范文一：投机性货币需求的决定

投机性货币需求的决定

12 唐 杨小勇艳

()11 复旦大学应用经济学博士后流动站 , 上海 200433 ; 21 贵州大学管理学院 , 贵阳 550003

主流经济学关于货币需求的构成至今仍然沿用 , 托宾在微观的资产选择 确定性显然不相符 。因此

[ 2 ] 凯恩斯的观点 , 认为货币需求由交易性货币需求 、 理论框架内 , 对凯恩斯的理论进行了修正 。托宾

的资产选择理论假设人们都是风险规避者 , 即使是 预防性货币需求 、投机性货币需求构成 。但是 , 这

三部分货币需求分别如何决定 , 凯恩斯的观点分别 投资者的预期和证券市场上所 发生 的情 形 完全 一 被鲍莫尔 、惠伦 、托宾进行了修正 , 并建立了鲍莫 样 , 投资者还是愿意用货币的形式保留一笔安全资 尔模型 、惠伦模型 、托宾模型 。然而 , 这三种模型 产 , 以减少他们全部资产中的风险 , 财富中以货币 仍有不足之处 , 笔者已分别对鲍莫尔模型 、惠伦模 形式保持的部分所占的比重越大 , 由债券价格波动

所造成的全部资产价值变动的百分数就越少 。也就 重 型进行了改进 , 本文试图对托宾模型进行改进 ,

是说 , 投资者是通过变动他们资产中货币与债券的 点对投机性货币需求的决定进行探讨 。

比率来权衡风险和报酬的 , 这也是由不确定性来决

定的 。一 、问题的提出 托宾模型明确肯定了不确定性对货币需求的重

要作用 , 而且也能解释现金与其他风险资产同时持 凯恩斯认为 , 预防性货币需求和交易性货币需 有 , 即资产分散的现象 。这是托宾模型比凯恩斯的 求一样 , 都由收入水平决定 , 是收入的递增函数 。 投机性货币需求理论的进步之处 。但是 , 托宾模型 而投机性货币需求由市场利率决定 , 是利率的递减 也存在明显的不足之处 : 第一 , 托宾在其模型中与 [ 1 ]凯恩斯一样 , 都忽略了人们收入水平对投机性货币 函数 。

需求的影响 , 事实上 , 当人们的交易性货币需求和 按照凯恩斯的理论 , 每个投资者心目中都有一 预防性货币需求的满足水平达到一定的高度后 , 人 个未来会有的正常的利率值 , 这样 , 假设当前市场 们收入水平的变化就会对投机性货币需求产生重要 利率低于正常利率值 , 投资者预期将来利率上升会 的影响 ; 第二 , 托宾没有将投机性货币需求与交易 引起债券价格下跌 , 他们显然会卖出债券而持有货 性货币需求 、预防性货币需求联系起来分析 , 没有

分析投机性货币需求在货币总需求量中所占比重的 币 , 以便未 来债 券价 格下 降 用货 币购 买 债券 。反

变化规律 , 也没有对投机性货币需求的变化进行动 之 , 假如当前利率高于投资者心目中的正常值 , 则 态分析 , 而解决这些问题对货币政策的制定具有重 投资者预计未来利率下降将引起债券价格上升 , 投 要指导意义 , 也是分析货币政策效果的重要依据 ; 资者会在当前以货币购买债券 。但是该理论中投资

者关于未来会有 的利 率 的预 期 , 是 静态 的和 确 定

的 , 与现实瞬息万变的证券投资市场上的动态和不

[ 收稿日期 ]2006 - 12 - 16

() [ 作者简介 ]杨小勇 1963 —, 男 , 湖南怀化人 , 复旦大学应用经济学博士后流动站博士后 , 贵州

大学经济学院教授 ;

() 唐 艳 1979 —, 女 , 湖南邵阳人 , 贵州大学管理学院硕士研究生 。

第三 , 托宾模型只包括两种资产 , 即货币和公债 , 2 b b tQ p) y- M = ? y - (y - ?P 0 p y0 而不包括其他金融资产 ; 第四 , 由于信息和其他交 Mr r t

易费用的存在 , 分散化投资策略事实上只能由一些 b t2 y - y- > 00 r 庞大的投资基金或少数富人采取 , 而其他普通投资

在该模型中 , M 表示 名义 预防 性 货币 需求 , P 者难以 运 用 ; 第 五 , 托 宾模 型 忽略 了价 格波 动 因

y为温饱线对应的收入水平以及温饱线以下的收 0 素 , 把现金视为一种 “安全性资产”, 事实上 , 由

入水平 ; y 为现实收入水平 ; b为筹措预防性货币 p 于通货膨胀的存在 , 现金并不 “安全”。

而出售生息资产时所必须支付的手续费 ; b为筹措t

交易性货币而出售生息资产时 所必 须支 付 的手 续二 、模型的建立

费 ; r 为利息率 ; P 为物价水平 ; Q 为支出量的标 准差 ; M 为名义交易性货币需求量 。t 本文认 为 , 投 机性 货 币需 求除 了 受 利 率 的 影

( )响 , 而且与交易性货币需求 、预防性货币需求一样 bt y - y0 2 在人们安排了 y + + 0 r 还受人们收入水平的影响 。但是 , 利率和收入水平

不是任何时候都能对投机性货币需求产生影响 , 只 b2 bQ p t ) ?y - y - 2 y - y ( 0 0 的收入用于满 M r r t 有在一定条件下才会对投机性货币需求产生影响 ,

足交易性货币需求和预防性货币需求之后 , 用于满 那就是人们的收入水平要越过温饱线 。在人们收入

足 投 机 性 货 币 需 求 的 收 入 就 只 能 从 y水平没有越过温饱线的情况下 , 人们的收入都会被

交易性货币需求消化 , 预防性货币需求和投机性货 ( ) 2 bt y - y0 - y+ + 0 r 币需求始终为零 。此时人们收入水平的变化只会引

起贫困程度深浅的变化 , 其有限的收入都会被即期 b Q P 2 b t产生 。 2 y - y 0 ?)- y - y 0 M r t r 消费掉 , 从而全部转化成交易性货币需求 。

为了建 立投 机 性货 币需 求 模 型 , 笔 者 作 如 下 当人们收入水平越过了温饱线之后 , 随着人们

假设 :收入的进一步增 加 , 就 有可 能 产生 预防 性货 币 需

求 。而随着人们收入的再进一步增加 , 人们手头变 ( ) 2 b y - yt0 ( )对于 y - 1 y+ 0 r 得更加宽裕 , 就有可能产生投机性货币需求 。但收

入增量中有多少收入能转化为投机性货币需求 , 这 b Q P 2 b t的 收 入 + ?y - y 2 0 y - y- 0 M r t r 必须将预防性货币需求与交易性货币需求和投机性

可以有现金和随时可供处置的 生息 资产 两 种持 有 货币需求三者联系起来分析 。 由于投机性货币需

形式 。求要在交易性货币需求和预

( ) 2设为筹措投机性货币每次出售生息资产与 防性货币需求都达到一定高度后才能产生 , 所以建

前一次出售的时间间隔相等 , 每次的出售量亦即投 立投机性货币需求模型必须以先建立交易性货币需

机性货币需要量 Ks 也相等 。求模型和预防性货币需求模型为基础 。笔者已经建

( ) 3人们为未来投机之需是持币等待还是持有 立的名义交易性货币需求模型为 :

生息资产 , 将取决于两种处理方式预期的机会成本 ( )by - y 2 t 0 1 ] ?P M t = [ y0 +2 r 或预期效用 。而预期的机会成本或预期效用同风险

在该模型中 , M t 为名义交易性货币需求 ; y0投资的进入时机相关 , 证券投资时机的不同概率 p

[ 3 ] 为温饱线对应的收入水平以及温饱线以下的收入水将会影响投资者的风险决策 。所以 , 笔者用证券

平 ; y 为现实收入水平 ; bt 为将生息资产变现时所投资时机的不同概率 p 来决定投资者是否变现生

必须支付的手续费 ; r 为利息率 ; P 为物价水平 。 息资产 , 同时一般地认为证券投资时机的不同概率

建立的名义预防性货币需求模型为 :p 与人们所处国家的政治环境的稳定性以及人们对

50

于风险的偏好程度都成正相关的关系 。 于为筹措投机性货币而将生息资产变现的数量与为 ( ) 4设持有用于投机性货币需求的现金的成本 筹措交易性货币和预防性货币而将生息资产变现的有两项 : 一是投资者手持现金而为此要承担由不确 , 数量都不相等 故所需的手续费 bs , bp 和 bt 都不定性引起的机会成本为 r ?k, 其中 r 为利 息率 ;s ) 相等, 则预期的手续费为 : ( 二是将生息资产变现时所必须支付的手续费 bs 由

( )b p2 Q 2 bt y - y0 2 b ty - y+ + ? y - 0 y0 y- y - 0 r r M t r ?p b?s K s

则持有投机性现金余额的总成本为 :

( ) by - y2 b t 0 2 Q p 2 bty - y+ y + ? y - 0 0y- y - 0 r M t r r C = bs ??p + r ?ksK s

d c 满足成本 c 最小的条件为 : 则有 : = 0 , d Ks

( )2 by - y t 0 b 2 Q p 2 b t?p b? s y- y -- 0 ? y - y0y- y - 0 M r r td c r = + r = 0 2 d K Kss

得投机性货币需求为 :

( ) 2 by - yb bt 0 2 Q p s 2 b tK= y- ?p ? y - - ? y - s 0 y 0y- y - 0 M r r r t r 如果将物价水平 P 考虑在内 , 则有 :

M S bs b p 2 bt Q2 bt2 =?p ? y - y0 ?y - 0 - - y 1 - P r rt ( )r M 0 r ?y - y

可得名义投机性货币需求为 :

bs 2 bb tp2 Q 2 btM = ?p ? y - P ?S y0 ?y- y - - 0 1 - r M t( )r r r ? y - y0

这一模型表明 : , 利息率的变化才会引起投机性货币 货币需求之后

第一 , 投机性货币需求并不是在任何情况下都 需求的反向变动 。而当人们的收入非常有限时 , 即 存在的 。从模型可以看出 , 在人们收入水平没有超 使利息率低到极限 , 人们也没有多余的货币拿来投 过温饱线的情况下 , 由于 y = y, 因而投机性货币0 机 , 所以此时利息率的高低对投机性货币需求没有 需求为零 。只有当人们收入水平超过温饱线之后 , 什么影响 。 由于 y > y, 投机性货币需求才有可能产生 。0 第三 , 名义投机性货币需求 M与为筹措投机 s 第二 , 在人们收入水平没有越过温饱线的情况 性货币而出售生息资产的手续费 b成正向变化关s 下 , 由于投机性货币需求始终为零 , 说明此时利息 系 , 与为筹措交易性货币而出售生息资产的手续费率不会对投机性货币需求产生任何影响 , 只有当人 b和为筹措预防性货币而出售生息资产的手续费 b t p们的收入水平越过温饱线后 , 利息率才有可能对投 都呈反向变化关系 。机性货币需求产生影响 , 但这种影响也不是一种稳 第四 , 名义投机性货币需求 M 与证券投资时 s 定的反比例关系 。只有当人们的收入达到了一定的 机的概率 p 成正比 。证券投资时机的概率 p 的大 高度之后 , 人们在满足了交易性货币需求和预防性 小主要取决于一个国家一定时期内的制度环境 。如

51

果一个国家一定时期内的制度环境优良 , 由此决定 货币政策无法通过利息率的变化调节货币需求的构 人们的日常生活平稳有序 , 从而预防性货币需求就 , 此时货币政策是无效的 。随着经济发展水平的 成

会减少 , 而此时证 券市 场上 暗 含着 许多 的投 资 机 提高 , 以至人们生活水平越过温饱线 , 投机性货币 会 , 从而投资时机的概率 p 就会 增加 , 而人 们 要 需求才有可能产生 , 货币政策才可能通过利息率的

想增加投资 , 就必然会使得手中的投机性货币量增 变化调节 货币 需 求的 构成 , 货币 政 策才 有效 。但 加 ; 反之 , 如果一个国家一定时期内的制度环境很 是 , 只要经济发展水平没有达到相当的高度 , 货币 差 , 使人们的生活起伏不定 , 则使得预防性货币需 政策的效果就很小 。只有当经济发展水平达到相当 求增加 , 此时由于动荡不安的生活使得人们无心投 高度 , 货币政策的效果才大 , 而且经济发展水平越 资 , 从而证券投资时机的概率 p 降低 , 人们 的 投 高 , 货币政策就越有效 , 因为只有经济发展水平越

高 , 从而人们的收入水平越高 , 货币政策通过利息 机性货币需求量就越少 。

第五 , 名义投机性货币需求 M 与净支出标准 率的变化调节货币需求构成的空间才越大 。 s

第三 , 从模型揭示的投机性货币需求与净支出 差 Q 呈反向变化关系 , 这是因为 , 在人们收入水

平既定的条件下 , 净支出标准差 Q 越大 , 人们用 标准差 Q 的反向变化关系可以发现 :净支出标准差 Q 于预防动机的货币就越大 , 用于投机动机的货币就 取决于宏观制度环境 。宏观制度环境越稳定 , 净支出

相应越小 。标准差 Q 越小 ; 而净支出标准差 Q 直接决定预防性

第六 , 在名义投机性货币需求 M 不变的条件 货币需求量 M ,净支出标准差 Q 越小 ,人们从既定的 s p

下 , 名义投机性货币需求与物价水平 P 成正比 。 收入中安排在预防性货币需求的部分就越小 , 在其他

条件不变的条件下 , 安排在投机性货币需求的部分

就越大 。但是 , 如果考虑其他条件的变化 , 预防性 三 、模型的意义

货币需求减少对应的货币不一定转化为投机性货币 ,

本文建立的投机性货币需求模型具有以下理论 有可能转化为交易性货币 。如果转化为投机性货币 ,

意义和现实指导意义 :有利于活跃证券市场 ; 如果转化为交易性货币 , 则

第一 , 模型揭示了三种货币需求存在此消彼长扩大了产品市场总需求 , 有利于 GDP 的增长 。

的关系 , 在既定的收入水平下 , 投机性货币需求 Ms第四 , 从投机性货币需求与证券投资时机不同

概率 p 的正向变化关系可以发现 : 由于影响证券 与交易性货币需求 Mt 和预防性货币需求 M p 都呈反投资时机不同概率的因素很多 , 非经济增长因素引 向变化关系 , 这为货币政策的制定提供了理论依据 , 起的证券投资时机不同概率 p 的提高往往会引起 一定时期的货币政策在很大程度上就是要根据宏观 投机性货币需求挤占交易性货币需求 , 会对经济增 经济发展的需要实现货币需求在交易性货币需求 、 长造成不利影响 。而经济增长因素可以在引起证券

投资时机不同概率 p 提高 , 从而引起投机性货币 预防性货币需求和投机性货币需求之间转化 。

需求增长 的同 时 , 引 起 交易 性货 币 需求 增长 , 所 第二 , 模型揭示了货币政策的效果与经济发展 以 , 宏观经济政策的取向之一是尽可能维持一种稳 水平之间的关系 。模型表明 , 投机性货币需求与收 定的经济增长 。 入水平呈正比 , 在经济发展水平低下 , 以至人们生

活水平没有越过温饱线时 , 投机性货币需求为零 ,

参考文献

[ 1 ] 凯思斯 1 就业利息和货币通论 [ M ] 1 北京 : 商务印书馆 , 19971

[ 2 ] 郑先炳 1 西方货币理论 [ M ] 1 成都 : 西南财经大学出版社 , 20011

() [ 3 ] 尹敬东 1 不确定性 、风险和投机性货币需求分析 [J ] 1 数量经济技术经济研究 , 2000 , 51

()责任编辑 : 杨万东 52

范文二：投机性货币需求的决定

投机性货币需求的决定

经济理论与经济管理2007年第3期

投机性货币需求的决定

杨小勇唐艳

(1.复旦大学应用经济学博士后流动站,上海200433;2.贵州大学管理学院,贵阳

550003)

主流经济学关于货币需求的构成至今仍然沿用 凯恩斯的观点,认为货币需求由交易性货币需求, 预防性货币需求,投机性货币需求构成.但是,这 三部分货币需求分别如何决定,凯恩斯的观点分别 被鲍莫尔,惠伦,托宾进行了修正,并建立了鲍莫 尔模型,惠伦模型,托宾模型.然而,这三种模型 仍有不足之处,笔者已分别对鲍莫尔模型,惠伦模 型进行了改进,本文试图对托宾模型进行改进,重 点对投机性货币需求的决定进行探讨. 一

,问题的提出

凯恩斯认为,预防性货币需求和交易性货币需 求一样,都由收入水平决定,是收入的递增函数. 而投机性货币需求由市场利率决定,是利率的递减 函数.[]

按照凯恩斯的理论,每个投资者心目中都有一 个未来会有的正常的利率值,这样,假设当前市场 利率低于正常利率值,投资者预期将来利率上升会 引起债券价格下跌,他们显然会卖出债券而持有货 币,以便未来债券价格下降用货币购买债券.反 之,假如当前利率高于投资者心目中的正常值,则

投资者预计未来利率下降将引起债券价格上升,投 资者会在当前以货币购买债券.但是该理论中投资 者关于未来会有的利率的预期,是静态的和确定 的,与现实瞬息万变的证券投资市场上的动态和不 确定性显然不相符.因此,托宾在微观的资产选择 理论框架内,对凯恩斯的理论进行了修正.[2托宾 的资产选择理论假设人们都是风险规避者,即使是 投资者的预期和证券市场上所发生的情形完全一 样,投资者还是愿意用货币的形式保留一笔安全资 产,以减少他们全部资产中的风险,财富中以货币 形式保持的部分所占的比重越大,由债券价格波动 所造成的全部资产价值变动的百分数就越少.也就 是说,投资者是通过变动他们资产中货币与债券的 比率来权衡风险和报酬的,这也是由不确定性来决 定的.

托宾模型明确肯定了不确定性对货币需求的重 要作用,而且也能解释现金与其他风险资产同时持 有,即资产分散的现象.这是托宾模型比凯恩斯的 投机性货币需求理论的进步之处.但是,托宾模型 也存在明显的不足之处:第一,托宾在其模型中与 凯恩斯一样,都忽略了人们收入水平对投机性货币 需求的影响,事实上,当人们的交易性货币需求和 预防性货币需求的满足水平达到一定的高度后,人 们收入水平的变化就会对投机性货币需求产生重要 的影响;第二,托宾没有将投机性货币需求与交易 性货币需求,预防性货币需求联系起来分析,没有 分析投机性货币需求在货币总需求量中所占比重的 变化规律,也没有对投机性货币需求的变化进行动 态分析,而解决这些问题对货币政策的制定具有重

要指导意义,也是分析货币政策效果的重要依据; [收稿日期]2006—12—16

[作者简介]杨小勇(1963一),男,湖南怀化人,复旦大学应用经济学博士后流动站博

士后,贵州

大学经济学院教授;

唐艳(1979一),女,湖南邵阳人,贵州大学管理学院硕士研究生.

经济理论与经济管理2007年第3期

第三,托宾模型只包括两种资产,即货币和公债, 而不包括其他金融资产;第四,由于信息和其他交 易费用的存在,分散化投资策略事实上只能由一些 庞大的投资基金或少数富人采取,而其他普通投资 者难以运用;第五,托宾模型忽略了价格波动因 素,把现金视为一种"安全性资产",事实上,由 于通货膨胀的存在,现金并不"安全".

二,模型的建立

本文认为,投机性货币需求除了受利率的影 响,而且与交易性货币需求,预防性货币需求一样 还受人们收入水平的影响.但是,利率和收入水平 不是任何时候都能对投机性货币需求产生影响,只 有在一定条件下才会对投机性货币需求产生影响, 那就是人们的收入水平要越过温饱线.在人们收入 水平没有越过温饱线的情况下,人们的收入都会被 交易性货币需求消化,预防性货币需求和投机性货 币需求始终为零.此时人们收入水平的变化只会引 起贫困程度深浅的变化,其有限的收入都会被即期 消费掉,从而全部转化成交易性货币需求. 当人们收入水平越过了温饱线之后,随着人们 收入的进一步增加,就有可能产生预防性货币需

求.而随着人们收入的再进一步增加,人们手头变 得更加宽裕,就有可能产生投机性货币需求.但收 入增量中有多少收入能转化为投机性货币需求,这 必须将预防性货币需求与交易性货币需求和投机性 货币需求三者联系起来分析.

由于投机性货币需求要在交易性货币需求和预 防性货币需求都达到一定高度后才能产生,所以建 立投机性货币需求模型必须以先建立交易性货币需 求模型和预防性货币需求模型为基础.笔者已经建 立的名义交易性货币需求模型为:

.—7——————一

Mr:.+^/]?P厶V,

在该模型中,Mr为名义交易性货币需求;Yo 为温饱线对应的收入水平以及温饱线以下的收入水 平;Y为现实收入水平;b为将生息资产变现时所 必须支付的手续费;r为利息率;P为物价水平. 建立的名义预防性货币需求模型为:

5O

Mp一?y~ZS=-~(vZS=yo._)?P .——

2b,~0

Y--Yo—r

在该模型中,表示名义预防性货币需求, Y.为温饱线对应的收入水平以及温饱线以下的收 入水平;Y为现实收入水平;b为筹措预防性货币 而出售生息资产时所必须支付的手续费;b为筹措 交易性货币而出售生息资产时所必须支付的手续 费;r为利息率;P为物价水平;Q为支出量的标 准差;Mr为名义交易性货币需求量.

在人们安排了+?+

2

??yeT=-~(yeT=7一?)的收入用于满

足交易性货币需求和预防性货币需求之后,用于满 足投机性货币需求的收入就只能从Y

,

IYo+?+

2?(一

为了建立投机性货币需求模型,笔者作如下 假设:

(1)对于—Eyo+%/2b,(y_--YO)r- +2??(一?)j的收入

可以有现金和随时可供处置的生息资产两种持有 形式.

(2)设为筹措投机性货币每次出售生息资产与 前一次出售的时间间隔相等,每次的出售量亦即投 机性货币需要量K也相等.

(3)人们为未来投机之需是持币等待还是持有 生息资产,将取决于两种处理方式预期的机会成本 或预期效用.而预期的机会成本或预期效用同风险 投资的进入时机相关,证券投资时机的不同概率户 将会影响投资者的风险决策.妇所以,笔者用证券 投资时机的不同概率户来决定投资者是否变现生 息资产,同时一般地认为证券投资时机的不同概率 与人们所处国家的政治环境的稳定性以及人们对

于风险的偏好程度都成正相关的关系. (4)设持有用于投机性货币需求的现金的成本 有两项:一是投资者手持现金而为此要承担由不确

定性引起的机会成本为r?k,其中r为利息率; 二是将生息资产变现时所必须支付的手续费b(由 b?

经济理论与经济管理2007年第3期 于为筹措投机性货币而将生息资产变现的数量与为 筹措交易性货币和预防性货币而将生息资产变现的 数量都不相等,故所需的手续费b,b和b都不 相等),则预期的手续费为:

,

[+器雨]K

则持有投机性现金余额的总成本为: C—b?

.

一

[yo_t_?2b,(y--yo+雨]K

满足成本最小的条件为:dc—O,则有: 出一

Y--Yo--

?一别?(,)],.一————————————————————————

——一

十一u

得投机性货币需求为:

?

~fY--Yo--,鬻雨

如果将物价水平P考虑在内,则有: P一?r

可得名义投机性货币需求为:

Ms一?

菊~(Y--Yo)?P

这一模型表明:.

第一,投机性货币需求并不是在任何情况下都 存在的.从模型可以看出,在人们收入水平没有超 过温饱线的情况下,由于Y一,因而投机性货币 需求为零.只有当人们收入水平超过温饱线之后, 由于Y)Y.,投机性货币需求才有可能产生. 第二,在人们收入水平没有越过温饱线的情况 下,由于投机性货币需求始终为零,说明此时利息 率不会对投机性货币需求产生任何影响,只有当人 们的收入水平越过温饱线后,利息率才有可能对投 机性货币需求产生影响,但这种影响也不是一种稳 定的反比例关系.只有当人们的收入达到了一定的 高度之后,人们在满足了交易性货币需求和预防性 货币需求之后,利息率的变化才会引起投机性货币 需求的反向变动.而当人们的收入非常有限时,即 使利息率低到极限,人们也没有多余的货币拿来投 机,所以此时利息率的高低对投机性货币需求没有 什么影响.

第三,名义投机性货币需求与为筹措投机 性货币而出售生息资产的手续费b成正向变化关 系,与为筹措交易性货币而出售生息资产的手续费 和为筹措预防性货币而出售生息资产的手续费b 都呈反向变化关系.

第四,名义投机性货币需求与证券投资时 机的概率成正比.证券投资时机的概率夕的大 小主要取决于一个国家一定时期内的制度环境.如 5】

经济理论与经济管理2007年第3期

果一个国家一定时期内的制度环境优良,由此决定 人们的日常生活平稳有序,从而预防性货币需求就 会减少,而此时证券市场上暗含着许多的投资机 会,从而投资时机的概率P就会增加,而人们要 想增加投资,就必然会使得手中的投机性货币量增 加;反之,如果一个国家一定时期内的制度环境很 差,使人们的生活起伏不定,则使得预防性货币需 求增加,此时由于动荡不安的生活使得人们无心投 资,从而证券投资时机的概率P降低,人们的投 机性货币需求量就越少.

第五,名义投机性货币需求与净支出标准 差Q呈反向变化关系,这是因为,在人们收人水 平既定的条件下,净支出标准差Q越大,人们用 于预防动机的货币就越大,用于投机动机的货币就 相应越小.

第六,在名义投机性货币需求不变的条件 下,名义投机性货币需求与物价水平P成正比. 三,模型的意义

本文建立的投机性货币需求模型具有以下理论 意义和现实指导意义:

第一,模型揭示了三种货币需求存在此消彼长 的关系,在既定的收入水平下,投机性货币需求 与交易性货币需求和预防性货币需求都呈反 向变化关系,这为货币政策的制定提供了理论依据, 一

定时期的货币政策在很大程度上就是要根据宏观 经济发展的需要实现货币需求在交易性货币需求, 预防性货币需求和投机性货币需求之间转化. 第二,模型揭示了货币政策的效果与经济发展

水平之间的关系.模型表明,投机性货币需求与收 入水平呈正比,在经济发展水平低下,以至人们生 活水平没有越过温饱线时,投机性货币需求为零, 货币政策无法通过利息率的变化调节货币需求的构 成,此时货币政策是无效的.随着经济发展水平的 提高,以至人们生活水平越过温饱线,投机性货币 需求才有可能产生,货币政策才可能通过利息率的 变化调节货币需求的构成,货币政策才有效.但 是,只要经济发展水平没有达到相当的高度,货币 政策的效果就很小.只有当经济发展水平达到相当 高度,货币政策的效果才大,而且经济发展水平越 高,货币政策就越有效,因为只有经济发展水平越 高,从而人们的收人水平越高,货币政策通过利息 率的变化调节货币需求构成的空间才越大. 第三,从模型揭示的投机性货币需求与净支出 标准差Q的反向变化关系可以发现:净支出标准差Q 取决于宏观制度环境.宏观制度环境越稳定,净支出 标准差Q越小;而净支出标准差Q直接决定预防性 货币需求量,净支出标准差Q越小,人们从既定的 收入中安排在预防性货币需求的部分就越小,在其他 条件不变的条件下,安排在投机性货币需求的部分 就越大.但是,如果考虑其他条件的变化,预防性 货币需求减少对应的货币不一定转化为投机性货币, 有可能转化为交易性货币.如果转化为投机性货币, 有利于活跃证券市场;如果转化为交易性货币,则 扩大了产品市场总需求,有利于GDP的增长. 第四,从投机性货币需求与证券投资时机不同 概率P的正向变化关系可以发现:由于影响证券 投资时机不同概率的因素很多,非经济增长因素引

起的证券投资时机不同概率P的提高往往会引起

投机性货币需求挤占交易性货币需求,会对经济增

长造成不利影响.而经济增长因素可以在引起证券

投资时机不同概率P提高,从而引起投机性货币

需求增长的同时,引起交易性货币需求增长,所

以,宏观经济政策的取向之一是尽可能维持一种稳

定的经济增长.

参考文献

[1]凯思斯.就业利息和货币通论EM3.北京:商务印书馆,1997? [2]郑先炳.西方货币理论[M].成都:西南财经大学出版社,2001. [3]尹敬东.不确定性,风险和投机性货币需求分析EJ3.数量经济技术经济研究,2000,(5)?

(责任编辑:杨万东)

范文三：【doc】中国投机性货币需求的计量分析

中国投机性货币需求的计量分析 第l6卷第4期

2002年l2月

五邑大学(自然科学版)

JOURNALOFWUYIUNIVERSITY(NaturalScienceEdition)

v0I.16

Dec.

NO.4

2002

文章编号:1006.7302(2002)04.0054.05 中国投机性货币需求的计量分析

顾全林

(北京大学经济学院,北京100871)

摘要:从分析凯恩斯主义和货币主义的货币需求理论的分歧出发,研究中国的货币需

求是否与利率相关的问题.在1992年之前,由于证券市场的缺位,人们的投资选择单

一

且均无风险,这导致了投机性货币需求很小甚至不存在,因此利率对货币需求的影 响很小;而1992年之后,随着中国证券市场的迅速发展,人们投资选择的多样化,使 得投机性货币需求大大增加,利率的变动对货币需求产生了显着的影响.论文通过对

中国货币需求的计量分析,为以上结论提供了经验的证明.

关键词:投机性货币需求;流动性偏好;货币主义;货币数量论

中图分类号:F8222.2文献标识码:A

长期以来,货币主义和凯恩斯主义在货币需求是否稳定,利率对货币需求是否有影响这一

问题上争论不休.凯恩斯主义认为,货币需求受利率变动的影响,是利率的函数.而以弗里德曼

为代表的货币主义,也包括在凯恩斯之前的传统货币数量论,尽管它们的出发点和具体内容不

同,但都认为货币需求是稳定的,利率水平对货币需求影响不大.那么,中国的货币需求函数是

如何的呢?我们应该遵循凯恩斯主义的观点还是货币主义的观点?本文将就此问题展开讨论.

1投机性货币需求

为说明这个问题,我们将由分析凯恩斯的流动性偏好理论人手.在《就业,利息和货币通

论》…中凯恩斯提出了如下的货币需求函数:

M=MI+M2=LI(Y)+L2(R).

其中厶是由交易动机和谨慎动机引起的货币需求,它是收入水平的函数.凯恩斯认为

Ll(y)=YIV=Ml,其中',代表货币的收入流动速度,它在短期内是一个常数…P2?,而货币收

入y在短期内也是稳定的,因此LI在短期内是一个常数.而L'是由投机动机引起的货币需求,

主要取决于当前利率和预期之间的关系.因此利率的变化是决定货币需求量的主要因素.

凯恩斯指出,如果在一个静态的社会中,或者在一个"没有人南于任何理由而对将来的利

息率的数值感到不能肯定"ll1P215的社会中,L'在均衡状态下将等于0,因此M,=0,而

M=M.=Y/v.这样就将得到和传统的货币数量论大体相同的结论.因此,流动性偏好理论关

键在于引入了投机性货币需求L的概念(凯恩斯又称之为贮藏货币的倾向). 进一步地,对于引起投机性货币需求的因素,我们可以将其分为投机因素和融资因

素.其

收稿日期:2002.06.13

作者简介:顾伞林(198卜),男,四川成都人,北京大学经济学院99级学牛,从事中国经济转轨问题的研究

第16卷第4jlII顾:伞林:中国投机性货币需求的计最分析55

中投机因素是指经济主体预期未来某时刻利率变动引起金融资产价格的变动,为规避资本损失

或从中获利而产生的持币需要.而融资因素是指,当利率,也即资本的边际成本发生变化时,

会导致家庭和企业的投资需求的变动,从而导致货币需求的变动Iz1. 尽管货币主义不否认贮藏货币的存在,但却认为某一种利率的变化会导致其它利率的相应

变化,从而使得相对利率不变,因此对货币需求的影响不大.但事实上,货币主义在这一问题

上并没有提供一个完美的理论解释,而主要依靠大量地运用经济计量学的力'法,用经验阐明货

币需求是相对稳定的,例如在《l867—1960年的美国货币史》(弗里德曼,1963年)中,弗里

德曼根据l867—1960年的统计资料得出:货币需求的利率弹性仅为0.15,而货币需求的收入

弹性为1.8,以说明货币需求主要是由持久收入所决定的.而在方法论的意义上,这种缺乏理论

支持的"T具主义"的方法论,被认为是缺乏说服力的13IP222. 我们认为,货币主义在其前期所存在的这种方法论上的缺陷是我们应该避免的.因此,要

研究中国的货币需求的问题,需要先从理论上回答是否存在投机性货币需求;然后再用经济计

量学的方法测算出投机性货币需求的大小,也即是利率对货币需求的影响程度,这

是必要的

和有意义的.'

2中国证券市场的建立是投机性货币需求出现的必要条件

1978年以后,中国经济经历了一个计划成分逐渐缩小,市场成分逐渐扩大的渐进式改革过

程.但是总的说来,到1991年为止,居民所拥有的金融资产还基本局限于银行储蓄存款,有价

证券如国库券等只占较小的份额.而且在8O年代的中国,购买国库券和储蓄存款一样,都是没

有风险的.因此实际上在1992年之前,中国城镇居民面临的投资选择是非常单一的,日.风险几

乎为0.南于几乎不存在风险,人们也就无需在收益和风险权衡中对自己的投资组合进行安排.

因此我们认为,投机动机是几乎不存在的.换句话说,人们持有现金主要是出于交易动机和谨

慎动机,而很少是为了期待通过利率的变化而从中获利或规避损失,可以说人们藏货币的倾

向是很小,也即在均衡状态下L:等于0,M=Ml,我们可以认为传统的货币数量论在这里是比

较适用的.因此我们得到第一个命题:

在1992年之前证券市场的缺位.使得中国的货币需求中并不存在真正的投机性需求.也

即货币需求对利率不敏感.

而1992年xl~/J,平南巡讲话以后,中国的经济改革进入了新的阶段.股票市场和债券市场在

意识形态_方面的限制被解除之后,得到了迅速发展的机会,也正是从这个时间开始,股票和债

券开始成为了人们(准确地说是城镇居民)一种普遍的投资选择.这样,股票市场和债券市场

的出现和发展,才真正使得人们拥有了存在风险的投资选择.利率的变动会直接引起股票或债

券价格的变动,而目.利率的变动还意味着投资于股票或者债券的机会成本的变动,这样投机动

机自然就会出现.因此,我们的第二个命题为:,

1992年之后.投机性需求在货币需求中出现.表现为货币需求不仅是收入的函数.而且

是利率的函数.

3数据处理和回归分析

以下,我们将根据1982年至1998年的统计资料,来对上面提出的两个命题进行验证,看

看中国的货币需求是否以1992年为界,在前后两个时间段中呈现出了不同的特征.

56五邑大学(自然科学版)

在选择变量时,我们首先需要沣意的问题是,当前

中国城乡居民在资产选择行为方面存在着很大的差异.

其中最重要的不同在于:目前城镇居民所拥有的金融资

产种类已经很多了,既包括现金和储蓄存款,又包括有

价证券(包括股票,债券等),储蓄性保险等;而农村居

民的金融资产仍然主要是现金和储蓄存款,可能只有极

少数的农村居民涉足了证券市场.因此,为更准确地对

投机性货币需求进行计量分析,我们将货币需求中农村

居民的那一部分去除掉,而只考虑城镇居民的货币需求

与收入和利率间的关系.

在中国,货币需求的_一个层次是这样定义的:M=

流通中现金;M=M+企业活期存款+农村集体存款+

机关团体存款;M,=M.+城乡储蓄存款+企业单位定期

存款.在这里我们认为相应地选择流动中现金作为

衡量货币需求的指标,是比较恰当的.

南于城镇居民整体统计数据的缺乏,我们采用了人 均数据,这样我们最终选择的变量为人均持有货币量 ,人均可支配收入,,以及一年期储蓄存款利率, 搜集的数据的区间为1982年至1998年.原始数据见右 表.

1)根据凯恩斯的货币需求函数形式:

M=Ml+M,=L1(y)+L,(R),我们首先以下面的计量模 来验证上面的命题:

M=l+2+3,.(1)

我们分别对区间为1982,1991年,及1992,1998 年的数据进行线性回归,得到以下结果:

1982,1991年:M=一36.640—1.759R+0.1661 (一3.71)(-0.85)(18.78) 表11982,1998年相关统计数据

注:?本表中,人均持有货币量的数据

参见臧旭恒:《居民资产与消费选择行为

分析》第13页(上海三联书店,上海人

民出版社2001年版).

?人均可支配收入和利率的数据来

自各年度的《中国统计年鉴》.其中,如

果某年度内有多个利率值,按加权平均法

计算平均值.

(2)

R=0.99,F=496.41,D=2.18 1992,1998年:M=110.52—8.439R+0.0711(3)

(-2.34)(-2.15)(11.32) =

0.97,F=77.97,DW=2.12

其中(1)式,常数,,,的系数在0.0l水平上通过t检验,但的系数,仅在0.43水 平上通过t榆验,总体参数水平在0.0000水平上通过F榆验,DW=2.18,不存在一阶自相关.

(2)式,常数,,系数,在0.10水平上通过t榆验,系数在0.o0l水平上通过t榆验, 总体参数在0.001水平上通过F检验,DW=2.12,不存在一阶自相关. 其中(2)式没有通过t榆验,这从一个方面证明了命题l的正确,而(3)式在统计上已 通过t,F及DW统计榆验,而月.其可决系数为0.97,表明该方程存在比较好的拟合优度.

另外我们可以发现,(3)式相对于(2)式,的系数(的绝对值)l_759增加到了8.439, 而,的系数南0.166下降到了0.071.这说明了1992年之后,在城镇居民的货币需求中,利率对

货币需求的影响大大增加,而收入对其的影响则相对降低.这也从另一个方面验证了前面的命题.

第16卷第4j}IJ顾伞林:中投机性货币需求的计最分析57

2)那么,究竟收人和利率与我国城镇居民的货币需求之间的关系如何,我们可以进一步

地采用下面的双对数计量模型进行榆验.

1nM=l+2InR+3In,.(4)

分别对19821991年和19921998年的相应数据进行回归,结果为: 19821991年:lnM=一5.823—0.098InR+1.553In,(5) (-10.38)(O.37)(11.05)

尺=O.98,F=243.48.DW=O.99

1992—1998年:lnM=-0.380—0.236InR+0.803In,(6) (-1.53)(1.53)(7.36)

尺;O.94,F=32.14,DW=2.06

其中(5)式,常数l,In/的系数3在0.000水平上通过t榆验,但lnR的系数,仅在0.73 水平上通过t检验,总体参数水平在0.0000水平上通过F检验,DW=0.98,存在一阶自相关.

(6)式,常数I在0.08水平上通过t榆验,系数2在0.20水平上通过t检验,系数在 0.002水平上通过t检验,总体参数在0.004水平上通过F检验,DW=2.06,不存在一阶自相关.

同样,我们发现(5)式没有通过t检验,而(6)式在统计上通过了t,F以及DW统计柃 验,而月.其可决系数高达O.94,表明该方程存在比较好的拟合优度. 从以上两式,我们还可以发现,1992年之前货币需求的收入弹性很高,为1.553,而它的

利率弹性很低,仅为一O.098,这说明在1992年之前,货币需求的变化基本上取决于收入水平

的变动;1992年之后,货币需求的利率弹性上升到了一O.236,相应地,它的收入弹性下降到了

O.803,这说明了1992年之后投机性需求有了显着增加.

4结论及存在的问题

从以上的回归分析,我们可以得到的结论是,在1992年之前,F}1于证券市场尚未得到大

的发展,中国城镇居民的投机动机是几乎不存在的,货币需求是基本的交易性需求,利率变动

对于货币需求的影响相当小;而在1992年之后,随着证券市场(包括股票市场和债券市场等)

的发展,金融创新的发展和深化,投机性货币需求得到了很大的增长,利率变动对货币需求的

影响变得显着起来.而日.可以预见的是,随着证券市场的进一步发展,投机性货币需求将进一

步增大.

而另一方面,严格说来,到目前为止我国证券市场的发展还只是使得城镇居民的货币需求

产生了深刻的变化,如前面所说,农村居民的金融资产仍然以现金和储蓄存款为主,因此当前

农村居民的货币需求仍然同1992年之前城镇居民的货币需求类似,对利率是不敏

感的.因此如

果当我们需要精确计量利率和收入对于整个中国的货币需求的影响时,需要将二者综合加以考

虑,才可能得出正确的结论.

最后需要指出的是,在我们的回归分析中,还存在以下的局限和未解决的问题:a.F}1于统

计软件的限制,没有对时间序列数据进行平稳性的ADF榆验等,因此,文所用的数据几乎全

部是原始数据,模型的粗糙是在所难免的.而且从理论上讲,选择的研究样本必须满足正态分

布的条件,而本文研究中F}1于受研究时段的限制,所抽取的样本容量并不是很大,其分布未必

满足正态分布;b.南于受计划经济体制的影响,我国利率的调节一直受到政府管制,而并不是

市场作用的结果(直到近两年来利率政策才开始有所改观),因此这一点是否对本文的结论有影

响仍需要作进一步地讨论.e.1996年之前,证券市场的规模较小,其后市场的扩容速度较之前

58五邑大学(自然科学版)2002年

有了明显的提高.由于篇幅所限,本文没有进一步地考察证券市场规模对投机性货币需求的影

响,这一问题将留待今后的研究加以解决.

参考文献:

【1】(美)JM凯恩斯.就业,利息和货币通论(重译本)【M】.北京:商务印书馆,1999 【2】戴l玉l强.中货币需求分析【M】.1海:复旦大学出版社,1995. 【3】(英)马克?布劳格.经济学方法论【M】.北京:商务印书馆,1992. AnEconometricAnalysisoftheSpeculativeMoneyDemandofChina

GUQuan—lin

(SchoolofEconomics,PekingUniversity,Beijing100871,China)

Abstract:Basedontheanalysisofthetheoreticaldifferencesinmoneydemandbetween Keynesianismandmonetarism,thispapertacklestheissuewhethermoneydemandinChinais

relatedtoitsinterestrates.Priorto1992,theabsenceofsecuritymarketsandsingle,unrisky investmentavailablefortheChineseresultedinlittleornospeculativemoneydemand. Consequently,interestratesexertedlittleeffectonmoneydemand.However,withtherapid developmentofsecuritymarketsinChinasince1992,diversifiedinvestmentchoiceshave tremendouslyincreasedthemoneydemandforthespeculativemotive.Asaresult,interestrate

changeshaveremarkablyaffectedmoneydemand.Theeconometricanalysisofthemoneydemand

inChinaconductedinthispaperoffersanempiricalprooffortheconclusion. Keywords:speculativemoneydamand;liquidpreference;monetarism;quantitytheoryofmoney

范文四：货币需求、储蓄存款与股市投机性

货币需求、储蓄存款与股市投机性

一、引言

近年来，随着我国股票市场的发展，不少学者就股票市场的发展对货币需求的影响这一问题做了许多有益的研究。然而，纵观这些研究可以发现，它们暗含着一个假定或者说遗漏了一个重要的问题，即假定货币流通速度不变，或者说没考虑到货币流通速度的变化，仅仅是考虑了股票市场的发展对货币需求量的影响。而这种暗含的假定对于一个投机性气氛浓厚的股市是不成立的。由于我国股票市场特殊的股权结构和收益率使得投资者只能着眼于股票的价差收益，因此我国股市投机气氛浓厚。股价的上涨和股票交易量的扩张，使得居民储蓄存款活期化，而居民储蓄存款活期化无疑会加快货币流通速度，因此股票市场的发展所需求的货币量就可以由加快了的货币流通速度来满足，因而也就未必会增加相应的货币需求。货币需求是整个货币理论的重心，是中央银行制定和实施货币政策的重要依据。股票市场的发展

对货币需求的作用方向如何，值得我们进一步深入研究。

二、文献综述

关于股票市场对货币需求的影响途径或机制，Friedman(1988)的经典研究指出，股票市场引致货币需求的途径或机制体现在4个方面:(1)股票市场价格的上涨意味着人们名义财富的增加，在假定收入比股价波动性更小的条件下，这也就意味着财富,收入的比率上升。货币需求函数认为，财富,收入比率越高，则货币,收入的比率越高，因此财富的增加将增加对货币的需求。我们把股票市场与货币需求的这种关系称之为财富效应。(2)股票价格的上涨反映了风险性资产的预期收益相对于安全性资产而言有所上升。在人们风险偏好程度不变的情况下，这种相对收益的变化将导致资产组合的风险程度上升，从而使得人们将会增加其资产组合中相对安全性资产的比重来对冲这种风险，比如增加对短期债券和货币的持有，从而引致货币需求增加。我们把这种效应称之为资产组合效应。(3)股票价格的上涨往往伴随着股票市场交易量的增加，而这往往产生相应的货币需求来满足或完成这些交易。我们把这种效应称之为交易效应。(4)股票市场价格上涨、交易量扩张，一般会使得股票吸引力增加，这在一定程度上会对货币资产(主要是广义货币，如居民储蓄存款)有一种替代作用，从而降低货币需求。我们称这种效应为替代效应。在上述4种效应中，财富效应、资产组合

效应和交易效应会增加货币需求，而替代效应则会减少货币需求。

Friedman(1988)利用美国1961,1986年季度数据对股票价格的货币需求进行实证分析发现，以实际广义货币供应量衡量的货币需求与领先三个季度的实际股票价格呈正相关，但和同期的实际股票价格负相关。正相关显示出股价上涨的财富效应，而负相关则反映了股价上涨的替代效应，但股价上涨的财富效应大于替代效应。Field(1984)把股票市场交易量引入货币需求函数，实证分析发现，1919,1929年纽约股票交易所交易规模与货币交易性需求正相关，并认为导致美国爆发大萧条的真正原因是1925,1929年股票交易量的上涨所要求的货币需求没有得到相应的满足。Palley(1995)实证研究了1976,1991年美国纽约股票市场交易额与货币需求的关系，发现与房屋销售、股票市场交易额呈正相关，但与股票市场交易额呈负相关。Choudhry(1996)运用协整检验和误差修正模型，实证分析了“二战”后(1955,1989)美国和加拿大的股票价格和长期货币需求函数的关系，发现在这两个国家股票价格对长期的实际和需求有着重要的影响，影响的方向和大小取决于这两个国家对货币的定义。Majid等(2007)运用协整方法和格兰杰因果关系检验，利用印度尼西亚1998年第二季度至2006年第二季度数据实证分析了实际股票价格对长期货币需求的影响，发现实际狭义货币与实际GDP、利率和实际股票价格存在协整关系，股票价格对狭义货币需求

有显著的正向影响。

近年来，国内一些学者对我国股票市场对货币需求的影响进行了许多有益的研究。易行健(2004)采用Johansen协整方法，检验了一个包含股票市场交易额变量的标准货币需求函数和货币流动性函数，实证结果表明我国股票市场的发展与扩张减少了对狭义货币和广义货币的需求，且股票市场对货币需求结构存在显著的影响。许荣等(2008)利用2002年1月至2006年12月的月度数据，实证研究了我国股票市场发展对货币需求的影响，发现股票市场的发展提高了经济体的货币需求，股票成交金额的变动有助于对狭义货币供应量的预测，但无法对广义货币供应量进行预测。王晓芳等(2009)通过构建以收入、利率、预期通货膨胀以及股票市场市值等宏观经济指标为决定变量的货币需求计量模型，利用1996年第一季度至2007年第四季度的季度数据实证研究了我国货币需求的影响因素，发现股票市值对狭义货币和广义货币均有正向影响。石建民(2001)通过引入一个简单的一般均衡模型，在考察股票市场对货币需求影响的基础上，全面分析一了股票市场对实体总量经济的影响，发现股票市场的发展对狭义货币和广义货币需求均呈正相关关系。段进等(2006)运用协整、弱外生性和因果关系检验，利用1994年第一季度至2004年第二季度的季度数据，实证研究了我国股票市场与货币需求的关系，发现股票市场的发展对狭义货币需求有正向影响，但对广义货币，只影响其结构不影响其总量。谢富胜等(2000)利用1994年第一季度至1999年第二季度的季度样本数据实证分析了股票市场发展对货币需求的影响，发现股票市场发展对狭

义货币、准货币和广义货币均存在正向作用。

上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴意义，但这些文献存在着两个需要进一步探讨的问题。一是Friedman的4种效应中的第4种效应——替代效应所引起对货币需求量的减少。我国在2001年6月前，由于证券公司客户保证金存款未计入，因此股市的发展对具有分流作用，会减少;但从2001年6月起证券公司客户保证金存款计入，此时的又是如何变化,按照Friedman的表述，替代效应主要使得居民储蓄存款减少。但是在把证券公司客户保证金存款计入后，且上市公司把从股市上融得的资金以企业存款的形式存入银行，则的总量应当不变，改变的只是的结构。换句话说，替代效应对总量没影响，影

响的只是的结构。如此看来，替代效应并不会减少货币需求。

二是上述文献在研究股票市场发展对货币需求量的影响时，暗含着一个假定或者说遗漏一个重要的问题，即假定货币流通速度不变，或者说没考虑到货币流通速度的变化，仅仅只考虑了股票市场的发展对货币需求量的影响。而正是暗含的这一假定，才出现了上述第一个问题的替代效应不会减少货币需求的结论。但这一暗含假定与事实不符。因为股价上涨，股票预期收益率提高，储蓄存款收益率相对下降，居民会把储蓄存款转化为现金和活期存款，以方便随时进入股票市场进行投机，而金融工具的创新，如银证转账、银证融通等为这种投机提供了更大的方便，各经济主体将会扩张融通资金的规模并加快资金的流通速度。资本市场、货币市场和商品市场是相互连通的，居民储蓄存款活期化加快了资金在不同的市场进进出

出，因此这会加快的流通速度。

在考虑了股票市场后，货币数量公式可写为:

因此，股票市场的发展所引起的需求就有可能由加快了的流通速度来满足，且如果货币流通速度V增加的较快，最终反而有可能引起需求量的减少。在我国，货币流通速度的快慢又与股市的投机性有着密切联系。在一个投机性极强的股市里，当股价上涨时，居民

储蓄存款活期化速度加快，流通速度会增加得很快。

因此，本文认为，Friedman之所以认为股票市场对货币需求影响的第4种效应——替代效应会减少需求，根本原因在于替代效应加快了的流通速度。本文中，我们把Friedman的替代效应修正为“速度效应”，上述两个问题实际上是同一个问题:股票市场的发展是否会影响流通速度,如果不会，则Friedman的替代效应在我国不成立，这也意味着股票市场的发展肯定会增加需求;反之，如果会，则股票市场发展对需求影响无法从理论上加以确定，只能通过实证来检验。另外，由于替代效应涉及的是(居民储蓄存款活期化)，而财富效应、资产组合效应和交易效应会增加货币需求(主要是)，因此股票市场的发展对

需求应当会增加。

综上所述，当股价上涨和股票交易量扩张时，对需求应当会增加;但对于，财富效应、资产组合效应和交易效应会增加需求，而速度效应则会减少需求。所以股票市场对需求影响的综合效应是正向还是负向，无法从理论上确定，而应该通过实证检验来进一

步分析。

三、实证分析

(一)变量的选取与数据处理

一般而言，根据基本的货币需求理论:,f(P，Y，R)，货币需求函数包括两个类型

的变量:规模变量Y和机会成本变量R，并通过物价P区分变量名义值与实际值的影响。本文采用两个规模变量:一是国内生产总值GDP，二是沪深两市A股总市值SV。货币需求的机会成本变量是指人们因持有货币而放弃持有其他资产所获得的收益，它一般包括两个组成部分:货币自身的收益率和除货币以外的其他资产的收益率。本文选取一年期定期存款利率R作为货币需求的机会成本变量，并经消费者价格指数CPI调整求得实际值。另外，为考察沪深两市A股总市值SV对储蓄存款的影响，本文选取储蓄存款增长率HDR，其由储蓄存款HD求得。最后，由于货币需求的实证研究是基于货币总量的分析，因此本文在货币层次上选择狭义货币和广义货币。除一年期定期存款名义利率R和消费者价格指数CPI外，所有样本数据均来自于中国经济信息网，并均经消费者价格指数(CPI)调整以求得各自的实际值。一年期定期存款名义利率R和消费者价格指数CPI样本数据来自于EIU country data。样本数据区间为1998年第一季度至2008年第二季度，以季度为单一样本，共42个。因为样本数据的自然对数变换并不改变其原有的协整关系，而且能使其趋势线性化，避免数据的剧烈波动，有利于消除时间序列中存在的异方差现象，因此除一年期定期存款实际利率R和实际储蓄存款增长率HDR外(因为这两个时间序列变量有些值为负值)，本文对其余变量均取对数，分别记为狭义货币Ln、广义货币Ln、经济增长LnGDP、沪深两市A股总

市值LnSV(以下简称“股票市值”)。本文采用的计量软件是EViews 6.0。

(二)变量的平稳性检验

数据平稳性的检验是计量检验工作的开始，因为当变量之间的阶数不同时，有可能产生伪回归，就无法建立模型进行分析。本文采用ADF(Augment Dickey,Fuller)单位根检验方

法来检验变量的平稳性。检验结果如表1。

ADF检验结果表明，变量序列狭义货币Ln、广义货币Ln、经济增长LnGDP、股票市值LnSV、一年期定期存款实际利率R、居民储蓄存款增长率DHR均在10,显著性水平下存在单位根，都不是平稳序列。而它们的一阶差分均在1,的显著性水平下拒绝单位根假设。

这说明各变量的一阶差分具有平稳性，均为?(1)序列。

(三)变量间的协整检验

在单整性基础上再对变量之间作Johansen协整检验，检验变量之间是否具有协整关系，

即变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。

货币量、经济增长、股票市值与一年期定期存款实际利率的协整检验

首先检验狭义货币Ln与经济增长LnGDP、股票市值LnSV与一年期定期存款实际利率R

的协整关系，检验结果分别见表2。

上式括号内的数字为各变量系数的t统计量，各变量系数的t统计量均具有显著性，规模变量GDP和机会成本变量R的系数符号与经济理论一致，SV对需求具有正效应，与预期的一致，股票市值每增加1个百分点，狭义货币将增加0.148个百分点。这也与我国实际情况相符。我国的股市交易采用足额现金交易，股票交易主要依靠现金和活期存款来完成，所

以股市的发展会形成对的需求。

接下来检验广义货币(Ln)与经济增长(LnGDP)、股票市值(LnSV)与一年期定期

存款实际利率(R)的协整关系，检验结果分别见表3。

由表3可知，变量序列Ln、LnGDP、LnSV与R在5,的显著性水平上存在2个协整向

量。我们选择最大特征值所对应的协整向量，并对该协整向量正规化得到:

上式括号内的数字为各变量系数的t统计量，各变量系数的t统计量均具有显著性，规模变量GDP的系数符号与经济理论一致，但机会成本变量R的系数符号与理论预期不相符。汪红驹(2003)认为，上世纪90年代中期开始，我国政府对教育、住房、医疗、养老保险等方面的制度改革逐渐铺开，这些制度改革增加了居民对未来收支不确定性的担忧，使居民形成了对经济不稳定的预期，因此尽管人民银行多次下调利率，但公众仍然倾向于持有风险程度较低、流动性较高的货币资产，进而扭曲了货币量与利率的关系。SV对需求具有负效应，股票市值每增加1个百分点，广义货币将减少0.0246个百分点。说明对于，当股票价格上涨和股票交易量扩张时，股票市场的财富效应、资产组合效应和交易效应小于速度效

应，因此减小了需求。

当股票价格上涨和股票交易量扩张时，股票市场之所以会减少需求，其深层次原因在于我国股票市场制度的不完善，使得股市投机气氛浓厚。在我国的股票市场中，特殊的股权结构和收益率使得投资者多着眼于股票的价差收益。许多投资者投资股票并非为了红利收入，而是在于预期股价未来会上涨而进行投机。造成我国股市具有极强投机性的原因有以下几方

面:

一是目前我国股票市场上最大投资主体是公众，但是公众是不可能成为上市公司大股东的。特殊的国情使得我国上市公司的股权结构中国有股和法人股占绝对多数，平均占70,，而能够在市场上流通的社会公众股大约只有30,。这种特殊的股权结构使得国有股在上市公司中处于绝对控股的地位，即使个别上市公司中国有股只是处于相对控股地位，但由于公众投资者的分散化，在公司决策过程中，公众投资者无法与国有股东相抗衡，不能“用手投

票”，只能“用脚投票”。

二是从红利和资本增值方面来看，我国上市公司的特性之一就是实行低派息甚至零派息政策。大股东为了扩充资本金，往往不派息或者象征性地发一点微乎其微的股息，股民们难以

从股份分红中获得收益，股票分红的收益往往要低于同期银行存款的利息。

三是由于我国上市公司并未建立起真正意义上的现代企业制度，上市公司普遍质量低下，上市公司亏损的数量较多，投机价值远超过投资价值。因此，投资者很难为了投资买入股票，

而只能转入二级市场，期望从股票价格的变动中获得价差收益。

四是由于我国股票市场制度的不健全，股票价格往往脱离上市公司的基本面，股票价格更多地受制于国家政策因素和各种所谓的消息面影响，投资者往往更多地关心各种各样的消息和政策，追涨杀跌，这使得我国股票价格波动频繁且幅度大，而股价的大幅涨跌无疑对投机

者充满着诱惑。

五是我国资本市场上长期没有退出机制。上市的国有企业仅是把股票市场当作融资、解困的工具。而国有企业由于涉及到地方就业、经济增长等一系列问题，地方政府是不会轻易让上市国有企业退出股市的，哪怕是业绩不佳，也会通过兼并、收购、重组等途径来使上市企

业继续存于股市。政府的这一“隐性担保”让股民们吃了“定心丸”，投机股市几乎不存在血本

无归的问题，股民们自然也就放心大胆炒股了。

股市的投机性对广义货币的一个重要影响就是居民储蓄存款活期化。因为股价上涨，股票预期收益率提高，储蓄存款收益率相对下降，居民流动性偏好加强，居民将储蓄存款转化为现金和活期存款，以方便随时进入股票市场进行投机。而资本市场、货币市场和商品市场是相互连通的，居民储蓄存款活期化加快了资金在不同的市场进进出出，因此这会明显加快

的流通速度，从而最终减少了需求。

为了进一步考察股票市值LnSV对储蓄存款的影响，下面再对居民储蓄存款增长率HDR

和LnSV作协整检验，检验结果见表4。

上式括号内的数字为变量系数的t统计量，SV的系数为,0.0084，其对应的t统计值在略大于10,的显著性水平下具有显著性，说明股票市值LnSV对居民储蓄存款增长率HDR具有负效应，股票市值的增大将导致居民储蓄存款增长率的下降。为了更进一步揭示居民储蓄存款增长率与股票市值潜在的因果性，下面对它们进行Granger因果关系检验，检验结果见

表5。

由表5可知，从格兰杰因果关系的意义上看，在10,的显著性水平上可以看出:居民储蓄存款增长率HDR不是股票市值LnSV的Granger原因，但股票市值LnSV是居民储蓄存款增长率HDR的Granger原因。Granger因果关系检验结果进一步证实了股票市值的扩张会

引起居民储蓄增长率的下降，也间接说明了我国股市具有很强的投机性。

从我国的实际情况来看，从1996年至2008年，我国股市经历了1996年初至2001年6月的牛市、2001年7月至2005年的熊市和2005年至2008年的牛市三个阶段。在这三个时间段里，我国居民储蓄存款增长率也经历了逐渐下降——由1996年的29.9,逐渐下降至2001年的14.6,(对应的是股市的牛市阶段)，然后逐渐上升——由2001年的14.6,转而逐渐上升至2005年的18.0,(对应的是股市的熊市阶段)，又逐渐下降——由2005年的18.0,逐渐下降至2007年的6.8,(对应的股市的牛市阶段)。近期来看，从2007年美国发生次贷危机到现在的世界金融危机这段时期，我国股市经历了由熊市到牛市的转变过程:上

证综合指数从2007年10月的最高点5955点跌至2008年12月的1821点，然后又逐渐回升，截至2009年10月，上证综合指数升至2996点。同时，我国居民储蓄存款增长率也由2007年10月的3.7,迅速上升至2009年1月的33.79,，然后又逐渐下降至2009年6月的28.28,。股市的牛市和熊市再次对应着居民储蓄存款增长率的下降和上升。显然，我国股市的牛市和

熊市分别与我国居民储蓄存款增长率的下降和上升相对应。

四、结论与政策建议

本文通过协整分析、Granger因果检验实证研究后发现:(1)修正后的Friedman关于股票市场4种效应能很好地解释我国股市的实际情况;(2)我国股票市场的发展对狭义货币具有正向作用，但对广义货币具有负向作用;(3)股票市场发展对的负向作用，主要原

因在于我国股市的较强投机性加快了流通速度。

针对以上结论，本文提出以下几点建议:

1.尽管从统计显著性的角度来看，股票市场发展对和的作用具有显著性，但作用系数较小，分别为0.148和0.0246，因此现阶段我国货币政策的制定和实施没有必要过分担忧股

票市场的影响，应当关注，而不用盯住。

2.由于我国股市投机性较强，股市的波动将会影响货币流通速度，而这无疑会影响到货币政策的实施效果，因此要采取相应措施减小股市投机性。如政府应制定好股票市场发展的长远发展规划和阶段性目标，保持政策的稳定性和连续性，并让投资者充分了解股市的发展和政策取向，增加投资者长期投资的信心;开辟新的融资渠道，增加新的融资工具，引导资金的分流，避免大量资金流向股票市场进行过度投机;提高上市公司的经济效益，给股东以较高的回报，促进股民进行长期投资，减少短期投机行为;强化证券市场退出机制，让那些经

营不善、业绩不佳的上市公司退出市场，让投资者意识到风险的存在。

3.加快利率市场化改革步伐，逐步放开利率管制，使利率真正反映借贷资金的价格或机会成本，通过股市收益率与存款利率的相互作用，促进各种融资市场的均衡发展。居民储蓄存款分流进入股市的一个重要原因是存款实际利率低于股市收益率，因此在利率市场化的条件下，当利率低于股市收益率时，储蓄存款分流进入股市，则信贷市场上的资金供给将会减少，利率将自动上浮，资金也会逐渐回流。反之，则相反。因此，加快利率市场化步伐，能减少

股市的投机性货币供给，在一定程度上减少股市泡沫。

范文五：货币需求_储蓄存款与股市投机性

J ournal of Hube i Unive rs ity of Econom ics

货币需求、储蓄存款与股市投机性

邓永亮,李薇,南开大学 经济学院,天津 300071,

摘 要,现有的有关股票市场发展对货币需求影响的研究,暗含着一个假设,货币流通速度不变。 在一个投机 性极强的股市里,这一假设难以成立。 对 Friedman的替代效应修正后 ,股市发展对货币需求影响与我国实际情况

。 股市发展对 M有正向作用,对 M有负向作用,后者的主要成因是我国股市具有极强投机性。 相吻合1 2

关键词,货币需求,储蓄存款,股市投机性,货币流通速度

中图分类号,F830.91 文献标识码,A 文章编号,1672,626X,2010,03-0045-07

一、引言收入比股价波动性更小的条件下,这也就意味着财近年来, 随着我国股票市场的发展, 不少学者 富/收入的比率上升。 货币需求函数认为,财富/收入 就股票市场的发展对货币需求的影响这一问题做 ,则货币/收入的比率越高,因此财富的增 比率越高

。 然而,纵观这些研究可以发现, 。 我们把股票市场与货币需 了许多有益的研究加将增加对货币的需求

它们暗含着一个假定或者说遗漏了一个重要的问 。 ,2,股票价格的上 求的这种关系称之为财富效应,即假定货币流通速度不变, 或者说没考虑到货 题涨反映了风险性资产的预期收益相对于安全性资

,仅仅是考虑了股票市场的发展 币流通速度的变化。 在人们风险偏好程度不变的情况 产而言有所上升

。 而这种暗含的假定对于一个 对货币需求量的影响,这种相对收益的变化将导致资产组合的风险程 下

。 由于我国股票 投机性气氛浓厚的股市是不成立的,从而使得人们将会增加其资产组合中相对 度上升

市场特殊的股权结构和收益率使得投资者只能着 ,比如增加对短 安全性资产的比重来对冲这种风险

, 因此我国股市投机气氛浓 ,从而引致货币需求增加。 我 眼于股票的价差收益期债券和货币的持有

厚。 股价的上涨和股票交易量的扩张,使得居民储

,而居民储蓄存款活期化无疑会加快 蓄存款活期化 ,,股票价格 们把这种效应称之为资产组合效应。3,因此股票市场的发展所需求的货币 货币流通速度 的上涨往往伴随着股票市场交易量的增加,而这往,因而也 量就可以由加快了的货币流通速度来满足往产生相应的货币需求来满足或完成这些交易。 我 。 货币需求是整个货 就未必会增加相应的货币需求

。 ,4,股票市场价格 们把这种效应称之为交易效应,是中央银行制定和实施货币政策的 币理论的重心

、交易量扩张,一般会使得股票吸引力增加,这 上涨。 股票市场的发展对货币需求的作用方向 重要依据

在一定程度上会对货币资产 ,主要是广义货币,如 ,值得我们进一步深入研究。 如何

居民储蓄存款, 有一种替代作用, 从而降低货币需 二、文献综述

求。 我们称这种效应为替代效应。 在上述 4 种效应 关于股票市场对货币需求的影响途径或机制, ,、 财富效应资产组合效应和交易效应会增加货 中Friedman,1988,的经典研究指出,股票市场引致货 ,而替代效应则会减少货币需求。 币需求币需求的途径或机制体现在 4 个方面,,1, 股票市

Friedman,1988,利用美国 1961-1986 年季度数 ,在假定 场价格的上涨意味着人们名义财富的增加,以实 据对股票价格的货币需求进行实证分析发现

际广义货币供应量衡量的货币需求与领先三个季

,2010-039 收稿日期-0

作 者 简 介 , 邓 永 亮 ,1974 ,, 男 , 福 建 漳 平 人 , 南开大学经济学院博士研究生 , 主要从事宏观经济运行 与 调 控 研 究 , 李 薇 -

(1981-),女,天津人,南开大学经济学院博士研究生,主要从事世界经济、国际金融研究。

湖北经济学院学报 2010年 5 月 第 8 卷 第 3 期

度的实际股票价格呈正相关,但和同期的实际股票了股票市场对实体总量经济的影响,发现股票市场

价格负相关。 正相关显示出股价上涨的财富效应, 的发展对狭义货币和广义货币需求均呈正相关关

而负相关则反映了股价上涨的替代效应,但股价上 系。 段进等,2006,运用协整、弱外生性和因果关系

。 Field,1984,把股票市 ,利用 1994 年第一季度至 2004 年第二季度的 涨的财富效应大于替代效应检验

场交易量引入货币需求函数, 实证分析发现 1919~ ,实证研究了我国股票市场与货币需求的 季度数据

,发现股票市场的发展对狭义货币需求有正向 关系1929 年纽约股票交易所交易规模与货币交易性需

,但对广义货币,只影响其结构不影响其总量。 影响求正相关,并认为导致美国爆发大萧条的真正原因

谢富胜等,2000, 利用 1994 年 第 一 季 度 至 1999 年 是 1925~1929年股票交易 量的上涨所要求的货币

第二季度的季度样本数据实证分析了股票市场发 。 Palley,1995,实证研究 需求没有得到相应的满足

,发现股票市场发展对狭义货 展对货币需求的影响了 1976~1991年美国纽约 股票市场交易额与货币

、准货币和广义货币均存在正向作用。 币,发现 M与房屋销售、股票市场交易额 需求的关系1

正 相 关 , 但 M与股票市场交易额呈负相关 。 上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴 呈2

,但这些文献存在着两个需要进一步探讨的问 Choudhry,1996,运用协整检验和误差修正模型,实 意义

题。 一是 Friedman的 4 种效应中的第 4 种效应—— “二战”后,1955~1989,美国和加拿大的股 证分析了

,发现在这两个 替代效应所引起对货币需求量的减少。 我国在 2001 票价格和长期货币需求函数的关系

国家股票价格对长期的实际 M和 M需求有着重 年 6 月前, 由于证券公司客户保证金存款未计入 1 2

,影响的方向和大小取决于这两个国家对 要的影响M, 因此股市的发展对 M具有分流作用,M会减 22 2

。 Majid 等,2007,运用协整方法和格兰 货币的定义少, 但从 2001 年 6 月起证券公司客户保证金存款

计入 M, 此时的 M又是如何变化, 按照 Friedman 22

的表述,替代效应主要使得居民储蓄存款减少。 但

M后, 且上 是在把证券公司客户保证金存款计入 2

市公司把从股市上融得的资金以企业存款的形式杰因果关系检验,利用印度尼西亚 1998 年第二季

度至 2006年第二季度数据实证 分析了实际股票价

格对长期货币需求的影响,发现实际狭义货币与实

际 GDP、利率和实际股票价格存在协整关系, 股票

。 价格对狭义货币需求有显著的正向影响 存入银行,则 M, 改变的只是 M的总量应当不变 2 2近年来,国内一些学者对我国股票市场对货币 的结构。换句话说,替代效应对 M总量没影响,影 2 。 易行健,2004, 需求的影响进行了许多有益的研究

响的只是 M的结构。 如此看来,替代效应并不会减 2 采用 Johansen协整方 法,检验了一个包含股票市场 少货币需求。 交易额变量的标准货币需求函数和货币流动性函

二是上述文献在研究股票市场发展对货币需 ,实证结果表明我国股票市场的发展与扩张减少 数,暗含着一个假定或者说遗漏一个重 求量的影响时,且股票市场对货 了对狭义货币和广义货币的需求

,即假定货币流通速度不变, 或者说没考 要的问题币需求结构存在显著的影响 。 许荣等,2008, 利用

,仅仅只考虑了股票市场 虑到货币流通速度的变化2002年 1 月至 2006年 12 月的月度数据,实证研究 。 而正是暗含的这一假 的发展对货币需求量的影响了我国股票市场发展对货币需求的影响,发现股票 ,才出现了上述第一个问题的替代效应不会减少 定,股票成交金 市场的发展提高了经济体的货币需求。 但这一暗含假定与事实不符。 因 货币需求的结论,但无法 额的变动有助于对狭义货币供应量的预测

,股票预期收益率提高, 储蓄存款收益 为股价上涨。 王晓芳等,2009,通过 对广义货币供应量进行预测,居民会把储蓄存款转化为现金和活期 率相对下降构建以收入、利率、 预期通货膨胀以及股票市场市

,以方便随时进入股票市场进行投机, 而金融 存款值等宏观经济指标为决定变量的货币需求计量模

,如银证转账、 银证融通等为这种投机 工具的创新,利用 1996 年第一季度至 2007 年第四季度的季 型

,各经济主体将会扩张融通资金 提供了更大的方便,发现 度数据实证研究了我国货币需求的影响因素

。 资本市场、货币市 的规模并加快资金的流通速度。 石 股票市值对狭义货币和广义货币均有正向影响

,居民储蓄存款活期化 场和商品市场是相互连通的,2001,通过引入一个简单的一般均衡模型,在 建民

,因此这会加快 加快了资金在不同的市场进进出出,全面分析 考察股票市场对货币需求影响的基础上

M的流通速度。 2

邓永亮，李 薇:货币需求、储蓄存款与股市投机性

在考虑了股票市场后,货币数量公式可写为,量 和机会成本变量 ,并通过物价 区分变量名 Y RP

义值与实际值的影响。 本文采用两个规模变量,一 ,1, MV,PQ，QP SS是国内生产总值 GDP, 二是沪深两市 A 股总市值 ,1,式中 M 表示货币供给量,V 表示货币流通速 SV。 货币需求的机会成本变量是指人们因持有货币 度,P 表示最终产品和劳务价格水平,Q 表示最终产 ,它一般包括两 而放弃持有其他资产所获得的收益,P表示股票价格,Q表示股票 品和劳务交易数量S S ,货币自身的收益率和除货币以外的其 个组成部分。 从,1,式等号右边来看,考虑了股票市场后, 数量

货币需求增加了 PQ,在假设产品市场货币需求不 SS 他资产的收益率。本文选取一年期定期存款利率 R 变的情况下,即 PQ 值不变,,等号左边货币流通量 作为货币需求的机会成本变量,并经消费者价格指MV 也应相应增加,其中一种可能性为 M 保持不变 另外,数 CPI 调整求得实际值。 为考察沪深两市 A ,但 V 提高较大,最终 MV 仍然会增大。 甚至减小 本文选取储蓄存股总市值 SV , 对储蓄存款的影响

因此,股票市场的发展所引起的 M需求就有HDR,其由储蓄存款 HD 求得。 最后,由于 款增长率 2

货币需求的实证研究是基于货币总量的分析,因此 且如果货币M流通速度来满足,可能由加快了的 2 在货币层次上选择狭义货币 M 文和广义货币 本1 流通速度 V , 最终反而有可能引起 M增加的较快 2M。 除一年期定期存款名义利率 R 和消费者价格指 2需求量的减少。 在我国,货币流通速度的快慢又与 数 CPI 外, 所有样本数据均来自于中国经济信息 。 在一个投机性极强的 股市的投机性有着密切联系, 并均经消费者价格指数,CPI, 调整以求得各自 网,当股价上涨时, 居民储蓄存款活期化速度 股市里。 一年期定期存款名义利率 R 和消费者价 的实际值,M流通速度会增加得很快。 加快2 格指数 CPI 样本数据来自于 EIU country data。 样 因此, 本文认为,Friedman 之所以认为股票市 本数据区间为 1998 年第一季度至 2008 年第二季 场对货币需求影响的第 4 种效应替代效应会 ———,以季度为单一样本,共 42 个。 因为样本数据的 度减少 M需求,根本原因在于替代效应加快了 M的 2 2 ,而且能 自然对数变换并不改变其原有的协整关系。 本文中,我们把 Friedman的替代效应 修 流通速度, 避免数据的剧烈波动, 有利于消 使其趋势线性化“速度效应”,上述两个问题实际上是同一个问 正为,因此除一年期定 除时间序列中存在的异方差现象题,股票市场的发展是否会影响 M流通速度, 如果 2 期存款实际利率 R 和实际储蓄存款增长率 HDR 外 ,则 Friedman的替代效应在我国不成立 ,这也 不会 ,因为这两个时间序列变量有些值为负值,,本文对意味着股票市场的发展肯定会增加 M需求,反之, 2 其余变量均取对数,分别记为狭义货币 LnM、广义 1如果会, 则股票市场发展对 M需求影响无法从理 2 货币 LnM、经济增长 LnGDP、沪深两市 A 股总市值 2 论上加以确定,只能通过实证来检验。 另外,由于替LnSV,以下简称“股票市值”,。 本文采用的计量软件 代效应涉及的是 M,居民储蓄存款活期化,,而财富 2是 EViews 6.。0 、 资产组合效应和交易效应会增加货币需求 效应,二,变量的平稳性检验 ,主要是 M,, 因此股票市场的发展对 M需求应当 11 数据平稳性的检验是计量检验工作的开始,因 。 会增加, 有可能产生伪回归, 为当变量之间的阶数不同时, , 综上所述当股价上涨和股票交易量扩张时就无法建立模型 进 行 分 析 。 本 文 采 用 ADF 对 M需求应当会增加,但对于 M,财富效应、资产 1 2,Augment Dicke y-Fuller,单位根检验方法来检验变 组合效应和交易效应会增加 M需求, 而速度效应 2 量的平稳性。 检验结果如表 1。 则会减少 M需求。 所以股票市场对 M需求影响的 2 2

ADF 检验结果表明,变量序列狭义货币 LnM、 1, ,无法从理论上确定而 综合效应是正向还是负向

广义货币 LnM、经济增长 LnGDP、股票市值 LnSV、 2。 应该通过实证检验来进一步分析

三、实证分析

,一,变量的选取与数据处理

d一般而言,根据基本的货币需求理论,M=f,P,

Y,R,,货币需求函数包括两个类型的变量,规模变

居民储蓄存款增长率一年期定期存款实际利率 R、

DHR 均在 10%显著性水平下存在单位根,都不是平

稳序列。而它们的一阶差分均在 1%的显著性水平

下拒绝单位根假设。 这说明各变量的一阶差分具有

湖北经济学院学报 2010年 5 月 第 8 卷 第 3 期

表 1 变量及一阶差分的 ADF 检验结果

变量 临界值 检验结果 ADF 检验值 检验类型,C,T,L,

非平稳 -1.611339, LnM2.143050 (0,0,4) 1

非平稳 1.611824, -LnM15.44020 (0,0,0) 2

非平稳 1.611469, -LnGDP 15.41441 (0,0,3)

非平稳 -1.611711, LnSV 1.219600 (0,0,1)

非平稳 1.611824, -R 1.357687 (0,0,0)

非平稳 1.611469, -HDR -0.896110 (0,0,3)

平稳 -3.615588,,, LnM?-7.323018 (C,0,2) 1

平稳 3.605593,,, -?LnM-5.777769 (C,0,0) 2

平稳 4.219126,,, -?LnGDP -174.3666 (C,T,2)

平稳 -2.624057,,, ?LnSV -4.945415 (0,0,0)

平稳 -2.624057,,, ?R ,0,0,0, -5.412322

平稳 2.627238,,, -?HDR ,0,0,2, 10.92915 -

注,,1,,、,,,分别表示显著水平为 10%,1%,,2,,C,T,L,中,C 为常数项,T 为趋势项,L 为滞后项,常数项和趋势项根据序列特点来 选择,滞后阶数根据 AIC、SC 最优信息准则确定,Δ 表示一阶差分。

表 2 变量,LnM1 LnGDP LnSV R,的协整检验结果

临界值 假设的协整关系数 特征值 迹统计量 概率 ,5%的显著性水平, 没有, 0.709229 74.46906 47.85613 0.0000 至多 1 个 0.347331 25.06026 29.79707 0.1593 注,,1,以上检验含常数项,含趋势项,表 3、4 相同,不再说明,,,2,,为 5%显著性水平上拒绝零假设,表 3、4 相同,不再说明,。

平稳性,均为 I,1,序列。 t 统计量均具有显著性 , 规模变 量 各变量系数的

,三,变量间的协整检验 GDP 和机会成本变量 R 的系数符号与经济理论一 在单整性基础上再对变量之间作 Johansen协 致,SV 对 M需求具有正效应,与预期的一致,股票 1 ,检验变量之间是否具有协整关系, 即变量 整检验市值每增加 1 个百分点, 狭义货币将增加 0.148 个 。 之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。 这也与我国实际情况相符。 我国的股市交 百分点

1. 货币量、经济增长、股票市值与一年期定期 ,股票交易主要依靠现金和活期 易采用足额现金交易 存款实际利率的协整检验,所以股市的发展会形成对 M的需求。 存款来完成1 首先检验狭义货币 LnM与经济增长 LnGDP、 1 接下来检验广义货币 ,LnM, 与 经 济 增 长 2股票市值 LnSV 与一年期定期存款实际利率 R 的协 ,LnGDP,、股票市值,LnSV,与一年期定期存款实际 ,检验结果分别见表 2。 整关系,R,的协整关系,检验结果分别见表 3。 利率由表 2 可知, 变量序列 LnM、LnGDP、LnSV 与 1由表 3 可知, 变量序列 LnM、LnGDP、LnSV 与 2

R 在 5%的显著性水平上存在 2 个协整向量。 我们

选择最大特征值所对应的协整向量,并对该协整向 对协在 5%的显著性水平上存在 1 个协整向量。 R

, 量正规化得到赞β 整向量正规化得到, ,,1,,0.739,,0.148,0.085,, 1 赞 β,,1,,1.051,0.0246,0.055,,其对应的协整关2 其对应的协整关系为, 系为, lnM=1.051lnGDP,0.0246lnSV-0.055R1.507 (3) -2lnM=0.739lnGDP+0.148lnSV-0.085R-0.826 (2) 1

,,8.72, ,,3.49, ,6.37,

,-8.72, ,-3.49, ,6.37, 上式括号内的数字为各变量系数的 t 统计量,

邓永亮，李 薇:货币需求、储蓄存款与股市投机性

表 3 R,的协整检验结果 变量,LnMLnGDP LnSV 2

临界值假设的协整关系数 特征值 迹统计量 概率 ,5%的显著性水平,

没有, 0.728378 92.70207 47.85613 0.0000 至多 1 个, 0.557006 40.56829 29.79707 0.0020

至多 2 个0.159658 8.000362 15.49471 0.4654

司的特性之一就是实行低派息甚至零派息政策。 大上式括号内的数字为各变量系数的 t 统计量,

股东为了扩充资本金,往往不派息或者象征性地发 各变量系数的 t 统计量均具有显著性 , 规模变量

,股民们难以从股份分红中获 GDP 的系数符号与经济理论一致,但机会成本变量 一点微乎其微的股息

,股票分红的收益往往要低于同期银行存款 R 的系数符号与理论预期不相符。 汪红驹,2003,认 得收益

。 为,上世纪 90 年代中期开始, 我国政府对教育、 住 的利息

、医疗、养老保险等方面的制度改革逐渐铺开,这 房三是由于我国上市公司并未建立起真正意义 些制度改革增加了居民对未来收支不确定性的担 ,, 上市公司普遍质量低下上市 上的现代企业制度

,使居民形成了对经济不稳定的预期, 因此尽管 忧, 投机价值远超过投资价值。 公司亏损的数量较多

,但公众仍然倾向于持有风 人民银行多次下调利率因此,投资者很难为了投资买入股票, 而只能转入

、流动性较高的货币资产, 进而扭曲了 险程度较低,期望从股票价格的变动中获得价差收益。 二级市场

四是由于我国股票市场制度的不健全,股票价

格往往脱离上市公司的基本面,股票价格更多地受 货币量与利率的关系。SV 对 M需求具有负效应, 2 ,投资 制于国家政策因素和各种所谓的消息面影响 广义货币将减少 股票市值每增加 1 个 百 分 点 , ,追涨杀 者往往更多地关心各种各样的消息和政策0.0246个百分 点。 说明对于 M,当股票价格上涨和 2,这使得我国股票价格波动频繁且幅度大, 而股 跌股票交易量扩张时,股票市场的财富效应、 资产组 。 价的大幅涨跌无疑对投机者充满着诱惑, 因此减小了 M合效应和交易效应小于速度效应2 五是我国资本市场上长期没有退出机制。 上市 需求。 、 解困的工 的国有企业仅是把股票市场当作融资当股票价格上涨和股票交易量扩张时,股票市 具。 而国有企业由于涉及到地方就业、经济增长等 场之所以会减少 M需求, 其深层次原因在于我国 2 ,地方政府是不会轻易让上市国有企业 一系列问题, 使得股市投机气氛浓厚。 股票市场制度的不完善, 哪怕是业绩不佳, 也会通过兼并、收 退出股市的在我国的股票市场中,特殊的股权结构和收益率使 、重组等途径来使上市企业继续存于股市。 政府 购。 许多投资者投 得投资者多着眼于股票的价差收益“隐性担保”让股民们吃了“定心丸”,投机股 的这一,而是在于预期股价未来 资股票并非为了红利收入,股民们自然也就放 市几乎不存在血本无归的问题。 造成我国股市具有极强投机性 会上涨而进行投机。 心大胆炒股了, 的原因有以下几方面股市的投机性对广义货币的一个重要影响就 一是目前我国股票市场上最大投资主体是公 。 ,因为股价上涨股票预期 是居民储蓄存款活期化,但是公众是不可能成为上市公司大股东的。 特 众,储蓄存款收益率相对下降, 居民流动 收益率提高殊的国情使得我国上市公司的股权结构中国有股 ,居民将储蓄存款转化为现金和活期存 性偏好加强,平均占 70%, 而能够在市场 和法人股占绝对多数,以方便随时进入股票市场进行投机。 而资本市 款上流通的社会公众股大约只有 30%。 这种特殊的股 、货币市场和商品市场是相互连通的, 居民储蓄 场权结构使得国有股在上市公司中处于绝对控股的 ,因 存款活期化加快了资金在不同的市场进进出出,即使个别上市公司中国有股只是处于相对控 地位此这会明显加快 M, 的流通速度从而最终减少了 2 ,但由于公众投资者的分散化, 在公司决策 股地位M需求。 2 ,公众投资者无法与国有股东相抗衡, 不能 过程中为了进一步考察股票市值 LnSV对储蓄存 款的 “用手投票”,只能“用脚投票”。

二是从红利和资本增值方面来看,我国上市公

湖北经济学院学报 2010年 5 月 第 8 卷 第 3 期

,, 又逐渐下降—由, 对应的是股市的熊市阶段 —影响,下面再对居民储蓄存款增长率 HDR 和 LnSV

作协整检验,检验结果见表 4。 2005 年的 18.0%逐渐下降至 2007 年的 6.8% ,对应 由表 4 可知,变量序列 HDR 与 LnSV 在 5%的 ,。 近期来看,从 2007 年美国发 的股市的牛市阶段

显著性水平上存在一个协整向量。 对该协整向量正 ,我国 生次贷危机到现在的世界金融危机这段时期

,上证综合指 股市经历了由熊市到牛市的转变过程赞 ,β,,1.0084,,其对应的协整关系为, 规化得到3数从 2007 年 10 月的最高 点 5955 点 跌 至 2008 年

4, ,HDR,,.008l0nSV+0.1232 12 月的 1821 点,然后又逐渐回升,截至 2009 年 10

,1.57, 月,上证综合指数升至 2996 点。 同时,我国居民储

蓄存款增长率也由 2007 年 10 月的 3.7% 迅速上升 上式括号内的数字为变量系数的 t ,SV 统计量

的系数为-0.0084,其对应的 t 统计值在略大于 10% 至 2009 年 1 月的 33.79%,然后又逐渐下降至 2009

年 6 月的 28.28%。 股市的牛市和熊市再次对应着居 的显著性水平下具有显著性,说明股票市值 LnSV 。 显然,我国股市 民储蓄存款增长率的下降和上升 股票市对居民储蓄存款增长率 HDR , 具有负效应的牛市和熊市分别与我国居民储蓄存款增长率的 值的增大将导致居民储蓄存款增长率的下降。 为了。 下降和上升相对应更进一步揭示居民储蓄存款增长率与股票市值潜 四、结论与政策建议

在的因果性,下面对它们进行 Granger因果关系 检 本文通过协整分析 、Granger因 果 检 验 实 证 研

究后发现,,1, 修正后的 Friedman关于股票市 场 4 验,检验结果见表 5。

种效应能很好地解释我国股市的实际情况, ,2, 我 由表 5 可知, 从格兰杰因果关系的意义上看,

国股票市场的发展对狭义货币 M具有正向作用, 1 在 10%的显著性水平上可以看出,居民储蓄存款增

但对广义货币 M具有负向作用,,3,股票市场发展 2 长率 HDR 不是股票市值 LnSV 的 Granger原因 ,但

对 M的负向作用, 主要原因在于我国股市的较强 2 票 市 值 LnSV 是居民储蓄存款增长率 HDR 的 股

投机性加快了 M流通速度。 2 Granger原 因。 Granger因果关系检验 结果进一步证

针对以上结论,本文提出以下几点建议,实了股票市值的扩张会引起居民储蓄增长率的下

1. 尽管从统计显著性的角度来看,股票市场发 ,也间接说明了我国股市具有很强的投机性。 降

展对 M和 M的作用具有显著性, 但作用系数较 1 2 从我国的实际情况来看 , 从 1996 年 至 2008

,分别为 0.148 和 0.0246,因此现阶段我国货币政 小年,我国股市经历了 1996 年初至 2001 年 6 月的牛

策的制定和实施没有必要过分担忧股票市场的影 、2001 年 7 月 至 2005 年 的 熊 市 和 2005 年 至 市

,应当关注,而不用盯住。 响2008年的牛市三 个阶段。 在这三个时间段里,我国

2. 由于我国股市投机性较强,股市的波动将会 民储蓄存款增长率也经历了逐渐下降 —由 —居

,而这无疑会影响到货币政策的 影响货币流通速度1996 年 的 29.9% 逐 渐 下 降 至 2001 年 的 14.6% , 对

的 是 股 市 的 牛 市 阶 段 ,, 然 后 逐 渐 上 升—由 —应

2001 年的 14.6%转而逐渐上升至 2005 年的 18.0%

表 4 变量,HDR LnSV,的协整检验结果

临界值 假设的协整关系数 特征值 迹统计量 概率 ,5%的显著性水平,

没有, 0.517273 31.94394 15.49471 0.0001 至多 1 个, 0.067880 2.811766 3.841466 0.0936

表 5 ,HDR LnSV,的 Granger因果关系检验结果

滞后阶数 原假设 H F 统计量 P 概率 0

HDR 不是 LnSV的 Granger原 因 3 0.85473 0.4745

LnSV不 是 HDR 的 Granger原 因 3.95708 0.0166

邓永亮，李 薇:货币需求、储蓄存款与股市投机性

[3] 石建民.股票市场、 货币市场与总量经济 , 一 般 均 衡 分 析 实施效果, 因此要采取相应措施减小股市投机性。

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。 市泡沫

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145-154.

,责任编辑,刘同清,

Money Demand, Household Deposits and Speculative of Stock Market

DENG Yong-liang,LI Wei

(School of Economics, Na nkai University, Tianjin 300071, Chna)i

Abstract: There is an implicit assumption which exists i n the study about the stock market on money demand, that is, the money veocity s stable, wh ich s not true. After revising the Friedman's substa on effect, we can find out the effect o f liiti

the stock market on money demand is suitab le to the real situation. The effect of the stock market on M1 is positive, but is negative on M2, which is caused by the speculative of stock market.

Key words: money demand; use hohold deposits; speculative of stock market; moneyvelocity

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