我国货币需求函数结构比较研究

摘要：货币需求函数作为货币需求对实际产出水平、价格水平和各种资产收益率等变量的长期与动态反映，不仅有助于中央银行正确判断金融规模和流动程度，而且有助于中央银行选取恰当的货币政策工具。本文构建5组不同结构的狭义与广义货币需求函数，选取1998年第1季度至2006年第3季度的数据，比较研究了收入、投资、利率、通货膨胀率、外汇储备、转轨制度变量等指标对我国货币需求函数静态和动态的影响。

关键词：货币需求函数；协整检验；误差修正模型；比较研究

中图分类号：F830　文献标识码：A　文章编号：1006－1428(2007)09－0039－05

一、研究概况

近年来，刘金全、张文刚、于冬(2006)，蒋瑛琨、赵振全、刘艳武(2005)，陈华(2003)等许多国内学者对我国货币需求函数进行了研究，在研究我国改革以来的货币需求行为的文献中，部分学者考虑了反映我国改革以来经济货币化程度不断提高的制度变量，如姜波克、陈华(2003)将证券市场因素纳入货币需求分析框架之中，但多数只注意到了问题的某方面，未对影响我国货币需求函数的因素进行系统的分类，未对我国货币需求函数结构进行比较研究。本文充分考虑了我国转轨经济的特征，构建了五种不同结构的货币需求函数，对我国货币需求函数结构进行比较研究，综合考察了收入、投资、利率、通货膨胀率、外汇储备占款、转轨制度变量等因素对我国狭义与广义货币需求函数的静态和动态的影响。

二、变量选择与分类

在各个变量的具体指标选择上需要考虑两点：一是所选择指标的数据应能从有关统计资料出版物中取得或估算获得，二是指标应尽可能地反映所代表变量的真实理论涵义。根据这两个原则，我们对货币需求模型中所涉及的变量进行了选择和分类：

(1)反映货币、收入和投资的经济总量指标。反映货币的指标选择：狭义货币M1及广义货币M2，这里M1和M2分别是名义货币总量m1和m2经不变物价指数i调整后的实际货币的自然对数；反映收入的指标Y，它是名义GDP经物价指数调整后的实际季度GDP的自然对数；反映投资的变量I，它是固定资产投资额经小变物价指数调整后的自然对数。为消除季节波动的影响，货币量M1和M2，收入Y，投资I都经过了X-11季节调整。

(2)反映货币机会成本的指标。所选机会成本指标有两类，一类是反映持有货币收益的机会成本指标，通常以一年期定期存款储蓄利率作为代表。由于从1996年以来我国开始有了银行同业拆借利率，本文采用这一市场化的利率，以季度平均同业拆借利率R作为货币收益的机会成本；另一类是预期通货膨胀成本，对通货膨胀的预期我们采用机械预期，即预期通货膨胀率指标选为上期季度同比CPI指数的自然对数P。

(3)反映资本市场深化的指标。我们以证券市场季末总市值除以经X-11季节调整的现价季度GDP作为反映资本市场深化的指标，记为SG。

(4)反映外汇占款情况的指标。我们定义外汇占款等于季末外汇储备余额乘以季度平均人民币中间汇率，选择外汇占款占经X-11季节调整的现价季度GDP的比重FG作为反映货币需求中外汇占款情况的指标。

(5)反映转轨制度变量的指标。我们以货币深化系数Ⅴ来反映制度变量，Ⅴ定义为名义货币供应量M2除以经X-11季节调整的现价季度GDP。

所有数据来源于人民银行统计季报或人民银行网站，统计软件采用Eviews5.0。

三、五种不同结构货币需求函数构建

从影响货币需求函数的3个基本变量收入、利率和预期通货膨胀率入手，构建基本的货币需求长期和短期模型，观察影响货币需求的基本因素，在此基础上，加入投资Ⅰ、资本市场深化变量SG、货币化制度变量Ⅴ，以此分析不同结构的狭义与广义货币需求函数。由此，我们共研究了如下5种货币需求结构：

(1)M1(M2) Y R P

(2)M1(M2) Y I R P

(3)M1(M2) Y R P SG

(4)M1(M2) Y R P FG

(5)M1(M2) Y R P V

结构(1)是基本的货币需求形式，反映了货币需求与收入、利率、价格水平的关系；结构(2)加入了投资，考察固定资产投资对货币需求的影响；结构(3)引入了资本市场深化变量，考查资本市场深化对货币需求的影响；在结构(4)中考虑了外汇储备对货币需求的影响；在结构(5)中引入了反映经济转轨程度的货币化变量，以此考查在体制转轨过程中货币需求的变化。

四、模型实证检验和比较分析

(一)变量的单整检验

在对货币函数进行协整分析前，需要对变量序列进行单整检验。对变量序列运用Eviews5.0对各变量水平值和一阶差分值进行ADF检验和PP检验(见表1)。检验结果表明，在1％显著性水平下，所有的原变量序列都有单位根，一阶差分序列则拒绝单位根，因而所有变量序列都是一阶平稳的。

(二)货币需求变量组的Johansen协整检验

首先考察据所研究的货币需求的5组结构是否存在长期稳定的协整关系。对构建的10个变量组进行Johansen协整检验的检验(见表2)，结果表明，在M1的货币需求结构组中，除含投资的结构组外，滞后期均取为3期，而M2的滞后阶数则均取为2期。特征值轨迹检验和最大特征值检验均表明，在5％显著性水平下，有6个检验变量组存在唯一的协整关系，各有2个变量组存在2个或3个协整关系；而在1％显著性水平下，有7个检验变量组存在唯一的协整关系，有3个变量组存在2个协整关系。这说明，我们构建的货币需求结构组均存在长期稳定的协整关系。

(三)五种不同结构的长期货币需求函数及比较分析

在对变量进行上述检验后，我们采用线性函数形式来估计货币需求函数，运用Engle-Granger的两步检验法来估计其长期与短期货币需求方程。针对5种货币需求结构，首先采用最小二乘法估计长期货币需求方程(见表3)，回归结果表明，所有静态长期方程的回归系数均通过了5％水平下的显著性检验，且Adj－R2均超过了0.96，说明方程拟合效果很好。对上述长期货币需求函数的残差所进行ADF单位根检验(见表4)，结果显示，所有残差都通过了单位根检验，说明长期货币需求函数是稳定的。同时，表3表明：

1、所有方程中，收入对长期货币需求量有显著的正向影响。在基本结构组(1)的货币需求方程中，M1的收入系数小于1，M2的收入系数大于1，说明收入对广义货币的影响更大些。利率和价格水平对货币需求量有显著的负向影响，且对M1的影响更大一些，但系数差别不大。

2、在加入投资变量的货币需求方程中，投资对狭

义货币与广义货币都有显著的正向影响，影响程度几乎相同，说明固定资产投资确实是导致货币需求增加的重要因素。在考虑投资后，收入系数显著下降，约为原来一半，表明投资与收入对货币需求的影响存在替代作用；同时，利率和价格水平对货币需求量的负向影响也略有下降。

3、检验变量组(3)的货币需求方程表明，引入资本市场深化变量确实能显著影响两种层次的货币需求，且它对M1的需求影响更大(对M1的系数约为M2系数的2倍)。在考虑资本市场深化变量后，收入对货币需求的影响明显强化了，而利率和价格水平对货币需求量的负向影响则有明显下降。

4、检验变量组(4)的货币需求方程表明，随着外汇占款占GDP比重的上升，M1和M2的需求都显著增加了(对M2的影响更大)，说明外汇占款确实是导致货币需求量增加的因素。不过，收入的影响系数则显著下降，约为原来一半，表明储备资产占比增长与收入对货币需求的影响存在替代作用，而利率和价格水平对货币需求量的负向影响却略有加强。

5、检验变量组(5)的货币需求方程表明，在我国进行货币深化的制度转轨过程中，引入货币深化变量确实导致M1和M2需求的显著增加。在考虑货币深化变量后，利率和价格水平对货币需求量的负向影响有明显下降，而收入对货币需求的影响则略有下降。

(四)五种不同结构的短期货币需求函数及比较分析

在上述长期货币需求函数的基础上，现在构建误差修正模型以反映微观经济主体对经济变量的短期适应性变化。根据Hendry一般到特殊的动态建模原则，对5组结构模型从滞后5期开始剔除不显著的变量，根据多次试验后，得到5种不同结构下M1和M2的误差修正模型(结果见表5)。表5表明：

1、在所有误差修正模型中，对残差的LM(1)和LM(2)检验均表明，不能拒绝残差序列不存在一阶和二阶自相关的原假设，对残差的ARCH(1)检验表明不存在一阶自回归条件异方差。在检验变量组(1)－(4)的短期调整模型中，Adj－R2数值不大，但在加入反映货币深化的制度变量的结构(5)中，Adj－R2得到显著改善，特别是对M2，Adj－R2达至0.77。

2、在基本结构方程组(1)的短期调整模型中，对M1而言，误差修正系数为负，说明均衡误差对Ml具有控制作用；滞后l期和滞后2期的收入变动与本期货币需求变动显著负相关，滞后2期的市场化利率的变动反而导致对本期的货币需求变化的显著同向变动，这是对前期过度反映的修正。对M2而言，滞后2期的价格变动对M2的变动有显著的负向影响，说明对通货膨胀的担忧在滞后2期后开始影响到M2，但误差修正系数为正，且不显著，说明误差修正的调整效果不甚理想。

3、在考虑投资因素后，结构(2)的误差修正模型表明，当期投资的变动确定导致了M1和M2的显著同向变动。这说明在货币需求函数中引入投资变量确能使结果得到改善，特别是对M2而言，此时误差修正系数为负，虽然不显著，但至少说明均衡误差对M2已经发生修正作用。

4、在考虑资本市场深化变量SG和外汇占款占GDP比重变量FG后，这两个变量均不能直接进入所有方程，这说明在当前，股票总市值占GDP的比重和外汇占款占GDP比重的变动并不能造成货币需求的显著变动。但在含有FG的误差修正系数则对M1有显著的负向影响，这说明外汇储备在经济结构中的变动确实反映到M1的变动中。

5、在考虑货币深化的制度转轨变量后，误差修正模型的结果得到明显改善，说明货币深化对货币需求的短期调整有明显作用。结构(5)具有明显的经济含义，对两种层次的货币需求而言，收入的变动能显著带来相应货币需求的同向变动，调节系数分别达到0.82和0.77；货币化改革的深化确实导致了货币需求显著的正向变动，且调节系数差别不大；误差修正系数均具有显著的逆向调节作用，且M2的调节系数更为明显。此外，对M1而言，上期的货币需求变动具有惯性作用，它能导致对M1的显著同向变动；而对M2而言，预期的价格水平变动(即上期的通货膨胀率变动)导致了当期M2显著的反向变动，调节系数达到-0.38，这也说明了预期价格水平的变动对M2需求的变动具有引导性。

对短期误差修正方程进行拟合检验(限于篇幅，只对结构5进行预测拟合检验)M1和M2的短期货币需求动态拟合效果较为理想。对M1而言，残差较大的时期发生在 199701、199702、199902、200002、200101和200601；对M2而言，残差较大的时期有199603、1996Q4、199701、199804、200103、200301、200304、200403、200404和200601。

五、主要结论

通过前面的比较研究和实证研究，我们考查了5种不同结构的长期货币需求模型和短期误差修正模型，可以得到如下结论：

1、在我国的长期货币需求函数中，M1和M2的实际余额与收入、利率、价格预期及投资、资本市场深化、外汇储备占比等因素均存在较为稳定的长期关系。但在货币需求的短期调整模型中，主要受到投资、收入、价格水平和货币化程度等因素的影响，而市场化的平均同业拆借利率难以发挥有效的调节作用。所考查的5种不同结构的货币需求模型的5个变量组均存在长期稳定的协整关系。在构建M1和M2的需求函数的基本结构组中，实际余额与收入、利率、价格预期之间存在长期稳定的协整关系；在4种扩展结构中，还分别考虑了投资、资本市场深化、外汇储备占比、货币化程度等因素，实证表明，这5个变量组均存在长期稳定的协整关系，且估计系数的符号符合预期。

2、对于构建的长期货币需求函数，所有回归系数均通过了5％水平下的显著性检验，方程拟合效果很好(Adj－R2均超过了0.96)且具有较好的稳定性。并且有：(1)在基本结构模型中，M1的收入弹性略小于1，M2的收入弹性略大于1；在考虑投资因素、外汇储备因素后，收入弹性显著下降，约为原来的一半；而在考虑资本市场因素后，收入弹性明显增加了，且M1增加得更快。(2)在所有的模型中，利率和价格预期对货币需求均有显著的负向影响。(3)资本市场深化、外汇储备占比和货币化因素对M1和M2都有显著的正向影响，相对而言，资本市场深化和货币深化对M1影响更为显著，外汇储备占比对M2影响更为显著。

3、在短期误差修正模型中，在考虑货币深化的制度转轨变量后的结构(5)，货币需求函数的误差修正模型具有很好的拟合结果(特别是对M2，Adj－R2达到0.77)，说明货币深化的体制转轨变量对货币需求的短期调整有明显作用。结构(1)、结构(3)、结构(4)的拟合效果相对欠佳，资本市场深化和外汇储备占比均不能直接进入误差修正模型，说明在1996－2006年，它们对货币需求的调节仍然有限。在考虑投资的结构(2)中，投资对Ml和M2均有显著的正向影响，且对M2的影响更大些，这一方面与我国依靠调控投资变量来调控货币需求的货币政策实践过程相吻合，另一方面也反映了调控投资仍是当前调控货币需求的有效手段。在引入反映货币深化程度的制度变革变量的结构(5)中，收入的正向变动和货币化程度的提高对货币需求M1和M2均有显著的正向影响，且对M1的作用相对更为明显；误差修正系数均具有显著的逆向调节作用，且对M2更为明显；对M1而言，上期的货币需求具有惯性作用，能导致本期的货币需求同向变动；对M2而言，预期的价格变动能导致本期M2显著的反向变动。