我國(guó)貨幣需求函數(shù)模型的分析

摘要：貨幣需求分析是貨幣政策制定中的一項(xiàng)重要內(nèi)容，對(duì)貨幣需求進(jìn)行分析是制定正確貨幣政策的重要依據(jù)。隨著我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的逐步深化，有關(guān)貨幣需求函數(shù)方面的研究，對(duì)于人民銀行貨幣政策制定和貨幣供應(yīng)調(diào)控的實(shí)踐具有重要的指導(dǎo)意義，因此，本文根據(jù)傳統(tǒng)的貨幣需求理論，基于我國(guó)1990-2010年的數(shù)據(jù)，結(jié)合我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的貨幣實(shí)際需求，建立貨幣需求模型并進(jìn)行實(shí)證分析，力圖探尋規(guī)律、掌握趨勢(shì)，以促進(jìn)我國(guó)貨幣政策方面研究的發(fā)展。

關(guān)鍵詞：貨幣需求分析 貨幣需求函數(shù) 實(shí)證分析

1.引言

貨幣需求分析是貨幣政策制定中的一項(xiàng)重要內(nèi)容，對(duì)貨幣需求進(jìn)行分析是制定正確貨幣政策的重要依據(jù)。隨著我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的逐步深化，特別是中國(guó)人民銀行于1994年將貨幣供應(yīng)量確定為我國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)以后，對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的貨幣需求進(jìn)行分析已不再僅僅局限于理論上的研究?jī)r(jià)值，更重要的是對(duì)人民銀行貨幣政策制定和貨幣供應(yīng)調(diào)控的實(shí)踐指導(dǎo)意義[1]。因此，根據(jù)傳統(tǒng)的貨幣需求理論，基于我國(guó)1990-2010年的數(shù)據(jù)，結(jié)合我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的貨幣實(shí)際需求，建立貨幣需求模型并進(jìn)行實(shí)證分析，對(duì)我國(guó)制定正確的貨幣政策，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

2.文獻(xiàn)綜述和模型構(gòu)建

2.1文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，有不少學(xué)者進(jìn)行了對(duì)中國(guó)貨幣需求函數(shù)的分析。Hafer和Kutan用誤差修正模型檢驗(yàn)了中國(guó)1952-1988年的貨幣需求函數(shù)，發(fā)現(xiàn)貨幣需求與實(shí)際國(guó)民收入、一年期定期存款利率以及預(yù)期通貨膨脹率存在協(xié)整關(guān)系。劉玉紅、高鐵梅等（2006）利用狀態(tài)空間模型方法建立了2000年以來(lái)中國(guó)的季度可變參數(shù)巧曲線(xiàn)和LM 曲線(xiàn)， 并在此基礎(chǔ)上計(jì)算出中國(guó)的動(dòng)態(tài)貨幣政策乘數(shù)， 從實(shí)證的角度分析中國(guó)近年來(lái)貨幣政策效應(yīng)， 并進(jìn)一步估計(jì)了2000年以來(lái)中國(guó)的動(dòng)態(tài)總需求曲線(xiàn)；并得出結(jié)論： 自2000年以來(lái)中國(guó)的貨幣政策效應(yīng)在不斷提高； 而中國(guó)總需求曲線(xiàn)的形狀趨于平坦， 從定量的角度說(shuō)明了中國(guó)近年來(lái)出現(xiàn)的“ 高增長(zhǎng)、低通脹” 的原因[2]。唐偉、許諾等（2010）使用狀態(tài)空間模型方法估計(jì)了我國(guó)動(dòng)態(tài)貨幣政策乘數(shù)，定量給出了我國(guó)貨幣政策的效果大小；并得出結(jié)果，1990年以后尤其是1997年以后，我國(guó)的貨幣政策效果總體上不斷減弱[3]。項(xiàng)后軍、潘溪泉等（2011）基于2000年1月至2009年10月的樣本數(shù)據(jù)，首次同時(shí)納入股價(jià)因素和房?jī)r(jià)因素構(gòu)建了我國(guó)封閉和開(kāi)放框架下的貨幣需求函數(shù)，應(yīng)用邊限檢驗(yàn)（Bounds Testing）方法并修正了目前國(guó)內(nèi)這一方法運(yùn)用中的某些疏漏[4]。周建成（2012）通過(guò)借鑒各種貨幣需求理論成果，對(duì)我國(guó)貨幣需求影響因素進(jìn)行具體情況分析，得出一個(gè)相對(duì)適合我國(guó)實(shí)際情況的貨幣需求函數(shù)[5]。

2.2模型構(gòu)建

2.2.1評(píng)價(jià)指標(biāo)的選擇

文章從基于研究?jī)?nèi)容，在考慮現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，選取四個(gè)因素變量。一是貨幣需求變量；相對(duì)于M2，M1更易于受到中央貨幣當(dāng)局的控制，并且能夠更為準(zhǔn)確地得出貨幣需求的利率效應(yīng)。考慮到我國(guó)當(dāng)前較低水平的金融發(fā)展?fàn)顩r，本文選取M1作為貨幣需求變量。二是貨幣需求的規(guī)模變量；同大多數(shù)研究一樣，文章選取GDP（總產(chǎn)出Y）作為貨幣需求的規(guī)模變量。三和四分別是貨幣的自身收益率（選取一年期定期存款利率R作為指標(biāo)）和貨幣替代品的收益率（選取預(yù)期通貨膨脹率πe作為指標(biāo)），它們共同屬于貨幣需求機(jī)會(huì)成本變量的范疇；其中，預(yù)期通貨膨脹率πe用滯后一期的通貨膨脹率表示，通貨膨脹率則可以根據(jù)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI計(jì)算得出[6]。

2.2.2效率模型的構(gòu)建

本文所建立的貨幣需求函數(shù)的模型公式為：

（1）

其中，u為隨機(jī)變量，p為GDP價(jià)格指數(shù)，其它變量對(duì)應(yīng)于上述所選取的各種變量。

因素模型一般來(lái)說(shuō)，均采用對(duì)數(shù)線(xiàn)性模型，考慮到我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期，金融管制尚未放松，金融市場(chǎng)尚不發(fā)達(dá)，金融創(chuàng)新明顯不足，本文采用局部調(diào)整的對(duì)數(shù)線(xiàn)性模型，以期得到較為穩(wěn)定的長(zhǎng)期貨幣需求函數(shù)[1]。而對(duì)于預(yù)期通貨膨脹率πe，由于其值可能為負(fù)，則不能取自然對(duì)數(shù)。因此本文建立的我國(guó)貨幣需求函數(shù)模型的最終形式為

（2）

其中，ε為隨機(jī)輸出項(xiàng)。

3.實(shí)證分析

3.1數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

模型所需數(shù)據(jù)主要來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，從而保證了數(shù)據(jù)的權(quán)威性和準(zhǔn)確性，樣本為1990年至2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)。

3.2貨幣需求函數(shù)模型的實(shí)證分析

本文利用SPSS19.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)貨幣需求函數(shù)模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

在相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)方面，利用SPSS計(jì)算因素解釋變量與被解釋變量之間的偏相關(guān)系數(shù)，從相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，被解釋變量Ln（M1/p）和Ln（Y/p）、LnR之間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均在0.2以上，且在0.01的顯著下水平下顯著相關(guān)。

在模型的回歸分析方面，采用最小二乘數(shù)法（OLS），根據(jù)所建立的因素模型，利用SPSS進(jìn)行回歸分析：模擬回歸調(diào)整后擬合優(yōu)度為R2=0.993，ANOVA的檢驗(yàn)的F值為850.905，顯著性水平小于0.01，說(shuō)明回歸方程顯著，且在整體上對(duì)因變量的解釋度很大。

再根據(jù)圖1中的數(shù)據(jù)，可計(jì)算出具體的回歸方程：

（3）

由圖1可知，被解釋變量Ln（M1/p）和Ln（Y/p）、LnR之間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均在0.2以上，且在0.01的顯著下水平下顯著相關(guān)，說(shuō)明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、一年期定期存款利率R與貨幣需求量M1存在著顯著的線(xiàn)性關(guān)系；而解釋變量πe的回歸系數(shù)則不明顯，說(shuō)明預(yù)期通貨膨脹率πe與貨幣需求量M1之間不存在顯著的線(xiàn)性關(guān)系。

3.3數(shù)據(jù)分析

3.3.1國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與貨幣需求量M1呈正向關(guān)系

模型中l(wèi)nGDP的回歸系數(shù)為1.388，說(shuō)明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)我國(guó)貨幣需求的貢獻(xiàn)量最大，我國(guó)貨幣需求量的長(zhǎng)期收入彈性顯著大于1。究其原因，可解釋為我國(guó)居民對(duì)現(xiàn)金的需求由于取款成本、工資發(fā)放制度和支付方式的原因比發(fā)達(dá)國(guó)家高很多，而由于規(guī)避稅收和政府監(jiān)管以及短期融資難度較大等原因使得企業(yè)對(duì)現(xiàn)金和活期存款的需求也相對(duì)較高。從實(shí)踐情況來(lái)看，我國(guó)貨幣政策制定的貨幣供應(yīng)量在穩(wěn)定價(jià)格和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面取得了較好的成效。

3.3.2一年期定期存款利率R與貨幣需求量M1呈反向關(guān)系

根據(jù)公式（3），可以得到，模型中l(wèi)nR的回歸系數(shù)為- 0.230，說(shuō)明我國(guó)利率與貨幣需求量存在反向關(guān)系，符合貨幣需求理論的推斷。因?yàn)榕c收入彈性相比，我國(guó)貨幣需求的利率彈性相對(duì)較低。從實(shí)踐情況來(lái)看，我國(guó)貨幣政策調(diào)控一直注重利用利率作為貨幣政策的中介目標(biāo)，但是效果并不顯著，利率作為中央銀行調(diào)節(jié)我國(guó)貨幣需求的金融杠桿作用微乎其微[1]。

3.3.3預(yù)期通貨膨脹率πe與貨幣需求量M1的關(guān)系不顯著

預(yù)期通貨膨脹率πe的回歸系數(shù)為0.002，但是未通過(guò)t檢驗(yàn)；因此，πe的回歸系數(shù)則不明顯，說(shuō)明預(yù)期通貨膨脹率πe與貨幣需求量M1之間不存在顯著的線(xiàn)性關(guān)系。這是因?yàn)樵谒x的樣本期間內(nèi)，我國(guó)的通貨緊縮和通貨膨脹在前后期交替發(fā)生，特別是近年來(lái)，由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)推動(dòng)的通貨膨脹明顯小于貨幣的增量，對(duì)于公眾的預(yù)期產(chǎn)生了較大的影響，使得預(yù)期與結(jié)果往往出現(xiàn)偏離，最終對(duì)于貨幣需求量的影響不大。

4.結(jié)語(yǔ)

從以上實(shí)證分析的結(jié)果可以看出，目前我國(guó)存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)，即實(shí)際貨幣需求與實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、利率等變量間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，這兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量決定了1990年至2010年我國(guó)的貨幣需求函數(shù)，而穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)又是貨幣政策順利實(shí)施的必要條件，并最終決定了這二十年中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康穩(wěn)定的發(fā)展，但是，基于本文的數(shù)據(jù)，與預(yù)先的假設(shè)不同，預(yù)期通貨膨脹率與貨幣需求的關(guān)系卻并不顯著，這與傳統(tǒng)的貨幣需求理論也存在著出入。通過(guò)研究中國(guó)經(jīng)濟(jì)的特殊性，從深層次探尋這兩個(gè)變量之間關(guān)系不顯著的原因，需要我們做出進(jìn)一步的研究分析。

參考文獻(xiàn)：

[1]王亞琦，吳正紅.我國(guó)貨幣需求函數(shù)因素模型的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)論壇，2012（1）：4-6.

[2]劉玉紅，高鐵梅.中國(guó)動(dòng)態(tài)貨幣政策乘數(shù)和總需求曲線(xiàn)分析[J].金融研究，2006（12）：1-13.

[3]唐偉，許諾.基于狀態(tài)空間模型的貨幣乘數(shù)分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2010（2）：138-140.

[4]項(xiàng)后軍，潘溪泉.開(kāi)放框架下包含資產(chǎn)因素的中國(guó)貨幣需求函數(shù)研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2012（5）：43-56.

[5]周建成.我國(guó)貨幣需求函數(shù)研究[N].長(zhǎng)沙大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（2）：102-105.

[6]唐平.基于多變量的中國(guó)貨幣需求函數(shù)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2007（6）：97-100.