中國微觀貨幣需求函數實證分析

[摘要] 貨幣需求作為貨幣政策中重要的變量一直受到人們的關注，至今已發展出多種貨幣需求理論函數。然而人們并沒有將宏觀貨幣需求和微觀貨幣需求加以區分，而是籠統的討論貨幣需求函數。本文旨在從理論上區分開宏觀貨幣需求函數和微觀貨幣需求函數，并對中國的微觀貨幣需求函數進行實證分析。

[關鍵詞] 微觀貨幣需求 單位根 協整檢驗

一、宏觀貨幣需求與微觀貨幣需求劃分的理論依據

貨幣根據職能劃分，主要可以分為兩大類：一類是流通中的貨幣，即作為流通手段和支付手段的貨幣；另一類是退出流通中的貨幣，即作為價值儲藏手段的貨幣。因此從這個角度而言，對于貨幣需求也應該相應分為兩類：一類是對流通中貨幣的需求；一類是對作為價值儲藏手段的貨幣的需求。

從宏觀的角度考查貨幣需求時，此時貨幣需求實際上指的是流通中的貨幣需求，這從馬克思貨幣必要量公式及費雪方程式這兩個經典的宏觀貨幣需求函數都可以看出。因此作為宏觀貨幣需求函數，它的函數形式為:M=f（Y，V，Pe）。式中Y代表國民收入，V代表貨幣流通速度，Pe代表通貨膨脹預期。那么這就產生一個問題：為什么從宏觀角度考查貨幣需求時，貨幣需求實際指對流通中貨幣的需求？實際上這與分析的目的有關。從宏觀角度考查貨幣需求，是為貨幣當局確定合理的貨幣供給量，進而實現貨幣及商品市場總供需的均衡。根據經濟理論，市場需求引出市場供給，市場供給要求貨幣使之實現，因而提出對貨幣的需求，這種需求顯然是對流通中貨幣的需求。之后，貨幣需求引出貨幣供給，貨幣供給作為總需求的載體決定了總需求的多少，但這個貨幣供給顯然只是現實流通的貨幣。所以說，市場的供求關系與處于流通狀態的貨幣供求關系是相對應的。既然貨幣當局的根本目標是總供需的平衡，那么對貨幣需求的著眼點必然就要放在流通中的貨幣需求。

當從微觀角度把握貨幣需求時，個人的意愿及判斷將發生作用。此時貨幣需求不僅包括宏觀貨幣需求中流通中的貨幣需求，還包括了對價值儲藏貨幣的需求，通過持幣成本與收益的變化來影響微觀經濟主體的貨幣需求。正是加入了這種需求，使得自變量的內容發生了很大的變化。從劍橋、凱恩斯、弗里德曼的微觀分析中可以看出，r已經成為自變量；另一方面V在考查微觀貨幣需求時已經消失。因此作為微觀貨幣需求函數，它的函數形式為：M=f(Y，r，Pe)。式中Y代表規模變量，如收入和財富，r代表利率， Pe代表通貨膨脹預期。

所以從理論上，有必要將貨幣需求區分為兩個角度，即宏觀角度和微觀角度。

二、我國微觀貨幣需求函數的形式

1.基本變量:

從理論上說，決定微觀貨幣需求函數的變量可以分成兩大類。一類是規模變量，另一類是機會成本變量。具體而言如下：

(1)規模變量:主要指國內生產總值(Y)和財富(S)。一般而言，國內生產總值越高，貨幣需求越高；財富可以用股票市值來衡量，一般而言，股票市值越高，貨幣需求越高。

(2)機會成本變量:主要指利率(r)和通貨膨脹預期(Pe)。利率反映了微觀經濟主體的持幣的機會成本，一般而言，利率越高，貨幣需求越低;通貨膨脹預期也反映了持幣的機會成本，同樣，通貨膨脹預期值越高，貨幣需求越低。

(3)隨機因素:如經濟制度等。

2.分析數據:

(1)分析時期從1998年第二季度至2005年第二季度，樣本數據共29個。選擇這一時期原因一是從1994年開始，中國人民銀行開始公布季度數據，二是利率市場化的程度加深，可以將對微觀貨幣需求有重要影響的利率因素加入到計量模型當中。

(2)計量分析的假設條件是貨幣供需平衡，即當期貨幣需求量等于貨幣供給量。因此本文的貨幣需求量采用M1的數值；國內生產總值為名義值。以上數據均來自于各期《中國人民銀行統計季報》。

(3)股市市值為深、滬兩市的總和，數據全部來自于中國證監會網站。

(4)利率采用一年期存款利率。數據來自于中國人民銀行網站。

(5)通貨膨脹預期采用適應性預期，即本期的預期通貨膨脹率為上期的通貨膨脹率。

(6)由于M1、Y、S是季度數據，因此需要進行季節調整，顯示出序列潛在的趨勢循環分量，從而真實地反映經濟時間序列運動的客觀規律。本文運用X-11消除了數據的季節趨勢。

三、我國微觀貨幣需求函數的回歸分析

下面首先對各時間序列進行單位根檢驗，以判斷序列的平穩性；然后對時間序列進行格蘭杰因果檢驗，找出影響被解釋變量的重要因素，同時將不重要的因素排除掉；之后進行多變量的Johansen協整檢驗，以判斷各時間序列是否存在穩定的長期均衡關系。如果確實存在這種穩定的均衡關系，則可以運用經典的回歸方法對計量模型進行估計。最后給出估計結果。

1.時間序列的平穩性檢驗：

對于時間序列數據樣本，如果直接運用普通最小二乘法進行回歸分析的話，很可能出現“偽回歸”的現象。因此，在建模前有必要對各時間序列數據進行平穩性檢驗。平穩隨機序列一般在均值附近呈現不規則運動，但該序列變量會經常回到均值而不會長期偏離。由于現實中的宏觀經濟變量基本上都是非平穩時間序列，因此這里運用ADF檢驗來考察時間序列的平穩性。檢驗結果如表1。

表注:①*，**，***分別表示所在行的變量序列在1%，5%，10%的顯著水平下拒絕變量序列具有單位根的假設，即變量序列為非平穩序列；(C，T，N)中的C表示ADF檢驗時含常數項(C=0表示不含常數項），T表示含趨勢項(T=0時表示不含趨勢項)，N表示滯后階數，其選取使得回歸殘差不存在自相關，即DW值等于2左右通過，同時遵循AIC信息準則。②變量序列前的“Ln”表示對變量序列水平值取對數值；D Ln(M1)、D Ln(Y)、D Ln(S)、D Ln(R)、D (P)分別表示Ln(M1)、Ln(Y)、Ln(S)、Ln(R)、P的一階差分序列。

表1的測算結果顯示，Ln(M1)、Ln(Y)、Ln(S)、Ln(R)、P序列在1%的顯著性水平下本身并不是平穩的，但他們的一階差分是平穩的，即是I(1)型平穩序列。這表明序列本身是發散的，一般不可能遵從一種長期均衡的關系，但I(1)序列之間存在長期均衡關系。

2.格蘭杰因果檢驗:

通過格蘭杰因果檢驗可以識別模型中的有效變量。只有相同性質的時間序列作格蘭杰因果檢驗在經濟意義上才可解釋，由于上述的五個變量都是一階差分平穩序列，因此可以作格蘭杰因果檢驗。

從表2中可以看出:Ln(Y)是Ln(M1)的格蘭杰原因的概率為91.56%，因此Ln(Y)是一個有效的解釋變量；Ln(S)是Ln(M1)的格蘭杰原因的概率為95.2%，因此Ln(S) 是一個有效的解釋變量；Ln(R)是Ln(M1)的格蘭杰原因的概率接近100%，因此Ln(R)是一個有效的解釋變量；P是Ln(M1)的格蘭杰原因的概率為23.94%，此數值過小，因此可以認為通貨膨脹預期并不是一個有效的解釋變量。

通過以上分析可以初步建立如下模型:

lnM1=α＋β1lnY+β2S-β3lnR(i=1，2，q)式中各變量含義如前，為截距，為回歸系數。

3.協整檢驗：

為了避免“偽回歸”的出現，還需要對上述時間序列進行協整檢驗。協整性揭示了序列間一種長期穩定的均衡關系，代表一種長期趨勢。協整檢驗從檢驗的對象上可分為兩種：一種是基于回歸系數的協整檢驗，另一種是對回歸殘差的協整檢驗。對于雙變量而言，一般運用對回歸殘差的協整檢驗，而對于多變量而言，一般用Johansen檢驗（JJ檢驗）來判斷序列之間的長期均衡關系。根據AIC準則得出各序列的最優滯后步長為1。表3給出了Johansen協整檢驗結果。

注：*（**）表示在5%（1%）的顯著水平上拒絕原假設。

協整檢驗結果表明：在1%的顯著水平上存在著一個協整向量。這說明確實存在某種經濟機制制約著序列Ln(M1)、Ln(Y)、Ln(S)、Ln(R)之間的相互變動，就長期而言，它們的線性組合有著向均衡收斂的趨勢。

至此，可以對計量模型進行回歸分析。回歸結果的估計式如下:

lnM1=-4.897156+1.383983lnY+0.120061lnS-0.156644lnR

（-8.357111)(27.66443)(2.306363)(-2.439845)

F=481.3937R2=0.982984調整后的R2=0.980942DW=1.281

以上回歸方程中，第一行括號內數字為t值。通過上面的回歸方程我們可以看出:

(1)R2和調整后的R2有很高的數值，表明方程的擬合程度很好。

(2)方程通過了顯著性水平為1%的F檢驗，表明方程在總體上都是高度顯著的。

(3)方程中的截距和回歸系數都通過了顯著水平為1%的t統計檢驗。

(4)DW值為1.281，處于難以確定的DW區域，因此必須使用LM自相關檢驗。經檢驗，方程不存在一階自相關。

四、回歸分析的結論

通過上述對我國微觀貨幣需求函數的實證分析，我們可以得出如下結論:

1.我國利率市場化的改革已初見成效

回歸分析表明，利率已經成為微觀貨幣需求函數中一個重要的變量，通過利率的變化來影響微觀經濟主體的貨幣持有量。式中利率前的負號也說明實證結果與預期理論一致，利率是一個有效的解釋變量。

2.微觀經濟主體的財富因素開始成為影響貨幣需求函數的重要變量

隨著中國金融市場的快速發展，人們意識到資產選擇的重要性，普遍開始進行金融資產的投資，而投資的方向大部分集中于股市。人們手中股票市值的不斷波動直接影響著人們的貨幣需求。當然從回歸結果上看，該項的彈性值很小，這說明目前我國的資本市場還有待發展。隨著資本市場的進一步發展，可以預見，該項彈性值是會逐步升高的。

3.通貨膨脹預期并沒有進入到最終的微觀貨幣需求函數當中

我國目前仍處于計劃經濟向市場經濟的轉化過程當中，人們市場化的意識仍需有待加強，人們形成通貨膨脹預期的習慣尚未完全形成，這一時期人們普遍存在著“貨幣幻覺”。因此，現在的微觀貨幣需求函數中并不包含通貨膨脹預期。隨著經濟市場化程度的不斷加深以及隨之而來的由“普通人”向“經濟人”的轉變，可以預期在未來的微觀貨幣需求模型中通貨膨脹預期將會成為重要的解釋變量。

4.影響我國微觀貨幣需求的最重要因素還是收入，彈性值達到了1.38

貨幣需求的收入彈性之所以高，主要在于支付方式、成本等原因，微觀經濟主體更偏好流動性較高的貨幣的需求。

5.今后在制定貨幣政策時，不僅要關注收入等規模變量，同時要對股票市場行情的變化及金融市場的基準利率給予特別關注，加強現階段貨幣政策的有效性。

參考文獻:

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注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。