现代金融环境下中国货币需求函数研究＊
袁思思1＊＊宋吟秋1＊＊吕萍2
1.中国科学院大学经济与管理学院 北京 100190
2.中国科学技术大学管理学院 合肥 230026
摘 要： 现代金融环境下，金融产品创新、金融资产、货币替代、资本流动对于中国货币需求的影响已无法忽视。为了准确描述这些现代金融变量对于我国货币需求的影响程度，本文引入了金融创新、股市收益率、外汇、外国利率等变量，选取2002～2017年的数据，估计中国的货币需求函数。结论如下：M1、M2与实际GDP、持有货币的机会成本、金融创新、股票收益率、外汇、外国利率等变量之间存在相对稳定的长期关系。相比传统金融环境，收入弹性有所下降，但收入弹性仍是影响货币需求的主要因素，利率弹性为负，但仍然较小。金融创新和股市收益对于M1存在显著的替代作用，而对M2的财富作用更加明显。外国利率对于M1没有显著影响，但对于M2具有显著的负向关系，因此外国货币政策也会影响我国政策的实施效果。然而，M1、M2的短期货币需求函数并不稳定，这将增大货币政策实施之后带来的不确定性。因此货币当局不仅要预估政策带来的长期影响，也要关注其在短期内的不稳定特征，充分考虑现代金融变量，提高货币政策有效性。
关键词： 货币需求 金融创新 开放环境 误差修正模型
1 引言
当前我国正处于数量型货币政策向价格型货币政策转变的过程中，但仍以数量型货币政策为主，价格型货币政策处于辅助地位，因此，货币供应量作为中介目标的调控作用仍不可忽视。在传统金融环境下，货币需求函数往往只考虑实际GDP、持有货币的机会成本、通胀水平等因素。但由于中国经济的逐步开放与金融市场的不断发展，货币的替代资产的作用越来越重要，在居民的资产组合决策中，股票、债券、外汇、外国资产和创新性金融产品的位置越发凸显，这些因素都会影响居民对货币的交易性需求与投机性需求，最终对货币持有量产生影响。国内外学者的研究大多集中在传统的金融环境中探讨货币需求函数，或者重点分析某一环境革新对货币需求的影响作用，而综合考虑当前金融环境因素的研究相对较少。本文在这些学者的研究基础上引入了代表金融创新、股市收益、对外开放等相关变量，在现代金融背景下综合估计了当前的中国货币需求函数，结果将更具有现实意义和指导意义。
2 文献综述
对于货币需求函数的研究，各国都采取不同的方法进行验证。在分析方法方面，各国学者在统计方法的选取中各有侧重，其中协整模型和误差修正模型是分析货币需求函数的有效方法之一，它可以综合分析经济变量与货币需求的长短期关系。其中，CHOUDHRY（2004）基于Johansen协整检验验证了阿根廷、以色列和墨西哥只有在货币需求函数中包括汇率的年变化率（货币贬值）时，才存在长期稳定的货币需求函数[1]。BAHMAN（2010）利用边限检验和误差修正模型建模，证明了几个发展中国家的货币需求函数是稳定的[2]。DREGER（2010）构建了一个包含实际货币余额、收入、长期利率和自有货币持有率的协整模型[3]。WARANYA（2014）用EG两步法和误差修正模型对金融危机后的亚洲四小龙的货币需求结构进行分析，发现国外资产的回报率、预期通胀率等因素对货币需求的影响，并且这几个因素的影响比较显著[4]。DANIELE（2017）通过ARDL模型，证明了意大利的M1、实际有效汇率、通货膨胀率和汇率波动率之间具有稳定的长期关系，而M2不稳定，这种不稳定源于忽略了变量[5]。在经济变量的选取方面，各国学者从不同角度分析了某一经济变量对于货币需求的影响作用。部分学者集中于政策变量对货币需求的影响：BASANTA（2003）引入了金融创新和金融管制放松的因素[6]；Amir KIA（2006）引入了政策变量来估计加拿大的货币需求函数[7]；BAHMANI-OSKOOEE等（2014）认为：很多变量的变动都会导致经济环境的不断变化，比如：制度、税收、预算盈亏、国家负债等，文章对政策的不确定性进行了深入调研，并分析其对英国货币需求的影响，研究发现政策的不确定性在短期负向影响货币需求，但在长期这种影响不显著[8]。部分学者集中于衡量经济环境变量对于货币需求的影响作用：AUSTIN（2007）验证了通货膨胀对于货币需求的影响，得出低通胀和高通胀的影响截然不同，存在一个阈值，即5%的通胀率[9]。BAHMANI（2013）引入汇率变量，对15个发展中国家的年度数据进行了实证分析，结果表明汇率波动对发展中国家的M2总量有短期的影响，但在长期中这一影响不会持续下去[10]。
对于中国的货币需求函数，国外学者也进行了大量的探讨。CHOW（1987）从很早开始就对中国的货币需求函数进行研究，他对1952年到1983年的数据进行分析，发现货币数量论对中国这个阶段的货币需求函数有一定的解释性[11]。WANG（2004）利用随机协整检验，实证分析了中国货币需求的长期稳定性[12]。MEHROTRA（2006）证明了中国的货币需求受到通货膨胀的影响，同时又反过来作用于通货膨胀[13]。ZUO（2011）基于1996-2009年的季度数据构建了中国货币需求函数的时变协整模型，验证了收入弹性在0.60和0.75之间，利率弹性影响仍旧很弱但在逐步加强[14]。LEE（2012）对中国1977年到2006年的收入弹性和利率弹性进行计算，得到M1（M2）的结果分别为 0.884（0.915）和-0.034（-0.002）[15]。国内学者也十分关心中国的货币需求状况，引入相关经济变量解释对货币需求的影响作用。黄昌利（2017）构建了开放环境下的货币需求函数，得到在我国汇率与货币需求正相关的结论[16]。杜浩然（2016）引入金融创新变量，得出金融创新显著增加中国货币需求的结论[17]。张立军（2013）验证了中国股票价格和货币政策的相互作用关系[18]。胡利琴（2014）对中国的外汇市场压力进行研究，发现货币供给对其影响不大[19]。康继军（2012）将市场化进程相对指数作为制度变量引入货币需求函数[20]。
在本文中将研究2002～2017年中国的实际货币需求，我们根据货币流动性层次的划分，将货币分为M1与M2，分别表示狭义货币与广义货币，代表货币的实际购买力和潜在购买力。为了充分探讨和比较分析相关经济变量对M1、M2的影响作用，我们不仅要考虑传统经济变量（规模变量与机会成本变量），还要引入金融创新、股市收益、对外开放等变量，刻画现代金融环境下的货币需求，使得到的结论更加可靠和全面。在实证模型的选择上我们选用协整分析及误差修正模型，该模型不仅可以体现变量间的长期关系，还可以检验短期影响，适合用于分析货币需求的长短期特征。
首先，大数据能够为学生的实验理论学习以及实践学习，提供源源不断的动力。随着当前整个教育改革制度的持续推进，理工类高等院校当中的实验教学模式也在不断地发生着相应的变化，以往传统的以教师讲授为主体的教学模式，被逐渐的淘汰掉了，而更加具有灵活性、更加具有开放性的实验室教学逐渐成为主体，学生在这样的过程当中能够得到教育工作者的关注和青睐。而理工类专业的学生，在实验课程上能够更好地验证自身理论知识的掌握程度，正是凭借着良好的实验室环境以及高效的管理模式，最终也就为学生的理论学习以及实践能力培养提供了源源不断的动力。
3 模型介绍
通过2002～2017年M1，M2短期方程的拟合图，也可以看出M1增长率与拟合值拟合情况较好，M2的拟合情况在2009年有部分季度存在差异。
式中，Md 为货币需求，P 为价格水平，Y 为国民收入，e 为自然对数的底，α 为货币需求的收入弹性，β 为货币需求的利率半弹性，i 是名义利率。弗里德曼认为半对数模型探讨的是货币需求与利率水平值间的关系，因此更具有研究意义，因此本文也选用Cagan半对数模型。在模型变量的设置中，本文除了考虑传统金融环境的变量（实际GDP、利率、通胀预期）外，还引入了代表现代金融环境的变量，分别分析我国长、短期中的货币需求情况。
4 中国货币需求函数实证研究
4.1 变量选择
千百年来，蓝宝石以其晶莹剔透的美丽颜色，被古人们蒙上神秘的超自然的色彩，视为吉祥之物。近百年宝石进入民间以来，蓝宝石跻身于世界五大珍辰石之列，成为人们珍爱的宝石。
本文运用Hendry的“从一般到特殊”原则，从所有变量的滞后2期开始，删除不显著变量，最终得到M1和M2的ECM模型。
（1）传统金融环境变量：本文用实际GDP来衡量收入水平，用利率水平来表示持有货币的机会成本，用滞后一期的通货膨胀率来表示居民的通胀预期。
（2）股市收益变量：金融市场的完善，使居民持有更多的金融资产来替代货币进行预防和获取收益，而中国股市的快速发展，使股票成为居民金融投资的重要选择。本文选取上证A股收盘综合指数的当季值与上一季度收盘价的比值刻画股票收益率，比值越高代表股票收益率越大。
钢-混凝土组合结构桥梁是指钢腹板或钢桁架组成的钢梁与混凝土面板通过抗剪连接件连接在一起的桥梁结构形式，这种结构可以让钢材和混凝土共同承受主梁的荷载.
第一，省草原站牵头开展生物防治、生态控制的试验、示范，为海西州草原鼠害的长期持续控制，探索有效方法和新措施。第二，在防治工作中，省、市、州业务部门要抽调业务骨干深入鼠防一线，开展防前技术指导、防中督促落实、防后检查总结，积极参与和掌握鼠害发生全过程。第三，继续加大草原鼠害生态综合治理力度。在小面积天然草场中，大力推广鼬灭鼠技术[1]。第四，继续坚持鼠害防治与草场翻耕补播等生态恢复措施相结合，有效提高鼠害灭治效果。
（4）对外开放变量：现代金融环境下，国际间资本流动性增强，故我们将外汇市场和资本流动因素也考虑了进来。JIN（2018）[21]也提到不同货币之间的货币替代作用实际上已经在中国出现，虽然到目前为止它只发生在有限的范围内，它很可能会影响中国的货币需求。因此，引入人民币兑美元的汇率作为代理变量，汇率降低代表人民币升值，汇率升高表示人民币贬值。同时，考虑到国际资本流动，引入外国利率作为代理变量，其中分别用美国的联邦基金利率（rf 1）和一年期国债收益率（rf 2）来表示影响M1、M2的外国利率。
除了自身的强竞争性，北美刺龙葵还含有高毒性的生物碱——龙葵素，可使食用它的家畜中毒。且含量在秋季比其他季节高10倍，牲畜采食后可致死。其中毒的典型症状是视力下降、心跳加快或降低、神经过敏以至昏迷或死亡。小牛采食其果实后的中毒可表现为水肿或局部肿大，且体型快速消瘦；成年奶牛误食浆果后会产生黄疸，且肝脏破坏严重。以上症状，与牲畜在误食刺萼龙葵后的症状基本相同[8]。
兴趣是学生学习最好的老师。作为初中语文教师，应该尽自己的全力，提高学生语文写作的兴趣。在写作教学过程中，应充分发挥理论与现实情景相结合的原则。通过一场场情景模式创作，让呆板、乏味的写作生活变得生动、有趣起来，写作中心思想所表述的意思便可以直观地展现在学生面前，从而提高学生写作的兴趣。并且可以提高学生的文学素养，培养学生正确写作的能力。经过研究与探索，发现情景教学模式在初中语文写作中切实可行。
《钴鉧潭西小丘记》被收录于苏教版高中语文课本《唐宋八大家散文选读》，是柳宗元的“永州八记”之一。通常的教学只关注到作者通过“贺小丘之遭”来发泄胸中的积郁，却往往忽视了文章本身的“美”。本文单纯从审美的角度来透析文本。
4.2 模型设定
依据前文的分析，我们可以设定货币需求函数如下：
其中：Mt /Pt 是实际货币余额，表示货币需求的规模变量；Yt 是实际GDP，r 是成本变量，表示持有货币的机会成本；π 是预期通货膨胀率，表示居民的主观影响因素；sr 是股票收益率，表示股市对货币需求的影响；ex 是汇率，表示货币替代作用；rf 是外国利率，代表国际资本间流动的影响情况；cx 是金融创新变量。
对上式取对数可得：
其中：R =RM -RA 表示货币的机会成本，RA 代表货币的替代资产回报率，RM 代表货币的利率。
在技术更新的新形势下，数字地形测图逐渐取代了传统的地形测图，在城市测量中发挥着重要的作用。通过对数字地形测图的分析，明确其是在传统的地形测图的基础上，利用先进的全球定位系统等技术，实现对地形测图技术的更新。从某种角度而言，将数字地形测图应用到城市测量中，能够使城市各区域的地形地貌有效地展现出来，为日后城市的科学规划，奠定坚实的基础。为此，本文在研究中通过对数字地形测图的综合分析，重点阐述了其在城市测量中的应用。
4.2.1 M1的估计
1.满足现代企业管理制度的创新要求。国内经济形势千变万化，企业要想生存发展，也必须要有更为合理、高效的企业管理制度。而财务管理制度正是企业管理制度的一个部分。创新财务管理制度，可以更好地满足新时期企业管理和内部控制的要求，更好地为企业管理服务，更好地解决企业运行中的财务问题。
本研究中，我们继续沿用传统金融环境下的货币需求函数形式，但在之前模型的基础上增加π 、sr 、ex 、rf 和cx 这几个变量，如下所示：
1.税收规划有助于提高企业竞争力。在激烈的市场竞争中，在生产、营销和营销企业中，他知道并利用税收规划，他在竞争中获胜。
式中：m 1表示狭义的货币需求余额，用取自然对数的M1来表示，并且利用CPI平减来剔除价格因素的影响；y 表示实际GDP，也剔除了价格因素并取自然对数；R 表示活期存款利率；π 表示预期通货膨胀率，采用适应性预期，用滞后一期的通胀率来表示；sr 表示股票收益率；ex 表示汇率；rf 1表示联邦基金利率；cx 表示创新变量。
4.2.2 M 2的估计
同样，M2的货币需求函数如下所示：
式中：m 2表示广义货币需求余额，利用剔除了价格因素，并取自然对数的M2表示；y 表示实际GDP；rf 2表示美国一年期国债收益率；R 表示m 2的机会成本，即一年期存款利率与一年期国债利率之差（RM 2-RA 2）；
4.3 数据来源
本文采用2002～2017年的季度数据，所有数据均来源于wind数据库、统计局数据以及各期《金融年鉴》。其中实际GDP去掉了价格因素，由CPI进行折算，CPI指数由月度环比换算为季度指数。通货膨胀预期采用适应性预期，由滞后一期通货膨胀率表示。实际GDP存在显著的季节性特征，因此进行了X-12季度调整。
4.4 协整检验和ECM估计
4.4.1 各变量单位根检验
本文依据2002～2017年的季度数据，采用EG两步法，构建ECM模型来估计中国货币需求在长、短期中的情况。对于变量的选取，本文将变量从以下几个维度进行刻画：
首先，在进行ECM建模前，需要检验数据的平稳性特征，本文采用ADF方法检验其平稳性，得到结果如表1所示。
新修订反不正当竞争法的顶层设计与实施中的疑难问题探讨.........................................................................郑友德 王活涛 01.03
表1 单位根检验
滞后阶数均采用SIC原则。由上表可以发现，m 1、m 2、y 、R 1、R 2、π 、sr 、ex 、cx 的水平值在5%的显著性水平上均无法拒绝原假设，可以认为存在单位根，数据不平稳。而这些变量的一阶差分数据在5%的显著性水平上均可以认为是平稳序列。因此，这些变量均为一阶单整序列，可以采用EG“两步法”。
4.4.2 估计长期货币需求函数
首先构建货币需求的长期函数，并且进行协整检验。结果如下：
在货币需求的长期函数中，由于M1与外国利率rf 、股票收益率sr 间关系不显著，因此在模型中并未体现。进一步对（5）和（6）的残差进行协整检验，因为检验多个变量间的协整关系，若直接对残差进行ADF检验，拒绝原假设的概率大于实际情形，因此，本文参考了协整检验临界值表，结果显示，u 1的tau统计量在5%的显著性水平上可以拒绝原假设，因此可以认为在2002～2017期间，m 1与yt 、R 、cx 、rf 有协整关系。同理，可以得到u 2在5%的显著性水平上可以拒绝原假设，因此可以认为m 2与yt 、R 、sr 、ex 、rf 、cx 之间存在协整关系。即在长期中，狭义的货币需求M1与实际GDP、持有货币的机会成本、外汇、金融创新存在长期的稳定关系；广义的货币需求M2与实际GDP、持有货币的机会成本、股市收益、外汇、外国利率、金融创新存在长期的稳定关系。
4.4.3 估计误差修正模型
（3）金融创新变量：由于余额宝等金融创新产品的出现和电子支付技术的革新，金融交易方式发生变化，新的金融工具和服务流动性高、交易成本低、收益可观，必然会对居民的货币需求产生影响。本文的创新变量用M0/M1的值作为替代，M0/M1的比值越小，意味着人们的支付行为依赖通货的可能性越小，可以认为金融创新能力越强。
由上述可知,本文所提出的DFT电路的面积开销为0.06%左右。需要注意的是,我们没有计入受控逻辑和I/O电路,并且这些电路的面积与单元阵列相比较小。
M1在短期中的ECM模型方程为：
从M1的ECM方程可以看出，汇率、外国利率和股票收益率对短期狭义货币实际余额的影响并不显著，因此并未纳入方程（7）中。误差修正项的系数为负，并且显著性水平超过5%，说明M1的变动符合反向修正机制。因此，在短期中，M1的波动主要与实际GDP、活期存款利率、通胀预期、外汇、金融创新有关，其中，活期存款利率、金融创新的增大会减少M1的需求，国民收入、外国利率的增加会增大M1的需求。活期存款的波动对M1的波动存在时滞作用。
在利率弹性方面，加入现代金融环境下的变量之后，M1、M2的利率弹性为-0.38和-0.02，这说明货币需求与利率之间负向变动，体现了持有货币的机会成本。但利率弹性明显低于收入弹性，这主要是因为我国当前金融市场仍不完善，利率传导阻滞现象仍旧存在，利率作为政策工具的有效性有待进一步提高。M2的低利率弹性可能源于外汇市场的影响，从M2的长期货币需求函数中可以看出，外汇市场对M2的影响较为显著，对M1的影响较弱，故M1方程中没有体现rf 1对M1的影。则M2的低利率弹性可能因为我国的汇率制度为有管理的浮动汇率制度，尚未实现完全的市场化，“三元悖论”的作用比较明显，即此期间利率的变动会带来资本的流动，从而抵消最初利率变动的影响，导致M2对最初利率变动的敏感性降低，即货币需求的利率弹性下降。
在短期中，M2主要根据实际GDP的变化、汇率与创新变量的变化来调整，其中，通胀预期、外国利率、持有货币机会成本、股市收益率虽然纳入方程，但对M2变动的影响系数较低。其中误差修正项为负，也符合反向修正机制。但M2的短期ECM模型的拟合度并不是很高，主要的原因是影响M2的因素较多，除了式中的因素还包括国内房价情况、国外股市收益等非货币资产的替代作用，同时在剔除不显著变量时也在某种程度上造成了解释度的下降。但本文主要探讨现代金融环境的一些变量在长短期中对于货币需求的影响，因此这也是可行的。
选取Cagan的半对数形式的货币需求模型，其表达式如下：
图1 M1实际余额增长率与拟合值
图2 M2实际余额增长率与拟合值
5 实证结果分析
5.1 长期货币需求函数特征
通过协整分析，得到M1、M2的长期货币需求函数（5）、（6）式，结果表明：狭义的货币需求M1与传统金融变量（实际GDP、持有货币的机会成本、通胀预期）和股票收益率、金融创新、汇率有长期稳定的关系；广义的货币需求M2与传统金融变量（实际GDP、持有货币的机会成本、通胀预期）和股市收益率、金融创新、汇率、外国利率有长期的稳定关系。其中M1、M2的收入弹性为0.96和1.43，利率半弹性为-0.38和-0.02。本文将分别讨论传统金融变量和引入的现代金融变量对M1、M2的影响。
5.1.1 传统金融变量对货币需求的影响情况分析
在现代金融环境下，M1和M2的收入弹性分别为0.96和1.43，相比其他弹性系数，收入弹性较大，说明收入对于货币需求仍然是最主要的影响因素。这与我国的许多经验分析中货币需求的收入弹性大于1的结论一致，这说明对我国居民来说，储蓄仍然是主要选择。当我国实际收入增加1%时，狭义货币M1增加0.96%，这一结论与货币主义理论中的收入弹性接近1的结论十分吻合，而广义货币M2增加1.43%，这主要是因在相对长期中，居民更喜欢通过定期存款的方式保存货币，而不是购买股票、债券等替代性资产，这可能由于我国的金融市场仍在发展阶段，储蓄仍是居民最主要的选择。同时，本文的结果低于只考虑传统变量的文献（董慧君和宋吟秋，2015[23]；黄昌利，2018），这不难理解，随着金融创新、对外开放水平的提高和股市的不断完善，货币的可获得性不断提高，替代资产也随之增加，储蓄的意愿也不断下降，这些都使收入弹性有所下降。
M2在短期中的ECM模型为：
在通货膨胀预期方面，我们采用通货膨胀预期因素，更多的考虑经济主体的主动性，M1与M2对通胀预期的弹性绝对值均为0.01，对此的反应均不敏感，但M1与通胀预期正相关，M2与通胀预期负相关。是因为M1对应的货币大部分为活期存款，主要用于现金支付，替代资产也为短期资产，预期通胀上升时，经济主体考虑到货币购买力下降，会更多的倾向于增加货币；M2替代资产为中长期的金融资产，预期通胀上升时，持有货币的成本上升，经济主体对货币的需求随之减少。
5.1.2 现代金融变量对货币需求的影响分析
首先考虑股票收益率的影响，在现代金融环境下，中国的狭义货币实际余额M1与股票收益率存在长期的替代关系，弹性系数为-0.04，即股票收益率每上升一个百分点时，经济主体手中就有0.04%的狭义货币资产替换为股票资产。中国的广义货币实际余额M2与股票收益率存在长期的正向关系，弹性系数为0.11，说明M2与股票收益率间财富效应更加显著，这与姜波克（2003）[24]、BAHARUMSH（2007[25]、2009[26]）的结论相同，均认为在长期中，股票对货币需求的影响占主导地位的是财富效应，股票在长期中表现为货币总量的一种价值储存方式。而王永中（2009）[27]认为，股票市场对货币需求影响的正负方向取决于替代效应和财富效应的综合作用结果，这与本文的结论也相符合。本文研究结果表明，在长期中，股票收益与M1的替代效应更加显著，而与M2的财富效应更加显著，当股票收益率上升时，经济主体会因为总资产的增加，而增加广义货币M2的持有。同时，M1较低的替代弹性系数也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货币机会成本的效力很有限。
图3 M1短期货币需求方程的递归残差检验
其次是外汇市场因素，从货币替换的角度来说，M1、M2与汇率存在长期的正向关系，弹性系数分别为0.11和0.15，表明当前经济状态下人民币升值反而会减少货币需求。这一结论与万晓莉（2010）[28]和黄昌利（2017）结论相同，我们认为这主要是有3方面的原因，第一，汇率下降增加了居民的人民币贬值预期，从主观预期角度会减少货币需求以防止人民币贬值带来的收益损失；第二，货币替代的影响可能被吸收进资本流动变量中；第三，考虑到“资产组合调整效应”，人民币升值将使我国居民资产中以外币计价的资产价值下降，从而抑制了对人民币的货币需求。从资本流动的角度来说，外国利率对中国狭义的长期货币需求M1影响并不显著，因此未在模型中体现。外国利率对于广义的货币需求M2，在长期中存在负向关系，弹性系数为-0.04，表明当外国利率增加时，国内资本外流，对M2的需求减少。因此在开放环境中，当央行以M2作为中介目标时，货币政策的有效性也会受到外国货币政策的影响，增加了货币政策实施效果的不确定性。
最后是金融创新，随着中国金融市场的不断完善与健全，余额宝等创新类金融产品的逐渐增多，创新变量对M1有显著的替代效应，替代弹性为1.98，对M2有显著的正向关系，创新变量增加1%，M2会随之增加0.67%。金融创新对于M1的冲击更大，金融创新增强，意味着人们有了更多对的替代资产，对于更多用于交易性需求的M1，人们更喜欢采用流动性更强、收益更高的新型金融产品的形式保留，比如第三方支付。而对于M2，金融创新增加了投资风险，人们既倾向于存有更多的定期货币资产来规避风险，也为满足更多的投机需求来留存更多货币，因此M2需求会随之增加。
5.2 短期货币需求函数稳定性检验
图4 M2短期货币需求方程的递归残差检验
图5 M1短期货币需求方程的一步预测检验
图6 M2短期货币需求方程的一步预测检验
图7 M1短期货币需求方程的N步预测检验
图8 M2短期货币需求方程的N步预测检验
通过对方程（7）与（8）的递归残差检验、一步预测检验、N步预测检验（如下图3至图8），可以发现现代金融环境下M1、M2的短期方程均不太稳定。对M1短期方程的稳定性检验表明，2009年的第2季度和2014年的第3季度的递归残差超过2倍标准差。对M2短期方程的稳定性检验表明，可以看到2005年第4季度和2009年的第1季度的递归残差超过2倍标准差。这说明M1与M2的短期需求函数均呈现出不稳定的特征。这种不稳定性主要来源于，我国资本市场与金融市场加速发展，金融创新层出不穷，第三方支付工具对于货币需求的冲击也进一步加大，对外开放程度的加深也增强了货币替代的作用，这些现代金融环境的快速变化带来货币需求不断变化，从而使得短期货币需求函数呈现不稳定的特征。
6 结论及政策建议
结论一：本文在传统金融环境的基础上，考虑了金融资产替代、金融创新、货币替代、国际资本流动等现代金融特征，引入了股票收益率、金融创新、汇率、外国利率变量，更加准确的估计了我国的货币需求函数。此时的金融市场更加完备，市场中有更多的金融产品可供选择。这种情形下，传统金融变量的表现如下：（1）M1与为M2的收入弹性均有所下降，但仍是影响货币需求的主要因素；（2）在利率弹性方面，作为货币的机会成本，利率与M1、M2负向相关，并且由于金融市场的不完善，弹性明显小于收入弹性；（3）在通胀预期方面，因为M1更多用于交易需求，与通胀预期正相关，M2更多是用于投机需求，与通胀预期负相关。
结论二：引入现代金融特征变量后，现代金融变量对货币需求的影响如下：（1）股票收益率与中国货币需求函数呈现负相关，但由于中国金融市场并不稳定，预期收益率波动性太强，因此股票市场的作用并没有那么显著。（2）人民币升值，国外货币相对贬值，会造成热钱流入，带来国外市场对中国货币需求的增加；而人民币贬值，国外货币相对升值，可能会带来国内资本的外逃，导致对中国货币需求的降低。（3）金融创新产品的增多使替代资产增加，对于短期货币人们更喜欢采用新型资产的形式保留，而对于长期货币资产，金融创新增加了投资风险，人们既倾向于存有更多的长期货币资产来规避风险。
他头发上的猪油全蹭到我身上，我妈以为我去偷了东西，又追着我打了一顿，那把铲子又坏了，我妈打累了，支使我去买把新铲子，不然没晚饭吃。
结论三：由上文中得到的研究结论可知，在长期中，M1与实际GDP、持有货币的机会成本、通胀水平、股票收益率、汇率、创新变量有长期稳定的关系；M2与实际GDP、持有货币的机会成本、通胀水平、股票收益率、汇率、外国利率、金融创新有长期的稳定关系。但是，研究结果也表明与大多数传统金融环境下得到的短期函数相似，现代金融环境下的函数仍然不稳定，因此，在现代金融环境下，我们依然无法依据相关的模型相对准确的估计货币增长情况，因此M1、M2作为政策调节过程的中介指标已经不再那么适用，货币当局应积极向价格型货币政策转变，构建利率走廊机制，疏通利率传导有效性，更好的满足现代经济的快速增长。
7 研究展望
随着资本市场市场的不断发展和对外开放程度进一步推进，货币短期函数的不稳定程度可能会一直持续存在，这表明中国经济可能存在一些问题和风险，央行必须采取审慎的金融和货币政策来应对未来货币需求的不确定性带来的风险。这也表明当前金融背景下，如果仅仅使用M1、M2等数量型指标，作为货币调控框架中的中介指标，将难以满足现代金融环境的快速发展，央行适时将货币政策中介指标向利率转变是符合经济现状的。
此外，随着金融货币体系的不断革新，金融创新产品和服务逐渐增多、金融资产的替代作用进一步增强、对外开放程度逐渐扩大，这些都会继续对货币需求造成影响，加大了货币供给与实际货币需求的不匹配程度，增加了货币调控的不确定性。随着经济和金融革新的进一步深化，互联网金融产品可能对M1交易性需求的替代作用进一步增强，国际间资本流动对中国货币的影响也将进一步加大，未来货币供给应该将这些现代金融因素纳入考虑范围，加大货币政策的可控性和有效性，不断调整战略，适应经济发展需求。
虽然本文考虑到汇率、股票收益率、金融创新等变量的作用，但我们并未考虑国内外的其他替代资产对货币需求的影响，比如中国的房地产、国外的股票市场，且本文对金融创新的研究仅涉及到金融产品的创新，没有考虑机构、市场与制度等方面的创新。未来的研究中，将进一步随着金融环境的不断革新，追踪货币需求的动态变化、以及这种影响产生的机理和途径，为货币政策制定提供具有现实意义的政策建议。
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Study of China's monetary demand in Modern Financial Environment
YUAN Sisi1,SONG Yinqiu1,LYU Ping2
1.School of Economics and Management,University of ChineseAcademy of Sciences,Beijing 100190
2.School of Management,University of Science and Technology of China,Hefei 230026
Abstract: In the modern financial environment,the impact of financial product innovation,financial assets,currency substitution,and capital flows on China's money demand cannot be ignored.In order to accurately describe the impact of these modern financial variables on China's money demand,this paper introduces financial innovation,stock market returns,foreign exchange,foreign interest rates and other variables,and selects the data from 2002 to 2017 to estimate China's money demand function.The conclusions are as follows:In the long run,income elasticity has declined compared to the traditional financial background,but income elasticity is still the main factor affecting money demand,and interest rate elasticity is negative,but still small.Financial innovation and stock market returns have a significant substitution effect on M1,and the role of wealth in M2 is more obvious.Foreign interest rates have no significant effect on M1,but have a significant negative relationship to M2.However,the monetary demand function of M1 and M2 is not stable in the short term,which will increase the uncertainty brought about by the implementation of monetary policy.Therefore,the monetary authorities should not only estimate the long-term impact of the policy,but also pay attention to its unstable characteristics in the short term,fully consider the modern financial variables,and improve the effectiveness of monetary policy.
Keywords: money demand；financial innovation；open environment；error correction model
DOI: 10.11842/chips.2019.05.005
＊中国科学院大学一般项目（Y52902GEB1）：我国财政与货币政策预测，宋吟秋。
＊＊袁思思，在读硕士研究生，研究方向：宏观经济政策；宋吟秋（通讯作者），教授，博士生导师，研究方向：财政和金融。
（责任编辑：何岸波；责任译审：毛子英）
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