體制變遷下的我國居民部門貨幣需求研究

張浩

（中央財經大學 金融學院，北京 100081）

根據主體的不同，我國貨幣需求主要可以劃分為居民部門貨幣需求，企業部門貨幣需求以及政府部門貨幣需求。其中，居民部門的貨幣需求是指家庭在日常生活中作為資產持有，或者出于應付生活消費中發生的貨幣支出所持有的貨幣額。自1979年改革開放以來，隨著經濟的發展和人民生活水平的提高，我國居民部門逐漸成為貨幣需求最主要的持有主體，并成為影響總貨幣需求變化的主導性力量。因此，分析居民部門貨幣需求的變化的特點和規律，是把握我國貨幣需求整體變化趨勢和特征的關鍵，具有重要的研究價值。

1 體制變遷中的我國居民貨幣需求變化及特點

（1）居民貨幣需求快速增長，并成為貨幣需求的主體

改革開放以后，國民收入以及社會財富的總體分配格局都發生了巨大變化。農村家庭聯產承包責任制的實行以及農副產品收購價格的多次提高，增加了農民家庭收入在國民收入分配中的比重；城市中以“放權讓利”為特征的經濟體制改革所推行的一系列提高職工工資水平的措施，使城鄉企業職工收入高速增長；價格改革中“暗補”轉為“明補”措施的推行，使得居民收入普遍增加；非國有經濟成分在整個經濟中比重的增大，更提高了在其中就業的職工及企業主的收入。凡此種種改革的綜合結果，都使得在國民收入初次分配中居民所得的比重不斷上升。

（2）預防性和投資性貨幣需求快速增長

改革開放以來，我國居民可支配收入的提高使得居民貨幣需求能力提高，居民需求動機變得更加豐富和多樣化。當前我國居民貨幣需求動機變化的特點主要表現為：

一是體制變遷引發的預防性貨幣需求快速增長，并逐漸成為我國貨幣需求重要的組成部分。二是隨著金融市場的快速發展，居民投資性貨幣需求也有了明顯的增加。

（3）居民貨幣需求內部結構差異不斷擴大

在計劃經濟下，我國居民貨幣需求內部差異主要表現在城鄉結構上，并且這種結構差異一直保持在4.5倍左右。1979年改革開放之后，居民貨幣需求內部這種穩定的結構關系很快發生了改變。在改革的初期，農村經濟體制的改革使得農民收入快速增長，農民持幣增長明顯快于城市居民持幣增長幅度，城鄉居民貨幣需求之間的差距開始縮小，城鎮居民與農村居民貨幣持有量之比持續下降，截至1983年年底時達到最小，為3.03倍。之后隨著我國經濟改革重心從農村轉向城市后，城鎮居民貨幣需求增速逐漸超過農村居民部門，城鎮居民與農村居民間的貨幣需求差距又再次擴大。

（4）居民貨幣需求影響因素不斷豐富

在改革開放之前，我國居民貨幣需求主要以交易性動機為主，并且貨幣需求量主要受居民貨幣收入多少的影響。根據上文，隨著30年來貨幣化及金融市場的發展，我國居民貨幣需求的預防動機和投資動機有了明顯的增長，貨幣需求的影響因素也不僅僅限于居民貨幣收入，儲蓄存款利率、金融資產收益等市場化因素也對居民貨幣需求的變化產生影響。

2 我國居民部門貨幣需求的實證分析

2.1 居民貨幣需求實證模型的選擇與說明

一般來說，貨幣需求函數的自變量主要包括規模變量（以S表示）和機會成本變量（以OC表示）以及制度變量等其他變量（以IN表示）三類指標。并且，根據弗里德曼（1991）的研究，在貨幣需求函數的線性展開中，半對數的函數形式要優于其他形式。因此，本文采用（1）式這一最基本的貨幣需求函數模型來進行研究：

其中，Mht和St都是相關變量 t期的期末值，a0為常數項，a1、a2和a3分別是規模變量、機會變量和其他變量的系數，其中a1反映了居民貨幣需求的規模彈性，ε是誤差項。在具體計量方法的選擇上，本文采用協整和誤差修正這一近年來在貨幣需求分析中使用最廣泛的方法。其中，協整理論最早是由羅伯特·恩格爾和克萊夫·格蘭杰（Engle and Grange,1987）提出，協整關系則反映的是各變量之間的長期均衡關系。如果變量間存在這種長期均衡關系，則即使在短期中變量的波動可能會與均衡相背離，但均衡的力量最終還是會把它們帶回到長期關系中。誤差修正模型則反映了短期中的這一調整過程。具體地，若（1）式是經過估計后獲得的長期貨幣需求函數，殘差項ε就是誤差修正模型中的誤差修正項，該模型的具體形式為：

系數x反映的是因變量1nMht向其長期均衡值調整的情況。 杰格迪什·漢達（Jagdish handa，2005）指出，誤差修正模型最吸引人的特征在于，“長期貨幣需求與其動態短期形式相分離，但對兩者可同時進行計量估計”。另外，該方法對非平穩數據使用簡單OLS回歸時容易遇到的偽回歸問題能夠較好地解決，這也是它在貨幣需求的實證研究中被大范圍使用的重要原因。

2.2 變量選擇和數據來源

2.2.1 時間區間的選擇

根據前文，在經濟體制改革過程中，我國居民貨幣需求發生了較大的改變，不同時期之間缺少可比性，因此實證分析中在時間的選取上不宜選取跨度較大的時間段。同時，還考慮到一些影響居民貨幣需求的關鍵變量（如居民對未來收入和價格的預期）的數據可得性，本文實證分析的時間段選取2001～2009年，數據為季度數據。

2.2.2 變量選取與數據來源

（1）居民部門貨幣需求

本文選擇居民部門的貨幣需求（Mh）作為研究對象，具體包括居民持有現金和居民持有儲蓄存款。其中，居民儲蓄存款直接選取自《中國人民銀行統計季報》公布的季度《存款性公司概覽》中的“儲蓄存款”，居民持有現金根據表1中居民持有現金占各層次貨幣供應量中現金得比重折算而成。

（2）居民部門的可支配收入

根據上文分析，影響居民部門貨幣需求的規模變量為居民部門的可支配收入。目前，我國關于居民收入的統計有兩類：一類是按照城鄉劃分，分別統計城鎮居民家庭人均可支配收入和農村居民家庭人均純收入；另一類是以法人單位（不包括鄉鎮企業、私營單位和個體工商戶）在職職工為對象，統計職工總工資和平均工資。與第一類相比，第二類統計的范圍較小，不具有代表性，因此我們采用第一類統計數據，并將城鄉居民收入在分別乘以各自人口權重后相加，構成我國居民人民可支配收入的代理變量，記為Y。

表1 各變量的ADF單位根檢驗結果

表2 殘差的單位根檢驗

（3）機會成本變量

貨幣需求函數的的機會成本變量一般包括兩個組成部分，即貨幣自身的收益率和除貨幣以外的其它替代資產的收益率。對于我國居民部門貨幣需求，貨幣自身的收益率指的是居民的個人儲蓄存款利率率。目前，我國居民儲蓄存款利率包括活期存款利率和定期存款利率，其中，定期存款利率中按期限不同，又可以劃分為3個月、6個月、1年，2年、3年和5年及以上共六類。這些利率雖然存在一定的差異，但各存款利率之間存在相近的變化趨勢，因此本文只選取一年期整存整取定期存款利率1年期居民儲蓄存款利率代表貨幣自身的收益率，并用字母i。同時，由于居民持有貨幣的規模為季度末數據，因此我們選取季度末時點上的利率值代表該季度的利率。對于我國居民部門貨幣需求，其它替代資產主要是指股票和債券，相應替代資產收益率是指股票的收益率和債券收益率。其中，債券主要是指國債，而國債又以面向機構的記帳式國債為主，公眾所能購買的憑證式國債比重較低，鑒于此，我們略去國債以及國債收益率對于居民貨幣需求的影響。而對于股票，隨著90年代以后我國股票市場快速發展，股票價格已經成為影響我國居民貨幣需求的重要因素，因此在居民貨幣需求分析時不能忽略股票收益變化對于居民貨幣需求的影響，本文以股票流通市值的季度末值與去年同期股票流通市值之差再與去年同期股票流通市值之比作為股票收益率的代理變量，并記為Re。

(4)其他變量

根據上文，影響我國居民部門貨幣需求的其他變量主要包括居民對未來收入以及價格變化的預期和居民部門的內部收入結構。其中，對于居民對未來的收入以及價格變化的預期的變量，本文選取中國人民銀行2001年開始公布的《城鎮儲戶收入與物價擴散指數表》中“未來收入信心指數”（Index of Future Income Confidence，記為 FIC）和“未來物價預期指數”（ Index of Future Price Expectation，記為 FPE）作為代理變量。關于收入的分配結構，根據上文，我國的居民貨幣需求的內部結構特點主要表現為城鄉結構擴大和城市內部結構擴大兩個方面，但考慮到數據的可獲得性，本文用農村居民家庭人均純收入與城鎮居民人均可支配收入之比來替代居民貨幣需求的內部結構，記為CX。

3 居民貨幣需求函數的實證檢驗

3.1 單位根檢驗

判斷一組變量的時間序列之間是否存在協整關系，首先要對各時間序列進行單位根檢驗。本文用增廣的迪基-福勒（augmented Dickey-Fuller，ADF）單位根檢驗方法，即分別對變量 LMh、LY、i、RE、FIC、FPE 和 CX 的時間序列以及這些變量一階差分后的時間序列進行單位根檢驗。若一時間序列是平穩的過程，則表示為I（0）；若它在一階差分后變成平穩過程，則稱該時間序列為單位根過程，表示為I（1）。本文利用Eviews6.0軟件，具體檢驗結果如表1。

從表1的單位根檢驗結果中可以看出，樣本區間內，在10%的顯著水平下，各變量原序列的ADF絕對值均小于10%臨界值的絕對值， 表明 LMh、LY、i、RE、FIC、FPE 和 CX的原序列均存在著單位根，這些序列是非平穩的。但對于各變量的一階差分序列的ADF絕對值大于10%臨界值的絕對值， 表明 LMh、LY、i、RE、FIC、FPE 和 CX 的差分不存在單位根，皆都服從I（1）過程，這暗示了居民部門貨幣需求余額與相關經濟變量之間存在協整關系的可能性。

3.2 估計長期居民貨幣需求函數

Engle和Granger(1987)認為，即使兩個或者多個變量都是非平穩時間序列，但它們間的某個線性組合卻可能是平穩的，此時OLS分析得到的系數是一致估計值，該回歸的殘差可用于檢驗變量間是否存在協整關系。

第一步，用最小二乘法估計長期貨幣需求結構的方程，并通過逐步剔除相關性較差的因素后，最終得到以下回歸結果：LMh=2.481+1.162LY-0.085i-0.001FIC+0.002FPE+0.027CX

R2=0.996 D·W=1.44

其中，R2=0.996，D·W=1.44，表明不存在自相關。RE 未能通過顯著性檢驗被剔除。剩余解釋變量的系數都在1%的水平上通過顯著性檢驗，而且估計的符號與理論預測基本一致。各項結果符合計算要求，回歸效果良好，回歸殘差、被解釋變量實際值和擬合值見圖1。

第二步，對方程的殘差ε進行單位根檢驗，見表2，其ADF檢驗值均小于臨界值，可以在1%的顯著性水平上拒絕單位根假設，說明殘差ε是平穩過程。由于方程的殘差是平穩的，所以長期居民貨幣需求函數可以看做協整的，它們表示居民貨幣需求與居民可支配收入、一年期定期存款，金融市場收益率、收入分配結構之間存在長期穩定的關系。

3.3 誤差修正模型及短期居民貨幣需求函數

協整檢驗所獲得的均衡關系反映的是變量間的長期靜態關系，微觀經濟主體還將根據經濟變量的短期變化向長期均衡的貨幣持有量進行調整，這就是短期動態的貨幣需求函數。根據Hendry的“一般向特殊”的動態建模原則，從滯后兩期的模型開始刪除不顯著的變量，得到居民貨幣需求的誤差修正模型如下：

ΔLMh=0.046-0.127ECMt-1-0.015Δi+0.096ΔCX-0.016ΔFIC-0.23ΔLYt-2

R2=0.535 adjustedR2=0.442 D·W=1.642

從上式可以看出，誤差修正模型的各項檢驗都能通過，誤差修正項的系數也顯著為負，說明長期均衡關系對短期波動有明顯的修正作用，但是居民部門短期貨幣需求函數的遞歸殘差平方累計和（CUSUMQ）在2006～2007年間出現了達到或超過5%臨界值的現象（圖2），因此短期居民部門貨幣需求存在一定的不穩定現象。

3.4 主要實證結論

從居民部門貨幣需求同相關經濟變量的長期關系來看：居民部門貨幣需求與居民可持續收入、一年期定期存款利率、之間存在長期穩定的協整關系。從具體變量看：（1）居民部門貨幣需求需求具有高收入彈性，這反映雖然近年來我國居民金融資產結構不斷調整，但居民的大部分收入的增加仍然以現金和存款尤其是儲蓄存款的形式持有；（2）利率率變動對居民部門貨幣需求之間保持一定的負相關關系，但影響相對較弱。（3）對未來收入與價格預期對居民貨幣需求存在一定影響，但并不顯著。根據長期居民貨幣需求函數中各變量的符號可知，隨著對未來收入預期的好轉，或者對未來價格預期下降，我國居民部門會相應減少一定的貨幣持有量以適應預期變化。

從我國居民部門短期動態貨幣需求函數來看：（1）ECMt-1項的系數通過顯著性檢驗，但系數較小，這個說明居民部門貨幣需求在短期具有向長期均衡水平調整的動態調節機制，但調整速度較慢；（2）除誤差修正項外，居民部門貨幣需求短期變動主要由定期存款利率、對未來收入預期以及收入分配差距的變動決定，其余變量滯后值的變動對于居民短期貨幣需求的影響都沒有通過顯著性檢驗；（3）我國居民部門短期動態貨幣需求函數穩定性相對較差，其中不穩定性主要集中在2006～2007年之間，而這一時期正是我國資本市場由上證指數由1163點 （2006年1月1日）快速上升到6124點（2007年10月16日）的階段，因此我們可以推測我國居民部門短期不穩定性可能主要源于我國金融市場的快速發展。

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