中國貨幣需求函數(shù)的估計與分析

馬文鵬

(中國人民銀行天津分行，天津 300040)

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中國貨幣需求函數(shù)的估計與分析

馬文鵬

(中國人民銀行天津分行，天津 300040)

國際金融危機(jī)爆發(fā)以來，世界經(jīng)濟(jì)進(jìn)入深刻的再平衡與再調(diào)整時期，中國經(jīng)濟(jì)則進(jìn)入了以“三期疊加”為突出特征的新常態(tài)階段。此時，貨幣政策作為宏觀調(diào)控手段的作用愈加重要，而要實現(xiàn)貨幣政策工具的正確運用，對中長期貨幣需求特征進(jìn)行分析成為一個重要的研究課題。對中長時期內(nèi)貨幣與貨幣政策進(jìn)行分析的一個優(yōu)良工具為“貨幣需求函數(shù)”，本文將運用誤差修正模型(ECM)對中國當(dāng)前的貨幣需求函數(shù)進(jìn)行估計與分析，并以此得出關(guān)于中國新常態(tài)下貨幣政策運用的有益結(jié)論。

貨幣需求函數(shù)；誤差修正模型(ECM)；貨幣需求彈性系數(shù)

一、理論依據(jù)與模型選取

拉姆齊(Ramsey)與索洛(Solow)建立的新古典增長模型，逐步發(fā)展為現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)分析的基本框架。在新古典增長模型中，主要的構(gòu)成要素包括三個部分，即生產(chǎn)函數(shù)及其中的勞動供給過程與資本積累過程。能夠看到，在新古典增長模型中，只有實體經(jīng)濟(jì)變量，而不存在貨幣因素。為了對貨幣經(jīng)濟(jì)進(jìn)行分析，需要將貨幣納入分析模型，也就是對貨幣需求建模。當(dāng)前，對貨幣需求函數(shù)進(jìn)行建模與研究的方法包括兩類，一類是直接對貨幣需求進(jìn)行建模，將實際貨幣余額需求分解為永久性收入與資產(chǎn)回報的函數(shù)，這種方法的代表為弗里德曼(Friedman)。另一類是認(rèn)為貨幣像一般商品一樣可以直接產(chǎn)生效用，通過效用函數(shù)對貨幣進(jìn)行研究，這種方法的代表為塞朝斯基(Sidrauski)。第二種方法更多用于一般均衡模型的構(gòu)建，而本部分研究的重點在于中國貨幣需求函數(shù)的特征及其新常態(tài)下貨幣政策運用的意義，鑒于此，本文將運用第一種方法對中國的貨幣需求函數(shù)進(jìn)行估計與分析。

弗里德曼的貨幣需求函數(shù)的一般形式為：

M/P=f(Y，R)

式中，M為名義貨幣需求，P為價格水平，Y為經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量，R代表各類不同資產(chǎn)的收益率。

在一般化的貨幣需求函數(shù)基礎(chǔ)上，經(jīng)濟(jì)學(xué)家對函數(shù)的具體形式進(jìn)行了研究，如托賓(Tobin)與鮑莫爾(Baumol)的存活法模型、卡甘(Cagan)的半對數(shù)模型。其中卡甘模型具有形式簡潔、易于解釋等諸多優(yōu)良特征。下文對中國貨幣需求函數(shù)的估計就選取卡甘的半對數(shù)函數(shù)形式。

卡甘模型的具體形式為：

其中，Md/P是對實際貨幣余額的需求，Y代表國民收入，e代表自然對數(shù)，α代表貨幣需求函數(shù)的收入彈性系數(shù)，β代表貨幣需求函數(shù)的利率半彈性系數(shù)，i代表名義利率水平。

二、 實證方法與數(shù)據(jù)處理

關(guān)于貨幣需求函數(shù)的實證方法，研究顯示，ECM模型(誤差修正模型)的適用性較強(qiáng)，在實證檢驗方面的表現(xiàn)優(yōu)于線性回歸、VAR等模型。誤差修正模型最為突出的特性或優(yōu)勢為能夠綜合分析宏觀時間序列之間的長期均衡關(guān)系與短期動態(tài)關(guān)系，可以變量的短期動態(tài)過程去逼近經(jīng)濟(jì)理論中的長期均衡關(guān)系。

在數(shù)據(jù)選取方面，此部分運用過去13年(2002-2014年)的季度宏觀時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ECM建模與檢驗。自所以將數(shù)據(jù)的選取起點定為2002年，考量之一為，居民消費價格在2000年及以前不含服務(wù)項目，2000年及以前服務(wù)項目為單列大類。考量之二為能夠獲得的中國國債收益率較為詳盡的數(shù)據(jù)自2002年開始。貨幣余額選擇M2，因為M2在我國貨幣供給統(tǒng)計指標(biāo)中最具代表性，是央行實施貨幣政策的重要中介指標(biāo)。規(guī)模變量選擇GDP當(dāng)季值，GDP是最具代表性的綜合性宏觀變量數(shù)據(jù)。持有貨幣的機(jī)會成本選擇債券市場利率與貨幣利率的差額，具體時序數(shù)據(jù)選擇一年期國債利率與一年期存款利率之差，這一選擇考慮了與M2口徑的對應(yīng)性。價格指標(biāo)選擇居民消費價格指數(shù)(CPI)，另一個可選指標(biāo)GDP平減指數(shù)無法從主流數(shù)據(jù)資源中選取季度數(shù)據(jù)，因此棄用。通貨膨脹率則以居民消費價格指數(shù)的變化來表示。M2、GDP、居民消費價格指數(shù)、一年期國債利率與一年期存款利率時間序列數(shù)據(jù)均來源于wind中國宏觀數(shù)據(jù)庫。

在實證檢驗之前，對所選數(shù)據(jù)進(jìn)行必要的預(yù)處理。GDP季度序列為名義值，通過價格指數(shù)計算其實際值。具體方法為，首先將居民消費價格指數(shù)(CPI)月度環(huán)比數(shù)據(jù)換算為月度定基數(shù)據(jù)(2002年第1季度為基期)，再將月度定基數(shù)據(jù)按季末月取值換算為季度數(shù)據(jù)，最后通過居民消費價格指數(shù)(CPI)季度定基數(shù)據(jù)將GDP季度名義值折算為季度實際值。M2數(shù)據(jù)為月度季調(diào)名義值，通過與GDP類似的處理方法，將其換算為季度實際余額。中國一年期國債收益率與一年期存款利率分別為逐日數(shù)據(jù)與月度數(shù)據(jù)，分別通過平均法與季末時點法將之轉(zhuǎn)化成季度時間序列。通貨膨脹率通過計算居民消費價格指數(shù)的變動率獲得，并通過平均法將月度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為季度數(shù)據(jù)。

三、貨幣需求函數(shù)模型實證過程

按照以上分析，設(shè)定卡甘形式的貨幣需求函數(shù)如下：

(式1)

為了對貨幣需求函數(shù)進(jìn)行估計，對上式兩邊取對數(shù)進(jìn)行函數(shù)線性化，得到：

(式2)

以上述模型與數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運用誤差修正模型(ECM)對中國貨幣需求函數(shù)進(jìn)行估計。使用的計量軟件為美國QMS公司開發(fā)的EViews6.0。

第一步首先對GDP時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，季調(diào)方式為美國商務(wù)部人口普查局的X12季節(jié)調(diào)整方法。M2數(shù)據(jù)本身已經(jīng)過季調(diào)，持有貨幣的機(jī)會成本與通貨膨脹率則因季節(jié)性較弱無需調(diào)整。

第二步，對GDP與M2取對數(shù)，并對LNM2、LNGDP、r、π四個變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗方法為ADF單位根檢驗法。

經(jīng)檢驗，LNM2、LNGDP、r、π四個變量的水平值都是不平穩(wěn)的，不能拒絕存在單位根的零假設(shè)(1% level)。對LNM2、LNGDP、r、π四個變量進(jìn)行一階差分后進(jìn)一步檢驗發(fā)現(xiàn)，差分后的變量都是平穩(wěn)的，能夠拒絕存在單位根的零假設(shè)(1% level)。因此，LNM2、LNGDP、r、π四個變量均為I(1)過程。

第三步，運用Engle-Granger兩步法的首步對中國的長期貨幣需求函數(shù)進(jìn)行估計，采用的是普通最小二乘法(OLS)，此處的估計也稱協(xié)整回歸。

估計結(jié)果如下：

Lnm2=1.023lngdp - 0.023r - 0.012π+ut

(式3)

(9.70) (-2.50) (-1.96)

進(jìn)一步對以上回歸的殘差進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，檢驗方法同為ADF單位根檢驗。經(jīng)檢驗，回歸方程的殘差u為平穩(wěn)序列，能夠拒絕存在單位根的零假設(shè)。這表明，lnm2與lngdp、r、π三個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。也即是說，中國貨幣需求函數(shù)在長期中具有穩(wěn)定性。

第四步，運用Engle-Granger兩步法的尾步對中國的短期貨幣需求方程進(jìn)行估計，采用估計方法為普通最小二乘法(OLS)。

估計結(jié)果如下：

△Lnm2=-0.364ECMt-1+0.271△lngdp-

(-2.95) (1.32)

0.020△r-0.015△π

(式4)

(-3.74) (-5.39)

估計結(jié)果表明，短其中，貨幣需求的波動主要源于GDP的波動，持有貨幣機(jī)會成本以及通貨膨脹波動的影響較弱。同時，誤差修正項ECM的系數(shù)表明，當(dāng)貨幣需求偏離其長期均衡水平時，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)將按照(-0.364)的速度向均衡狀態(tài)調(diào)整回歸。

第五步，對短期貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗。運用遞歸最小二乘法，通過逐漸增大樣本數(shù)據(jù)子集計算方程的遞歸系數(shù)軌跡。經(jīng)檢驗，短期方程4個系數(shù)的估計值隨著樣本數(shù)量的增多，呈現(xiàn)出顯著的波動性，個別估計值還出現(xiàn)了若干跳躍點。因此，除第4個系數(shù)外，其余3個系數(shù)都具有一定的不穩(wěn)定性。進(jìn)一步地，對短期方程進(jìn)行遞歸殘差檢驗。檢驗發(fā)現(xiàn)，在2009年與2011年，短期方程的遞歸殘差超過了兩倍標(biāo)準(zhǔn)差，在5%的顯著水平上拒絕了回歸系數(shù)為常數(shù)的零假設(shè)，說明方程是不穩(wěn)定的。

四、 貨幣需求函數(shù)模型實證結(jié)果分析與政策建議

上文運用誤差修正模型(ECM)對中國貨幣需求函數(shù)的長期均衡方程與短期動態(tài)方程進(jìn)行了估計與檢驗。通過實證得出的對新常態(tài)下貨幣政策運用有益的結(jié)論和政策建議包括以下幾個方面。

第一，貨幣需求函數(shù)在長期中具有穩(wěn)定性，數(shù)量型貨幣政策目標(biāo)仍具有參考性。模型估計得出，中國貨幣需求的收入彈性為1.023，符合貨幣主義學(xué)派貨幣需求彈性應(yīng)在1附近的觀點。貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性是采用數(shù)量型貨幣政策中介目標(biāo)的理論基礎(chǔ)，也是數(shù)量型貨幣政策工具運用的重要依據(jù)。因此，新常態(tài)下，數(shù)量型工具依然是貨幣政策運用的必備選項。

第二，貨幣需求函數(shù)在短期內(nèi)不具有穩(wěn)定性，需要多種貨幣政策工具組合應(yīng)對。貨幣需求函數(shù)在短期內(nèi)的不穩(wěn)定與金融創(chuàng)新、資本流動、政策協(xié)調(diào)等多種因素相關(guān)，這些因素導(dǎo)致貨幣需求波動加大，且沖擊難以預(yù)測。因此，在新常態(tài)下，僅數(shù)量型工具不足以應(yīng)對貨幣波動與市場沖擊，需要與價格型工具綜合運用。同時，應(yīng)注意的是，貨幣需求函數(shù)的不穩(wěn)定性具有向長期傳染的趨勢，長期來看，應(yīng)逐步建立以價格型工具為主導(dǎo)的貨幣政策操作體系。

第三，貨幣需求函數(shù)的利率系數(shù)較小，利率傳導(dǎo)機(jī)制不暢。模型估計得出，中國貨幣需求的利率半彈性系數(shù)僅為-0.023，顯著小于-0.5的經(jīng)驗值。利率半彈性系數(shù)偏小與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡、市場主體預(yù)算軟約束等因素相關(guān)。因此，雖然是長期發(fā)展趨勢，但當(dāng)前價格型貨幣政策工具具有一定的局限性，需要逐步改進(jìn)與完善。

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