中国货币需求函数的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,中国论文,函数论文,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。
我国的货币政策在抑制经济过热、治理通货膨胀方面曾取得过良好的紧缩效果；但是自1997年以来，为改变我国经济运行低迷状态的松动性货币政策的效果似乎不那么明显了。由此人们对货币政策的效果产生了怀疑，那么，我国的货币政策效果究竟如何？我国经济运行中是否出现了货币政策失灵的流动性陷阱呢？如何针对货币政策作用的机制变化来调整货币政策作用范围，以更有效地发挥货币政策的作用呢？以上问题都涉及到对货币的需求。本文拟通过对我国货币需求函数的实证分析来展开讨论。
一、我国货币需求函数的基本形式和回归分析的数据
（一）我国货币需求函数的基本形式
理论上，决定货币需求的因素主要有规模变量和机会成本变量。结合我国实际，我们假设以下规模变量和成本变量对我国货币需求有决定性影响。
1.国内生产总值(GDP)。理论上，国内生产总值越大，对货币的需求越大，而且它对各层次的货币需求影响是同方向的。
2.股市市值(CSV)。一般来说，股市高涨，市值增加，对货币的需求增大。不过股市市值的高低对不同层次的货币需求影响是不一样的，市值上升，对货币M[,1]的影响大于对货币M[,2]的影响，因为货币M[,2]中的储蓄会转化为其他形式的金融资产。
3.利率(R)。利率反映居民和企业持有货币的机会成本。
4.通货膨胀预期(Pe)。在居民和企业都是理性的假定条件下，通货膨胀预期与各层次的货币需求成反方向变化。
5.随机因素(U)。包括未考虑到的影响货币需求的其他因素，如收入分配，经济货币化进程等。
综上所述，我国的货币需求函数的基本形式为：
（二）回归分析的数据
1.回归分析的时期从1994年第一季度至1999年第二季度，样本数据有22个。选择这一时期的原因在于：(1)数据的可获得性，从1994年第三季度起，中国人民银行开始定期公布季度数据。(2)90年代中期，中国货币化进程基本结束①，经济货币化进程对货币需求的影响减弱，在实证分析时，将其纳入随机因素，从而避免了测度货币化进程的困难。(3)90年代以来，我国货币政策调控方式发生了很大变化，越来越注重利用利率杠杆调节经济，如1989-1995年，七次调整贷款利率，六次调整存款利率，两度开办保值储蓄，1996年至今，先后七次下调利率。利率调节越来越注重市场化。
2.回归分析的各层次货币需求量，即人民银行定期公布的M[1]、M[,2]和准货币M[,q]，由于存在季节性波动，人民银行对其进行了X-11季节性调整，我们在回归时采用调整后的季度数据。
3.国内生产总值的季度原始数据通过各年季度累计数据计算而得出的，因存在季节性波动，我们采用指数平滑法对其进行了调整。
4.股市市值。根据深市、沪市加总而得，其计算公式为：股市市值＝∑发行股数×每股市价。尽管深市、沪市上市公司中有近2/3的国有股、企业股不上市流通，但是考虑到国内债券、金融债券、企业债券、银行承兑汇票以及居民购买的非上市公司股票，股市市值是我国国内证券资产价值的一个较好的度量。
5.利率。既可采用短期利率，也可采用长期利率，在利率结构较为合理的情况下，采用何种利率差别不大。我们采用一年期存款利率。
6.通货膨胀预期采用静态预期，即P[e,1]=π[,t]-1，其中π[,t]为各季度的零售物价指数，为了可比，以1993年为基年进行了调整。采用这种预期的理由是：(1)简单。(2)从理论上看，季度货币需求依赖于前一季度的实际通胀率。(3)中国的经济行为（如1990年和近几年的储蓄行为）也证实了这种静态预期②。
所有数据如下表所示：
二、我国货币需求函数的回归分析
假定在1994年第一季度到1999年第二季度，货币需求与货币供给是均衡的，对所有变量取对数后，利用线性回归方程来进行估计，并假设货币需求函数如下：
式中，各变量含义如前，a[,j]为截距和回归系数j=1,2,3,4,5
我们按照以上回归方程，根据表中数据，利用SAS统计软件进行了回归。并按如下步骤进行；第一步，根据假设的货币需求函数对各层次的货币量进行回归分析，得出各个变量的回归系数；第二步，将系数不显著的变量剔除，再进行第二次回归，从而得出了与各层次货币量关系最为显著的变量所构成的回归方程。
第一步结果表明，各层次的货币需求函数中，通货膨胀预期的系数都不显著，这与我们所使用的数据都是名义变量有关，这些名义变量中含有物价水平的变化。因此，在第二步回归分析时，剔除通货膨胀预期，回归结果如下：
以上各回归方程中，第一行括号内数字为t值，第二行括号内数字为标准差。对M[,1]M[,2]、准货币M[,q]的回归结果，可做如下解释：
1.关于回归结果的总体检验
第一，所有方程的样本决定系数R[2]和调整后的样本决定系数R[2]都有很高的数值，表明各方程的拟合情况很好。
第二，所有方程都通过了显著水平为1%的F检验，表明各方程在整体上都是高度显著的，即GDPt、SVt、Rt在整体上对Mit有高度显著的影响。
第三，方程M[,2]、M[,q]的DW值都接近于2，通过了1%的DW值检验，即两方程都不存在一阶自相关。方程M[,1]的DW值为1.272，处于难以确定的DW值区域，但观察方程的残差图，我们发现，残差的分布是随机的，因此可以确定方程M[,1]不存在一阶自相关。
第四，所有方程中的截距和回归系数都通过了显著水平为1%的T统计检验，而且标准差都很小。因此，所有方程中的截距和回归系数都是显著的，且稳定性好。
2.对各方程的分析
第一，货币M[,1]的方程中，各变量的回归系数与理论预期基本一致。GDP与M[,1]存在正相关关系，即随着GDP的增长，用于交易动机的现金和活期存款需求也相应增加。其弹性为0.616876，小于1，这是因为近几年我国银行引入了现代支付手段（如支票、借记卡等），降低了对现金的需求，从而使得对货币M[,1]的需求增加幅度小于GDP增加的幅度。
对货币M[,1]的需求与利率之间存在着较明显的反向关系，当名义利率降低1%时，对货币M[,1]的需求增加0.145366%，反之则反。我国货币需求存在着明显的利率弹性。
证券资产市值的变动也影响对货币M[,1]的需求，当股市高涨市值增加时，居民会增加对现金和活期存款的需求以待机入市购买股票。其弹性为0.088686。
第二，准货币M[,q]方程中的各变量回归系数与理论预期不完全一致。当GDP增加时，居民和企业的财富增加，从而以银行储蓄形式来持有其财富的需求也会上升。准货币M[,q]的这一弹性为1.217819，大于1。这是因为近几年我国消费结构发生了质的变化，居民处在小康型消费结构向富裕型消费结构升级前的累积时期，边际消费倾向趋于下降，边际储蓄倾向不断提高的结果。
准货币M[,q]与证券资产的市值成正相关关系，与理论预期不相一致。原因在于：(1)我国准货币M[,q]中没有将股民在各证券公司的买卖证券准备金统计在内，当股市高涨，市值上升时，股民会动用自己的准备金进行股票购买而不影响准货币M[,q]。(2)股市高涨时，新股民的加入会增加对货币M[,1]的需求，可使准货币M[,q]减少。(3)股市市值的上升，既可能源自股票市价的上涨，也可能源自上市公司的增加和已上市公司配股增资，当后一情况发生时，企业在股市上的融资会以企业存款形式进入银行，从而使准货币M[,q]增加。1993年以来，我国股市以平均120多家的速度扩容，准货币增加非常明显。(4)我国股市中散户投资者较多，散户投资倾向较强，当其投机成功时，会将其资金转化为储蓄形式获取资产收益。上述四个方面的综合作用使准货币M[,q]与股市市值成正相关关系。其中第二方面因素的作用使准货币M[,q]的这一弹性小于货币M[,1]的弹性。
准货币M[,q]与利率呈明显的反向关系，似乎与理论不合，但与近几年我国现实却高度一致。这是因为尽管名义利率一再降低，但我国物价水平也持续下降并为负数，所以我国实际利率也由负变正并存在上升趋势（见前表）。因此准货币M[,q]与名义利率的负相关正反映了其与实际利率的正相关关系，且其利率弹性大于货币M[,1]的利率弹性也表明了企业和居民对准货币资产收益率的关注。
第三，货币M[,2]为货币M[,1]和准货币M[,q]之和，因而在货币M[,2]的方程中，各变量回归系数受货币M[,1]与准货币M[,q]相对比重的影响。近几年由于货币流动性（M[,1]与M[,2]的比率）下降，货币M[,2]方程中各变量回归系数受准货币M[,q]的影响较大，同时也受货币M[,1]的作用。货币M[,2]方程中各变量回归系数的符号同准货币M[,q]方程中各变量回归系数相一致，但其值却介于货币M[,1]与准货币M[,q]二者各变量回归系数之间。
三、回归分析的结论和政策建议
（一）回归分析的结论
通过对我国货币需求函数的回归分析，我们可以得出如下结论：
1.90年代以来，我国货币政策调控方式发生了转变，注重利用利率杠杆调节经济，我国各层次的货币需求开始受到利率变动的影响，从而修正了厉以宁等的结论，即利率作为中央银行调节M[,1]需求的金融杠杆作用微乎其微③。
2.实证分析表明，我国的货币需求存在利率弹性，但弹性值不是很高，如M[,1]的利率弹性仅为0.145366。这一结果否定了中国目前存在流动性陷阱的判断，即不存在货币需求的利率弹性无限大的情况，也说明近几年松动性货币政策的效果并不是无效的，而是具有一定效果的。
3.我国股票市场的涨落已开始影响我国的货币需求，尽管弹性值很低。但是从股市市值的规模来看，其影响并不是很小。随着我国资本市场的发展，其弹性值会逐渐上升。
（二）政策建议
1996年以来，中央银行先后7次下调利率和一次大幅度降低法定存款准备金率，对扩大需求，拉动经济增长起了一定的作用，但是由于货币需求和货币供给两方面原因，货币政策的松动效应不太明显。
从货币需求方面来看，尽管我国名义利率一再降低，但我国物价水平仍持续1997年10月份以来的负增长态势，因而实际利率水平仍然较高。名义利率的下调刺激了对货币M[,1]的需求，实际利率的较高水平却使对准货币M[,q]的需求增加，从而减缓了货币政策的松动效应。
从货币供给方面来看，由于金融主体的行为发生变化和利率结构的不合理，货币供给传导机制出现了阻碍。(1)1994年以来的金融体制改革使国有商业银行商业化倾向不断增强，银行为规避市场风险出现了“惜贷”行为。如1997年中央银行批准的信贷最高额度上涨了8000亿元人民币，但到三季度末，贷款余额的净增长仅为4000亿元人民币④。(2)我国存款利率与法定准备金利率关系不合理，法定准备金利率一度高于一年期存款利率，1998年以来法定准备金利率下调大大改善了这种利率结构不合理的状况，但现在的法定准备金利率仍高于活期存款利率1.08个百分点。商业银行可将吸收的短期资金存放中央银行套取利差，实际上提高了商业银行在中央银行的超额准备金利率。在融资结构以银行融资为主的条件下，商业银行行为的变化和利率结构的不合理都大大降低了货币乘数，从而制约了货币政策的松动效应。
鉴于上述原因，结合我国货币需求函数的实证分析，完善货币政策的措施应是：
1.在物价跌势未根本改变的情况下，中央银行应再次下调利率，并在此基础上扩大贷款利率的浮动幅度。这样，一方面缩小名义利率和实际利率之间的差距，调整居民和企业对银行存款的收益预期，从而刺激对货币M[,1]的需求。另一方面，贷款利率一定程度的浮动，会使商业银行在收益和风险评价的基础上增强贷款的积极性和自主性。
2.继续降低法定存款准备金率，理顺利率结构，杜绝商业银行套取利差的行为，促使商业银行开拓市场。
3.在货币政策发挥作用的机制受阻的条件下，考虑到证券资产价值对货币需求的影响，货币政策调控范围应适当予以拓宽，通过启动资本市场，重构货币政策发挥作用的机制。
通过货币政策启动股票市场可从两方面进行。(1)通过利率结构调整，改变居民和企业对各种金融资产的收益和风险预期，诱导居民和企业去购买收益率相对较高的股票，提高股票的价格水平。这一点中央银行可独立进行操作。(2)通过对现行限制较严的规则进行适当调整，增加股票市场交易主体和融资渠道来促使股市合理上涨。具体的规则调整有：在坚持分业经营的原则下，通过比例限制的办法来适当放松对商业银行从事股票交易的限制；允许保险公司资金入市，以满足其通过保险资金证券化来分散风险，获取收益的要求，但应加以一定的比例控制；积极扩大投资基金的数量，适当提高投资基金配售新股比例；在严格证券经营机构强化内部财务和市场风险控制的同时，适当放宽其在同业拆借市场上融资的期限、数量、利率等限制性规定，满足其外部融资要求，打通货币市场和资本市场的连接通道；尽快取消股票发行额度分配制度，让符合条件的所有企业公开上市；同时适当加大国有股上市流通的比重等等。在分业监管的现有体制下，规则调整需要中央银行、证监会、保监会相互协调、互相配合才能进行。
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