股票市场、人民币汇率与中国货币需求，本文主要内容关键词为：股票市场论文,人民币汇率论文,中国论文,货币论文,需求论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
当前，有关中国货币需求的研究成果大多是在封闭经济条件下得出的，这显然无法解释最近的一些新现象：快速发展的资本市场使得国内外投资者投机性货币需求迅速膨胀、人民币升值预期所引致的巨额国际资本流入①，以及不断增强的跨境贸易的人民币结算需要将会导致人民币国际需求快速增长等。中国股市经过近20年的发展，市值规模(股价总市值占GDP的比重由1998年的23.1％增长到2007年最高的127.1％)和日均成交额得到了较大幅度的增长，股票、债券等资产已日益进入居民资产组合决策中。随着人民币对美元汇率的调整和中国房地产、股市的走高，巨额投机性国际资本流入国内，据初步估算，2003年至2008年流入中国的热钱约为1.2万亿美元。跨境贸易人民币结算自2009年7月1日推出以来，5个月内就完成173笔交易，涉及金额2.3亿人民币。因此，除了收入、利率、通货膨胀预期等因素外，对中国货币需求的研究至少还应该考虑到股市和人民币汇率这两个重要因素。
股市对货币需求的影响机制主要体现在财富效应、替代效应、交易效应和资产组合效应(Friedman，1988)。在已有的有关中国货币需求函数的实证研究中，一些国内外学者开始考虑股市发展对货币需求的影响。赵明勋(2005)实证检验了中国股票市场对货币需求的综合效应，结果表明股价的升高倾向于减少货币需求，其中广义货币需求的减少要小于狭义货币需求的减少。中国人民银行研究局课题组(2002)提出股票价格上涨增强了货币流动性，即资产收益率的上升使得居民和机构更加偏好持有现金和活期存款以满足投机性货币需求，导致货币流动性比率(M1/M2)持续上升。一些学者从中国股市的交易规模与市值规模的角度探讨股市与货币需求的关系，得出股市发展与货币需求正相关的结论(例如姜波克、陈华，2003；石健民，2001；Baharumshah，2009)与负相关的结论(易行健，2004)。
在资本完全流动的情形下，汇率对货币需求的影响主要体现在货币替代效应、国际资本流动效应②和资产组合调整效应，同时，汇率波动也会通过这两种效应引起货币供给的变化，因而汇率对资本管制国家国内货币数量的影响取决于货币需求汇率弹性与货币供给汇率弹性的相对大小(Wu，2001)。汇率对货币需求的影响还取决于汇率预期以及预期的形成方式。对汇率与货币需求之间关系的研究源于Mudell(1963)的猜想：货币需求可能不仅仅依赖于收入与利率，而且可能受汇率的影响，这一影响可能会轻微降低货币数量变化的有效性和轻微增加浮动汇率条件下财政政策的有效性(Mcgibany，1995)。Arango和Nadiri(1981)的研究表明，货币需求明显依赖于预期汇率波动和外国利率。Mcgibany(1995)对美国的研究表明汇率的波动性增强减少了货币需求。Ahmed和Benkato(1996)使用日本的数据估计了包含日元预期贬值率的货币需求函数，结果表明日元的预期贬值率使得广义货币需求减少，这一变化体现了替代效应。王国松(2006)估计了1982-2004年期间考虑了国外利率和汇率变量的中国货币需求函数，结果显示人民币实际有效汇率对中国广义货币需求有显著的影响，其弹性值为-0.251。万晓利等(2010)系统考察了1978-2008年期间我国货币需求的特征，发现只有考虑了汇率(或汇率预期)和国外利率的我国长期货币需求函数才是稳定的。
虽然有关中国货币需求的文献还有很多，但鲜有文献综合分析股市、汇率对货币需求的影响，以及汇率、股市与实际货币余额的动态影响机制。此外，大多数实证文献对外国利率的考虑(例如王国松，2006；Baharumshah，2009等)在当前中国资本项目管制的条件下并不是非常必要，因为人民币汇率波动的国际资本流动效应绝大部分是追逐中国很高的资产价格收益和人民币升值收益的热钱，只有当国内外利率差很大时，国外利率才可能对这部分货币需求有实质性的影响③。本文的目的是通过实证检验来分析股市和汇率因素对中国货币需求的影响机制，并对中国货币政策的制定与实施提出相应的建议。本文剩余部分安排如下：第二部分是货币需求函数的设定与SVAR模型的简介；第三部分给出相应的实证结果；第四部分是实证结果分析；第五部分是结论和政策建议。
二、货币需求函数的设定与SVAR模型
(一)货币需求函数的设定与变量选取
本文的实证研究以1999年1月至2010年5月的月度数据为样本，使用以下三种模型⑤来检验中国货币需求函数的长期影响因素和短期动态影响机制。模型Ⅰ是基于封闭经济条件下的基准模型，货币需求主要依赖于国内收入、持有货币的收益、通胀预期与股票收益率，用方程(1)表述如下：
其中，exp.er为人民币预期贬值率，采用人民币对美元一年期无本金交割远期(NDF)的月末点位报价与即期汇率的比值⑥作为替代变量，exp.er变大表明人民币贬值预期越强。人民币对美元即期和一年期NDF数据来源于Bloomberg数据库。
(二)SVAR模型
随着实证方法的进一步发展和完善，对货币需求动态特征的研究逐步引入SVAR模型。与传统的简化式VAR相比，SVAR模型的优点在于体现了系统各内生变量之间的同期相关关系，可以根据实际经济理论更好的设定实证模型，规避了VAR中Cholesky分解结果对内生变量排序的敏感性。与VEC模型相比，SVAR模型避免了错误施加长期约束对建模的负面影响，当内生变量存在多个协整关系的时候，VEC模型无法依靠经济理论识别出哪一个协整关系是最适合的。另一方面，由于SVAR模型根据经济理论对结构式残差之间的关系进行了约束，从而使得脉冲响应函数的经济意义能够明确解释。含有k个变量的p阶SVAR模型一般表述如式(4)：
由于SVAR模型需要估计的参数多于简化式VAR模型，要保证SVAR模型能够被识别，需要施加短期或者长期的约束条件。对于k元，p阶的SVAR模型，需要施加至少k(k-1)/2个约束条件才能估计出所有参数。短期约束主要施加在
上，而长期约束施加在D(L)上，一般采用0约束方法。从上可以看出，短期约束主要针对内生变量的同期关系，而长期约束主要针对某一内生变量的结构冲击对另一内生变量的累积响应。
三、实证检验结果
(一)数据处理与单位根检验结果
由于实际GDP与实际
具有明显的季节效应，在单位根检验前，本文应用X-12加法对其进行了季节调整。我们用ADF方法对上述各变量序列进行单位根检验，结果如表1所示。从表1可以看出，除sr-r不存在单位根外(这与使用股指收益率而不是股指有关)，其他所有变量序列在5％显著水平下都是单整。因此，它们满足Johansen协整检验的必要条件。
(二)Johansen协整检验结果
协整检验通常用来确定各单整变量之间长期关系的存在性。本文采用Johansen(1991)方法进行协整检验。Johansen协整检验的效力在很大程度上取决于VAR模型滞后阶数的选择。根据多数原则，我们使用AIC，SC和HQ信息准则来确定VAR模型的最大滞后阶数。表2显示了模型Ⅰ，模型Ⅱ，模型Ⅲ的Johansen协整检验结果和AIC，SC和HQ信息准则所选择的最大滞后阶数。在协整检验中，本文引入了三个控制变量
，
，
。其中，为虚拟变量，2001年7月以前的值为0，2001年7月以后的值为1，用来反映2001年7月起中国人民银行将证券公司客户保证金纳入广义货币供应量所引起的统计口径的变化；为虚拟变量，2005年7月以前各月的值为0，2005年7月以后的值为1，以反映我国2005年7月起开始实施有管理的浮动汇率制所带来的制度性变化；为出口与进口比率，用来反映中国持续增长的大量贸易顺差对货币余额的重要影响。
从表2可以看出，模型Ⅰ，模型Ⅱ，模型Ⅲ均存在唯一的长期均衡关系，极大似然估计结果如下所示，系数下面括号里的值表示对应系数的标准差。
(三)脉冲响应结果
除了长期均衡关系，协整向量的动态特征是值得关注的重要内容，即每个内生变量的变动对其自身及其他所有内生变量的影响机制。相对于模型Ⅰ，模型Ⅱ和模型Ⅲ中实际货币余额、股票收益率和汇率波动之间的动态作用机制更加值得关注，基于此，本文仅给出模型Ⅱ和模型Ⅲ的部分SVAR脉冲响应结果。由于VEC模型可能施加了错误的长期约束，而且忽略协整向量之间的同期关系会使得VEC模型对短期关系的解释缺乏相应的理论支撑，因此本文应用Blanchard & Quah(1989)提出的识别方法和相应的经济理论，设定长期线性约束矩阵如下⑦：
其中，
表示第i内生变量对第j个结构冲击的长期累积响应，矩阵左边的列向量表示变量顺序(横向顺序相同)。在D的第一行中，除了实际货币余额自身外，其他变量的冲击对实际货币余额需求产生长期影响。在D的第二行中，依据货币在长期是中性的这一共识，实际货币余额变化对实际收入没有长期影响；实际收入冲击对其自身没有长期影响；人民币汇率冲击对以实际消费和投资支出加总衡量的实际收入也不存在长期影响；由于价格在长期可以灵活调整，因此通胀预期的变动不会持久地影响实际收入。根据托宾Q理论和财富效应等，股票收益率会影响经济主体的投资与消费决策从而对实际收入产生长期影响。在D的第三行中，实际货币余额冲击对通胀预期产生长期影响；实际收入冲击对通胀预期没有长期影响；在适应性预期假定下，通胀预期冲击对其自身产生长期影响；由于实物资产与股票之间存在替代效应，股票收益率冲击对通胀预期有长期影响；根据汇率传递理论，人民币汇率冲击对通胀预期具有长期影响。在D的第四行中，假定股票收益率自身的冲击和实际货币余额冲击对股票收益率没有长期影响；实际收入、通胀预期和人民币汇率等冲击对股票收益率产生长期影响。在D的第五行中，依据汇率决定理论，实际货币余额、实际收入冲击和通胀预期的冲击对人民币汇率具有长期影响(周杰琦，2010)。在D的约束下，模型Ⅱ和模型Ⅲ所对应的SVAR模型刚好能够识别。为了更加清晰地看出人民币名义有效汇率和预期人民币汇率贬值率的结构冲击对实际货币余额需求的影响，本文给出了12个月脉冲响应结果和12个月的累积脉冲响应结果，分别如图1和图2所示。汇率波动的国际资本流动效应会导致国内外居民对国内证券需求的变化，从而间接影响实际货币余额，因此，本文给出了股票收益率与一年期定期存款利率之差对人民币名义有效汇率和预期人民币汇率贬值率结构冲击的脉冲响应结果，以及实际货币余额对股票收益率与一年期定期存款利率之差结构冲击的脉冲响应结果，见图3和图4。实际货币余额对预期通胀率与一年期定期存款利率之差结构冲击的响应见图5。通胀预期与一年期定期存款利率之差对人民币名义有效汇率和预期人民币汇率贬值率结构冲击的脉冲响应结果见图6。另外，为了后文的对比分析，图3-6还给出了相应的VAR广义脉冲响应结果。
图1 
对ex,exp.er结构冲击的12个月响应
图2 对ex,exp.er结构冲击的12个月累积响应
四、实证结果分析
(一)中国长期货币需求的影响因素分析
资本市场的快速发展为居民提供了多样化的投资渠道、对外依存度的提高和经济金融逐渐全球化，这些变化使得中国的货币政策需要将股市因素和汇率因素考虑进来。表2的协整检验结果表明，影响中国长期货币需求的因素包括产出、通胀预期、持有货币的收益、股票收益率和人民币汇率。下面主要分析这些因素中的通胀预期、股票收益率和人民币汇率。
1.通胀预期。方程(7)，(8)，(9)表明通胀预期和股票收益率都是衡量中国企业和居民持有货币的重要机会成本变量，其中通胀预期占据主导地位，通胀预期的半弹性系数显著大于股票收益率弹性系数。这反映了实物资产一直是中国企业和居民的资产组合中非常重要的组成部分，中国央行调高名义利率往往伴随着更高的通胀率⑧，进而实际利率降低，企业和居民更愿意投资实物资产而不是持有货币(或货币资产)，表现为某种实物资产的收益比货币(或货币资产)的收益更高。
2.股票收益率。从表2可以看出，无论是封闭经济条件下还是开放经济条件下，中国实际货币余额需求都与股票收益率存在长期替代关系，尽管股票对的替代弹性比较小，即股票收益率增加一个百分点引起不到0.1％的减少。这与其他学者类似研究的结论并不完全一致，例如在伍戈(2009)对中国1994-2008年期间广义货币需求、物价、产出、利率、汇率和股票价格实证分析中，股票价格没有进入短期与长期货币需求函数。王永中(2009)的研究表明，股票资产对居民货币持有余额(包括现金、活期存款与定期存款)的替代弹性为0.11。Baharumshah(2009)指出股票价格对中国的广义货币余额需求具有显著的替代效应，而且遗漏股票价格变量将会导致中国长短期货币需求函数估计的错误模型设定。1998年《证券法》的颁布实施以及随后一系列政策措施的出台促进了中国资本市场的长足发展，企业和居民投资已由单一的银行存款逐步转向股票、债券、基金、期货等。更为重要的是，样本期间(1999-2010年)银行存款基本上是负利率，这使得企业和居民开始学习和吸收许多新的金融概念和投资理念，理财观念逐步进入家庭的资产组合决策。但是，较低的替代弹性在一定程度上反映出股票等证券资产收益率所表示的持有机会成本的效力有限，当前中国居民仍然存在很强的预防性货币需求。
3.人民币汇率。在开放经济条件下，中国实际货币余额需求与人民币名义有效汇率和人民币对美元一年期NDF预期贬值率均存在长期关系。人民币有效汇率系数为正(0.4561)，表明人民币升值会显著增加长期实际货币余额需求，确证了人民币汇率波动的货币替代效应和国际资本流动效应的存在，这一结论与易行健(2006)、万晓利等(2010)并不完全一致。由于我国居民持有的外币资产大部分是美元资产和港币资产，样本期间美元，港币与人民币的汇率相对比较稳定，这样人民币升值导致以人民币衡量的外币资产价值减少和外币资产价格降低，从而使得对人民币或人民币资产需求减少的“资产组合调整效应”相对比较微弱。因此，人民币汇率升值主要通过货币替代效应和国际资本流动效应两个渠道来增加实际货币余额需求。人民币汇率预期贬值率的系数为负(-0.0191)，表明预期人民币贬值会减少实际货币余额需求，其影响渠道仍然主要是货币替代效应和国际资本流动效应。另外，伍戈(2009)给出了另外一条渠道，即在人民币升值预期下，外汇持续流入，人民币基础货币被动增加，激励了银行贷款供给的增加，从而导致货币供给创造货币需求。
为了进一步佐证本文的实证分析结果，限于数据的可得性，本文仅给出2002-2010年期间中国货币替代效应与国际资本流动效应的数据描述。与伍戈(2009)一样，本文采用外币存款For.dep与的比率来近似货币替代率，外币存款季度数据取自中经网数据库。尽管中国没有实现资本项目的完全可兑换，但各种套利资本仍然通过各种非常规渠道流入和流出。本文采用世界银行的方法来粗略估算我国的资本外流(Capital-flight，CF)，即资本外流=国际收支顺差+外债增加+外商直接投资净流入-储备资产增加。由于外债增加数额非常小，将其忽略后计算出粗略的资本外流数据，以反映人民币汇率波动的国际资本流动效应。2002-2010年期间，for.dep/，exp.er和CF的走势见图7。可以看出：在2002-2010年期间，人民币NDF市场基本上是预期人民币升值，2008年9月至2009年2月预期人民币贬值；货币替代率For.dep/基本上是一直下降的，2007年第4季度到2008年第3季度略有上升；国际资本基本上是净流入的，在2008年9月至2009年2月期间处于净流出状态。这证实了人民币汇率波动的货币替代效应和国际资本流动效应确实存在，即预期人民币升值，居民将持有更多的人民币或人民币资产和引起国际资本的净流入。这与已有的一些研究成果是一致的，例如周晴(2004)，易行健(2006)，万晓利(2010)等。实际上，exp.er与for.dep、CF均存在协整关系，由于与已有一些研究重复，本文不再赘述实证检验过程与结果。
(二)中国实际货币余额需求的动态影响机制
1.人民币名义有效汇率的短期“预期效应”。从方程(8)可以看出，实际货币余额需求对人民币名义有效汇率的长期弹性值为正。从结构冲击的累积效果来看，图2显示实际货币余额需求对人民币名义有效汇率结构冲击的长期累积响应在6个月后为转变为正，对人民币汇率预期贬值率结构冲击的长期累积响应在前12个月为负。然而，图1显示人民币名义有效汇率的结构冲击导致实际货币余额需求在前4个月是减少的，与人民币汇率预期贬值率对实际货币余额需求的短期结构冲击效果大致一致，这表明人民币名义有效汇率存在短期“预期效应”，即当期汇率波动通过影响预期汇率而影响货币需求。这与既有研究的结论有些不同，易行健(2006)，万晓利等(2010)的“预期效应”是长期的，即人民币名义有效汇率的上升导致长期实际货币余额需求的减少。样本期间，人民币在很大程度上是盯住美元的，当美元相对其他货币贬值时，就造成人民币名义有效汇率的下降，给人民币带来升值压力，亚洲金融危机后到2002年上半年这一现象比较明显。当人民币名义有效汇率指数上升时，这又会给人民币带来贬值压力，这又是2008年底到2009年初美国金融危机时期的情形。
图7 2002年1月-2010年5月期间exp.er，for.dep和CF的走势
2.人民币汇率波动的短期国际资本流动效应。2003年以来中国持续双顺差(除去2004年1-4月和2010年3月的贸易逆差)引起了强烈的人民币升值预期，而人民币升值预期成为“国际热钱”涌入的强大动力，样本期间人民币升值预期引起的巨额国际资本流入(流出)很大程度上是“国际热钱”。这部分“国际热钱”流向了中国“热”的领域，包括房地产、A股市场、商品市场、期货市场、债券市场等。更为重要的是，流入的“国际热钱”通常博的是资产价格(包括实物资产)差，而不是息差，目的是赚取短期高额收益。本文主要考察人民币汇率波动的短期国际资本流动效应通过A股市场和商品市场影响实际货币余额需求的情形。从图1、图2、图3、图4、图5、图6可以看出，相比模型Ⅱ，模型Ⅲ的结构脉冲响应结果能够更加准确的反映人民币汇率波动对实际货币余额的影响。因此，在考察短期动态影响机制方面，人民币汇率预期贬值率比人民币有效汇率能更好地近似人民币汇率预期对实际货币余额需求的影响。
从图3可以看出，股票收益率对人民币汇率预期贬值率结构冲击的响应在前1个月是显著负向的。从图4可以看出，模型Ⅲ的实际货币余额需求对股票收益率与一年期定期存款利率之差结构冲击的响应是负向的，模型Ⅱ显示的结果也在4个月之后转为负向。与VAR的脉冲响应结果相比，考虑了人民币汇率预期贬值率与股票收益率之间的当期关系后，股票收益率对实际货币余额负向冲击的强度加剧，人民币汇率波动对股票收益率的影响程度加大。这在一定程度上表明，当人民币存在升值预期时，部分“国际热钱”迅速流入A股市场，在短期内迅速拉高股指，使得居民资产组合中持有更多股票资产并减少对实际货币余额的需求。事实上，各个时期流入(或流出)A股市场的热钱数额是无法准确估计的，而且A股股指波动的影响因素很多。根据本文的实证研究结果，我们至少可以认为：在样本期间，人民币升值(贬值)预期引致的“国际热钱”流入(流出)是A股股指大幅度上涨(下跌)的重要影响因素。
通过对图5和图6的观察，对商品市场的分析可以得出与A股市场相似的结论。依据汇率传递理论，人民币名义汇率如果不升值将会导致国内通货膨胀。在人民币被低估的情形下，通货膨胀和名义汇率的上升均可以实现实际汇率升值。然而刘亚，李伟平和杨宇俊(2008)的研究结果表明人民币汇率变动对以CPI衡量的通货膨胀水平的传递是不完全的且存在明显的时滞，长期和短期汇率传递效应都很低。周杰琦(2010)的研究结果也表明人民币汇率的价格传递效应较低，汇率变动对进口品价格的影响强于对消费者价格的影响。施建准、傅雄广和许伟(2008)的研究结果表明1994年-2007年期间汇率变动对国内价格变动仅有适度的解释力，但2005年7月汇改以后，人民币升值对降低国内通货膨胀有比较显著的解释力。比较图6模型Ⅲ的结构脉冲响应结果与广义脉冲响应结果，可以看出考虑了人民币汇率预期对国内物价水平的当期影响后，人民币贬值预期减弱导致国内通胀水平加剧。比较图6模型Ⅲ和模型Ⅱ的结构脉冲响应结果，可以看出人民币名义有效汇率上升导致的贬值压力对国内通胀水平的影响不及人民币汇率预期贬值率对国内通胀水平的影响。样本期间人民币升值预期引致的国际“热钱”部分流入商品市场以及造成央行被动投放大量基础货币，从而导致流动性更加过剩，这些都会加大国内通胀压力。鉴于现有对人民币汇率传递效应的研究结论，可以认为，样本期间人民币升值预期引致的国际“热钱”流入为国内通胀加剧这一现象提供了一种可能的解释。
五、结论和政策建议
本文的研究结果表明，快速发展的资本市场和中国经济金融对外开放程度的加深，对中国货币需求函数的研究应该纳入股市与汇率这两个重要因素，忽略这两个重要因素可能会导致模型的错误设定和得出错误的结论。通过对中国长期货币需求函数影响因素和实际货币余额的动态影响机制的分析，得出了以下几个结论：1.无论使用人民币有效汇率还是使用人民币汇率预期贬值率，中国实际货币余额与实际产出、一年期定期存款利率、股票收益率、通胀预期和人民币汇率均存在长期关系。2.通胀预期和股票收益率是衡量中国企业和居民持有货币的重要机会成本变量，并且通胀预期占据主导地位。3.人民币升值和升值预期通过货币替代效应和国际资本流动效应增加了实际货币余额需求。人民币名义有效汇率的波动存在短期“预期效应”，即人民币名义有效汇率的上升会给人民币带来贬值压力，进而减少货币需求。4.人民币汇率波动的短期国际资本流动效应对A股市场造成了重大影响。在样本期间，人民币升值预期所引致的“国际热钱”流入是A股市场动荡加剧的重要原因之一，同时也为国内通胀加剧这一现象提供了一种可能的解释。
中国资本市场的进一步完善将使得居民资产组合中股票与货币(资产)之间的替代程度进一步加深。随着人民币汇率体制改革的进一步推进(人民币对美元可能会出现双边波动)和资本项目管制的进一步放松，人民币汇率波动将会对中国实际货币余额需求产生显著的影响。基于以上分析，本文认为中国中央银行在制定货币供应量目标并实施时应该至少关注资产(股票)价格波动，并且应该将人民币汇率波动、人民币汇率预期考虑进来。当前应特别注重稳定人民币升值预期，减缓人民币升值预期所引致的“国际热钱”流入对中国实体经济和金融市场的干扰。
注释：
①尽管我国存在着诸多资本管制措施，但是我国现有资本流动的研究成果大多认为资本流动对汇率、利率等套利因素还是比较敏感，例如田晓霞(2001)，徐高(2006)等。
②汇率的国际资本流动效应是指本币预期汇率变化与国外利率变化将会导致国内外居民对国内证券等资产需求的变化，进而间接的影响货币需求。
③如果将中国一年期定期存款利率与美国联邦基金利率之差视为中外利差的替代变量,2002年1月至2010年5月期间中国资本外逃对中外利差的回归系数为8.54，相伴概率为0.4857。同样，如果将中国Shibor与美国联邦基金利率之差视为中外利差的替代变量，2006年11月至2010年5月期间中国资本外逃对中外利差的回归系数为30.53，相伴概率为0.2382。其中，中国Shibor数据来自于中国货币网，美国联邦基金利率数据来自于美联储官方网站，资本外逃数据见图7所示。这表明中外利差对中国国际资本流入的影响并不是很明确，而且正的不显著回归系数似乎表明中外利差扩大导致了中国资本外逃增加。因此，尽管我国利率水平的制定在很大程度上参考了美国的利率水平以及利差是国际资本流动的基础条件，本文认为样本期间中外利差并不是国际资本流入中国的主因，不宜将外国利率纳入本文模型。2010年7月中国外汇管理局副局长邓先平在对13个省市热钱流入调研的基础上指出热钱流入的主要目标是股市和楼市，汇差、利差等价格因素是国际资本持续流入的根本原因。
④三种模型均为半对数模型，这意味着货币需求与利率的水平值相关，而不是利率变动百分比。弗里德曼认为半对数模型得出的结果要比对数模型得出的结果要好。
⑤在弗里德曼的货币需求函数中，持有货币的机会成本体现为其他资产收益率高于货币收益率的部分。在我国，m[2]的各组成部分绝大部分可以从银行获取利息，名义利率不但不是持有货币的机会成本，而是持有货币的收益。
⑥由于人民币NDF是场外交易品种，由各家投行自行报价，无法知道成交量，甚至出现仅有报价没有成交量的情形，因此，我们很难计算出月度加权平均报价。Bloomberg的NDF报价有两种方式：一是点位报价，二是直接报价，两者之间的关系是即期-直接=点数，两者均采用直接标价法。
⑦约束矩阵D的设定实际上暗含假定
-r和sr-r与其他变量的长期关系等同于和sr与其他变量的长期关系。因为一年期定期存款利率由中国人民银行设定，尚未市场化，-r和sr-r的变化主要来自于和sr的变化，所以这一处理并不会改变本文的定性结论。
⑧不少国内学者的研究成果表明中国央行的利率调整往往滞后于通胀，例如张成思(2008)。
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