现金等价货币总量作为货币政策中介目标的有效性——来自中美两国的经验证据，本文主要内容关键词为：货币政策论文,总量论文,货币论文,证据论文,中美两国论文，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。
当前各国央行所公布的官方货币总量是将不同的货币资产进行简单加总得到的。然而，不同的货币资产因流动性大小①有差异，故互为不完美的替代品。简单加总货币量(即传统的M2)只考虑到货币的总量效应，而没有考虑到货币的流动性结构效应。这一理论缺陷是导致其作为货币政策中介目标有效性不足的重要因素。因此，传统的M2是各国央行已经共同意识到其理论缺陷但不得已而为之的保留物。 弗里德曼早在1970年就指出，不同货币资产的流动性不同，应按照流动性的大小赋予0～1之间的权重进行加权求和，但他对加权权重的具体大小没有做明确的阐述和规定。对此，Barnett(1980)基于微观经济理论提出了迪维西亚货币总量测度法(Divisia Monetary Aggregates)。他认为，货币资产的流动性大小与其收益率负相关，使不可观测的流动性由可观测的收益率来反映，从而开创性地提出解决这一难题的思路。Rotemberg et al.(1995)则在迪维西亚货币总量的假设基础之上增加了“加性可分”假设，推导出现金等价货币总量测度法(Currency Equivalent Aggregates)。现金等价货币总量测度法也认为货币资产的流动性大小与其收益率负相关，不可观测的流动性由可观测的收益率来反映。与迪维西亚货币总量测度法相比较，现金等价货币总量测度法的优势在于它可以及时准确地追踪货币资产流动性的时变性。之后，国际学术界掀起了对迪维西亚货币总量测度法、现金等价货币总量测度法和简单加总货币总量测度法的有效性进行实证比较研究的高潮。 Barnett、Offenbacher和Spindt(1981，1984)用格兰杰因果关系、信息含量、货币需求函数的稳定性3种方法对两者进行实证比较；Serletis和Robb(1986)用同样的方法对加拿大数据进行分析；Belongia和Chalfant(1989)进行相关性和可控性分析；Belongia和Chrystal(1991)基于相关性和货币需求函数的稳定性利用英国数据进行分析；Hueng(1998)基于协整理论采用加拿大数据进行分析；Acharya和Kamaiah(2001)基于货币需求函数的稳定性、信息含量、J检验运用印度数据进行分析；Schunk(2001)基于VAR模型进行相关性分析。他们的研究结果均表明，迪维西亚货币总量优于简单加总货币总量。国内学术界对迪维西亚货币总量认识较晚，近年来以货币需求函数的稳定性为核心进行实证检验的结果和国外学术界的结论基本一致，均表明迪维西亚货币总量的需求函数比简单加总货币总量稳定(王宇伟，2009；左柏云、付明卫，2009；李正辉等，2012)。 然而，由于现金等价法的模型难以理解和复杂性等原因，它一直没有得到学术界的重视，我们仅发现极少数对其进行实证研究的相关文献。Rotemberg et al.(1995)基于相关性检验以及Acharya和Kamaiah(1998)基于J检验、信息含量、货币需求函数稳定性的研究均得出现金等价货币总量优于简单加总货币总量的实证结论。Serletis和Uritskaya(2007)认为简单加总货币总量和迪维西亚货币总量的长期需求函数更稳定，而现金等价货币总量的短期需求函数更稳定。Lebi和Handa(2007)认为，现金等价货币总量优于简单加总货币总量和迪维西亚货币总量。 通过文献梳理我们发现，在对各类货币总量测度法谁更适于作为中介目标的合理性和有效性研究上，学术界更多地将注意力放在迪维西亚货币总量上，而对现金等价货币总量的关注很少，而已有的实证研究表明，迪维西亚货币总量、现金等价货币总量均比简单加总货币总量有效(主要的判断标准是货币需求函数的稳定性)。然而，关于迪维西亚货币总量与现金等价货币总量两者之间的优劣比较却极少有学者探究，仅有的几篇文献也没有得出一致的结论。此外，大部分研究均集中在实证检验上，缺乏理论分析，而且实证研究几乎都限于单一国家，没有进行跨国比较。 在实务界，现金等价货币总量也受到了“冷落”。将迪维西亚货币总量作为参考目标的货币当局为数不少，如美国、欧盟、英国、德国、西班牙和意大利等，而将现金等价货币总量作为参考目标的国家寥寥无几。美联储一度在其官网上同时公布迪维西亚货币总量、现金等价货币总量数据，可是自2006年以后就不再公布现金等价货币总量，只公布迪维西亚货币总量。可见，迪维西亚货币总量已被美联储视为简单加总货币总量的有效补充，现金等价货币总量的地位则显得不那么确定。难道现金等价货币总量作为中介目标真的不如迪维西亚货币总量有效吗？其中的真实原因又是什么呢？ 本文首先分析了现金等价货币总量、迪维西亚货币总量、简单加总货币总量这3类测度法在理论上的差异，然后以货币需求函数的稳定性作为衡量货币政策中介目标有效性的主要标准，对中美两个典型国家的现金等价货币总量、迪维西亚货币总量、简单加总货币总量需求函数的稳定性进行了实证检验和比较。我们的研究发现，在中美两国，现金等价货币总量的需求函数都比其他两种货币总量稳定，而且在每种测度法下中国货币总量的需求函数都比美国货币总量的需求函数稳定，因而得出现金等价货币总量作为货币政策中介目标的有效性强于其他两种货币总量的普适性结论。进一步的研究表明，就中美两国而言，现金等价货币总量更适合作为中国的中介目标。我们对该问题的研究及结论在一定程度上弥补了学术界对现金等价货币总量研究的不足，丰富了货币政策中介目标理论，并为各国货币当局在当前如何准确理解、合理实施作为货币中介目标的货币供应量提供了重要的政策参考依据。 二、各类货币测度法的理论解释和比较 现金等价货币总量和迪维西亚货币总量测度法的微观基础都是基于Sidrauski(1967)提出的货币效用模型(money-in-the-utility function，MIU)。下面是对各类货币测度法的具体理论解释及比较。 设代表性消费者在t时刻的效用函数如下：
E为期望算子。0＜β＜1为主观贴现率，即消费者的时间偏好，β越小表明消费者越倾向于即期消费而不是远期消费。为了简化起见，设消费者的资源配置仅有消费、货币资产、基准资产3种形式。基准资产是流动性次于货币资产的无风险投资品，不具备货币资产的流动性服务功能。设
为t时刻货币资产i的收益率，
为t时刻基准资产的收益率，
为t时刻的物价水平。显然，现金的收益率
=0。由于货币资产、基准资产都是实际值，所以消费、货币资产、基准资产之间的单位兑换比例是1∶1。预期终生效用(4)式最大化的条件是，消费的边际效用、货币资产的边际效用与基准资产的边际效用均相等。 消费的边际效用等于货币资产的边际效用，如下式：
分别为消费和流动性需求的边际效用。由(5)式可知，货币资产的边际效用来源于两方面：一方面是持有货币资产直接产生的效用(等式右边第一项)，另一方面是货币资产在下一期转化为消费间接产生的效用(等式右边第二项)。 消费的边际效用等于基准资产的边际效用，如下式：
由(6)式可知，基准资产的边际效用仅来源于基准资产在下一期转化为消费间接产生的效用。 联立式(5)、式(6)可得：
由(7)式可知，持有1单位货币资产i而放弃持有1单位基准资产，相当于用
单位消费的价格购买
单位的流动性需求，对终生效用没有影响。 到目前为止，以上的假设及推导过程都是后面分析现金等价货币总量、迪维西亚货币总量测度法的有效性所共同需要的。下面的进一步推导则体现二者在理论解释上的差异。 1.现金等价货币总量的推导
将(7)式除以(8)式可得：
将(9)式代入(3)式可得现金等价货币总量的表达：
由(10)式可知，现金等价货币总量的决定取决于货币资产的存量、收益率和基准资产收益率这3个因素。货币资产i的加权权重与其收益率
负线性相关，即流动性越强、收益率越低、加权权重越大，这符合经济常理和逻辑。 2.迪维西亚货币总量的推导 对(3)式求全微分得到：
将(7)式代入(12)式得到：
由(14)式可知，真实货币总量(流动性需求)的变化率分为两部分，一部分(等式右边第一项)与货币资产i的存量变化率相关，另一部分(等式右边第二项)与货币资产i的流动性变化率相关。然而，Barnett(1980)所推算的t时刻迪维西亚货币总量的变化率在连续情形下的表达式为：
对比(14)式、(15)式可以发现，学术界普遍采用的迪维西亚货币总量存在理论上的重大缺陷，它遗漏了货币资产的流动性随时间的变化量对货币总量的影响。由于实践中的数据无法连续统计，一般按月、季、年进行公布，因此需要获得(15)式的离散表达式。在实践中的离散情形下，Barnett(1980)用托恩奎斯特指数近似表达t时期迪维西亚货币总量变化率的测度公式如下：
(16)式的近似测量值与(15)式的精确理论值之间存在测量误差，测量误差与统计的时间间隔正相关，即测量误差的大小排序为周频＜月频＜季频＜年频。 综上所述，现金等价货币总量虽然多了一个“假设3”，但是可以及时准确地追踪货币资产流动性的时变性；而迪维西亚货币总量虽然少了一个“假设3”，但它却不能及时准确地追踪货币资产流动性的时变性。不仅如此，现金等价货币总量测度的是真实货币总量(流动性需求)的精确绝对值，而迪维西亚货币总量测度的是真实货币总量(流动性需求)的近似变化率，这个差异决定了两者在作为货币中介目标的可测性和可控性上有本质区别。鉴于现金等价货币总量在理论上的优势，本文做出以下推论：现金等价货币总量比迪维西亚货币总量更适合作为数量型货币政策中介目标。 三、实证检验和比较 在中美两国货币当局关于货币层次的划分中，M2作为货币政策中介目标具有国际共识，故本文研究在M2层次下的不同货币总量作为中介目标的有效性。为了便于区分中美两国各类货币总量的符号，令中美两国的现金等价货币总量、迪维西亚货币总量、简单加总货币总量分别为
(不加星号为中国货币总量，加星号为美国货币总量)。
数据来自于美联储网站。借鉴王宇伟(2009)、左柏云和付明卫(2009)的做法②，本文利用(10)式、(16)式与中经网统计数据库中的相关数据，对我国2004-2013年的
进行了具体测度。 1.货币需求函数的选择 货币需求函数的自变量分为规模变量和机会成本变量两类。规模变量衡量的是收入效应，本文用实际GDP代表。机会成本变量衡量的是替代效应，本文同时考虑非货币金融资产和实物资产对货币需求的替代，分别用市场利率和通货膨胀率代表。货币需求函数的具体表达形式很多，但以往的相关研究较少考虑到收入变量和机会成本变量对货币需求的影响具有滞后效应，这个忽略会带来对货币需求函数估计的系统性误差。因此，本文采用自回归分布滞后模型(ARDL)来刻画货币需求函数，它的好处是可以同时稳健地估计长、短期货币需求关系。为了聚焦研究重心，我们没有选择复杂的货币需求函数。我们采用的货币需求函数的具体形式如下：
2.数据的选取及处理 (1)中国数据的选取及处理 涉及中国货币需求函数的数据期间为2004～2013年的季度数据。本文首次采用货币市场基金收益率作为存款持有者机会成本市场利率的代表③(采用“和讯网”列出的所有货币型基金的季末7日年化收益率的中位数来反映)。货币市场基金具有风险低、流动性强的特点，对货币市场工具进行组合投资具有综合代表性，更重要的是，它是存款持有者考虑收益时理想且可实现的替代品。由于中国没有公布季度CPI，季度CPI及通货膨胀率的具体算法如下：以2004年1月为基期，把以后各月的定基CPI计算出来，再算术平均得到季度定基CPI，季度定基CPI的环比为季度通货膨胀率。CPI、GDP数据也来源于中经网统计数据库。GDP、货币的实际值用名义值经过(X-11)季节调整后除以季度定基CPI。 (2)美国数据的选取及处理 涉及美国货币需求函数的数据期间为1959-2005年④的季度数据。用名义GDP除以实际GDP(2009年=100)可得到以2009年为基期的定基物价指数。用定基物价指数的环比增长率作为通货膨胀率。名义货币总量
除以定基物价指数可得到以2009年为基期的实际货币总量
。我们选择联邦基金有效利率(Federal Funds Effective Rate)作为市场利率，以上数据皆来源于美联储圣路易斯联邦储备银行官网(https://research.stlouisfed.org)，货币总量、GDP数据都经过季节性调整。 在由(17)式ARDL协整估计方法生成中美两国货币需求的协整关系(长期关系)和误差修正项(短期关系)之前，要先用边限协整检验确认中美两国货币需求协整关系的存在性。 3.单位根检验 在进行协整检验之前，首先需要进行单位根检验。本文用ADF对(17)式所涉及的变量进行单位根检验，中国数据最大滞后阶数设为9，美国数据最大滞后阶数设为14，基于SIC信息准则自动选取滞后阶数。检验结果见表1。由表1可知，在5%的显著性水平上除了π、
是I(0)平稳序列外，其他变量均是I(1)单位根非平稳序列。
4.协整关系存在性检验 常用的协整检验方法是E-G两步法和Johansen协整检验，但二者都要求所有变量是单位根过程(即I(1))，而中国通货膨胀率π、美国市场利率
是平稳序列(即I(0))，故中美两国货币需求函数都不能采用上述两种方法。本文采用Pesaran et al.(2001)提出的边限协整检验，该检验不论变量是I(1)还是I(0)，其结果都有效。检验方程如下：
检验分为F检验和t检验。F检验的原假设为f=g=h=i=0，t检验的原假设为f=0。大部分学者认为，F统计量显著即可认定协整关系的存在。然而t统计量显著可以加强这种认定，如果t统计量不显著，Pesaran et al.(2001)认为协整关系是退化的协整关系。本文将F检验作为第一判断标准，t检验作为第二判断标准。若未通过F检验表明不存在协整关系，若通过F检验表明存在协整关系，但同时通过F检验和t检验的协整关系相对于只通过F检验而未通过t检验的协整关系更强更稳健。 模型的检验基础是
不存在自相关，因而滞后阶数p应该足够大。为了减少过度参数化，滞后阶数p应该足够小。对于p的恰当选择需要同时考虑残差是否自相关以及是否过度参数化。本文将优先考虑残差不存在自相关条件下的AIC、SBC较大的滞后阶数p。当考虑时间趋势项时(即
≠0)，中美两国模型的残差自相关情况严重，检验结果不佳，因此本文仅考虑不存在时间趋势项的情形(即
=0)。 (1)中国协整关系存在性检验 中国货币需求与产出、通货膨胀率、市场利率的协整检验结果见表2。由表2可知，3个货币总量的F统计量在1%的显著性水平上都是显著的，这说明三者都与产出、通货膨胀率、市场利率存在协整关系。但是，
的t统计量在1%的显著性水平上显著，
的t统计量不显著，这说明
的协整关系是加强的，而
的协整关系是退化的，即
的协整关系更稳健。
(2)美国协整关系存在性检验 美国货币需求与产出、市场利率的协整检验结果见表3。需要特别说明的是，在(18)式的每一个回归方程中，通货膨胀率
的当期值及滞后值都不显著，为了更精确地判断协整关系，本文剔除美国货币需求函数机会成本变量中的通胀率因素，仅考虑市场利率因素。也就是(17)式、(18)式都剔除通胀率变量
。由表3可知，美国货币总量
的F统计量都不显著，这说明
与产出、市场利率不存在长期稳定的协整关系；而货币总量
的F统计量和t统计量在5%的显著性水平上显著，这说明
与产出、市场利率存在加强的协整关系。
(3)中美两国协整关系存在性比较 由表2、表3可知，中国3种货币总量的F统计量的显著程度都要优于对应的美国的3种货币总量，这说明不管是哪一种测度法下的货币总量，在中国与宏观经济变量的相关性比在美国与宏观经济变量的相关性都更稳定。也就是说，货币总量作为中介目标更适合中国而不是美国，这和现实中两国货币当局采取迥异的货币中介目标现象相符合。中国以数量型目标为主，美国以价格型目标为主。美国利率市场化且金融市场发达，影响货币需求的因素比中国多，这导致其货币流通速度很不稳定，数量型目标的有效性减弱。然而，关于中介目标有效性的国别差异不是本文的研究重点，这里不继续深入和展开。 5.协整系数和误差修正项的估计 根据对中美两国各自货币总量系列协整关系存在性的检验结果，我们可以确信，对于美国的货币需求函数稳定性而言，现金等价货币总量优于简单加总货币总量和迪维西亚货币总量。在协整系数和误差修正项的估计中，我们只报告具备协整关系的现金等价货币量的结果，对于不具备协整关系的简单加总货币总量和迪维西亚货币总量不予报告。然而，我们看到的结果是，中国的现金等价货币总量是加强的协整关系，简单加总货币总量和迪维西亚货币总量是退化的协整关系。按照大多数学者的观点，加强和退化的协整关系都表明协整关系的存在，因此，单纯依靠协整关系存在性检验来判断有效性似乎不具有很强的说服力。对此，我们对3个货币总量的协整关系和误差修正项估计的结果予以报告和比较。 在证实协整关系存在的前提下，本文采用Pesaran、Shin(1998)提出的自回归分布滞后模型(ARDL)即(17)式来进行协整系数和误差修正项的估计。ARDL协整估计在同时包含I(1)变量、I(0)变量、内生变量以及小样本的条件下都适合。协整关系以及误差修正项的估计由Microfit4.1软件运行得到。
(1)中国的结果 中国3个货币总量的结果见表4。由表4可知，相比本国其他两种货币总量都是最优的，但现金等价货币总量在中国的有效性显然优于美国：货币的收入弹性在中国是1.34，大于美国的1.21；利率半弹性在中国是-0.07，绝对值大于美国-0.02的绝对值；误差修正项
的协整关系中的系数及显著程度都要大于
，且系数的符号与预期符号一致，即市场利率和通货膨胀率的上升会使实际货币需求下降，实际收入的上升会使实际货币需求上升，
的长期货币需求函数可靠。而
中的MR系数不显著且为正，与经典的货币经济理论不符合，这说明
的协整关系(长期货币需求函数)不可靠。这和边限协整检验中得到的
的协整关系退化程度大于
的结论是一致的，在经济意义上，这表明
的长期需求关系更可靠。另外，从误差修正项来看，
误差修正系数的绝对值均大于
系数的绝对值，这说明
的短期货币需求函数可以更加快速地向长期均衡状态靠拢，短期货币需求函数更稳定。从货币需求函数的稳定性来看，
更加适合作为中国的货币政策中介目标。 (2)美国的结果 美国现金等价货币总量的结果见表S。由表5可知，美国现金等价货币量协整关系中的收入弹性为1.21，利率半弹性为-0.02，误差修正项为-0.12，在10%的显著性水平上都显著，正负符号也满足经济学理论，这说明美国现金等价货币总量具备作为中介目标的条件。美国的简单加总货币总量和迪维西亚货币总量没有通过边限协整检验，故没有讨论的必要。 (3)中美两国结果的比较 由表4、表5可知，尽管对中美两国而言，现金等价货币总量的协整系数和误差修正项的大小及显著程度在中国是-0.27，绝对值大于美国-0.12的绝对值。 四、结论和建议 本文对不同货币总量的测度法进行了理论上的比较，再以国际学术界通用的货币需求函数的稳定性来判定不同货币总量作为货币政策中介目标有效性的重要标准，对中美两国的现金等价货币总量、迪维西亚货币总量、简单加总货币总量进行了实证比较。 现金等价货币总量在理论上优于迪维西亚货币总量。实证分析结果表明，中美两国现金等价货币总量的货币需求函数都比各自国家的迪维西亚货币总量、简单加总货币总量的需求函数稳定，这说明现金等价货币总量作为货币政策中介目标的有效性强于迪维西亚货币总量、简单加总货币总量，现金等价货币总量的优越性具有一定的普适性。但就中美两国而言，货币总量更适合作为中国的中介目标。可惜现金等价货币总量的出现并没有引起学术界和实务界足够的关注和重视，导致当前研究的热点聚焦在效果更差的迪维西亚货币总量上，这不得不说是学术界一个较大的缺憾。本文的研究价值之一就在于弥补了这一缺憾。 在没有更理想的货币政策中介目标出现之前，学术界以及包括美联储和中国央行在内的世界各国货币当局不应简单地指责货币供应量指标的不足，而是应该认真分析这个数量型中介指标存在的合理性以及背后的原因，尝试现有各种“扬长避短”的修正测度法。在我们的实证检验结果显现后，特别希望我国央行重视现金等价货币总量作为货币政策中介目标的理论基础和实践价值，重新审视和比较现金等价货币总量与迪维西亚货币总量的优劣，尝试将现金等价货币总量作为简单加总货币总量这一货币政策中介目标的重要补充参考指标，甚至是替代指标，这将有利于改善我国央行的货币政策调控效果。 ①显然，现金的流动性最强，其次是活期存款，再次是定期存款，而且定期存款的到期期限越长，流动性越弱。 ②与他们显著不同的是，本文用6个月贷款基准利率作为基准资产收益率。限于篇幅，其他不同之处具体测度细节及结果未展示，读者如有需要可向笔者索取。 ③我们质疑部分学者采用一年期定期存款利率或者同业拆借利率作为存款者机会成本市场利率的做法，这在分析逻辑上似乎不成立。因为一年期定期存款利率就是货币本身的利率，将其作为机会成本变量等于用自己来比照自己。而同业拆借利率是银行等金融机构之间的利率，作为厂商和居民的经济主体无法参与，或者说，它与一般存款者无关。 ④Anderson等人负责美联储货币服务指数(Monetary Services Index(MSI) Project)的具体开发，相关细节数据获得美联储支持，可是由于他们仅把现金等价货币总量看作是迪维西亚货币总量的补充，视其地位可有可无，加上学术界也不够重视，这一指数几乎没有影响力，故在2006年以后不再公布相关数据。但按照美联储的标准流程复制出2006年以后的现金等价货币总量，在操作性上显得困难重重，故本文仅研究2006年以前的数据。尽管如此，但就时间序列和样本量而言也足具说服力。 ⑤由于在误差修正模型中我们只关注误差调整系数，故省略模型结果的展示。
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