影響中國貨幣流通速度因素的協(xié)整分析

吳永興

摘 要:文章采用協(xié)整與VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗的方法,分析了中國貨幣流通速度與經(jīng)濟貨幣化、金融發(fā)達率、儲蓄率和利率的關(guān)系。研究表明:經(jīng)濟貨幣化不是我國貨幣流通速度下降的原因,金融發(fā)達程度和利率是貨幣流通速度V1變化的Granger原因,而利率不是貨幣流通速度V2變化的Granger原因。

關(guān)鍵詞:貨幣流通速度 影響因素 協(xié)整分析

中圖分類號:F820 文獻標識碼:A

文章編號:1004-4914(2009)11-198-02

一、引言和文獻綜述

近年來中國呈現(xiàn)經(jīng)濟增長率、價格總水平與貨幣供應(yīng)量增長情況不一致的現(xiàn)象,人們開始關(guān)注貨幣供應(yīng)量是否還適合充當貨幣政策中間目標這一問題。夏斌、廖強(2001)認為:從1996年我國正式確定M1為貨幣政策中介目標,M0和M2為觀測目標開始,貨幣供應(yīng)量的目標就幾乎沒有實現(xiàn)過。因此,他們認為貨幣供應(yīng)量的可控性差,不宜作為貨幣政策的中介指標。但筆者認為,造成我國當前貨幣供給目標難于實現(xiàn)的一個重要因素是貨幣流通速度。根據(jù)費雪的貨幣數(shù)量方程式MV=PY,兩邊取對數(shù)后再求導(dǎo),可以得到貨幣供應(yīng)量的增長率公式:

(dM/dt)/M=(dp/dt)/p+(dY/dt)/Y-(dV/dt)/V(1)

根據(jù)(1)式從表面上看可以通過假設(shè)通貨膨脹率和產(chǎn)出增長率從而計算出貨幣供應(yīng)增長率目標,但是由于貨幣流通速度的變化很難預(yù)測,而且假設(shè)的通貨膨脹率和產(chǎn)出增長率也往往出現(xiàn)偏差,所以預(yù)測的貨幣供應(yīng)量增長率目標難以實現(xiàn)也就順理成章。所以,本文從貨幣流通速度這一視覺出發(fā),探索影響貨幣流通速度的因素,并力圖提出一些合理建議供以后研究者參考。

實際上,有關(guān)貨幣流通速度影響因素的討論由來已久,但至今尚無一個公認的結(jié)論。從國外來看,費雪認為個人心理、金融發(fā)達程度、人口密度是影響貨幣流通速度的主要因素;凱恩斯認為是利率而弗里德曼認為是收入和價格;米切爾認為是經(jīng)濟貨幣化;戈得史密斯和肖則認為主要是金融發(fā)達程度影響了貨幣流通速度。

國內(nèi)學者對此問題既有從理論上也有從實證方面進行研究的。從理論上,戴國強(1995)認為,發(fā)展中國家隨著商品化程度的提高,經(jīng)濟貨幣化程度也會提高,貨幣的交易功能加強,便會導(dǎo)致貨幣流通速度加快。易綱(1996)認為:從1978年以來,中國的貨幣增長率經(jīng)常大于物價上漲率和國民生產(chǎn)總值增長率之和,而貨幣流通速度逐年下降,影響中國貨幣流通速度的主要因素是貨幣化進程。從實證研究方面來看,艾洪德、范南(2002)通過回歸分析得出結(jié)論:從長期來看,中國貨幣流通速度與經(jīng)濟貨幣化程度和利率呈現(xiàn)一定的正相關(guān)性,但影響系數(shù)較小。劉士寧、徐長生(2004)通過協(xié)整和回歸分析認為中國貨幣流通速度與經(jīng)濟貨幣化、實際利率和儲蓄率存在不止一個協(xié)整關(guān)系,并進一步建立誤差修正模型得出結(jié)論:經(jīng)濟貨幣化程度和其影響因素進行簡單的線性回歸分析的方法并不恰當。這是因為貨幣流通速度和其影響因素均為非平穩(wěn)系列,對非平穩(wěn)系列進行線性回歸本身在計量方法上就存在偽回歸的問題,從而導(dǎo)致回歸模型的結(jié)果的解釋能力不強。另外,由于他們所使用的因變量和自變量之間存在一定的協(xié)整關(guān)系,因此用簡單線性及簡單差分變量建立模型,并不能準確估計原非平穩(wěn)變量之間的長期關(guān)系。

考慮到上述研究的缺陷,本文在總結(jié)前人研究成果的基礎(chǔ)上,運用20世紀90年代以來Johansen和Juselins等人逐步發(fā)展和完善的協(xié)整檢驗技術(shù)和Granger的因果檢驗法來分析影響中國貨幣流通速度的因素。

二、數(shù)據(jù)及變量

由于在數(shù)據(jù)收集過程中月度數(shù)據(jù)和季度數(shù)據(jù)難以獲得,本文計量模型采用的是年度數(shù)據(jù)。為了保證模型的準確性和科學性,本文將選取經(jīng)濟貨幣化程度、非現(xiàn)金貨幣化率、一年期存款利率和儲蓄率四個指標來研究它們和貨幣流通速度Vi(i=0,1,2)之間的關(guān)系。之所以選取這些指標是從貨幣需求理論出發(fā)的。本文選取的經(jīng)濟貨幣化指標L采用的是世界銀行和國際貨幣基金組織公布的調(diào)整后的中國貨幣和準貨幣之和與國民生產(chǎn)總值之比;非現(xiàn)金貨幣比率F=(M2-M0)/M2,它部分反映了一國金融發(fā)達的程度。金融制度越發(fā)達,該值就越高,經(jīng)濟運行中對現(xiàn)金資產(chǎn)的需求就越少,貨幣流通速度就越快;利率作為貨幣的價格,利率越高,持有貨幣的機會成本越高,貨幣流通速度就越快;另外,隨著收入的增加,儲蓄越多,人們對現(xiàn)金M0的需求降低,而對廣義貨幣M2的需求增加,從而引起不同層次貨幣流通速度的變化。以上是對所選取指標的初步分析,而本文重點在于通過實證研究來檢驗這些指標是否是影響貨幣流通速度的重要因素。

論文分析所使用的樣本取自1978年—2007年的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2008)。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變化不改變原來數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢線性化,消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象,所以,對經(jīng)濟貨幣化率L、金融發(fā)達程度F、儲蓄率S、利率R和貨幣流通速度Vi(i=0,1,2)進行自然對數(shù)變換,分別用LNL、LNF、LNS、LNR和LNVi(i=0,1,2)表示。

三、實證結(jié)果

1.時間序列的平穩(wěn)性檢驗。在檢驗貨幣流通速度、經(jīng)濟貨幣化率、金融發(fā)達率、儲蓄率和利率的協(xié)整性之前,首先用ADF單位根檢驗方法來檢驗時間序列的平穩(wěn)性再進行協(xié)整的存在性檢驗。

時間序列LNVi(i=0,1,2)、LNL、LNS、LNF和LNR的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果見表1。

由表1可以看出,上述時間序列是非平穩(wěn)序列,但經(jīng)過一階差分后是平穩(wěn)序列,所以該時間序列是一階單整序列。

2.協(xié)整檢驗。雖然上述時間序列是非平穩(wěn)時間序列,但其可能存在某種平穩(wěn)的線性組合,這個線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系,即協(xié)整(Cointegration)關(guān)系。本文使用Johansen(1995)多變量系統(tǒng)極大似然估計法對多變量時間序列進行檢驗。Johansen協(xié)整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法,在進行協(xié)整檢驗之前,必須首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強的解釋力,同時又要消除誤差項的自相關(guān),因此選擇最大滯后階數(shù)為3,從三階依次降至一階來選擇VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。使用AIS和SC信息準則和LR統(tǒng)計量作為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗準則,并用Q統(tǒng)計量檢驗殘差序列有無自相關(guān),懷特(White)檢驗和ARCH統(tǒng)計量檢驗異方差;JB檢驗(Jarque-Bere)檢驗殘差的正態(tài)性。結(jié)果表明:滯后階數(shù)為3的VAR模型(以下用VAR(3)表示)各方程擬合優(yōu)度最好,殘差序列具有平穩(wěn)性。對VAR(3)模型的回歸殘差序列進行的隨機性檢驗表明,在5%的顯著性水平上,各方程回歸殘差序列均滿足正態(tài)性,不存在自相關(guān)和異方差,進一步驗證了VAR(3)模型為最優(yōu)模型。協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蛯嶋H上是對無約束VAR模型進行協(xié)整約束以后得到的VAR模型,該模型的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期。由于無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為3,因此協(xié)整檢驗的VAR模型滯后期確定為2。以下分別是時間序列LNV0、LNV1、LNV2和自變量LNL、LNS、LNF和LNR的協(xié)整檢驗結(jié)果。

表2、表3和表4說明貨幣流通速度Vi(i=0,1,2)與經(jīng)濟貨幣化率、金融發(fā)達程度和儲蓄率之間在1%顯著性水平上都存在著唯一長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.VAR模型的Granger檢驗。協(xié)整檢驗雖然說明了貨幣流通速度與經(jīng)濟貨幣化率、金融發(fā)達程度、儲蓄率和利率之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系,但這種關(guān)系是否存在因果關(guān)系還需要進一步驗證。本文由于重在研究各自變量是否是貨幣流通速度變化的影響因素,故采用基于VAR模型的Granger檢驗法對上述假設(shè)進行檢驗。檢驗結(jié)果如表5所示。

從表5可以看出。

(1)經(jīng)濟貨幣化、儲蓄率、金融發(fā)達程度和利率都不是導(dǎo)致貨幣流通速度V0下降的原因。

(2)經(jīng)濟貨幣化和儲蓄率不是導(dǎo)致貨幣流通速度V1下降的原因,但金融發(fā)達程度和利率是V1下降的原因。

(3)經(jīng)濟貨幣化和利率不是導(dǎo)致V2下降的原因,但儲蓄率和金融發(fā)達程度基本上可看作是導(dǎo)致V2下降的原因。

四、結(jié)論

1.雖然自從改革開放以來,我國貨幣流通速度與經(jīng)濟貨幣化率、金融發(fā)達程度、儲蓄率和利率存在協(xié)整關(guān)系,但是,經(jīng)濟貨幣化并不是貨幣流通速度下降的原因。這與一些學者從理論上論述經(jīng)濟貨幣化過程導(dǎo)致了我國貨幣流通速度下降是不一致的。對于本文通過實證研究得到的這一結(jié)論,應(yīng)該引起學者和貨幣政策制定者的高度重視。如果一方面認為我國經(jīng)濟正處于貨幣化進程中,需要更多貨幣來完成這一過程,另一方面認為由于經(jīng)濟貨幣化導(dǎo)致貨幣流通速度下降,因而需要增加貨幣供給,這些因素是否是“超額貨幣供給”形成的一個因素值得深入研究。

2.就貨幣流通速度V1而言,金融發(fā)達程度和利率是V1變化的Granger原因,這與基本假設(shè)吻合。一國金融業(yè)越發(fā)達、完善,人們依靠銀行進行支付的可靠性越強,需要存儲的現(xiàn)金就越少(即非現(xiàn)金貨幣比率越高),貨幣流通速度就越大。對于利率,根據(jù)凱恩斯利率理論,人們持有貨幣有三種需求:即交易需求、預(yù)防需求和投機需求。當利率上升時,持有貨幣的機會成本上升,人們傾向于少持有現(xiàn)金,而為了完成交易,貨幣流通速度必然加快,反之則反。

3.利率不是貨幣流通速度V2變化的Granger原因,這可以從M2的構(gòu)成得到解釋。M2=M1+企事業(yè)單位定期存款+自籌基本建設(shè)存款+個人儲蓄存款+其他存款。在我國經(jīng)濟建設(shè)中,利率作為資本的價格并沒有得到微觀經(jīng)濟主體的足夠重視,重融資、輕使用的現(xiàn)象仍然比較嚴重。有的企業(yè)不管是利用直接融資還是用間接融資手段得到的資金,都把它們又存入銀行而不管銀行利率的高低,這也從另外一方面說明我國微觀經(jīng)濟主體對利率不敏感。自從美國發(fā)生經(jīng)濟危機后,我國政府試圖通過降低利率來促進國民經(jīng)濟發(fā)展的策略并沒有實現(xiàn)預(yù)期效果,因此利率政策的有效性也是一個值得探討的問題。

參考文獻:

1.夏斌,廖強.貨幣供應(yīng)量已不宜作為當前我國貨幣政策中介目標〔J〕.經(jīng)濟研究,2001(8)

2.弗里德曼.貨幣數(shù)量論研究〔M〕.北京:中國社會科學出版社,2001

3.凱恩斯.就業(yè)、利息和貨幣通論〔M〕.商務(wù)印書館,1983

4.戴國強.中國貨幣需求分析〔M〕.上海:復(fù)旦大學出版社,1995

5.易綱.中國的貨幣、銀行和金融市場1984-1993〔M〕.上海人民出版社,1996

6.艾洪德,范南.中國貨幣流通速度影響因素的經(jīng)驗分析〔J〕.世界經(jīng)濟,2002(8)

7.劉士寧,徐長生.我國貨幣流通速度變動因素的計量分析〔J〕.華中科技大學學報,2004(1)

(作者單位:云南財經(jīng)大學 云南昆明 650221)(責編:呂尚)