導語：中國貨幣需求函數的建模論文一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：在對中國貨幣需求理論研究過程中，制度變量有可能在很大程度上影響中國貨幣需求，但在建模時經常被忽略，而那些對制度因素感興趣的學者往往無法測度出制度變量或者建模技術過于陳舊，難以給出較嚴格的貨幣需求函數。因此，本文的目的是利用1998～2002年的月度數據，選取了能夠代表經濟結構轉型和企業信貸活動規模兩個方面的制度變量，通過Johansen檢驗，試圖找出長期穩定關系，并得出經過向量誤差調整（VEC）的貨幣需求函數。本文的貢獻就在于對若干制度變量的選取和測度，使得模型更具備對中國貨幣經濟現象的解釋能力。

關鍵詞：貨幣需求函數制度變量協整分析向量誤差調整

貨幣需求函數是宏觀經濟理論研究中的焦點，從費雪交易方程式和劍橋方程式的古典學派，到凱恩斯的流動性偏好理論和托賓－鮑莫爾的存貨模型，直至弗里德曼和梅爾茨的貨幣主義學派，投身于這方面研究的學者不計其數，所獲得的成果也是相當可觀。貨幣需求函數模型的建立也是政府調控貨幣供應量的基礎性工作，也是人們研究宏觀經濟形勢的起點。進一步講，對中國貨幣需求函數的研究是非常有意義的，這是本文的出發點。

1.理論和研究方法回顧

1．1國內理論的回顧

由于國外的貨幣需求理論汗牛充棟，各類文獻都有涉及，故本文不給予回顧，而是主要著眼于國內理論的新近發展。從國內的有關文獻看，近年來的貨幣需求理論大多是在國外經典理論上的修補，部分學者看到國外發達市場上發展出來的貨幣需求理論并不能完全解釋中國的貨幣現象，從而引入了制度變量。易綱（1991）提出旨在突出經濟貨幣化因素的貨幣需求函數，他認為，中國轉軌經濟中貨幣化因素促使了超額貨幣需求的產生。根據其模型的推斷，隨著貨幣化程度的提高，貨幣化指數的影響程度必然會逐步縮小，貨幣化進程對超額貨幣需求的吸收能力也將逐漸變小。秦朵（1997）經過實證分析發現，用一般的貨幣數量論來解釋我國改革以來的貨幣需求關系過于簡單，僅僅構成Goldfeld和Sichel（1990）貨幣需求理論的一個特例，她對通用貨幣需求模型進行擴展時考慮了與中國經濟制度有關的三方面因素：一是由計劃控制造成的抑制性投資需求，二是計劃體制軟約束造成的過度資金需求，三是市場化改革引起的對貨幣的超常需求。李成（2002）在對易綱、秦朵、張杰等人的理論進行研究之后認為，中國在不同改革階段，貨幣需求函數中包含的主要因素不相同，處在制度轉軌期的中國貨幣需求函數需要做出不斷修正和擴展，才能對改革中出現的新情況加以解釋。改革初期貨幣化進程是促成貨幣超額需求的主要因素，90代國家控制能力又成了促使貨幣供應量超高速增長的主要原因，90年代末期迄今則需要新貨幣需求函數的出現。

另外，在選取制度變量方面比較有特色的有：郭浩（1999）從金融資產積累角度考察了貨幣需求。李恒光（2000）對美國和亞洲九國的情況進行了實證分析，認為金融創新不僅改變了傳統的貨幣定義，而且也使貨幣需求動機和貨幣需求目標變量發生變化。謝富勝（2000）和焦瑾璞（2002）對證券市場的發展與貨幣需求函數之間的影響進行實證分析。王平權（2002）運用大量的數據和事實研究了人口因素對貨幣需求的影響。王松奇（2003）通過對銀行、證券和保險業務內涵的重新解釋，理論上解釋了金融市場的發展對貨幣需求總量和結構的影響。

1．2國外研究方法的回顧

90年代以來，對貨幣需求的研究大多采用動態時間序列分析方法，考察貨幣需求與相關變量的長期均衡關系。LastrapesandSelgin（1994）運用向量自回歸時間序列分析方法研究短期持有的實際貨幣需求量對貨幣供給量變化的反應；Darrat（1996）利用協整分析和誤差修正模型做出了阿拉伯聯合酋長國的長期和短期貨幣需求函數，值得注意的是他引入了外匯作為其中的一個因變量，以代替該國的國內資本市場收益。

H.Fujiki（1998）利用季節調整合成數據（paneldata）的方法，估計了日本貨幣需求的收入彈性，檢驗結果是強有效的。MichaelFunke（2001）利用1980～1998年間的季度數據考察了歐元區的貨幣需求長期有效性和短期有效性之間的聯系。JunNagayasu（2003）通過對貨幣需求模型的穩定性檢驗，發現標準貨幣需求模型無法解釋1992年以來（即日本經濟泡沫破裂之后）的經濟衰退現象。

1．3國內研究方法的回顧

我國目前對貨幣需求函數建模的方法與西方國家之間并不存在太大的差別。黃先開和鄧述慧（2000）利用1980～1996的季度數據給出了Johansen檢驗結果，得到兩個協整向量，分別對應貨幣市場和和商品市場相關經濟變量之間的長期穩定關系，然后建立了誤差調整模型。陸金海和陳浪南（2000）運用了協整分析和誤差調整(ECM)分析方法，考察了貨幣流通速度對貨幣需求的影響，發現我國的貨幣需求同樣存在長期均衡，貨幣需求量受貨幣流通速度的影響呈顯著水平。汪紅駒（2002）根據誤差修正（ECM）模型估計了中國1979～2000年的貨幣需求函數，結果表明M1和M2的實際金額與實際GDP和一年期存款利率之間存在同積關系，說明長期的貨幣需求與實際GDP以及利率變量之間存在穩定的關系。

2.變量選取和數據說明

在對理論和研究方法的回顧過程中我們注意到，那些參考國外的經典理論并用較為現代的計量方法建立的模型，盡管在統計意義上看是成功的，但他們建模時大多忽略了制度變量，這些制度變量有可能在很大程度上影響中國貨幣需求；而那些對制度因素感興趣的學者往往無法測度出制度變量或者建模技術過于陳舊，難以給出較嚴格的貨幣需求函數。因此，本文的目的是利用1998～2002年的月度數據，選取了能夠代表經濟結構轉型和企業信貸活動規模兩個方面的制度變量，通過Johansen檢驗，試圖找出長期穩定關系，并得出經過向量誤差調整（VEC）的貨幣需求函數。本文的貢獻就在于對若干制度變量的選取和測度，使得模型更具備對中國經濟現象的解釋能力。本文之所以只選取代表經濟結構轉型和企業信貸活動規模兩方面的制度變量，是因為我們在選取制度變量時，主要考慮到目前經濟運行中較為突出的現象，比如經濟結構轉型，這是貫穿于中國經濟現象的長期命題，不可忽略；而企業信貸活動擴張恰好是當前中國市場的一個特殊現象，中國市場化改革的主要特征之一是非國有經濟的快速發展，國有經濟分額不斷下降，但投融資體制改革和銀行體制改革停滯不前，對國有企業仍然有著體制性的“軟預算”機制。正是這些現象，它們對貨幣需求影響程度有多大，把它們引入長期的貨幣需求函數中是否合理，就成了本文要考察的問題了。影響實際貨幣需求量的因素復雜而且廣泛，除了以往經典理論里出現的解釋變量外，要想對貨幣需求函數精確建模，還需要現在和后來的學者們不斷挖掘尚未發現的解釋變量。

以下是對本文建模所包含的變量以及數據的說明：

2.1因變量：

實際狹義貨幣MR=M1/P：中國人民銀行將M1定義為現金+企業活期存款+機關團體部隊存款+農村存款+個人持有的信用卡類存款。我們采用M1作貨幣指標，而不采取M0和M2；原因在于：一、M0已經無法反映實際貨幣需求；二、M2包含的貨幣存量部分與國民生產總值這類代表社會總收入的流量指標不相匹配，通常，存量與流量之比例總是時變的，但這并不反映理論隱含的規律性。另外，我國的M2統計口徑在不同年份有較多差異，從數據的可采取程度來看，也不傾向于采取M2。這里的P我們取較常用的消費價格指數。

2.2規模變量：

實際消費品零售額YR=Y/P：一般代替財富的規模變量可選用GDP,GNP，國民收入，社會商品零售總額，居民貨幣收入等，鑒于數據的可得性，我們采取了消費品零售額，在實際操作中是反映國民永久性收入的一個比較好的變量。

2.3機會變量：

2.3.1實際利率RR：等于一年期定期存款利率R減去通貨膨脹率INF

2.3.2靜態預期通貨膨脹率INF：即INF=P(-1)。

2.3.3實際證券市場市價總值VALUE：

在弗里德曼的貨幣需求函數里，債券收益率和股票收益率是貨幣持有的機會成本，但由于我國的債券市場較晚開展，而且交易量較小，其對貨幣需求影響不大，另外，債券收益率數據在中國是相當難采集的；而股票市場的收益率由市價總值來度量，是以往的文獻里較多出現的測度指標，更值得注意的是證券市場總量的急劇擴容有可能是影響貨幣需求量的因素。

2.4制度變量：

2.4.1國有工業產值比重RATIO：

即國有企業工業產值占工業總產值的比重，它是反映我國經濟結構轉軌過程的常用變量，把它歸入制度變量，目的在于考察市場化程度對貨幣需求的影響。對于為什么選取這個指標，秦朵（1997）給出了論證，我們這里直接采用。

2.4.2企業信貸活動規模CREDIT：

谷京萍（2001）曾重點闡述了企業信貸需求過度擴張的成因，她認為企業信貸需求過度擴張在于國有企業的微觀機制的改革與宏觀經濟政策改革的滯后二者之間的矛盾，造成了企業的投資饑渴與個人收入的超分配，企業需要大量的信貸資金來維持正常的生產以及過度的投資需求和收入分配需求，而銀行信貸約束的軟化使企業過度擴張的信貸需求得以實現。她由企業的資產負債表構造一個新的指標衡量企業信貸需求擴張對貨幣需求的影響，但這涉及到各個企業混亂的微觀財務狀況，統計意義并不明顯。1998年，構成我國金融資產總量中，對銀行債權仍占78.4％，構成金融資產總量最主要的因素仍然是銀行存款貸款；而銀行的資金運用中，信貸資金占到了70.4%。企業在貸款取得后一部分存在企業活期帳戶和少量現金持有以待擴大投資，另一部分一般是彌補虧損，我們要測度的是這部分企業信貸占金融機構貸款的比重變化程度對貨幣需求的影響程度，所以大致上取CREDIT＝【（金融機構存款－居民儲蓄）＋企業虧損額】÷金融機構貸款。

2.5隨機因素：

隨機變量u，包含其他制度變量以及數據觀測誤差等等，除本文選取的兩個制度變量外，其他的變量還有待學者們進一步挖掘。

相應的，以上變量取對數形式后，分別為LMR=LOG(MR)，LYR=LOG(YR)，LRR=LOG(RR)，LINF=LOG(INF)，LVALUE=LOG(VALUE)，LRATIO=LOG(RATIO)，LCREDIT=LOG(CREDIT)；上述變量都經過了從名義變量到實際變量的轉換，且不考慮對上述變量進行季節調整。

從而函數表達式為：

LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）；

需要說明的是，本文的所有數據都來源于《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國人民銀行統計季報》、《中國經濟景氣月報》等，數據從1998年1月至2002年12月，60個樣本，這次考慮只是做1998年至2002年的函數形式，原因在于：一、以往的文獻證明了，隨著經濟的發展和改革的深化，1994年以后的貨幣化程度可以在模型中忽略掉，這樣做可以減少模型的復雜性（謝富勝2000）；二、滿足數據統計口徑的一致性，因為中國人民銀行從1994年第三季度起定期公布季度數據，而月度數據在1998年以后比較容易計算和獲得。三、我們認為5年符合中國5年發展計劃的宏觀調控周期，可視為中長期時間跨度，在這個期間內，制度變量是不可忽略的。

3.計量方法與實證分析

3．1計量方法：

由于時間序列的非平穩性，利用時間序列數據進行回歸分析時，容易出現偽回歸（SpuriousRegression）現象。因此在建立計量模型之前要對所有的時間序列進行單位根檢驗，以確定各序列的平穩性和整形階數。本文采用增廣的Dickey-Fuller檢驗（ADF檢驗）對變量進行檢驗。

對于1階差分穩定的時間序列變量，采用協整分析方法可以確定各變量之間的長期穩定關系。關于協整檢驗研究已經發展成了兩種主要的方法：一是1987年Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗；二是Johansen（1988、1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR的協整系統檢驗。Johansen極大似然法可以精確地檢驗出協整向量的數目r，因此我們采用Johansen方法。

在協整檢驗的基礎上利用向量誤差修正（VEC：VectorErrorCorrection）模型對函數進行估計。向量誤差修正模型不同于誤差向量調整模型（ECM），是因為它對諸變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型，并且，VEC模型只能用于有協整關系的序列建模。

3．2中國的實證：

我們利用計量軟件SPSS10.0對中國的貨幣需求函數，即對LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）建模。

3.2.1ADF單位根檢驗：

在進行長期的協整分析之前，必須對時間序列進行平穩性檢驗，考察它們是否具備同階整形的條件，這也是進入協整分析的前提。

ADF單位根檢驗結果

變量ADF檢驗值檢驗類型（c,t,n）臨界值(5%)

LCREDIT-2.314544（c,t,3）-3.4904

LCREDIT-5.620754（c,o,1)-2.9127

LMR-3.068633（c,t,3）-3.4904

LMR-7.944472（c,0,1)-2.9127

LYR-4.586632（c,t,3）-3.4904

LYR-4.920526（c,0,1)-2.9127

LRR-2.580948（c,0,3）-2.9137

LRR-7.757722（c,0,1)-2.9127

LINF-3.187362（c,0,3）-2.9137

LINF-5.890185（c,0,1)-2.9127

LVALUE-0.879052（c,t,3）-3.4904

LVALUE-4.635321（c,0,1)-2.9127

LRATIO-0.366660（c,0,3）-2.9137

LRATIO-7.611158（c,0,1）-2.9127

注：檢驗形式(C，T，N)分別表示單位根檢驗方程包括常數項，時間趨勢和滯后階數；表中所列臨界值為5％置信水平下的ADF檢驗Mackinnon統計值。

我們可以看到在95％的置信區間里，上述7個變量全部是1階整形；可以進入下一步的協整分析。

3.2.2Johansen檢驗：

通過Johansen檢驗發現，第五個似然比統計量大于99％水平下的臨界值，因而第五個原假設被拒絕，即至少有4個協整關系。我們關心有一般經濟意義的協整關系式，故取經過標準化的協整系數表，如下：

表2Johansen檢驗結果

EigenvalueLikelihoodRatio5%CriticalValue1％CriticalValueHypothesizedNo.ofCE(s)

0.756385221.3992124.24133.57None**

0.529316140.905794.15103.18Atmost1**

0.45029497.9522568.5276.07Atmost2**

0.42446163.8450647.2154.46Atmost3**

0.34331132.3555329.6835.65Atmost4*

0.1279038.38445215.4120.04Atmost5

0.0101890.5837653.766.65Atmost6

注：*(**)表示在5%(1%)置信水平下拒絕原假設

表3標準化協整系數

LMRLYRLRRLINFLVALUELRATIOLCREDITC

1.0000001.168161

(0.36872)0.301516

(0.06185)3.514679

(0.83901)0.109613

(0.10296)2.413601

(0.39713)-2.832221

(0.57258)-37.75279

寫成數學表達式：

LMR＝1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

該方程式反映了序列間的某種長期均衡關系。

另外，令

VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

對序列VECM進行單位根檢驗，發現它已經是平穩序列，并且在0附近上下波動，驗證了協整關系是正確的。需要注意的是，VECM是向量誤差修正模型的核心部分。

從協整關系看，

1、實際消費品零售額的系數為1.168161，接近于國際上的檢驗結果，即實際消費品零售額每變化1個百分點，貨幣需求量正向變化1.168161個百分點；一般而言，實際貨幣需求的彈性收入大于1，說明經濟中的貨幣化進程對貨幣需求產生影響。但模型中的彈性系數并未偏離太多，可以大致認為，中國的貨幣化進程基本結束，這與以往學者們的結論一致。

2、利率與貨幣需求量呈正相關關系，利率每變動1個百分點，貨幣需求量正向變化0.3個點。但要注意到，中國利率尚為市場化，利率的變動并真正不能反映市場的需求和供給均衡，人們在持有貨幣時并未十分考慮利率因素，認為中央政府一旦將利率提高就意味著要緊縮經濟，反而持幣觀望。

3、通貨膨脹率與貨幣需求量呈正相關關系，且彈性系數相當大，將近3.5。我們知道，1998年以來，中央政府為了使經濟走出通貨緊縮，采取了積極財政政策和穩健的貨幣政策，這在很大程度上改善了宏觀經濟狀況，但也不可避免的帶來了實際貨幣需求量的大幅增加。

4、股票市值與貨幣需求量呈正相關關系，說明收入效應大于替代效應，說明投資者更愿意在股市上冒險賺錢，而不是分散風險。但0.1的彈性系數并不是太大，我們尚無法推斷出收入效應與替代效應孰大孰小。

5、市場化程度與貨幣需求量呈正相關關系，且系數相當高2.4，這也表明了市場化程度對貨幣的超額需求影響相當大，中國經濟轉軌的制度因素對實際貨幣需求的影響不應該忽略，這也是學者們在從事貨幣需求理論研究時不能繞開的問題之一。隨著國有經濟比重的逐漸減小，實際貨幣需求量將大幅的減少。

6、企業信貸擴張與貨幣需求量呈相關系數相當高，接近于市場化程度彈性，這與我們對企業信貸擴張對實際貨幣需求影響的估計相符合的。這反映了近5年里，現行體制內對國有企業的“保護沖動”仍然存在，隨之而來的政府對國企資金的“軟預算”和對銀行的特殊“安全”準則繼續存在。國企改革和銀行改革任重道遠。

3.2.3向量誤差調整模型：

最后在協整關系的約束條件下，建立貨幣需求函數的向量誤差調整模型，觀察在長期均衡中的短期波動。采用Hendry的從一般到特殊的原則，去掉檢驗不顯著的變量，得到向量誤差調整模型。

D(LMR)＝－0.4710102847×D(LMR(－1))－0.4330927203*D(LMR(－2))＋0.1503427887×D(LYR(－1))－0.8126287334×D(LINF(－1))＋0.053675543×D(LVALUE(－1))＋0.05528580046×D(LVALUE(－2))＋0.1052109636×D(LRATIO(－1))＋0.1682600795×D(LRATIO(－2))－0.3706352754×D(LCREDIT(－1))＋0.02635528142－0.153780584×VECM

其中，VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

從擬合度、AIC和SC等統計量上看（如附錄之表4所示），模型是成功的。

從結果上看，長期系數是－0.154，修正幅度并不太大，而短期沖擊值得關注，這說明在研究中國貨幣需求函數時既要看中長期的穩定，也不能忽視短期內的波動。我們發現：

1、短期的滯后一期的收入彈性繼續存在，且影響較大，即短期內實際消費品零售額波動1個百分點，貨幣需求量正向波動0.47個百分點。

2、模型中忽略掉利率變量，這與中國的利率非市場化有關，因為中國政府可以堅持2～3年利率不動，短期內利率期限結構曲線是條直線。公務員之家:

3、滯后一期的通貨膨脹率與因變量呈負相關關系，且彈性較大，這既符合傳統理論，也較好的解釋了居民更愿意采用通脹率而不是利率來預期未來。

4、證券市場短期對人們的持幣量影響很小，說明投資者短期內對中國證券市場不信任，容易用腳投票，短期內中國的股票市場投機性很強。

5、滯后一期和兩期的市場化以及滯后一期的企業信貸擴張，它們在理論上是假設短期內不變，但我們還是將它們引入了模型，實證結果發現影響不大，這也與理論假設相符合。

4.結論

本文利用協整分析和向量誤差修正模型估計了1998年1月～2002年12月間的中國貨幣需求函數，結果表明研究中國貨幣需求函數時既要看中長期的穩定，也不能忽視短期內的波動。我們發現，實際貨幣需求與實際消費品零售額、利率、通貨膨脹率、實際證券市價總值和國有工業產值比重及企業信貸活動規模存在長期穩定關系，而在短期內利率、證券市值波動以及制度變量等一些解釋變量不會對實際貨幣需求產生大的影響。通過分析，我們認為中國的貨幣化進程基本結束，利率市場化必須加快，中國經濟轉軌的制度因素對實際貨幣需求的影響不應該忽略，以及現行體制內政府對國企資金的“軟預算”的現象繼續存在。中國的貨幣需求函數建模是個復雜而又必要的工作，特別是對制度變量的挖掘，需要學者們進一步的探索。

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