中國貨幣需求函數的實證分析

平媛媛

【摘要】本文應用誤差修正模型對貨幣需求函數進行了估計，結果說明：實際貨幣余額一直與GDP、通貨膨脹率之間保持著協整關系。同時建立誤差修正模型表明，M2的增長幅度小于中國GDP的增長幅度，貨幣需求同通貨膨脹之間存在反相關關系，說明近年來出臺的貨幣政策能有效調整貨幣需求波動性。

【關鍵詞】貨幣政策；貨幣需求；誤差修正模型

一、引言

人民銀行在1994年將貨幣供應量確定為貨幣政策中介目標，對貨幣政策制定和貨幣供應調控產生了重要的指導意義。但1997年以來，松動性貨幣政策的效果似乎不那么明顯了。2011年，主要采取穩健的貨幣政策，一方面可以使貨幣供給增加逐步與宏觀經濟增長狀況相匹配，避免物價全面上漲；另一方面可以保持適當的貨幣供給，促進經濟平穩較快發展。不同的經濟環境采取不同的貨幣政策，導致產生的效果也不同，但是我國的貨幣政策效果究竟如何？本文擬通過對我國貨幣需求函數的實證分析來展開討論。

二、文獻綜述

在我國，由于金融市場不發達，在研究貨幣需求模型時，將重點放在影響公眾持有貨幣數量的因素上。謝富勝，戴春平（2000）利用季度數據建立線性回歸模型研究了中國貨幣需求函數，表明我國貨幣政策有效性受制于貨幣需求和貨幣供給兩方面的機制性障礙，重構貨幣政策發揮作用的機制的政策思路，但是直接建立線性關系似乎有所欠缺。張勇、范從來（2006）利用1994-2004年的季度數據，得到我國貨幣需求與相關經濟變量存在長期均衡關系，且M1和M2實際余額的收入彈性分別為1.09和1.2，利率彈性分別只有-0.05和-0.048。黃化化，吳曉卉（2004）從目前中國貨幣需求現狀出發，運用協整分析方法進行實證研究得出：我國貨幣需求的收入彈性偏低；名義利率與各層次貨幣需求之間具有負相關關系。近年來對該問題的研究越來越多采用協整的方法，然后通過建立誤差糾正模型分析長期協整關系對短期貨幣需求是否具有顯著地調控力。本文運用誤差協整修正模型對中國相關變量的季度數據進行實證分析。

三、協整理論和誤差修正模型

（一）協整理論

如果序列{}和{}是協整的，如果它們滿足下列兩條：

條件1：假設有兩個非平穩序列{}和{}，且{}和{}都是I（1）的；

條件2：存在系數使和線性相關，且殘差項為過程。這里稱為協整向量，稱為協整系數。

協整性揭示了序列間一種長期穩定均衡關系，{}和{}圍繞上下波動，偏差不會太大。這表明經濟系統即使存在外部的沖擊或干擾，其所造成的影響也僅僅是短暫的，不能破壞其穩定關系，即它具有自我調節的功能。

（二）誤差修正模型

雖然協整序列是非平穩時間序列，但可以通過構建誤差修正模型來描述非平穩變量間的長期穩定的關系。其模式如下：

（1）

其中滿足是誤差項。通常系數為負值，意味著存在調整機制可以防止殘差不斷擴大，剔除異方差性，從而使得所構建的模型具有長期穩定性。Engle-Granger的兩步協整檢驗來解決此問題：利用普通最小二乘法，檢驗殘差的平穩性，如果通過檢驗，直接運用普通最小二乘法。

四、實證結果及政策建議

本文選取我國貨幣需求的影響變量，然后通過協整檢驗考察是否存在長期均衡方程，如果存在長期協整關系，就建立貨幣需求的短期誤差修正模型。

（一）數據選擇及處理

結合我國實際，假設以下規模變量和成本變量對我國貨幣需求有決定性影響。本文選取2000年第一季度到2011年第四季度的數據，用廣義貨幣M2表述貨幣需求量，國內生產總值GDP表示產出量以及消費者物價指數CPI表述通貨膨脹。首先用移動平均法對數據進行季節性調整，再對季節調整后的序列分別取自然對數，記為lnM2、lnGDP和lnCPI。所有數據來源于《中國統計年鑒》及中國人民銀行公布的數據。

1.單位根檢驗

由于非平穩的變量數據序列可能產生偽回歸。這里，采用PP檢驗方法來檢驗變量的平穩性。檢驗結果見表1。

表1 單位根檢驗（PP）結果

變量 PP檢驗值 臨界值（1%） 檢驗結果

LnM2 20.28554 -2.615093 非平穩

LnCPI 0.385095 -2.615093 非平穩

LnGDP 12.68918 -2.615093 非平穩

D（LnM2） -10.33637 -2.617364 平穩

D（LnCPI） -3.855473 -2.616203 平穩

D（LnGDP） -2.783977 -2.616203 平穩

結果顯示，序列lnM2、lnGDP和lnCPI在1%的顯著性水平下均不是平穩序列，但三個變量的一階差分在1%的顯著性水平下均呈現出穩定趨勢。

2.協整檢驗

這里采用Engle & Granger兩步法證明變量之間存在協整關系：

第一步，用貨幣需求量對產出值和通貨膨脹做OLS回歸，回歸結果為：

（2）

這里為樣本估計殘差項。從回歸結果看，方程的擬合優度均令人滿意，各變量的回歸系數和理論預期完全一致。經濟含義是：第t期的貨幣需求不僅和第t期的國內生產總值成正相關關系，還和第t期的通貨膨脹成負相關關系。

第二步，對殘差序列進行平穩性檢驗，檢驗結果證明其平穩。因此序列lnM2、lnGDP和lnCPI之間存在協整關系。

（二）誤差修正模型建立

上文建立了各變量與貨幣需求的長期均衡關系，但是在現實經濟中，長期均衡常常面臨短期的非均衡沖擊。故以下將建立誤差分析模型，說明中國短期貨幣需求的影響因素以其短期非均衡向長期均衡調整的過程。

在協整的基礎上建立其誤差修正模型，按式（2）對變量作OLS回歸，結果如下：

（3）

誤差修正模型說明了中國貨幣需求的短期變化的主要影響因素和方式。長期方程中的參數變化率仍是影響貨幣需求短期變化率的重要因素。

（1）我國貨幣需求的國內生產總值彈性為0.409473，這是因為我國的的日常交易隨著現代支付手段的不斷引入，從而降低了人們對現金的需求，故導致GDP的增長幅度大于M2的增長幅度。

（2）貨幣需求同通貨膨脹之間存在負相關關系，即通貨膨脹增加時，人們對貨幣的需求就會減少。因為當發生通貨膨脹時，為了避免通貨膨脹帶來貨幣貶值的損失，就會減少手中所持有的貨幣量，從而導致貨幣需求量的降低。

（3）為誤差修正項，表明利用上一年對均衡值的偏離來修正當年的貨幣需求。從誤差修正模型可以看出，短期內我國貨幣需求模型的調整系數為0.028851，每年大約有2.8%左右的調整。這說明我國近年來出臺的貨幣政策有效調整貨幣需求波動性，中央銀行應該時刻關注貨幣需求數量的變化，以便及時調整貨幣供給量，確保國民經濟持續、穩定、健康地發展。

參考文獻

[1]許啟發，杜修立.我國貨幣需求的誤差修正模型[J].中國煤炭經濟學院報，2000（4）.

[2]謝富勝，戴春平.中國貨幣需求函數的實證分析[J].金融研究，2000（1）.

[3]張勇，范從來.貨幣需求函數結構穩定性的實證分析——來自政策變動、經濟穩定預期不穩定的證據[J].管理世界，2006（2）.

[4]黃化化，吳曉卉.中國貨幣需求函數的協整檢驗實證分析[J].上海海事大學學報，2004（9）.

[5]王莉.中國貨幣需求函數的誤差修正模型估計：1995-2004[J].上海金融，2005（10）.

[6]王少平，李子奈.我國貨幣需求的協整分析及其貨幣政策建議[J].經濟研究，2004（7）.

[7]魯克波爾，克萊茨希.應用時間序列計量經濟學[M].北京機械工業出版社，2008.