y P 1887 124.58 69 1912 1951.0 164.82 106 1888 126.52 70 1913 1976.7 178.09 100 1889 125.20 71 1914 2016.1 163.39 106 1890 124.79 75 1915 2014.0 166.10 118 1891 125.89 71 1916 1973.2 160.75 118 1892 127.42 66 1917 1935.9 143.97 122 1893 130.71 71 1918 2031.0 143.51 123 1894 134.80 74 1919 2203.9 180.88 121 1895 134.87 71 1920 2468.3 183.02 131 1896 138.35 72 1921 2571.2 191.31 132 1897 139.13 79 1922 2743.1 213.43 130 1898 139.71 84 1923 2913.1 211.45 137 1899 146.48 93 1924 3090.0 236.58 133 1900 138.60 87 1925 3364.7 226.87 146 1901 145.45 81 1926 3616.6 238.63 149 1902 153.39 97 1927 3764.8 248.58 157 1903 152.52 103 1928 4098.9 257.11 156 1904 154.47 99 1929 4560.5 266.26 162 1905 157.94 111 1930 5101.8 276.21 178 1906 160.06 100 1931 5012.0 285.7 190 1907 160.24 104 1932 5000.4 294.7 170 1908 159.38 110 1933 4776.0 294.6 152 1909 162.33 111 1934 4185.0 269.0 145 1910 1873.3 167.83 102 1935 5050.0 290.9 150 1911 1903.1 167.74 106 1936 6607.8 309.4 175资料来源：1.M1（单位：百万元）的数据见Thomas G.Rawski,《Economic Growth in Prewar China》，University of California Press，Berkeley Los Angeles，Oxford，1989.pp394，其中1933~1935年数据为刘巍、郝雁《对罗斯基估算的1910~1936年中国货币供应量之检讨》，载于《广东外语外贸大学学报》2008年第3期。2. P的数据见王玉茹《近代中国价格结构研究》陕西人民出版社1997年版，第23页，1913=100。3.1887年Y（单位：亿元）数据见刘佛丁、王玉茹、于建玮《近代中国的经济发展》山东人民出版社1997年版，第91-95页，其余年份Y数据见刘巍《对中国1913~1926年GDP的估算》，载于《中国社会经济史研究》2008年第3期； 刘巍、陈昭《对中国1888~1912年GDP的估算》未刊稿。
根据计量经济学的基本理论，实证分析之前要判定变量的平稳性，否则容易引起虚假回归。变量平稳性常用的检验方法是ADF检验，本文依据ADF单位根检验法的基本理论，结合检验形式、查分次数以及DW值大小，综合判断变量的单位根情况如表2所示。
表2：变量的ADF单位根检验结果
变量 差分次数 检验形式（c,t,k） DW ADF 1% 5% 结论 M1 1 (C,N,1) 2.00 -3.28 -3.73 -2.99 I(1)* Y 1 (N,N,1) 2.09 -2.18 -2.74 -1.97 I(1)* P 0 (C,t,1) 1.93 -4.08 -4.16 -3.50 I(0)**表示变量差分后的序列在5%的显著水平上通过ADF平稳性检验。
上述变量的ADF单位根检验结果表明理论模型中涉及的变量M1和Y是一阶单整序列，P是平稳序列。由于被解释变量是平稳序列，两个解释变量是同阶单整序列，根据协整理论，如果两个解释变量没有协整关系，则普通最小二乘法回归结果是伪回归（虚假回归）。因此回归之前要判断解释变量之间的协整性，有协整关系才可直接利用普通最小二乘法，否则需要另行处理，本文两个解释变量的JJ协整检验结果如表3所示。
表3：JJ协整检验结果
特征根 似然比统计量 5%显著水平临界值 1%显著水平临界值 原假设 0.575 21.09 15.41 20.04 R＝0 0.099 2.28 3.76 6.65 R≤1协整检验结果表明在1%的显著水平上两个解释变量之间具有协整关系，因此按照计量经济基本理论可以直接运用普通最小二乘法回归，假定模型为线性函数形式，回归结果如下：
上述检验指标后面括号中的数字表示对应的伴随概率。残差正态性的JB统计检验接受正态性的原假设；模型自相关的D.W检验和LM检验表明模型不存在一阶和二阶自相关；异方差的ARCH LM与White检验表明模型不存在异方差；同时在样本容量内时间段的各年度Chow检验、Ramsey RESET检验表明不存在结构突变；判定系数达到0.96；方程整体显著性检验指标F检验表明拒绝系数全为零的原假设。上述整体检验结果表明模型回归符合计量经济学的基本假设，并且拟合效果很好。
在该模型中，我们需要弄清除各个解释变量的相对重要性，或者比较因变量对各个解释变量的敏感性，因此，就涉及到了Beta系数和变量的弹性问题。
我们首先来观察一下Beta系数。由于偏回归系数与变量的原有单位都有直接的联系，单位不同，彼此不能直接比较。为此，可以将偏回归系数转换为Beta系数，其公式如下：
Beta系数就是按照解释变量的标准差与因变量的标准差之比例对估计的斜率系数进行调整，其数值与测定变量时的单位无关，即是一个“纯数”，因此可以直接比较，用以确定计量模型中解释变量的相对重要性。
这样，按照Beta系数公式，计算的解释变量对被解释变量的重要性结果如下：
Beta(Y)=-0.4859 Beta(M1)=1.2748
如果将Beta(Y)标准化为1，则Beta(M1)为2.6。
Beta系数表明了各个变量对于被解释变量的解释程度和重要性，M1对P的贡献度是Y对P贡献度的2.6倍多。
需求主导物价，说明两个问题，一是通货膨胀无论何时何地都是一种货币现象，需求是物价变动的原因，这和前文阐述的通货理论提出的观点是一致的，用实证证实了理论；二是供给在该时段经济发展过程中并未起到主导作用，近代中国属于供给约束型经济发展模式。这和陈昭博士（2007）[26]的论证方法不同，但结论一致，观点相互佐证。
三、1887～1909年M1的估计结果与验证
利用式（2），我们对1887~1909年的M1进行了估算（计算过程略），得出了表4的数据：
表4：1887~1909年M1的估算值
年度 1887 1888 1889 1890 1891 1892 1893 M1 678.29 715.85 690.22 683.46 715.39 789.29 962.21 年度 1894 1895 1896 1897 1898 1899 1900 M1 1075.24 1118.83 1240.09 1306.76 1358.81 1508.99 1413.37 年度 1901 1902 1903 1904 1905 1906 1907 M1 1488.15 1687.86 1745.30 1771.91 1861.63 1821.97 1877.42 年度 1908 1909 M1 1850.95 1905.88对计量实证估计的结果，我们尝试从其他途径进行验证。受到资料限制，我们只能从白银流动的角度对M1的估算数据做验证。
虽然近代中国在1933年废两改元之前，长期是银两、银元和铜钱并用；在1935年实行法币改革之前，银元与铜钱并用。但是，同纸币（银行券）、铜钱比较，银元更具有普遍接受性，因此也是主要的流通货币。白银在国内是货币，在国外却是普通商品，因此白银的自由流动——对中国的进出口会自然的影响到货币供应量的变化，净进口则使货币供应量增加，净出口则使货币供应量减少。两者应该具有很强的相互关系。白银进出口数据制成表5。
表5：近代中国白银的进出口（单位：百万关平两）
年度 1888 1889 1890 1891 1892 1893 1894 1895 白银进出口 -1.9 6.0 -3.5 -3.1 -4.8 10.8 26.3 36.7 年度 1896 1897 1898 1899 1900 1901 1902 1903 白银进出口 1.7 1.6 4.8 1.3 15.4 -6.1 -13.8 -6.0 年度 1904 1905 1906 1907 1908 1909 1910 1911 白银进出口 -13.6 -7.2 -18.7 -31.2 -12.3 6.8 21.8 38.3 年度 1912 1913 1914 1915 1916 1917 1918 1919 白银进出口 19.2 36.0 -13.6 -18.4 -28.7 -21.0 23.5 53.1 年度 1920 1921 1922 1923 1924 1925 1926 1927 白银进出口 93.6 32.4 39.6 67.2 26.0 62.5 53.2 65.1 年度 1928 1929 1930 1931 白银进出口 100.4 105.8 67.0 45.4“-”号表示出口。
资料来源：孔敏《南开经济指数资料汇编》，中国社会科学出版社，1988，685页。
我们尝试以M1对白银的进口量（BY）进行普通最小二乘回归，回归结果如下：
上述各项检验指标优良，拟合效果很好，说明和证实了我们估计的M1趋势是正确的，和真实值差别不应很大。
白银的进出口流量对当年的货币存量有影响之外，白银存量的增加也应该对货币存量产生影响，并且同样应该是正相关关系，根据表5我们计算了白银累积量（BYLJ），同货币存量M1回归结果如下：
从各项检验指标来看，白银累积量对M1的回归效果比白银流量对M1回归的效果更好。就是说，存量对存量的回归比流量对存量的回归更具有实际意义，因为白银累积存量包含了白银流量的影响因素。
至此，我们采用了不同于本文论证和估计过程的方法来验证估计结果，结论表明我们对M1的估计结果效果很好，可以利用进一步研究近代中国货币经济和宏观经济问题。
注释：
[1]叶孔嘉：《中国近代经济史论文集》，台北中央研究院经济研究所1977年版。
[2]巫宝三：《中国国民所得·1933年》，中华书局1947年版。
[3]吴承明：《中国近代资本集成和工农业及交通运输业产值的估计》，《中国经济史研究》1991年第4期；《近代国内市场商品量的估计》，《中国经济史研究》1994年第4期。
[4]刘佛丁、王玉茹、于建玮：《近代中国的经济发展》，山东人民出版社1997年版。
[5]杜恂诚：《二十世纪三十年代中国国内市场商品流通量的一个估计》，《中国经济史研究》1989年第4期。
[6]陈争平：《1895~1936年中国进出口贸易值的修正及贸易平衡分析》，《中国经济史研究》1994年第1期；《1895-1936年中国国际收支与近代化中的资金供给》，《中国经济史研究》1995年第4期。
[7]刘巍：《1927~1936年中国柯布—道格拉斯生产函数初探》，《求是学刊》1998年第3期。
[8]Thomas G.Rawski,《Economic Growth in Prewar China》，University of California Press，Berkeley Los Angeles，Oxford，1989。
[9]刘巍、郝雁：《对罗斯基估算的1910~1936年中国货币供应量之检讨》，《广东外语外贸大学学报》2008年第3期。
[10]19世纪80年代~20世纪30年代，尽管区域规模的战乱不止，但却是中国近代历史上相对和平的时期，只有这50年左右的时间才是近代化经济比较正常发展的时期。
[11]亚当·斯密：《国民财富的性质和原因的研究》上卷，商务印书馆1972年版，第50-51页。
[12]《马克思恩格斯选集》第3卷，人民出版社1974年版，第186页。
[13]许涤新、吴承明：《中国资本主义发展史》第2卷，北京：社会科学文献出版社2007年版，第196页。
[14]《中国资本主义发展史》第2卷，第211页。
[15]《中国资本主义发展史》第2卷，第225、226页。
[16]《中国资本主义发展史》第2卷，第230页。
[17]《中国资本主义发展史》第2卷，第199页。
[18]《中国资本主义发展史》第2卷，第218页。
[19]《中国资本主义发展史》第2卷，第222页。
[20]《中国资本主义发展史》第2卷，第213页。
[21]《中国资本主义发展史》第2卷，第228页。
[22]吴承明：《近代国内市场商品量的估计》，《中国经济史研究》1994年第4期。
[23]刘佛丁、王玉茹、赵津：《中国近代经济发展史》，高等教育出版社1999年版，第280页。
[24]刘巍：《经济发展中的货币需求》，黑龙江人民出版社2000年版。
[25]卢中原：《中国市场发育研究》，浙江人民出版社1991年版，第33、34页。
[26]陈昭：《中国内生货币供给理论函数与计量检验（1927-1935）》，《中国经济史研究》2007年第1期。
（作者单位：广东外语外贸大学国际经贸研究中心 510006）