我國貨幣需求函數模型的分析

摘要：貨幣需求分析是貨幣政策制定中的一項重要內容，對貨幣需求進行分析是制定正確貨幣政策的重要依據。隨著我國社會主義市場經濟體制的逐步深化，有關貨幣需求函數方面的研究，對于人民銀行貨幣政策制定和貨幣供應調控的實踐具有重要的指導意義，因此，本文根據傳統的貨幣需求理論，基于我國1990-2010年的數據，結合我國國內市場的貨幣實際需求，建立貨幣需求模型并進行實證分析，力圖探尋規律、掌握趨勢，以促進我國貨幣政策方面研究的發展。

關鍵詞：貨幣需求分析 貨幣需求函數 實證分析

1.引言

貨幣需求分析是貨幣政策制定中的一項重要內容，對貨幣需求進行分析是制定正確貨幣政策的重要依據。隨著我國社會主義市場經濟體制的逐步深化，特別是中國人民銀行于1994年將貨幣供應量確定為我國貨幣政策中介目標以后，對我國國內市場的貨幣需求進行分析已不再僅僅局限于理論上的研究價值，更重要的是對人民銀行貨幣政策制定和貨幣供應調控的實踐指導意義[1]。因此，根據傳統的貨幣需求理論，基于我國1990-2010年的數據，結合我國國內市場的貨幣實際需求，建立貨幣需求模型并進行實證分析，對我國制定正確的貨幣政策，具有重要的理論和現實意義。

2.文獻綜述和模型構建

2.1文獻綜述

近年來，有不少學者進行了對中國貨幣需求函數的分析。Hafer和Kutan用誤差修正模型檢驗了中國1952-1988年的貨幣需求函數，發現貨幣需求與實際國民收入、一年期定期存款利率以及預期通貨膨脹率存在協整關系。劉玉紅、高鐵梅等（2006）利用狀態空間模型方法建立了2000年以來中國的季度可變參數巧曲線和LM 曲線， 并在此基礎上計算出中國的動態貨幣政策乘數， 從實證的角度分析中國近年來貨幣政策效應， 并進一步估計了2000年以來中國的動態總需求曲線；并得出結論： 自2000年以來中國的貨幣政策效應在不斷提高； 而中國總需求曲線的形狀趨于平坦， 從定量的角度說明了中國近年來出現的“ 高增長、低通脹” 的原因[2]。唐偉、許諾等（2010）使用狀態空間模型方法估計了我國動態貨幣政策乘數，定量給出了我國貨幣政策的效果大小；并得出結果，1990年以后尤其是1997年以后，我國的貨幣政策效果總體上不斷減弱[3]。項后軍、潘溪泉等（2011）基于2000年1月至2009年10月的樣本數據，首次同時納入股價因素和房價因素構建了我國封閉和開放框架下的貨幣需求函數，應用邊限檢驗（Bounds Testing）方法并修正了目前國內這一方法運用中的某些疏漏[4]。周建成（2012）通過借鑒各種貨幣需求理論成果，對我國貨幣需求影響因素進行具體情況分析，得出一個相對適合我國實際情況的貨幣需求函數[5]。

2.2模型構建

2.2.1評價指標的選擇

文章從基于研究內容，在考慮現有統計數據的基礎上，選取四個因素變量。一是貨幣需求變量；相對于M2，M1更易于受到中央貨幣當局的控制，并且能夠更為準確地得出貨幣需求的利率效應。考慮到我國當前較低水平的金融發展狀況，本文選取M1作為貨幣需求變量。二是貨幣需求的規模變量；同大多數研究一樣，文章選取GDP（總產出Y）作為貨幣需求的規模變量。三和四分別是貨幣的自身收益率（選取一年期定期存款利率R作為指標）和貨幣替代品的收益率（選取預期通貨膨脹率πe作為指標），它們共同屬于貨幣需求機會成本變量的范疇；其中，預期通貨膨脹率πe用滯后一期的通貨膨脹率表示，通貨膨脹率則可以根據消費者價格指數CPI計算得出[6]。

2.2.2效率模型的構建

本文所建立的貨幣需求函數的模型公式為：

（1）

其中，u為隨機變量，p為GDP價格指數，其它變量對應于上述所選取的各種變量。

因素模型一般來說，均采用對數線性模型，考慮到我國正處于經濟轉軌時期，金融管制尚未放松，金融市場尚不發達，金融創新明顯不足，本文采用局部調整的對數線性模型，以期得到較為穩定的長期貨幣需求函數[1]。而對于預期通貨膨脹率πe，由于其值可能為負，則不能取自然對數。因此本文建立的我國貨幣需求函數模型的最終形式為

（2）

其中，ε為隨機輸出項。

3.實證分析

3.1數據來源及處理

模型所需數據主要來自中國統計年鑒、國家統計局、中國人民銀行網站，從而保證了數據的權威性和準確性，樣本為1990年至2010年的相關數據。

3.2貨幣需求函數模型的實證分析

本文利用SPSS19.0統計分析軟件對貨幣需求函數模型進行數據分析。

在相關系數檢驗方面，利用SPSS計算因素解釋變量與被解釋變量之間的偏相關系數，從相關系數矩陣可以看出，被解釋變量Ln（M1/p）和Ln（Y/p）、LnR之間的相關系數絕對值均在0.2以上，且在0.01的顯著下水平下顯著相關。

在模型的回歸分析方面，采用最小二乘數法（OLS），根據所建立的因素模型，利用SPSS進行回歸分析：模擬回歸調整后擬合優度為R2=0.993，ANOVA的檢驗的F值為850.905，顯著性水平小于0.01，說明回歸方程顯著，且在整體上對因變量的解釋度很大。

再根據圖1中的數據，可計算出具體的回歸方程：

（3）

由圖1可知，被解釋變量Ln（M1/p）和Ln（Y/p）、LnR之間的相關系數絕對值均在0.2以上，且在0.01的顯著下水平下顯著相關，說明國內生產總值GDP、一年期定期存款利率R與貨幣需求量M1存在著顯著的線性關系；而解釋變量πe的回歸系數則不明顯，說明預期通貨膨脹率πe與貨幣需求量M1之間不存在顯著的線性關系。

3.3數據分析

3.3.1國內生產總值GDP與貨幣需求量M1呈正向關系

模型中lnGDP的回歸系數為1.388，說明國內生產總值對我國貨幣需求的貢獻量最大，我國貨幣需求量的長期收入彈性顯著大于1。究其原因，可解釋為我國居民對現金的需求由于取款成本、工資發放制度和支付方式的原因比發達國家高很多，而由于規避稅收和政府監管以及短期融資難度較大等原因使得企業對現金和活期存款的需求也相對較高。從實踐情況來看，我國貨幣政策制定的貨幣供應量在穩定價格和促進經濟增長方面取得了較好的成效。

3.3.2一年期定期存款利率R與貨幣需求量M1呈反向關系

根據公式（3），可以得到，模型中lnR的回歸系數為- 0.230，說明我國利率與貨幣需求量存在反向關系，符合貨幣需求理論的推斷。因為與收入彈性相比，我國貨幣需求的利率彈性相對較低。從實踐情況來看，我國貨幣政策調控一直注重利用利率作為貨幣政策的中介目標，但是效果并不顯著，利率作為中央銀行調節我國貨幣需求的金融杠桿作用微乎其微[1]。

3.3.3預期通貨膨脹率πe與貨幣需求量M1的關系不顯著

預期通貨膨脹率πe的回歸系數為0.002，但是未通過t檢驗；因此，πe的回歸系數則不明顯，說明預期通貨膨脹率πe與貨幣需求量M1之間不存在顯著的線性關系。這是因為在所選的樣本期間內，我國的通貨緊縮和通貨膨脹在前后期交替發生，特別是近年來，由于我國經濟持續高速增長推動的通貨膨脹明顯小于貨幣的增量，對于公眾的預期產生了較大的影響，使得預期與結果往往出現偏離，最終對于貨幣需求量的影響不大。

4.結語

從以上實證分析的結果可以看出，目前我國存在著長期穩定的貨幣需求函數，即實際貨幣需求與實際國內生產總值、利率等變量間存在著長期穩定的關系，這兩個經濟變量決定了1990年至2010年我國的貨幣需求函數，而穩定的貨幣需求函數又是貨幣政策順利實施的必要條件，并最終決定了這二十年中國經濟持續健康穩定的發展，但是，基于本文的數據，與預先的假設不同，預期通貨膨脹率與貨幣需求的關系卻并不顯著，這與傳統的貨幣需求理論也存在著出入。通過研究中國經濟的特殊性，從深層次探尋這兩個變量之間關系不顯著的原因，需要我們做出進一步的研究分析。

參考文獻：

[1]王亞琦，吳正紅.我國貨幣需求函數因素模型的實證分析[J].經濟論壇，2012（1）：4-6.

[2]劉玉紅，高鐵梅.中國動態貨幣政策乘數和總需求曲線分析[J].金融研究，2006（12）：1-13.

[3]唐偉，許諾.基于狀態空間模型的貨幣乘數分析[J].當代經濟，2010（2）：138-140.

[4]項后軍，潘溪泉.開放框架下包含資產因素的中國貨幣需求函數研究[J].經濟科學，2012（5）：43-56.

[5]周建成.我國貨幣需求函數研究[N].長沙大學學報，2012（2）：102-105.

[6]唐平.基于多變量的中國貨幣需求函數的實證分析[J].財經科學，2007（6）：97-100.