中国货币需求研究

范文一：中国货币需求研究

经济纵横?２００９年第６期

中国货币需求研究

王

元

（国家发改委经济研究所，北京１０００００）

摘要：本文对中国货币需求的基本状况和特征进行分析，借鉴经典理论方法分析了货币需求的主要影响因素。在此基础上，构建货币需求函数，以１９９２～２００６年统计数据为基础，运用实证方法得到货币需求与其影响因素的关系。实证研究结果揭示了货币需求除受收入影响外，还受通货膨胀率、风险资产价格影响。因此，要关注货币需求变化的长期趋势，提高货币政策预见性；积极推进利率市场化改革，提高货币政策有效性；货币政策决策应关注资产价格及新的制度因素等。

关键词：货币需求；通货膨胀；货币政策

中图分类号：Ｆ８２２．０

文献标识码：Ａ

文章编号：１００７—７６８５（２００９）０６—００２４—０５

一、中国货币数量的主要特征

Ｍ：年均增速２２．４％，两者年度增长率最高时接近４０％。从国际比较看（见表１），我国货币增长率偏高。

（一）货币增长率

近３０年我国广义货币量（Ｍ：）和狭义货币量（Ｍ，）增长率的波动幅度较大（见下图）。１９７９年以来，Ｍ，增长率最高和最低值之间跨度达３１．６％，Ｍ：增长率最高和最低值之间相差也有２５％。特别是１９９８年以前，波动十分剧烈，１９９９年以来波幅缩小。另外，多年来，Ｍ，和Ｍ：增长速度较快。１９７８～２００７年问Ｍ，年均增速１９．１％，

近年来我国货币增长率变化情况（单位：％）

表１货币供应（Ｍ。）增长率的国际比较（单位：％）

１９９１

１９９６１９．４１９．６８１．７２—０．８４２９．８８１４．０１

２００１１３．１０１３．６９１３．８５９．２６１２．１２２１．２７

２００２１４．９０２３．４８１８．０３—０．４０２９．０７２５．７３

２００３１８．６７４．４６３．６９５．８７４．０４ｌＯ．２０

２００４１３．９１３．９９４．４９５．６３１７．５８５．３５

２００５１１．５７５．６１１２．９３０．５２１０．３１１０．２３

中日

国本

２８．２２９．５４３６．７６８．７３４２９．３７７．５９

韩国美国巴西澳大利亚

资料来源：王秀奎主编，《世界经济年鉴２００６—２００７卷》，世界经济年鉴编辑委员会，２００７。

货币增速较快还反映在超额货币增长方面。１９８５年至今的２３年中，有１９年存在货币的超额

增长（见下图）。①

（二）货币流动性

收稿日期：２００９—０４—１０

①货币的超额增长，是指广义货币供应量Ｍ：增长率大于ＧＤＰ增长率与通货膨胀率之和的现象。

一２４—

万方数据

近年来我国超额货币增长情况（单位：％）

Ｍ。与Ｍ：的比率是衡量货币流动性强弱的基本指标。从总体上看，我国货币流动性呈下降趋势，从１９７８年的０．８２下降到１９９５年以来的不到０．４。货币流动性在上世纪９０年代上半期之前持续下降有多方面原因。首先，随着改革开放的推进，经济增长的活力得以释放，居民收入快速增加，促使货币需求快速上升。其次，从１９９０年两大证券交易所相继成立到１９９５年，是我国证券市场发展的起步阶段，在２０世纪９０年代中期以前证券市场很不发达的状态下，居民可投资的金融资产数量很少，因此增加的收入中很大部分只能以定期存款的形式持有，造成Ｍ：增长速度快于

Ｍ，（见下图）。

近年来我国货币流动性（Ｍ。／Ｍ：）变化情况

与其他国家的横向比较（见表２）显示，我国是在货币流动性偏高的国家行列中。对此的一种解释是金融服务的不完善导致货币与准货币之间兑换的成本相对较高，因此居民倾向于持有较多货币。

表２货币流动性（Ｍ，／Ｍ：）的国际比较（单位：％）

１９９０

２０００２００５２００６中国

５７．５０３９．４８３５．９ｌ３６．４７日本１６．０３２４．３９４１．８１４２．３１韩国２３．１４１１．３８１３．６３１４．４９美国２１．３４

１７．２４１４．４７１２．９７巴西１３．３６

１２．３ｌ１２．５２澳大利亚

２１．３２

３０．８７

３６．９０

３５．６０

资料来源：谢伏瞻主编，《国际统计年鉴２００８｝，中国统计

出版社，２００８年。

（三）货币化指标

Ｍ：与ＧＤＰ的比率也被称为经济的货币化率，它在我国呈现不断提高的趋势。在麦金农提

万方数据

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出以Ｍ：／ＧＤＰ这一指标衡量一国尤其是后发国家经济发展中的实际货币增长水平时指出，这一比率在经济发展过程中是逐步提高的，但在一个健康的经济体中，货币化程度不会持续提高，而是在达到一定程度后在某个区间内保持相对稳定，他

认为这个区间的上限在１～１．２之间。我国的经济货币化率在１９９８年超过１．２，其后继续上升，到２００３年后才基本稳定在１．６左右的水平。这种现象体现了我国经济发展中货币量变化的特殊性。对此的理论研究较多，比较普遍接受的解释是制度因素。在原有的计划经济体制下，大量投资品通过政府调拨方式进行，消费品也更多表现为实物补贴，使用货币的交易行为较少。随着体制转轨，市场化使交易和支付的方式发生转变，货币交易的范围越来越大。此外，转轨过程中还存在由计划控制造成的抑制性投机需求逐步释放、由计划体制软约束造成的过度资金需求出现膨胀等情况，这些问题共同促使货币需求超经济增长，形成货币化指标快速上升的状况。

二、中国货币需求的影响因素

（一）财富与收入因素

人们所拥有的财富和一定时期内所获得的收入，是约束货币持有量的上限，同时也是影响货币需求的主要因素之一。弗里德曼强调包括人力财

富和非人力财富在内的总财富与财富构成对货币需求的影响，但现实中，总财富规模和人力财富与非人力财富的相对比例，在度量方面有相当大的难度。因此，以国民收入作为货币需求函数中体现财富与收入因素的变量成为货币需求研究特别是相关实证研究的普遍做法。

（二）影响持币成本的因素

１．利率。在我国目前的利率体系中，尽管存在市场化的债券市场利率，但由于债券市场的相对规模小，利率的期限结构和风险结构都还不够合理，难以体现持有金融资产的预期收益状况。因此，不宜作为衡量持币机会成本的变量。金融机构存贷款利率是目前在我国广泛影响经济主体决策的变量，但尚未市场化，与金融资产预期收益的联系不紧密，明显不同于西方货币需求理论中使用的利率概念。金融机构存款利率实际上是居民持有货币的一种预期收益，但存款利率的影响

一２５—

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还需进一步细化，如利率期限结构变化、利息税的影响、通胀率上升形成负利率等，都应视为存款利率对货币需求实际作用的调整因素。

２．预期通货膨胀率。由于持有物质财富也是持有货币的一种替代方式，通货膨胀发生时，货币的购买力下降，而实物资产的实际价值保持不变。因此，预期通货膨胀率可视为实物资产的预期收益率和持有货币的一种机会成本。一些学者认为，只要不发生超级通货膨胀，名义利率的调整就能够反映预期通货膨胀率的变化。因此，在货币需求函数中，仅以名义利率作为机会成本变量就足够了。但这种观点同样是建立在成熟市场经济条件下，金融市场发达，利率完全市场化，因而名义利率对市场反应灵敏、调整速度快。对我国金融机构存贷款利率未完全市场化、不能完全依据市场状况调整的现状来说，预期通货膨胀率还是可能作为实物资产的预期收益率而对货币需求产

生独立的影响。

３．风险资产价格与风险偏好。弗里德曼（１９８８）关于股票市场价格对货币需求影响机制的经典研究指出了四种不同途径和机制：一是替代效应。股票市场价格上涨表明持有股票的收益增加，从而吸引人们将持有的货币转换为股票，降低货币需求，这种效应主要影响包括储蓄存款在内的广义货币需求。二是财富效应。股票价格上涨意味着名义财富增加，这将导致消费需求上升，货币的交易需求随之上升。三是资产组合效应。股票价格上涨使资产组合中风险资产的比例增大，在风险偏好不变的情况下，人们将调整资产组合以恢复原有的风险水平，调整方式就是增加短期债券、货币等无风险资产的持有，因此引起货币需求上升。四是交易效应。股票价格上涨往往伴随着股票市场交易量的增加，这将产生相应的货币需求来满足或完成这些交易。从四种效应形成的股票市场价格与货币需求关系看，替代效应使货币需求与股票价格反向变动，其余三种效应则使货币需求与股票价格同向变动。综合四种效应的总影响取决于它们之间的力量对比。风险偏好的变化也会影响货币需求。当人们的风险偏好上升，对风险资产的需求增加，货币需求减少。但风险偏好这一指标在计量方面有较大的难度。一２６一

万方数据

关于我国货币需求中代表风险资产价格的变量选择，要考虑不同风险资产市场的发展状况与代表性。与成熟市场经济国家债券市场利率对风险资产收益具有良好的代表性不同，我国债券市场发展程度明显落后于经济发展，也落后于股票市场。公众在债券二级市场的参与程度低，债券市场更多地担当了货币政策操作（央行的回购和现券交易）平台，而没有成为经济主体进行货币与风险资产转换的主要场所。随着近年来股票市场的发展，股票已日益成为经济主体持币的重要替代资产之一，股票指数的变化体现了持有货币的一种机会成本。

（三）制度因素

对“迷失货币”现象的研究，导出了我国货币需求受制度因素影响显著的观点。一系列制度因素来源于我国经济体制转轨过程中的各项改革措施，包括家庭联产承包责任制、农产品流通体制改革及乡镇企业在内的非国有经济的发展、国有企业改革、价格双轨制的实行与取消、逐步推进的对外开放战略，等等。市场机制的逐步建立，带来了经济的快速货币化。易纲（１９９６）认为，经济体制改革至少通过以下五个渠道导致货币化，进而形成“迷失货币”：通过增加居民和企业的交易需求；通过在农村引入生产责任制，使成千上万的农民进入了市场；通过改革中出现的大量乡镇企业；通过迅速发展的个体经济和私营经济；通过迅速增长的自由市场。对制度因素影响中国货币需求的研究很多，由于经济体制改革的影响与多个变量相联系，引人多个变量的做法可能更精确，但在实证分析中，从保障自由度的角度考虑，适当简化也是可以接受的。本文认为，经济货币化指标可作为制度变量的代表。

三、中国货币需求函数的构建与实证分析

（一）模型设定与实证分析方法选择

１．变量选择。将狭义货币需求和广义货币需求作为被解释变量分别建立模型。根据前文的分析，选择国内生产总值（ＧＤＰ）、一年期存款利率、商品零售物价指数（ＲＰＩ）、货币化率（Ｍ：／ＧＤＰ）和上证Ａ股指数五个解释变量。其中，ＧＤＰ为财富／收入变量，商品零售物价指数表示通货膨胀率，与一年期存款利率和上证Ａ股指数共同构成

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持有货币的成本因素，Ｍ：／ＧＤＰ为制度变量。需要说明的是，在解释变量的选择中，出于保障自由度、指标可获得性与连续性等方面的考虑，我们进行了一定程度的简化，包括：第一，以一年期存款利率作为利率代表性变量。总体看，存款期限越短、利率水平越低的期限结构状况在我国基本没有变化，但不同期限存款利率的具体比例在这里被简化掉了。第二，以上证Ａ股指数作为风险资产价格代表性变量。这主要是出于数据可获得性的考虑，但需明确纳入函数的上证Ａ股指数，实际上涵盖了其他一些公众可投资的金融资产对货币需求的影响。第三，以Ｍ：／ＧＤＰ为制度因素代表性变量。这里参考了易行健（２００７）通过计量分析得到的Ｍ，／ＧＤＰ指标很大程度上涵盖了制度因素对货币需求影响的结论。①受数据可获得性的限制，我们选择１９９２～２００６年度数据进行分析。有两点需要进一步说明：一是持币成本变量，在模型中应使用预期值，但考虑到预期调整的期间相对于年度来说较短，我们认为假定预期值与实际值基本一致是可以接受的。二是存款利率存在年度内一次或多次调整的情况，因此我们使用年初和年末利率值的算术平均数作为当年的利率值。

２．模型设定。模型设定如下：ｍ。，＝ｃ＋卢。Ｙ＋

卢２ｒ＋卢３Ｐ＋肪Ｓ，＋ＪＢ５，＋Ｍｌ…………………（１）

，ｎ

从协整方程估计结果中货币需求的收入弹性

来看，％的收入弹性为１．０５２，与西方的典型结

果接近；而Ｍ圳的收入弹性较小，为０．８３６。一个可能的原因是，随着上世纪８０年代末和９０年代住房体制、医疗体制和教育体制改革的实施，居民的预防性货币需求上升，交易需求上升缓慢；随着股票市场的发展，投机性货币需求也有所增大，而居民倾向于以储蓄存款的形式保有预防和投机性货币

需求。因此，收入的增加使肘以几乎等速增加，帆。

对应的增速却相对缓慢。在两个协整方程的估计结果中，通货膨胀指标都是显著的，这表明通货膨胀指标显著影响我国货币需求，且对狭义货币需求影响的程度更大。

上证Ａ股指数是风险资产价格的代表性指标，这一变量在协整方程估计结果中显著，表明上世纪９０年代初期以来，包括股票在内的风险资产已成为经济主体持有财产的重要形式，因此，显著影响货币需求的变化。需要注意的是，上证Ａ股指数在两个协整方程中的符号相反。对此，一个可能的原因是，狭义货币Ｍ。。包括现金和活期存款主要是用于满足交易需求和短期内的预防需求，而广义货币Ｍ以除包括狭义货币外，还包含准货币这个重要组成部分。准货币包括储蓄存款、定期存款以及证券交易保证金等内容，这些部分主要是用于满足投机需求，且证券交易保证金直接与股票价格对货币需求的交易效应相关联。实证分析结果表明，Ｍ棚与风险资产价格反向变动，也就是说，弗里德曼分析的股票价格对货币需求的四种效益中，替代效益的力量较强，对风险资产的需求使经济主体压缩了交易需求和预防需求；Ｍ出与风险资产价格同向变动，则意味着财富效应、资产组合效应和交易效应较大程度上体现在广义货币的需求上。

从２００６年我国肘，增速快速上升、当年末超

ｄ２＝ｃ＋卢ｌＹ＋卢２ｒ＋卢３ｐ＋成Ｊｓ，＋卢５，＋ｕ２

……………………………………………（２）

其中，ｍ小ｍ皿、ｙ分别表示实际狭义货币需求、实际广义货币需求、实际ＧＤＰ的自然对数；ｒ为一年期存款利率；Ｐ为通胀率（ＲＰＩ）、ＳＩ为上证Ａ股指数、Ｉ为制度变量（Ｍ：／ＧＤＰ）。

３．分析方法选择。出于本课题的研究目的，我们选择了协整与误差修正模型的分析方法。

（二）主要结论

根据估计结果，两个协整方程表示如下：

ｍｄ１＝１．６７８＋０．８３６ｙ一０．１ｒ＋０．０１６ｐ一

过鸩增速的情况看，有研究者指出这种变化与股

票市场价格快速上升有很大关系。我们的实证研究结论与经济实际运行中的这种表现相反，其原因主要在于实证模型的简化处理。在模型设置中，

０．１７５×１０—３ＳＩ……………………………（１）

ｍｄ２＝一１．１５８＋１．０５２ｙ＋０．００１ｐ＋０．２２３×

１０—４ＳＩ＋０．６５５Ｉ

…………………………（２）

①计量分析过程是以Ｍ２／ＧＤＰ为被解释变量，以（１一国有经济工业总产值／国内省查总值）、城市人口比例、股票市场虚拟变量为解释变量，进行回归分析，回归效果良好。

一２７—

万方数据

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我们从长期可计量且数据连续性好等方面考虑，选择了上证Ａ股指数作为风险资产价格因素的代表性变量，对难以计量的风险偏好则没有纳入模型。因此，风险偏好因素还包括近几年房地产价格的快速变化等因素，都计入了随机项Ｍ，成为扰动因素。２００６年长期均衡Ｍ棚明显低于实际肘，，也印证了某些未纳入模型的因素及短期因素造成了实

际值对均衡值显著的向上偏离。鸩实际量与长期

均衡需求量的吻合程度要好于狭义货币。２００６年，

鸩出现了相对较大的向下偏离均衡需求量的情

况，在一定程度上反映了偏紧的货币政策在控制广义货币供应增长方面起到一些作用。误差修正模型的估计结果显示，Ｍ扑Ｍ以的调整系数分别为

一０．７１６、一０．７７３，这意味着，如果在ｔ一１期眠，、

肘出偏离均衡水平１％，在ｔ期将分别向均衡水平调整０．７１６％、０．７７３％。可以说，货币需求在短期向长期均衡水平调整的速度还是比较快的。

四、政策建议

（一）关注货币需求变化长期趋势，提高货币政策预见性

货币政策是宏观调控的主要手段之一，为尽可能保持经济平稳发展，提高货币政策的预见性十分重要。对货币需求变化长期趋势的研究，有利于及早观察到货币数量的短期异动，判断异动可能对未来货币形势产生的影响，进而有预见性地采取相应的货币政策，在一定程度上降低短期冲击产生的不利影响。

（二）积极推进利率市场化改革，提高货币政策的有效性

由于金融机构存贷款利率尚未市场化，使利率难以成为货币调控的有效工具。在实证分析中，广义货币需求模型中的利率变量不显著，而通货膨胀率、资产价格等因素却对广义货币需求有显著影响，这与中央银行直接调节下的金融机构存贷款利率缺乏弹性和与市场供求联系不紧密有很大关系。为增进货币政策调节货币供求的有效性，应加快推进利率的市场化改革，使利率真正发挥货币供求的价格调节指标的作用。

（三）货币政策的制定和操作要关注资产价格的影响

实证分析结果印证了我们对风险资产价格影一２８一

万方数据

响货币需求的判断，且风险资产价格对狭义货币需求和广义货币需求的影响并不相同。目前，货币供应量仍是我国货币政策的中介目标，近年来频繁使用的公开市场操作、法定存款准备金率等措施也都是指向货币供应量的数量型工具。但由于货币数量的变化受到经济增长、物价等因素的影响，对货币供应量的考察应结合实际，考虑包括资产价格在内的多种因素的影响，进而更好地对货币形势作出判断，采取合理的调控政策手段。

（四）在市场化的制度因素影响逐步弱化的同时，要注意新的制度因素的影响

改革开放３０年来，我国在市场化改革方面取得巨大成就，经济的市场化程度显著提高，市场化因素对货币需求的影响必将逐步减弱。但随着住房体制、医疗体制和教育体制改革的推进，产生了新的影响货币需求的制度因素，并且这类因素的影响与市场化改革不完全相同，它使货币的交易需求下降，预防需求上升。在分析货币需求变化的时候，有必要将这些因素考虑在内。同时，要意识到新的制度因素需要通过完善社会保障体制等措施加以根本解决，而不能单纯依靠货币政策的作用。

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（责任编辑：张佳睿）

中国货币需求研究

作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：引用次数：

王元， Wang Yuan

国家发改委经济研究所,北京,100000经济纵横

ECONOMIC REVIEW2009，(6)0次

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9. 货币的超额增长,是指广义货币供应量M2增长率大于GDP增长率与通货膨胀率之和的现象

10. 计量分析过程是以M2/GDP为被解释变量,以(1-国有经济工业总产值/国内省查总值)、城市人口比例、股票市场虚拟变量为解释变量,进行回归分析,回归效果良好

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(Transaction Costs Model，TC)这四类模型受到了广泛的重视。世代交替模型从货币的价值贮藏功能出发，论证了货币存在的微观基础，但它并没有揭示出货币作为交易媒介的特性，因此货币在世代交替模型中的存在并非必要条件。随后的货币效用模型和现金约束模型都能够通过假设巧妙地将货币纳入到一般均衡体系中，并且能得出正的货币需求，有很强的实用性，但在描述实际经济中显得较为主观。寻介模型中的货币效用是从实际交易过程中抽象得到，有很强的现实性，但由于现实世界的纷繁复杂，也决定了这种方法在现阶段缺乏实际应用的价值。虽然交易时间模型在确定消费时间方面也有较强的主观性，但相比之下，它有很好的微观基础，也具有很强的现实性，因此，在对中国通货膨胀福利成本的分析中，将重点以交易时间模型展开分析和估计。第四章分别从传统的宏观货币理论和具有微观基础的现代货币理论，确定研究通货膨胀福利成本的理论框架与计量模型。在传统的宏观货币理论中，根据通货膨胀福利成本的定义，Bailey等人对货币需求运用消费者剩余分析，认为通货膨胀就像是对货币征税，那么通货膨胀的福利成本就是位于货币需求曲线下方、生产货币的社会成本曲线上方之间的面积，只不过生产货币的社会成本为零而已，因此，在传统的宏观货币理论中，通货膨胀的福利成本就是货币需求曲线下方区域的面积。由于传统的宏观货币理论缺乏微观基础，这样就使得运用消费者剩余分析出的通货膨胀福

利成本也仅仅是一个笼统的总量概念，它在衡量个体效用损失与总体福利成本之间缺乏内在的逻辑联系。而具有微观基础的现代货币理论，特别是货币效用模型，假设货币能直接带来效用，直观地把由于较高通货膨胀率所引致的货币持有额下降与个体福利成本紧密地联系起来，这完全符合经济学理论关于理性经济个体最大化选择行为的假定。因此，结合具有微观基础的货币模型，Lucas (1994，2000)提出“补偿改变理论”(Compensating

Variation)：经济个体为了生活在一个有更低(或者更高)的持续通货膨胀环境下，人们愿意失去多少收入损失(或者得到多少收入补偿)，这种对收入改变的测度就是对通货膨胀福利成本的测度。第五章解决了考察中国通货膨胀福利成本所要涉及到的诸如数据时期的选择、数据类型的选取、变量的选取与数据处理等问题，为下面章节借用这些数据进行计量研究打下基础。根据通货膨胀福利成本的理论模型，结合本文要重点研究的在传统货币需求理论下中国通货膨胀福利成本局部均衡估计模型，以及结合货币效用模型、交易时间模型和考虑中国现实约束条件后要采用到的广义交易时间模型的中国通货膨胀福利成本一般均衡估计模型，根据中国的经济数据的特点，本文选择的分析时期为1992年第一季度至2006年第四季度，数据类型采用季度型数据，样本数据长度为 60，变量有名义利率r、名义货币余额M1和M2、名义GDP、以1985年为不变价的实际GDP、季度同比CPI、以1985为100的定基季度CPI等等，变量的季节波动由最新的X-12进行季度调整。第六章根据已确立的通货膨胀福利成本的理论框架，结合传统货币需求理论，考察了局部均衡下的中国通货膨胀福利成本。根据第五章确定的中国经济数据，采用了Bailey等的消费者剩余分析，首先考察了在Lucas货币需求图表下的中国通货膨胀福利成本，在受到Lucas货币需求图表的启发后，重点分析了中国货币需求与利率的长期协整关系，并进而得出了在中国货币需求关系下中国通货膨胀福利成本的局部均衡估计，约为GDP的5.4％。第七章结合具有微观基础的现代货币理论，考察了一般均衡下的中国通货膨胀福利成本。重点结合两个微观货币模型——货币效用模型和交易时间模型，利用补偿改变理论，得出利用货币效用模型的中国通货膨胀福利成本的一般均衡估计为6.2％，比局部均衡的估计要略为高一些，而利用交易时间模型得出的中国通货膨胀福利成本的一般均衡估计为5％，比用货币效用模型的一般均衡估计和局部均衡估计都要低一些。第八章在用描述统计分析出中国的现实约束条件后，针对中国存款性货币在货币总量中的比重较大和城乡经济个体非同质化这两个主要的现实约束条件，对交易时间模型进行适当扩展，使之成为多货币类型、多经济个体的广义交易时间模型，并进一步讨论了在约束条件下的中国通货膨胀福利成本一般均衡估计的理论分析框架和计量模型，得到以下两个结论：①考虑了存款性货币因素后的中国通货膨胀福利成本约为GDP的18.7％；②考虑经济个体非同质化后的中国通货膨胀福利成本和没有考虑非同质化的通货膨胀福利成本，这二者之间几乎是没有什么差别的。第九章根据逻辑的惯性，从中国近期的历史数据本身出发，研究了通货膨胀福利成本的反面——降低通货膨脓的代价，即中国产出损失率问题，得出每降低一个百分点通货膨胀率，每年的产出损失率就约为GDP的0.31％。第十章，总结与展望。

2.期刊论文谢赤金融创新对货币需求与通货膨胀福利成本影响的理论分析 -财经理论与实践2002,23(2)

提供了一个理论框架并以此在考虑新的交易技术的情况下来模拟货币需求，同时探讨了此条件下通货膨胀的福利成本的计算。结论是，如果储蓄是有息的，则通货膨胀的福利成本将独立于储蓄需求。

3.期刊论文刘金全. 郭整风通货膨胀和紧缩下货币需求函数的对比分析 -财经研究2002,28(7)

如果价格粘性较弱,反周期的货币需求冲击能够起到稳定经济增长的作用;如果价格粘性较强,顺周期的货币需求冲击刺激经济增长的作用降低.因此,货币需求函数的性质将依赖经济周期的阶段性;我们使用协整关系模型估计了我国经济三个特殊发展阶段中的货币需求函数,发现在不同的价格变化区域内货币需求函数体现出比较显著的变化,这说明货币政策对于价格水平的变化产生了比较灵敏的反应,货币政策的长期目标仍然是保持价格稳定,刺激有效内需还应依靠积极财政政策等实际扩张政策.

4.期刊论文唐齐鸣. 余为丽. TANG Qiming. Yu WeiLi 中国货币需求的实证研究 -上海金融学院学报2005(1)

货币需求对货币政策的具体实施至关重要.用协整检验方法对中国1979～2003年间的长期货币需求进行检验,检验结果说明M1实际余额与实际GDP和1年期存款利率存在同积关系,M2与实际GDP和1年期存款利率以及通货膨胀率存在同积关系,这表明实际货币余额与实际GDP,利率或通货膨胀率之间存在长期稳定关系.用误差纠正模型对M1和M2的短期货币需求函数进行估计,表明在短期狭义货币的变化对收入的短期波动、上期通货膨胀率、上期货币需求的短期波动和ECM敏感,而广义货币需求的波动在短期仅受收入的短期波动和通货膨胀率的影响.

5.期刊论文崔译文通货膨胀通过股市对货币需求和经济的影响 -商场现代化2008(18)

本文在结合通货膨胀的情况下,分析股价对货币需求的不同影响,并研究不同程度通货膨胀对经济的影响.

6.期刊论文赵建. ZHAO Jian 货币需求、货币溢出与通货膨胀:基于中国货币现象的实证检验 -财经论丛2009(1)

根据所承担的职能,本文将货币分为贮藏货币和交易货币,认为通货膨胀会通过费雪效应导致贮藏货币向交易货币的溢出,而这一溢出又会通过交易方程式机制加剧通货膨胀.这就形成了一个动态循环机制.本文在设置了一个贮藏一交易货币转移方程的基础上,构建了一个关于通货膨胀的动态模型,考察了这一循环机制,发现如果货币溢出的通货膨胀弹性足够大,就会使得通货膨胀走向发散.通过实证检验,我们发现我国虽仍具有刚性的储蓄倾向,但是近期的通货膨胀已经造成了贮藏货币向交易货币的溢出,而这种溢出如果不能被抑制,则很可能会进一步加剧通货膨胀,形成一种恶性循环.同时也提醒我们,如果存在经济衰退预期,交易货币会被贮藏货币吸收而造成通货紧缩.

7.期刊论文张建军. Zhang Jianjun 流动性导流——中国货币需求及现阶段流动性过剩问题研究 -南方金融2008(8)

近年来,流动性过剩成为了我国宏观经济的要害性问题.所谓"流动性导流",就是将目前过剩的流动性通过若干可能的渠道疏导到实体经济之外,使之基本不对实体经济产生负面影响.我国流动性过剩是由外向型经济结构引起的外汇过多流人造成的,在经济结构短期内难以根本改变且人民币升值预期难以根本逆转的情况下,只能从疏导过多流动性的角度来寻找防治通胀之道.具体的疏导渠道包括将一部分流动性导向境外和在境内扩大虚拟经济以吸收一部分流动性.后者是解决当前通胀压力和股市扩容压力的一箭双雕之策,也是本文的新观点所在.

8.学位论文王洪峰中国货币需求实证研究 2006

本文对中国货币需求进行了实证研究全文共分五章：　　第一章导论，介绍本文的研究背景、对象和方法等；　　第二章对货币需求理论的发展进行回顾；　　第三章对国内外货币需求的实证研究进行综述，阐述了各种模型的优缺点及最新的研究成果；　　第四章对我国货币需求模型变量的选择进行了分析；　　第五章是实证部分，对我国货币需求函数具体形式进行了检验，并对结果进行分析总结，也以此给出了一些政策建议。主要结论有： 1.目前我国M1和M2分别与其决定变量之间存在长期稳定的协整关系，因此单从货币政策中介目标与最终目标相关性这个角度来讲，目前我国中央银行选择货币供应量为货币政策的中介目标是可行的。 2.M1、M2对实际利率和预期通货膨胀变动都是显著敏感的，而且通胀的半弹性要大于利率的半弹性。因此，在制定货币总量目标时应更多考虑通胀因素。 3.M2短期货币需求函数是稳定的，M1则不稳定。因此我国目前应该主要以M2为货币政策的中介目标，而M1则只能作为一个重要的参考指标。

9.期刊论文王颖中国货币供求与价格水平变动关系的计量分析 -商业研究2005(3)

货币供求量与价格水平变动间存在密切的关系,而以价格水平变动作表象的通货膨胀、通货紧缩必然与货币供求量存在着密切的关系.十几年来我国宏观经济由通货膨胀步入通货紧缩,主要原因是货币供求失衡.我国的货币需求对价格的影响越来越大,而货币供给对价格的影响却越来越小.现阶段我国的货币政策仍应以拉动需求为主,以货币供应量的调节为辅.不应该贸然扩大货币供应量,否则会引起新一轮的通货膨胀.

10.学位论文吴艳青中国货币供给内生性分析 2006

货币供给内外生性是现代货币金融领域悬而未决的前沿问题之一。货币外生论是主流理论各派的共同假设。这包括贵金属货币开采供给的天然性，以及信用货币制度下货币当局外生决定货币供给，并通过变动货币供给量来调节物价水平，利率以及实际产出等。货币供给内生性是指货币供给是由经济内部各种因素，如物价水平，利率以及实际产出水平等决定。货币内外生性问题又与其他两个问题相联系。即：货币是否中性和利率如何决定，货币政策的效果如何。货币内生论者认为货币是资本主义生产过程中不可缺少的一部分，因而无论何时何地都不是中性的。货币外生论者认为短期内货币非中性，货币供给影响实际产出。长期内货币中性，货币供给增加只会导致通货膨胀。从现实来看，各国经济都不断面临通货膨胀和通货紧缩的困扰。在我国，九十年代初期的通货膨胀刚刚平息，通货紧缩又紧接而至。为有效治理通货膨胀和通货紧缩，货币供给的内外生性问题至关重要。其影响货币政策中介目标和货币政策的工具选择。由此可见，货币供给的内外生性是一个具有重大理论和现实意义的问题。本文在批判和继承既有理论的基础上，明确提出了货币供给内外生性的本质含义，以及在货币当局对货币供给外生控制时，货币内生性如何体现。并借鉴后凯恩斯主义学派的分

析方法论证了货币供给内生性观点的正确性。然后，结合我国1997年以来出现的通货紧缩，论证了中央银行很难使货币供给外生扩张，其根源在于我国的基础货币和货币供给量都具有由需求决定的内生性特征。在我国货币供给具有内生性特征的情况下，以单一的货币供给量为中介目标和以基础货币为操作目标的货币政策是失效的。而且，受各种因素的制约，我国还不能单纯以利率为货币政策的中介目标或操作目标。目前，中央银行应该以数量控制和成本价格控制相结合。针对不同的情况(通货膨胀和通货紧缩)采取不同的政策。长期来看，为了保持经济的持续稳定增长还离不开制度的创新和变革。

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范文二：货币需求理论演进与中国货币需求分析

货币需求理论演进与中国货币需求分析

刘明

西方货币需求理论大致经历了传统货币数量论、凯恩斯主义和货币主义及两大派别货币需求理论在当代的发展三个阶段，历时约百年。我国改革以来经济社会处于大变动时期，在某种程度上看来我国社会微观至于宏观的货币需求变动是一般市场经济国家货币需求变动的一个缩影。所以，研究我国经济转型期货币需求问题最好是借鉴西方货币需求理论，尤其是当代西方各国政府和理论界在货币需求实证方面作了大量的尝试，尽管不同结果呈现出歧见，对我们仍然有重要的启发意义。社会投资呈现多元趋势并向私人部门转移，收入水平较快提高，金融市场对政府垄断金融资源的替代，均成为影响货币需求变动的新的因素。一货币需求理论演进述评

(一)货币需求理论发展的历史脉络

在早期经济学文献中尽管已经涉及对货币需求的分析，但迄至1900年以前在穆勒、魏克塞尔甚至费雪的著述中所强调的是实际货币余额而不是货币需求本身。瓦尔拉斯可能是一个例外，他就利率对现金余额的需求与供给的调节作用以及货币市场均衡已作了具体分析，但他更多地是将货币作为一种特殊商品看待，以分析商品市场出清和一般均衡问题，主要目的不在于研究货币需求变动。在英语文献中马歇尔最早提出货币需求范畴(1871)分析现金余额，其后由庇古明确展开论述(1917)。

早期货币数量论以费雪的交易方程式(MV=PT)为其发端。如果说交易方程式是一种货币需求理论，毋宁说是一种关于货币数量所产生价格效应的初始的分析模式。弗里德曼赋予早期货币数量论以货币需求的涵义并作为自己研究货币需求的逻辑起点。从弗里德曼所著《货币数量论的重新表述》中我们可以循其轨迹发现:第一，早期货币数量论表征着一种进行经济理论研究的方法而不是一个定义完整的理论的象征;第二，尽管存在着货币数量论的“再生”趋势，但以弗里德曼为代表的现代货币数量论学者的目的“更在于创立一种特殊的数量理论‘模型’”，而不是简单地复活传统理论。弗里德曼指出:“数量理论首先是一种货币需求理论”，这种重新表述一方面表明弗里德曼借捍卫货币数量论引起人们对货币问题在解释经济活动(尤其短期波动)时的重要作用的注意，一方面也预示着现代货币数量论在研究方法、理论诉求的目标以至政策意蕴上与传统货币数量论不可同日而语，甚至大相径庭。或许，弗里德曼在某种程度上是为了展示货币理论对经济的解释力而对理论史加以“假借”。1[1] 尽管货币主义从早期货币数量论那里找到了反对凯恩斯主义的话语基础，但在他们进一步的深入研究和著述中很少再提到早期货币数量论。弗里德曼曾指出由他发起的货币理论革2[2]命“成功地将古典货币数量论奉为经典”，但事实更象是他们亲自塑造了经典的货币理论。

上述评判如果是针对马歇尔、庇古为代表的剑桥学派的现金余额方程式及其蕴涵货币思想可能会有所抹杀。剑桥方法虽然也假定货币需求主要取决于要进行的交易量，但却强调人们持有货币的意愿，并明确持有通货与交易量的比率受到预期投资收益的影响。马歇尔也曾经表述过(1926)货币需求与预期的通货膨胀率负相关，这一思想被坎南(Cannan,1921)加以论证，坎南还进一步说明货币需求是一种存量概念。这些均预示了凯恩斯与其后继者以及货币主义的某些发现。

拉文顿(Lavington，1921)在研究货币需求时将边际方法引入在消费、持有货币和生3[3]息债券之间达到最优化选择的分析。费雪(1930)在《利息理论》中进一步说明了借贷

1[1] [美]米尔顿. 弗里德曼等:《货币数量论研究》，中国社会科学出版社2001年版，第1-2页。 2[2] [美]米尔顿. 弗里德曼，罗斯.弗里德曼:《弗里德曼回忆录》，中信出版社2002年版，第307页。 3[3] Lavington，F.1921.The English Capital Market. London: Methuen. P30。

4[4]市场的边际均衡问题。希克斯(1935，1939)在拉文顿、费雪、凯恩斯(1930)之后进一步明确和奠定了货币需求的边际分析方法。他考察了一个代理人关于在一个时点上持有货币与债券相对数量的决策。对于当其他资产的收益超过货币时个人仍愿意持有货币，希克斯将其解释为货币可以提供其他资产所不能给予的便利服务，并说明投资于有价证券所需的交5[5]易成本使得在很段时间内无利可图。他还指出个人总财富会影响其货币需求。

凯恩斯(1936年)对货币需求理论明确区分了交易、预防和投机三种持币动机，并引入了“流动性偏好”范畴以概括货币相对于其他资产能提供服务(或贮藏一种未来投资机会)的优势，货币作为财富贮藏的一般形式，其特征就在于使持有人能避免无法兑现债务承诺的6[6]风险。影响货币需求变动的主要因素是债券市场利率波动，这在宏观经济分析中具有重要意义。凯恩斯货币需求理论的指向是通过分析债券市场揭示国民收入、投资支出和充分就业之间的关系。麦卡勒姆指出凯恩斯的《通论》“对货币需求本身的分析在基本原理方面并7[7]不是最原始的”。凯恩斯本意在借货币需求与利率理论表明货币机制在何种条件下能够对实际经济活动施加影响，在什么情况下货币机制的功能与作用发挥会出现障碍。凯恩斯潜在地回答(或否定)了货币中性问题。

鲍莫尔( Boumol,1952)与托宾(Tobin,1956)此后对凯恩斯有关交易性货币需求的解释做了修正，即决定于交易量的货币需求数量由于收入—支出的非同步性要受到债券利率、债券与货币的转换成本的影响。鲍莫尔利用数学中的最优存货理论，假定已知债券—货币转换成本(与一次交易规模无关)、债券利率，所有支付以货币形式进行，经济单位要解决的问题是使债券交易成本与持有货币的机会成本之和最小，等价命题是减去交易成本后的利息净额最大，其模型化结果是货币需求对收入和利率的弹性分别为0.5和-0.5。惠伦(Whalen)同样利用存货模型推导了预防性需求与收入、债券交易成本以及利率之间的关系并得到立方根公式，货币需求关于收入和利率的弹性分别为1/3和-1/3。

米勒和俄尔(Miller ，Orr，1966)将随机过程引入存货理论分析预防性货币需求。两人与鲍莫尔、托宾同样假定有两种资产，债券交易成本固定，重要区别在于米勒—俄尔模型中现金流量是随机的而不是以固定频率和数量均匀分布。在他们的模型中现金流无偏差地遵循一种随机过程，即在既定时间间隔内出现正的或负的M美元现金流的概率相等。米勒和俄尔给出货币余额的下限(被标准化为零)，最优化决策体现为确定持有货币的上限h和归还水平z。当货币余额达到上限或下限时经济单位将h-z元现金转换为债券或将z元债券变现。最优归还水平为:

1*23Zbr=[(3/4)]s (2.1) 2228[8]σ 是现金余额每日变化的方差(σ=mt)。

凯恩斯尽管已经考虑到了预期问题，但没有明确将风险因素纳入他对投机性货币需求的分析。马科威茨在汲取费雪(1906)、希克斯(1934)思想的基础上于1952年提出有关风险9[9]资产的现代投资组合理论，所依赖的条件仅限于风险资产的收益分布(即期望值—方差)。托宾将马科威茨的投资组合理论综合进对投机动机的货币需求分析，证明当存在条件收益的确定资产情况下，包括货币在内的对各种资产的需求函数决定于所有资产的期望收益率以及收益率的方差和协方差。托宾将包括货币在内的一揽子资产的资产组合选择概括为分离定理:第一，根据马科威茨模型确定风险资产组合中各单个资产的权重，并相应决定包括货币在内的有效投资边界(或有效集);第二，结合投资者效用函数(或无差异曲线)在风险资产

4[4] 菲歇尔:《利息理论》，上海人民出版社1999年版，第181-205页。 5[5] 但这一点在马歇尔(1929)相关著述中已经从国家层面上加以论述。 6[6] 费尔南多.J.卡迪姆，De.卡丹尔赫:《后凯恩斯流动偏好理论的发展》，载[美]保罗.威尔斯编:《后凯恩斯经济理论》，上海财经大学出版社2001年版，第27页。 7[7] [美]彼得.纽曼等:《新帕尔格雷夫货币金融大辞典》(第一卷)，经济科学出版社2000年版，第595页。这里的理论概述参考了其中的相关辞条。 8[8] [美]本杰明.M.弗里德曼，[英]弗兰克.H.哈恩:《货币经济学手册》(第一卷)，经济科学出版社2002年版，第293页。 9[9] 刘明:《现代资产选择理论及相关检验评析》，《陕西师范大学学报》1997年第1期。《投资与证券》1997年2-3期合刊。

10[10]组合与现金之间分配投资，形成具体的资产组合需求。

如果将货币所提供服务作为资产收益看待，希克斯实际上将货币作为一种资产纳入到货币需求分析，这在弗里德曼对货币数量论的重新表述中显得更为清晰。弗里德曼明确指出:“货币是一种资产，是持有财富的一种形式”，货币以给持有者带来便利性、安全性等方式11[11]产生收益。此外，以短期存款存在的货币形式可能被支付利息。弗里德曼与凯恩斯及其后鲍莫尔、托宾、米勒与俄尔都将债券收益视作持有货币的机会成本。弗里德曼率先将恒久收入、预期通货膨胀率等引入影响货币需求的变量集合，并将机会成本范畴扩展到不动产、股票、实物商品等广义资产范围。现代货币数量论的主要实证结果是货币需求函数长期稳定。

(二)货币需求理论的比较分析

货币需求理论的发展历程表明不同学者愈益重视货币的价值贮藏功能，将货币作为一种资产而不仅仅是交易媒介看待，从而引入机会成本及风险与不确定性概念，并普遍采用边际方法，将货币需求归结为一种最优化决策问题进行求解。

尽管早期货币数量论之后的货币需求理论将分析视角由主要关注国家范围或国民经济总体中的商品流通转向对家庭、企业等微观经济单位和资产市场的分析，这使得人们感觉货币需求由宏观货币理论转向了微观的货币理论。笔者认为，这实际上仅意味着分析方法的变化和引入解释变量的扩展，是一种对资产市场发展和金融相关比率不断提高的反映，货币需求理论在经济学理论体系中与货币供给理论一起本质上就是一种关于宏观经济的货币理论，并不存在独立于宏观经济学的微观的货币需求理论。尤其自凯恩斯以后到弗里德曼为代表的货币主义学者，对货币理论的微观分析完全是作为宏观经济与货币金融分析的必要前提和基础，货币主义学派对货币需求理论的验证也基本上是以宏观经济与金融数据为分析对象就是上述认识的一种明证。理论发展的逻辑以及不同理论体系在经济与社会环境中的地位就使得不同国家、不同历史时期的货币政策受到不同货币(需求)理论的支配。我们也承认，资产选择分析方法恰当地体现了货币需求理论与当代微观金融市场理论之间的紧密联系，但人们一般不会混淆由资产选择方法发展出的宏观的货币需求理论和微观金融市场的资产定价模型。当然，也存在为数不多的位于两端之间一些难以界分的过渡性理论模型，托宾分离定理即其一例。

早期货币数量论、凯恩斯主义货币需求理论和现代货币数量论无疑是货币需求理论发展历程中引人注目的三个路标，有必要进一步分析三种理论之间演化的某些内在逻辑以及分歧与冲突，并就影响甚著的现代货币数量论的若干方面予以强调:

1、剑桥学派与费雪的货币需求理论在关于交易数量影响货币数量的分析方法上存在显著差别。费雪探讨是什么因素决定经济体系完成一定量交易额所需货币数量，剑桥学派从主观选择的立场出发，研究个人为进行交易所希望保持的货币额。后者的研究引入了机会成本、个人偏好和其他限制条件等不确定因素。简言之，剑桥学派强调的是想要(want to)持有而12[12]费雪强调的是必须(have to)持有的货币数量。相应地，剑桥方程式(M=KPY)中的系数k与交易方程式中的v虽然在数学形式上互为倒数，但k在多种变量作用下不是一个稳定量值，V则被预设为常数。

2、至少从凯恩斯和弗里德曼本人来看，他们均沿袭早期货币数量论的方法而将货币供给视为外生变量(或独立变量)。熊比特由此认为凯恩斯尽管声称他放弃了货币数量理论，13[13]但实际上没有完全摆脱数量理论的紧身衣。

3、凯恩斯借鉴剑桥方法将货币需求看作经济单位的选择行为，他基本同意交易性货币需求相对稳定，同时又意识到为交易、预防性动机持有货币所带来的便利和持有其他资产的收益比较此消彼涨，从而使交易、预防性货币需求也受到利率的影响。不过，他认为利率对投机性货币需求的影响更为显著，仅仅基于交易动机作出对货币需求的预期会将人们引入歧14[14]途。

4、现代货币数量论与凯恩斯的货币需求理论如果从先验的理论设定看并无本质分歧，

10[10] 刘明:《猜想—反驳图式:由现代资产选择理论透析西方经济学的方法论特征》，《江西社会科学》1997年第7期，第92—96页。 11[11] [美]米尔顿?弗里德曼:《货币数量论研究》，第2，4页。 12[12] [加拿大]戴维?莱德勒，《货币需求:理论、证据和问题》，上海三联书店1989年版，第67—68页。 13[13] [美]熊比特:《经济分析史》第三卷，商务印书馆1994年版，第505页。 14[14] [加拿大] 戴维?莱德勒，《货币需求:理论、证据和问题》， 1989年版，第71，118—119页。

两者之间的冲突主要体现在货币需求的利率弹性上，但这种冲突源于货币主义所做经验分析和统计推断。在相关理论模型中，凯恩斯学派将影响货币需求因素归结为收入和利率，现代货币数量论则将影响货币需求因素扩展、细分为规模变量(财富w和收入y)、机会成本变量(各种利率和通货膨胀率)、其他变量(个人偏好、影响生产的技术条件等变量，统称u)。其中，未完全定义的变量u很难被实际引入模型。

5、我们尽管强调了两种货币数量论大异其趣，但也不否认，马歇尔有关收入、财产、15[15]价格水平影响货币需求的分析成为现代货币数量论的直接来源。我们还可以通过以下引文发现凯恩斯学派的流动偏好、机会成本概念甚至存货模型的思想发源地:

在没有任何辅助通货的信用手段时，每一个商人就必须依靠他以货币形式保存的购买力，这

样一有机会，就能用来进行赚钱的买卖。他会根据直觉和经验权衡大量窖藏的利弊。他知道，如

果他保有的购买力太少，他会经常感到手头很紧;如果保有的购买力太多，又将减少他的物质收 16[16]入来源，而且很少能够非常有效地利用他的全部现有购买力。

这一段引文也说明货币理论研究者认为传统货币数量论仅仅是一种宏观分析似乎有欠公允。

6、现代货币数量论关于利率与财富、收入以及名义利率与实际利率、通货膨胀率的关系作了非常有意义的分析。

第一，弗里德曼在讨论持有货币的各种机会成本时假定债券与股票收益率随时间变动的百分比相同或等于零，从而推出债券与股票收益率(利率)、通货膨胀率(预期的)有如下关系:

1dp

pdtr= r+ (2.2) b e17[17]即“货币”利率(名义利率)等于“实际”利率加上价格变动百分比。这里借用了费雪的理论，但弗里德曼强调“与通货膨胀最相符的特征之一似乎就是这一方程无法成立”。这里蕴含两点:其一，人们对通货膨胀的预期事实上落后于实际通货膨胀率;其二，名义利率调整落后于通货膨胀率。所以当出现较高通货膨胀时实际利率下降，当出现通货紧缩时实际18[18]利率上升。弗里德曼在以后的著述中证实了这一点。其中的形成因素是存在货币幻觉、资产市场分割和缺乏适当的套利机会。

第二，弗里德曼将y看作包括了来自货币储备与直接拥有实物资本商品的某些估算收入，从而将y/r解释为总财富的估计值(即w，r为代表货币储备与实物资本商品的综合利率)，所以有如下关系:

rW= (2.3)

可以将(4?3)式看作通过收入流贴现估计财富额的方法。笔者认为这种方法是针对测算困难解决财富度量问题，对于宏观经济计量分析有重要意义。其中的综合利率弗里德曼最初认为仍然是无法观察的，但在《美国和英国的货币趋势》中，弗里德曼与安娜?施瓦茨利用美、英两国100多年的序列数据分析，证明名义资产与实物资产收益率在历史上虽然有差别，实物资产实际收益率高于名义资产实际收益率，两种资产名义收益率较为接近，但在第二次世界大战以后，两种资产收益率差距趋于缩小，原因是货币幻觉消失和套利机会增加。19[19]这说明两种资产利率在当代有趋同倾向，综合利率也从而不是不可观测的量。

(三)简短评述

凯恩斯主义与货币主义的货币需求理论先后对货币政策产生了重大影响，形成所谓“相机抉择”与“固定规则”的货币政策。从半个多世纪以来西方国家宏观经济管理的实践看，

15[15] [英] 马歇尔:《货币、信用与商业》，第47—48页。 16[16] [英] 马歇尔:《货币、信用与商业》，第49—50页。 17[17] [美] 米尔顿?弗里德曼:《货币数量论研究》，中国社会科学出版社2001年版，第9页。 18[18] [美] 米尔顿?弗里德曼，安娜?施瓦茨:《美国和英国的货币趋势》，中国金融出版社1991年版，第592页。 19[19] 刘明:《论利率运动规律》，《陕西师大学报》1995年第4期，第43—50页。《理论经济学》1996年第1期。

凯恩斯主义仍然没有丧失对经济政策的重要影响力，日本新一轮经济衰退中宏观经济政策的选择即是如此，我国在1998年以后的情况也不例外。美国在20世纪80年代初实施的货币主义的政策试验被证明是失败的，也很难找到哪个国家的货币政策是按严格的“固定规则”制定与实施的。不过，以现代货币数量论为基础的政策主张在一定程度上对发达国习惯于使用扩张的货币政策解决经济衰退是一种积极的校正，对货币政策的具体操作也提供了一系列有益的实证分析结论。就理论与实证的相互作用而论，现代货币数量论对以后旷日持久的有关货币需求、货币供给的经验研究提供了方法论指向，开辟了新的货币理论研究领域。进而，货币主义试验的失败也是由于不合时宜，因为20世纪70年代中期以后西方国家(尤其美国)经济体系中影响货币需求函数的一些变量——如货币流通速度很不稳定，以至于出现所谓的“失踪货币”问题，而现代货币数量论者对货币需求的实证研究的背景是在20世纪50年代以前。

弗里德曼本人对货币需求函数稳定性的解释作了一些限制:其一，货币需求函数稳定并不意味着每单位产出所需要的实际货币量或货币流通速度稳定不变，所谓稳定性存在于所需要货币数量与决定这一数量的变量之间的关系中;其二，必须严格限制货币需求函数中所引20[20]入的变量，使得对相关变量的引入具有实证意义。弗里德曼是否暗示引入变量应该与货币需求相关甚至具有稳定性,给人的印象是他对货币需求函数稳定性这一理论硬核预设了保护带。如果发现函数不稳定，可能是引入变量有问题，而不是理论有问题，即使找不到合适的解释变量，理论仍然立于不败之地。

货币需求理论的历史演进过程实际上标志着货币理论的研究进展，给我们提供了大量富有价值的理论成果。但对各种理论模型的实证分析结论往往令人莫衷一是，感到扑朔迷离，现代货币数量论曾经给出令人信服的经验结果，但20世纪70年代中期以后的情况发生了变21[21]化。饶有兴味的是，恰好在这一期间货币主义却盛极一时。

在借鉴某一种货币需求理论(有时是两种以上)制定货币政策时，不可不加区分地套用理论，对于转型经济国家，更须对影响货币需求的一些短期、可变因素加强研究，使货币政策不断适应宏观经济环境与微观经济单位行为结构的变化。

二对货币需求的实证研究

满足经济运行中对货币的需要是货币政策的主要任务之一，这就自然要求对经济体系中客观的对货币的需要量作出估算。要达到上述目标仅仅应用相关的货币需求理论还不行，必须参照理论选择影响货币需求的某些主要变量，确立一定的货币需求模型或货币需求函数，应用历史数据对货币需求函数的稳定性加以检验。按照货币主义的方法，假如货币需求函数是稳定的从而可以很好地拟合历史数据，货币当局即可奉行“固定规则”的货币(供给)政策。对货币需求函数或与之有关变量间关系的检验由来已久，但各个时期的实证检验显然缺乏逻辑一致性，导致这一问题仍然是一个颇有争议的领域。或许正因为如此，才增强了货币政策要求对货币需求函数进行研究的紧迫性。在货币主义兴起之后，货币需求理论的进展主要体现在对货币需求的计量分析和经验检验方面。

(一)较早时期检验

与弗里德曼同时期的一些学者对货币理论所做的实证研究支持了货币主义观点，其中一22[22]些是直接针对货币需求函数的稳定性和货币流通速度的。

1、菲利普?卡甘对机会成本变量、预期通货膨胀率的检验

菲利普?卡甘对奥地利、德国在20世纪20年代初以及其他5个国家在不同时期处于超

20[20] 弗里德曼:《货币数量论研究》，第17页。在同一场合弗里德曼先讲到数量理论家接受货币需求高度稳定的经验假设，其后又讲数量理论家将货币需求函数看作是稳定的。但按照他的限定，将货币需求稳定与货币需求函数稳定不加区分是值得怀疑的。 21[21]人们还未能完全观察到使货币主义学派也颇感困惑的货币需求的严重不稳定。 22[22] 由于克莱因与勒纳卡是从供给角度讨论货币量、货币流通速度对价格水平的影响，在此不作介绍。对早期研究较宽泛的评述参阅戈德费尔德:《货币需求的经验研究》，载《新帕尔格雷夫货币金融大辞典》第1卷，经济科学出版社2000年版，第601—602页。

23[23]级通货膨胀条件下实际现金余额(即m/p)和价格水平的关系作了统计分析。卡甘原则上支持弗里德曼的货币需求理论，认为“意愿的实际货币余额与实际财富和当前实际收入按同一方向变化，但是与货币以外的资产的收益变化呈相反(原中译文为“相同”，疑误。——笔者)方向变化”。在普通通货膨胀中实际现金余额并不下降反而上升，这使得解释货币需求的机会成本假设似乎不成立，但事实更可能是在规模变量与机会成本变量及其他变量处在比较均衡情况下(例如机会成本比较稳定)规模变量发挥主要影响，一旦机会成本和其他变量极不稳定，将导致各变量对货币需求的影响力此消彼长。弗里德曼认为这种情况不会破坏货币需求函数的稳定性，卡甘则指出“实际余额是实际收入和其他变量的函数，但不一定是线性的”。超级通货膨胀提供了一种观察价格水平变动、预期通货膨胀率作为机会成本变量如何影响货币需求的更为清晰的视域，这时其他变量的影响几乎可以被忽略。

卡甘所做验证的基础是现金余额方程。其基本结论为:

第一，超级通货膨胀期间波动很大且足以解释实际现金余额剧烈变化的机会成本仅为货币贬值率或价格的变化率，由此得出的进一步结果是实际现金余额的变化起因于预期的通货膨胀。

第二，两类时滞延缓了现金余额需求对通货膨胀作出的反应，即预期通货膨胀率和实际通货膨胀率之间的时滞和人们在预期通货膨胀率出现后由实际的现金余额向意愿现金余额调整需要时间。随着预期加速适应实际通货膨胀率的变化，持有货币额的耗减是递增的。弗24[24]里德曼指出这是在高度不稳定情况下对货币需求稳定性所做出的重要证明。

2、理查德?T?塞尔登对收入流通速度的检验

理查德?T?塞尔登在总结前人研究成果的基础上集中考察了货币的收入流通速度(一定时期总货币收入除以平均总货币存量之比:vy/m)，这一问题之所以重要是因为货币数y =

量的某种变化是在流通速度变化的基础上对价格水平与收入产生各种影响的，如果放松早期货币数量论的假定，这一点在交易方程式与现金余额方程式中均清晰可见。自20世纪30年代以后人们认识到货币流通速度易变而不可靠，导致的结果是基本上放弃将货币政策作为25[25]经济稳定的一种主要工具。

塞尔登利用美国的历史数据作了计量验证，仍然以现金余额方程式作为基本方程，他将货币需求看作与交易总量对应的意愿货币数量，即D=M/PT，解释变量包括持有货币的机m

会成本以及预期偏好。塞尔登得出一系列结论:

(1)美国一个多世纪中V一直下降，但这种下降并不是连续的。通常在商业扩展时y

期上升，在收缩时期下降。对于1839—1951年期间的情况，很难用一条回归趋势线适应所有数据。这反映了V在不同历史期间的变化有不容忽视的差异; y

(2)在20世纪，持有货币的机会成本不是流通速度的一个重要的决定因素，人均实际收入的增长是决定V长期下降趋势的主要因素; y

(3)与第一点相似，实际国民收入长期增长一直伴随着单位产出实际现金余额的增长(这是流通速度下降的同义语)，从而，实际余额需求的收入弹性大于1;

(4)价值储藏是持有货币的一个很重要的动机，如果这个动机很强，交易的增加可能

26[26]会降低D(即K)，从而提高交易流通速度(V)和收入流通速度(V)。此外，金融tym

交易也会影响货币需求和货币流通速度。

塞尔登的研究结果在主要方面对现代货币数量论是一种强有力支持。弗里德曼通过对永久收入与测定国民收入(扣除双重计算后的现期收入，塞尔登实际使用的是测定国民收入)的比较说明流通速度在循环周期中的升降与他的以及塞尔登本人的流通速度长期下降的结论完全一致。此外，塞尔登提到了诺伯顿的一项研究，结果表明V每年下降1.33%，诺伯y

顿由此提出的货币政策结论是货币当局为预期的V的降低而增加货币数量1.33%，另外再y

23[23] 卡甘将超级通货膨胀定义为自价格上涨超过50,的月份开始到跌至这一数额以下的前一个月，并且在这一数额以上维持至少一年。 24[24] [美] 弗里德曼等:《货币数量论研究》，第20页。 25[25] [美] 弗里德曼等:《货币数量论研究》，第191页。 26[26] 这可能意味着交易增加时(价格水平也往往上升)执行价值贮藏功能的货币向交易媒介功能转移，成为后者的一种储备，使货币需求对交易产生一个弹性空间。

27[27]为实际经济增长而增加货币数量3.6%。V对其趋势的偏离是因为未能遵照这一规则。y

我们由此很容易联想到弗里德曼推崇的货币政策规则。

(二)实证研究的新进展

在货币政策的制定、实施中运用货币总量目标的条件是货币需求函数稳定。包括货币主义在内的一些学者所做的实证研究结果表明适当考虑时滞的收入、利率等变量可以对货币需求作出至少表面上是合理的解释，但20世纪70年代中期(1974年是分界点)以后，根据传统货币需求函数所做的估计显著地大于实际的货币余额，从而出现所谓的“失踪货币”现象。其后经过修正的传统货币需求函数虽然能解释70年代的样本，但得出的估计参数的性质很不合理。尤其在80年代，伴随可观察的货币流通速度的下降，根据现有的美国的货币28[28]需求模型估测的货币余额持续的低于实际值。上述变化的原因与背景在于两个方面:其一，宏观经济运行环境变化，20世纪70年代以后，一些国家面临供给冲击(如石油危机)、严重且不稳定的通货膨胀和高利率，出现经济衰退和通货膨胀并发的“滞胀”格局;其二，布雷顿森林体系崩溃后西方国家普遍推行浮动汇率制，金融创新和放松金融管制导致市场规制等制度层面出现深刻变革。

对货币需求做进一步实证研究基本上是在两个方向展开，一种是对原有货币需求函数的各种变量、函数形式重新考察;另一种是试图引入新的变量以体现金融创新和放松管制的影响，对货币需求函数内容做更多地修正。后一种方法在实际尝试中出现了一些难以克服的困难。沿着上述两种路线，西方学者对与货币需求函数相关的货币的界定、规模变量与机会成本的计量问题以及如何引入技术变量(金融创新)都作了许多条分缕析的研究。有关的经济计量工作的主要进展反映在利用局部调整模型估计长期货币需求，包括对局部调整模型进行修正，考虑预期在构造动态结构中的作用和全面的滞后分布模型，加进长期关系的动态模型，缓冲存量模型等。这里仅对局部调整模型及其扩展形式作简要介绍。

1、未经修正的局部调整模型

局部调整模型是以成本最小化为基础，按“合意”货币余额存量确定失衡成本，按实际的货币余额存量变动并引入通货膨胀率估计调整成本，从而确定持有货币余额的总成本: *22C=α[lnM-lnM]+α[(lnM-lnM)+δ(lnP-lnP)] (2.4) 1tt2tt-1tt-1

M,mP,M*,m*P,m*ttttttt其中为“合意”的货币余额存量，P为价格水平。(2.4)t29[29]式中第一项和第二项分别为失衡成本与调整成本。

通过对M求成本最小化条件，当δ=1时，可以得到实际局部调整模型(RPAM)，当 t*δ=0时则得到名义局部调整模型(NPAM)。进一步分析可以得到m的一个水平变量表达t

式: * lnm=(b+blny+blnr+blnπ) (2.5) t01t2t3t

其中y表示交易量,r代表利率水平，π[π=ln(p/p)]表示通货膨胀率。(2.5)式中实际上容tttttt-1

纳了货币需求理论中的规模变量和机会成本变量。 *将成本最小化条件与lnm 的表达式合并即可以得到局部调整模型的估计方程。在模型t

中对部分参数(如δ)的识别存在困难，其主要缺陷是包含的不变弹性在20世纪80年代放松金融管制以后显得不合理。

2、全面的滞后分布模型

由于各经济变量可能存在沿时间路径的依存性质，即使被解释变量也存在根据历史形成预期并不断调整的过程，所以，包括被解释变量的全面的滞后分布模型在货币需求函数的估计中得到广泛的运用。如实际余额的自回归分布滞后模型:

27[27] [美] 弗里德曼等:《货币数量论研究》，第204页。 28[28] 这里估测货币余额低于实际值是指M，由于1981年1月推出NOW帐户，使M中容纳了部分实11际上属于储蓄性质的存款。参阅丹尼尔.L.桑顿，考尼特.C.斯通:《金融创新:前因与后果》，载凯文.多德、默文.K.刘易斯:《金融与货币经济学前沿问题》，中国税务出版社2000年版，第111-112页。值得注意的是，桑顿与斯通在文中揭示了M收入流通速度在20世纪80年代以前的35年间稳定增长，这与塞尔登研究的1

历史区间中收入流通速度下降形成反差。 29[29] Friedman，B.M.(1977)，Financial flow variables and the short,run determination of long,term interest rate，Journal of Political Economy，85:661—689。

n1n2

lnm=a+ bilnm + [clny+dlnr+fπ] ,,tt-ijt-jjt-jjt-ji,0j,0(2.6) (4(6)式是局部调整模型的推广，它可以容纳各自变量的不同的调整模式，例如可以通过改变n，n，或将y、r 、,分开考虑。如果考虑滞后变量的影响衰减最快，而,的影响衰减12

最慢，对r、y、,可以分别设定n。 k

(三)金融创新对货币流通速度的影响

部分学者认为“失踪货币”与金融创新引致的货币流通速度变化有关。丹尼尔.L.桑顿和考尼特.C.斯通对金融创新的微观机制、宏观影响以及金融创新对货币流通速度的影响作30[30]了很好的概述。桑顿认为金融创新影响了货币流通速度，使流通速度具有一定程度的

不可测和不确定性，从而导致货币需求不稳定。至少，货币当局依据原有经验估测货币需求并控制货币供给，通过规定货币增长率的长期目标实现通货膨胀率、经济增长率的长期目标的能力是减弱了。有关金融创新对货币需求的总体影响存在一些理论上的分歧，桑顿用设问方式回答了这一问题，指出“在80年代的美国，有某种事物显然已经影响了货币的需求与31[31]供给。如果不是金融创新，那又能是什么呢,”金融创新在存款帐户上的主要体现是1981年1月1日在美国全国范围引入NOW帐户，从而混淆了M与M的界限，影响到M的收121入流通速度，降低了货币政策将M作为中介目标的实际意义。由此，桑顿从传统的货币需1

求函数出发对金融创新影响M收入流通速度的途径作了理论上的解释。 1

以S表示储蓄额，以,表示储蓄向活期存款转化部分(如NOW帐户中的一部分)占S的比例，有 *M=M+,S (2.7) 11

狭义实际货币余额为收入和利率的函数，即

(M1/P)=f(y,i) (2.8)

令s=S/P为实际储蓄余额;

s=S/P=g(y,i) (2.9)

或者 ns=yg(y,i) (2.10)

据(4.8)、(4.9)式得到: *M/P=f(y,i)+,g(y,i) (2.11) 1*M的流通速度为 1**n-1 V=P/ M=1/[f(i)+,yg(i)] (2.12) y1*在(2.12)式中，如果,=0，金融创新对M的流通速度有影响。但如果V(i)(M1的1

收入流通速度，随利率变化)因金融创新发生变化，则M对利率(i)的弹性也会发生变化。1*如果,?0，则M流通速度的利率弹性与M流通速度的利率弹性将有所不同。若n?1，1132[32]M的收入流通速度会随收入水平的变化而变化。 1

金融创新意味着金融系统中发生了一系列有关市场、工具、结构、技术的变革，金融业务范围也不断向非传统领域扩展，在新的经济与金融环境中怎样将不确定性、金融创新因素适当融入到有关货币需求的计量模型中，并在同一模型中综合交易需求与资产组合需求，是实证研究尚未解决的重要课题。

三体制转轨与中国货币需求分析

对货币需求问题的研究是货币当局制定货币政策的主要依据，我国在这一点与西方所不同的是处于体制变动与转轨时期，制度变迁是货币需求潜在而又重要的解释变量，这导致人们所能发现并得到普遍认同的与货币需求保持长期均衡而又稳定的解释变量少之又少，货币需求函数以及货币需求本身可能都是不稳定的。所以，更为重要的不是分析某一特定阶段的

30[30] 丹尼尔.L.桑顿，考尼特.C.斯通:《金融创新:前因与后果》，载凯文.多德、默文.K.刘易斯:《金融与货币经济学前沿问题》，中国税务出版社2000年版，第95-126页。 31[31] 凯文.多德、默文.K.刘易斯:《金融与货币经济学前沿问题》，第123页。 32[32] 凯文.多德、默文.K.刘易斯:《金融与货币经济学前沿问题》，第112—114页。

货币需求函数，而是如何发现在体制转轨、制度变迁中影响货币需求的解释变量本身的变动，分析货币需求函数迁移的一般趋势。

(一)体制变迁背景下的货币需求变动

改革以后体制转轨的最引人注目的变革是社会产权重组或所有制改革和相应的分配制度变革。这一社会巨变彻底改变了社会财富、社会资本的结构，也改变了人们的利益关系和社会产品的流转过程。原有计划体制中的产品调拨、统购统销的物流机制被普遍的商品市场的交换机制所取代。

伴随市场机制不断深化、发展的是原先被阻断的价值形成与实现机制得以恢复，产生于商品生产、商品交换的货币职能也重新复归，货币在计划体制下的职能退化为一种记帐单位、一种几乎丧失价值、价格内涵的纸制符号，在向市场体制转轨过程中货币逐渐凸现出其价值尺度、交易媒介和价值贮藏功能。

在我国传统的计划体制中货币需求基本上是货币供给的一个被动的结果，或者，货币需求外生于货币供给。因为一方面，由内在机制决定货币需求的基础——货币职能被窒息，另一方面，货币需求主体因之而动的调整货币需求的经济关系、经济变量被扭曲，例如收入分配、价格、利率等。更为严格地讲，在计划体制下，家庭、企业很少(或没有)形成经济剩余，也不是进行独立决策的经济单位，从而只能附属于政府或者国家，银行则成为国家的出纳机构，金融交易活动基本上被禁止。从而，计划体制下不存在典型地进行资产组合选择的货币需求主体。这一切在市场运行过程中必然被重新安排。

1、随着财富积累向居民、企业部门转移，居民与企业在交易动机不断强化基础上依次产生预防、投机性货币需求动机，因而也就具备了影响货币需求变动的微观基础，货币需求由外生于货币供给而在很大程度上渐次转化为一种内生机制。

在体制转轨过程中金融部门的重组、改革也不断得到强化，商业银行等金融组织从大一统金融体制中蜕变与分离出来。20世纪80年代以后中央银行独立于商业金融组织，商业银行一方面成为连结中央银行(货币供给源头)与生产、消费体系(货币需求方)的主要界面，另一方面与证券、保险等金融机构构成除企业、家庭之外的重要的货币需求主体。

2、国家满足货币需求的渠道发生变化。政府支出规模及其占国民经济总量的比例在经济发展中趋于上升，但在分配格局变动中政府赤字也相应增加。除政府支出规模直接影响交易性货币需求以外，在新的中央银行制度约束下，财政赤字不能通过向中央银行透支弥补，而主要通过发行债务证券筹资，这必然影响市场资金利率，从而影响货币需求的机会成本变量。从另一角度观察，国家债务形成微观经济单位选择资产组合的一个主要因素，由国家信誉担保的政府债券的利率成为近似无风险利率，被作为资产组合收益率的一种基本标度。以国家债券作为主要交易工具的公开市场也成为货币供给与货币需求、财政与金融、中央银行与金融机构、企业及家庭之间的重要结合部，构成货币均衡动态中的重要枢机。正因为如此，有学者提出“对于国债的规模可否脱离开财政赤字筹资而有单独的政策考虑等问题，均须重33[33]新认真研究”。

3、我国在体制转轨过程中对国际市场、国际交换的参与不断加强，国际借贷、跨国直接投资与证券投资等不同形式的资本流动必然影响货币需求(及供给)，人民币境外流通以及不同国家、地区间利率、通货膨胀率和汇率的差异与变动也诱使货币替代的规模与频率增加，从而导致影响货币需求的变量增加，货币需求趋于不稳定。

4、金融市场对内、对外开放的拓展和新金融工具的涌现，使资产选择空间扩大，货币的替代资产增加，传统的在货币资产和消费之间的组合选择转向在一种具有不同流动性、风险和收益率的序列资产和消费之间的选择。体制变迁使价格水平以致市场利率波动性增强，货币需求的机会成本变量也趋于复杂多变。此外，交易性货币需求已不限于商品和实物资产市场，由金融交易产生的货币需求呈迅速增长态势。

5、除了改革前后两个时期中国货币需求具有不同表现之外，改革以后货币需求的决定机制继续在发生一种循序渐进的变化。对于改革以后的情况，由于20世纪90年代中期中国社会由温饱开始向小康型过渡，加之1988年实现全面的价格改革，90年代初以后财政、金融体制和利率市场化改革加快，央行利率调节趋于灵活，股票与国债市场规模扩张，家庭、

33[33] 李扬:《国债规模:在财政与金融之间寻求平衡》，李扬、王松奇:《中国金融理论前沿》(?)，社会科学文献出版社2003年版，第232页。

企业经过80年代和90年代间两轮通货膨胀和市场疲软、经济萧条的洗礼，预期行为得以强化。据此可以推断，20世纪90年代中期前后货币需求会产生一些结构性变化。1997年底以后持续数年的通货紧缩进一步使货币需求与若干经济变量的后向关联增强，即除了当期与滞后解释变量之外，对变量的预期值也成为货币需求的重要影响因子。货币需求主体从宏观经济运行周期性波动中“边干边学”，金融意识和资产选择行为日趋成熟。

(二)货币需求解释变量特征

从体制背景归纳货币需求决定、货币需求变动的各因素对货币需求的模型化研究以及货币供给调控可以提供理论指向和大致的分析框架。一些学者对中国货币需求问题也作了计量与实证分析，基本上遵从规模变量、机会成本变量、其他变量的对解释变量的分类方法。迄于目前，关于规模变量以及价格水平对货币需求的影响容易取得一致，对其他解释变量如何影响货币需求的结论并未取得统一，甚至存在明显分歧。这种情况与西方学者的研究现状颇为相似。

邓乐平，殷孟波选取1956,1996年的年度数据并利用双对数方程对货币需求(M,M)12的收入(GNP)弹性的研究结果表明，M、M的收入弹性分别为1.185和1.317，且有较好1234[34]的拟合度。易刚根据1952,1989年数据将人均实际国民收入作为解释变量，用混合价格指数折算的实际人均M对收入的弹性系数接近1，当引入货币化水平(城市人口百分率235[35]变动)后M的收入弹性系数下降为0.75。有关的说明是货币化进程解释了部分货币需2

求增长。比较塞尔登对美国长期数据的研究，弗里德曼认为实际国民收入的长期增长一直伴随着单位产出的实际现金余额增长——即实际余额的收入弹性大于1，说明现金余额是一种36[36]奢侈品，“这一完全合理的结论似乎也为其他国家的证据所证实。”假如M为货币存量，2其中包括了存量财富以货币方式持有所形成的货币需求，此外，在当期收入中由于消费倾向递减也会导致金融资产积累呈现出递增状况，从而使得发生的货币流量比率超出收入流量比率。

我国改革以后到20世纪90年代末交易性货币需求与物价指数有较稳定的正向变化关系，1977-1996年期间M、M对零售商品价格指数的弹性分别达到3.247和3.680(杨小勇，12

龚晓莺，2001;邓乐平，殷孟波，2000)。

易纲选择预期通货膨胀率(稳态预期)作为机会成本变量，实际零售额作为收入变量的替代，选取1983年1月-1989年4月间季度数据，用半对数方程证明伴随着预期通货膨胀率上升，人均货币需求降低。部分学者对利率作为货币需求的解释变量表示怀疑(易纲，2003)，或者认为将利率作机会成本变量的具体指标选取困难从而不易观察货币需求的利率弹性(邓乐平，殷孟波，2000)。现实因素或许在于对利率最为敏感的投机性动机在我国而论还远远不够强烈，人们的收入水平还不足以使交易、预防需求对利率作出较敏感反应。有关分析表明交易性货币需求具有在居民收入水平越过温饱线后对实际利率作出反应;预防性货币需求具有当收入水平越过温饱线的差额(即?y=y-y>0，y)大于2b/r(b为00为温饱线tt当期生息资产转化为货币的手续费，r为利率)，且达一定高度时才与利息率存在反向变动37[37]38[38]关系。我国90年代以来股票市场成长较快，股票价格对长期实际货币需求具有显39[39]著的、正的财富效果，货币化进程已不再是影响货币需求的主要因素。相关研究还表明，40[40]中国货币需求波动的主要原因是利率结构变化和通货膨胀冲击的结构变化。

(三)评述

国内对货币需求的研究目前还无法将居民对收入、支出预期的不确定性和金融创新、金融交易规模等影响因素引入解释变量。问题之一是既不能将国民收入总量波动、也不能将居

34[34] 邓乐平，殷孟波:《中国货币需求的研究现状及发展》，李扬、王松奇:《中国金融理论前沿》(?)，社会科学文献出版社2003年版，第53,54页。 35[35] 易纲:《中国的货币化进程》，商务印书馆2003年版，第101页。 36[36] 弗里德曼等:《货币数量论研究》，第20页。 37[37] 杨小勇，龚晓莺，《再论交易性货币需求的决定》，复旦学报2001年第6期，第96-101页。 38[38] 杨小勇，龚晓莺，《再论预防性货币需求的决定》，《社会科学研究》2002年第6期，第31-34页。 39[39] 王志强，段谕，《股票价格与货币需求关系的实证分析》，《东北财经大学学报》2000年第3期，第49-52页。 40[40] 刘勤，顾岚，《中国货币需求波动研究》，《统计研究》1998年第3期，第60-65页。

民个人收入波动平均得到的收入波动方差作为预期不确定性变量数值，除了容易犯“拼合错41[41]误”、“拆分错误”之外，按凯恩斯的分析不确定性不等同于风险。一般来讲，计量模型中将实际的对M、M的统计量作为须做出解释的货币需求数量看待，但这种“有支付能力”12

的实际发生的货币需求是否反映微观主体和宏观经济发展客观上所要求的真实货币需求很成问题。事实上，对M、M的统计量是被当作货币供给看待的，如果认定其反映了实际货12

币需求，等于完全认同货币内生论的观点，也意味着货币均衡是一种由利率和价格进行调节的自然常态。若如此，研究货币需求还有什么意义,也就没有必要研究货币均衡了。这实际上落入极端后凯恩斯主义关于货币问题认识的泥沼，即反用萨伊定律，认定在货币领域需求42[42]能够自动和充分地创造自己的供给。

现有对货币需求利率弹性的实证分析使人们不难联想到对利率调节的经济效果的各种分析结论，均难以给人们一种清晰而逻辑上一致的感觉。如果加以调和，将两种极端的看法:其一，货币需求无利率弹性和其二，中国存在“流动性陷阱”结合在一起，反映中国货币需求的流动性偏好曲线就成为一条折线(见图2.1)。进而，如果考虑到1988年通货膨胀之后

r r

o m o m d d

图2.1 调和的流动性偏好曲线图2.2 仅有极端反应的流动性偏好曲线大幅提高利率引致储蓄存款大幅增加的状况，反映中国货币需求的流动性偏好曲线可能有图2.2的形式，表明货币需求对利率仅在两个极端作出完全反应(货币需求口径为M)，在中2间地带则完全没有反应。即使这些图式符合经济事实的表象，其对以后的经济与金融运行有无预见功能,所以需要注意的是，对中国货币需求的研究可能落后于经济环境的变化。

观察中国理论界对货币需求研究的现状，存在的问题是理论研究不足，实证分析则往往就事论事，给人以琐细纷繁而不着就里的感觉。对一些观点和思想“破得多，主论较少，争论较多，定论很少，对某一问题具体的分析研究较充分，而对整体体系的构建还比较欠缺。”43[43]这一问题其实不惟存在于货币金融理论界，而是反映了中国经济学界的一个通病，其根源既有客观因素制约，也有学者们从事研究的价值取向和功利追求问题。

41[41] [美] 斯蒂芬.罗西斯，《后凯恩斯主义货币经济学》，中国社会科学出版社1991年版，第19-20页。 42[42] [美] 斯蒂芬.罗西斯，《后凯恩斯主义货币经济学》，中国社会科学出版社1991年版，第15页。 43[43] 李扬，王松奇:《中国金融理论前沿》，社会科学文献出版社，2000年版，第31页。

范文三：中国货币需求的稳定性

经济理论与经济管理　 2007年第 6期　

[收稿日期 ]　 2007-04-12

[基金项目 ]　教育部高等学校全国优秀博士学位论文作者专项资金资助项目 “开放经济条件下货币

政策运行机制研究” (200203) ; 教育部哲学社会科学创新基地 “南京大学经济转型和

发展研究中心”子课题“ 经济转型理论与经济运行机制研究”项目

[作者简介 ]　范从来 (1962—

) , 男 , 江苏海安人 , 教育部长江学者特聘教授 , 南京大学商学院党委书记 , 经济学博士 , 博士生导师。

　　感谢匿名审稿人的评审意见 , 笔者已做了相应的修改 , 本文文责自负。

中国货币需求的稳定性

范从来

(南京大学商学院 , 　 )

[摘　要 ], , 金融资产结

构较为单一 , 。但是 , 随着改革的推进 , 当改革达到较

高的程度后 , 但其效应有可能减弱 , 一般趋势性因素的冲击效应有可能增强。 , 随着外资银行的进入 , 金融业竞争的加剧 , 以及利率市场化的实质性推进我国金融创新的步伐和水平明显提高 , 金融创新作为一种趋势性因素将成为货币需求不稳定性研究的重要内容。

[关键词 ]　金融创新 ; 货币需求 ; 稳定性

[中图分类号 ]F820[文献标识码 ]A [文章编号 ]1000— 596X (2007) 06— 0035— 07

　　货币需求包含了公众依据收入、财富等规模变

量和替代资产预期收益率等机会成本变量进行资产组合的过程 , 货币需求函数也就体现为货币需求总量与规模变量、机会成本变量之间的函数关系。货币需求函数的稳定性也就是指上述变量关系的稳定性。如果从描述各变量函数关系的货币需求函数角度来看 , 也即货币需求对规模、机会成本变量弹性系数的稳定性或者说函数结构的稳定性。显然 , 如果能够在理论和实证中建立这种稳定的变量关系 , 则可以依据这一关系对货币需求总量做出预测 , 并相应调整货币供应量目标 , 从而可实现名义产出和

通货膨胀目标。

正因为如此 , 自从中国人民银行确立货币供应量为货币政策的中介目标以来 , 我国货币需求函数的稳定性一直是学术界研究的热点问题。这主要是因为 , 中央银行是事先根据特定的货币需求函数预测货币需求总量 , 在此基础上调整货币供应量目标 , 以实现产出目标和价格总水平稳定的目标。如果货币需求函数不稳定 , 中央银行则难以准确预测上述变量的变动趋势 , 从而也就无法合理设定货币供应量目标。

从货币经济学的发展过程来看 , 货币需求函数

　经济理论与经济管理　 2007年第 6期

的稳定性命题也是凯恩斯学派和货币主义学派争论的焦点之一。如果像凯恩斯所设想的那样 :货币需求不仅不稳定 , 而且具有不可预测性 , 那么 , 货币需求量就不可能像货币主义学派所认为的那样与总支出有着紧密的联系。在货币政策机制中 , 就必须以利率而不是以货币量作为操作目标。相反 , 如果货币需求函数是稳定的 , 则说明以货币量作为货币政策操作目标会优于利率目标 , 从而证明货币主义理论的正确性。这说明 , 货币需求函数的稳定性问题事关货币政策操作目标的选择 , 事关国家经济政策的选择 , 事关货币经济学研究重点的确定 , 具有非常重要的现实意义和学术价值。

本文的目的是 ,

题内涵的基础上 , ,

一、 “ 货币失踪” 之谜

　　凯恩斯学派认为 , 公众对货币的需求 (即流动性偏好 ) 源于交易动机、谨慎动机和投机动机。其中 , 由交易和谨慎动机产生的货币需求主要用于购买与支付 , 因此该类货币需求的利率弹性不大 , 大致是收入的一个不变部分。而由投机动机产生的货币需求则包含了公众在货币与金融资产之间进行资产组合的过程 , 该类货币需求产生于利率未来走向的不确定性 , 相应的货币需求量依赖于现行利率和预期未来利率的关系 , 是金融市场“多头”和“空头”预期的函数。正是由于存在着预期未来利率的因素 , 投机性货币需求对利率的弹性系数波动很大 , 这意味着货币需求与利率之间的关系是不稳定的 , 并导致投机性货币需求函数也是不稳定的。由于投机性货币需求是货币总需求的一个重要组成部分 , 因此货币总需求也是不稳定的。这就给经济中的总需求、价格和产出带来了很大的不确定性 , 也使得能够引起投资者预期变化的货币政策操作具有相当大的风险性。因此 , 凯恩斯学派基于货币需求函数的不稳定性明确提出 , 国家稳定经济的政策主要的应该是财政政策而不是货币政策。

货币主义学派更为细致地分析了影响货币需求的规模与机会成本变量。他们认为 , 规模变量主要是总财富 , 总财富可分为人力财富和非人力财富 ; 机会成本变量包括货币自身预期收益率、股票预期收益率、债券预期收益率、预期通货膨胀率。影响货币需求的因素较为复杂。但是在简化分析中 , 他们将上述影响因素简化为永久收入和市场利率 , 并

1, 利率弹性接近于零 ,

。 , 货币需求函数 ,

, 这里的稳

的函数关系的稳定” [1]。弗里德曼进一步断言 , 货币需求函数甚至比消费函数还要稳定。弗里德曼的断言意味着货币政策对经济的稳定有着巨大的影响。货币主义学派的布伦纳和梅尔泽在 20世纪 60年代的研究中发现 , 货币需求函数在长期内是稳定的 , 无论采取狭义的还是广义的货币定义 , 也 “ 无论制度方面的、社会方面的和政治方面的变化有多大 , 货币需求函数都是相当稳定的” [1]; 戈德菲尔德则利用第二次世界大战后至 1974年的数据做出实证研究 , 支持了货币需求函数具有稳定性的结论。到 20世纪 60年代初期 , 凯恩斯学派也基本认可了货币主义的上述研究结论。就在货币需求函数的稳定性几乎成为一个公认事实的时候 , 从 1974年起 , 货币需求函数却开始在预测货币需求中出现严重的偏差。 “就美国来说 , 20世纪 70年代似乎表现出货币需求函数下移 , 而 80年代则相反。在 20世纪 70— 90年代的 30年里 , 现实货币持有量明显偏离了大多数货币需求估计模型的预测。在流通速度方面 , M1的流通速度在 20世纪 70年代的提高和在 80年代的降低根本没有被这些模型预测到。 ” [2]戈德菲尔德将货币需求函数表现的这一不稳定现象称为 “ 货币失踪”之谜 , 即根据货币需求函数所预测的货币需求量大大超过公众持有的实际货币量。 [3]

这一事实对货币政策如何运作 , 以及如何估价其对经济的作用都提出了严峻的挑战。正因为如此 , 学术界对此进行了大量的研究。

经济理论与经济管理　 2007年第 6期　

二、货币需求不稳定的冲击性因素

我国学术界在分析这一问题时 , 主要是探讨对变量关系稳定性造成冲击的各种因素。这些因素主要有货币化趋势、非国有经济比重和价格自由化程度。

11货币化趋势

针对中国经济改革过程中货币供应的增长率持续高于经济增长率和通货膨胀率之和的现象 , 易纲在 20世纪 90年代初期提出了旨在突出经济货币化因素的货币需求理论 [4], ① 　易纲

1996年在估计我国 1952— 1989年的货币需求函数时 , 使用城市人口比例来指示货币化进程。秦朵 1997年运

用存贷比来表示货币化进程。艾洪德、范南等人 2002年在货币需求函数中运用 M2/G DP 来反映我国经济货币化进程。也有一些学者反对将货币化制度变量引入货币需求函数。如郑超愚等人认为在估计 M2需求函数时就不应该将货币化指标

(M2/G DP ) 纳入方程 , 其理由是 M2与 G DP 的比率的历史增长已经反映到 M2货币需求的收入弹性的提高之中。参见何

运信 :《货币需求函数中到底要不要引入制度变量》 , 《中国物价》 , 2006年第 3期。

我国作为一个转型经济国家过程中 , :货币化部分。的部分 , 交易的部分。在传统农业社会中 , 大部分的生活和生产活动是自给自足的 , 使用货币的交易行为相对较少 ; 在计划经济中 , 投资品大量通过政府调拨方式进行 , 消费品也更多表现为实物补贴 , 使用货币的交易行为也较少。随着经济体制改革的逐步推进 , 计划经济的成分在持续减少 , 经济交换和支付的方式发生转变 , 货币交易的范围越来越大。货币不仅媒介当期产品的交易 , 而且媒介存量资产的交易 , 农业在经济中的比重迅速下降 , 农村中的市场交易行为不断提高 , 货币交易在经济交易系统中的占比越来越大。货币发行带来的巨大的发行收入也激励了国家进一步推进经济货币化的进程。

当一国经济中存在货币化趋势时 , 将会引起额外的货币需求 , 进而改变货币需求中原有的变量关系。因为存在着货币化趋势 , 国民生产总值可分为货币化部分和非货币化部分 [5], 即 Y =λY +(1-λ) Y , λ是货币化经济的比例。在传统的货币数量论公式中加入货币化变量 , 将交易方程式修正为

M V =P

λY , 即名义货币量乘以它的流通速度等于货币化部分的名义国民生产总值。对等式取自然对

数 , 微分得 d M +d V =d

λ+d Y +d P 。这说明货币量不仅要随经济的增长而增加 , 而且还需要满足新货币化了的那些部分的需要。我国在 20世纪 80年代初至 90年代中期 , 由于计划经济的实物分配逐步取消和农村非农产业的发展以及城市化水平的提高 , 。 1996年易纲、 1999, 分别 , 发现相比 , 拟合度大为

[]

。但是 , 根据模型的推断 , 随着货币化程度的不断提高 , 货币化指数的影响程度必然会逐步缩小 , 货币化进程对超额货币供给的吸收能力也将逐渐减小。刘金全等人在 2006年用 M1/GDP 作为货币化指数 , 并根据 1990年 1月以来货币化指数的时间路径在 1996年明显趋于稳定的事实 , 以 1996年 12月为界分段实证分析了中国货币需求函数的稳定性 , 第一阶段是 1990年 1月~1996年 12月 , 第二阶段为 1997年 1月~2004年 6月。结论是 , 在两个阶段的货币需求函数中 , 虽然货币化程度对货币需求具有显著影响 , 但货币化指数对货币需求的边际影响从第一阶段的 01191下降到第二阶段的 01136, 充分说明了经济

的货币化趋势出现了减慢的倾向 , 经济中其他活动

对货币的需求正在逐渐增加。 [7]

有学者提出 , 易纲的货币化解释只强调出于交易动机而产生的货币需求 , 而忽视了预防性动机和投机性动机引致的超额

货币需求。

[8]

21非国有经济发展程度

在计划经济体制下 , 国有企业一统天下 , 全社会的国有企业在内部实行物资和原材料调拨分配 , 企业并不需要市场交易 , 从而对货币需求较低。国

有企业完全实行统收统支、统购包销的计划生产体

　经济理论与经济管理　 2007年第 6期

系 , 企业毫无生产经营主动性可言。在这种条件下 , 企业没有独立的货币需求动机。但是 , 随着经济体制向市场经济转变 , 非国有经济部门迅速发展 , 那么随着非国有经济部门生产经营独立性的增强和市场不确定性的加大 , 非国有经济部门内部及其与国有经济部门之间的交易愈发频繁 , 则会导致货币需求增加 , 并改变货币需求原有的变量关系。因此很多学者选择非国有经济在国民经济中的比重

作为反映经济体制改革的一个制度变量。 [9]

2001年王曦针对我国改革开放以来非国有经济部门发展的情况 , 以 1978— 1999年为样本区间 , 将非国有经济发展程度 (比重衡量 ) 引入到货币需求函数中 , [经济的改革 , , 国 , 国有企业普遍建立起归属清晰、权责明确、保护严格、流转顺畅的现代产权制度 , 国有企业与非国有企业在货币需求方面的差异已趋于缩小 , 该因素对货币需求的冲击效应也就相应下降。

31价格自由化程度

实物资产按其价格决定方式通常可以分为市场定价和国家定价两类。其中 , 国家定价的实物资产预期收益率 (即通货膨胀率 ) 是确定的 , 而市场定价的实物资产预期收益率则受到市场因素的影响而不确定 , 因而具有一定的风险。那么 , 当实物资产的价格自由化程度越高 , 即市场化定价比例越高 , 则实物资产总预期收益率的风险程度越高 , 这样会促使公众在资产组合中增加对风险因素的考虑 , 从而更倾向于持有货币 , 这就意味着货币需求的原有变量关系改变。 2001年王曦针对我国改革开放以来价格自由化程度不断提高的情况 , 以 1978— 1999年为样本区间 , 将价格自由化程度 (以非国家定价零售商品价值占总商品价值比重衡量 ) 引入到货币需求函数中 , 同样发现该变量对货币需求具有较强的

解释力。

[10]

三、动态选择、金融创新与货币

需求函数的变量

　　从以上分析不难看出 , 上述学者对影响货币需求函数变量关系的冲击因素的分析主要是基于一个。 , , 作出的解释也比较深 , 。同时 , 这种的命题。

11货币需求不稳定冲击因素的动态选择

就影响我国货币需求变量关系的冲击因素而言 , 随着我国经济体制日趋市场化 , 在转轨的不同阶段中起到主导作用的因素应有所不同。某些冲击因素可能消失 , 某些冲击因素则可能起到主导作用 , 也有可能是新的冲击因素在变量关系中形成 , 从而呈现出动态变化的过程。

① 　王曦用非固定价格

(非国家定价 ) 占零售的商品价值比重为指标 , 构造出价格自由化程度的数据。非国有经济部门

的比重则等于 (1-国有经济工业产值 /G DP ) 。

② 　蒋瑛琨等人对

1978— 1993和 1994— 2004年中国货币需求函数的估计结果显示 , 第一阶段货币需求函数的估计系数

都基本符合理论预测 , 但是第二阶段的 M1和 M2短期动态方程的稳定性较差 , 货币需求函数变得越来越不稳定。这种估计结果在一定程度上也说明了笔者在这里的判断是准确的。

显然 , 在经济转型的初期 , 我国经济体制经历了由计划经济向有计划商品经济的转变 , 1978年非国有经济的工业产值占工业总产值的比重只有 8178%, 1982年该比重就上升到 21119%, 1992

年为 31108%, 1994年至 1999年 , 非国有经济工业产值占工业总产值比重基本上在 50%左右 ; 非国家定价零售商品价值占商品总价值比重在 1978年只有 215%, 1982年为 1119%, 1986年为 64%,

1992年即达到 94%, 1998年为 9519%② 。 [10]

这里的

数据表明 , 1978年至 1992年非国有经济部门比重、价格自由化程度上升加速 , 可以认为 , 这些因素可能起到了主导作用。然而 , 根据蒋瑛琨等人的研究 , 1992年以后 , 非国有经济部门的比重虽然在继续增加 , 1994年为 43188%, 1999年为 56185%, 但其

经济理论与经济管理　 2007年第 6期　

增长趋势趋于平稳 ; 价格的自由化进程则更为明显 , 1992年之后其比重一直稳定在 95%左右 , 价格自由化进程已基本实现。 [11]因此 , 这些因素对货币需求变量关系的冲击效应应该会减弱。新的制度性因素开始起作用 , 应该成为货币需求不稳定研究的主要内容。比如 , 始于 1994年的一系列诸如收入分配、住房、教育等制度变革逐步推进 , 意味着支出的不确定性增强 , 经济主体会持有更多的货币并引起货币需求变量关系的变动。再比如 , 在 20世纪 90年代 , 由于中国政府具有很强的控制能力 , 所以使大量分散于民间的金融剩余以储蓄的形式进入国有商业银行 , 导致在 1993— 1994

胀期间 ,

下 ,

此提出了包含素的货币需求函数 [12],

利率、管制外汇、抑制民间信用和资本市场的发展 , 导致居民金融资产形式单一 , 货币投机需求受到抑制 , 大规模扩张国有银行网点并为国有银行提供信用担保 , 以保证居民存款流入国有银行 , 从而可以保持较高的存贷比率为国有企业软约束提供金融支持。但是 , 进入 20世纪 90年代后期以来 , 国家对金融控制的战略明显发生了转变 , 开始撤销农村地区部分国有商业银行的分支机构 , 支持和鼓励股票市场发展 , 居民的金融资产开始逐步趋向多元化。因此 , 我国金融市场转型的一个重要特征就是证券市场从无到有。

证券市场 , 尤其是股票市场的发展 , 可以说是我国的一个重要制度变革 , 这种制度安排会使货币需求与实际利率和股票市场收益率之间产生显著的相关关系 , 持币的机会成本因素开始对我国的货币需求产生作用。但是 , 股票市场这个冲击因素在学术研究中并没有得到重视 , 一些学者认为 , 尽管在 1990年左右中国出现了债券和股票 , 但其规模占总金融资产比重极低 , 1991年、 1992年国债发行额占 M2比重分别仅为 1145%, 1181%, 股票市值所占比重为 0156%, 411%, 因此不能认为股票市场在整个时期构成了货币需求变量关系不稳定的冲击因素。 [6]另一些学者虽然考虑到股票市场这个冲击因素 , 但认为我国股票市场 “成立于 1990年底 , 数据始于 1992年 , 由于自由度的问题 , 股票收益和交易量年度观察值的数量少得根本无法应用” 。 [10]他们在模型中往往把资本预期收益率设定为常数 , 用 [0, 1]的虚拟变量进行简单的处理。因此 , 股票市场达到相当规模后 , 一方面 , 这会导致人们选择和持有资产的制度环境发生改变 , 从而影响货币需求行为 ; 另一方面 , 证券市场的发展导 , 显然 , 股票

, 。

, 在转型经济体中 , 随着经济体制由 , 货币化趋势、非国有经济发展程度、实物资产的价格自由化程度作为制度变量呈不断上升趋势 , 有可能构成了货币需求变量关系的冲击因素。在市场经济体中 , 由于制度变革趋于稳定 , 货币化趋势、价格自由化、非国有经济比重等变量已不再影响到货币需求的变量关系 , 但是 , 金融创新所导致的新型替代资产的出现 , 会由改变替代资产结构进而对货币需求的变量关系造成影响。西方市场经济国家在 20世纪 80年代之后 , 受金融自由化的影响 , 金融部门的技术创新和产品创新非常迅速 , 计算机也在企业和家庭中普遍使用 , 使得更有效的资金管理成为可能。电子银行、网络银行得到迅速发展 , 改变了现有资产的流动性 , 支票存款和一般存款之间的流动性差异变得很模糊。同时 , 金融创新也使新的金融资产不断涌现。新型替代资产可能会改变原有替代资产结构 , 从而改变货币需求中原有的变量关系。 1989年赫第尔和梅赫拉 (Hetzel and Mehra ) 认为 , 美国在 1981年引入 NOW 账户 (即一种附息可开立支票存款账户 ) 并纳入 M1统计口径 , 导致了 M1需求函数中的收入弹性和利率弹性变大。 1999年莱德勒 (Laidler ) 指出 , 加拿大自 1979年起引入 M1的新替代资产附息支票通知存款 , 也使得 M1需求函数改变。每一种金融创新 , 都存在一个公众学习认知的阶段 , 并引起货币需求函数在一定时间内发生变动。

有学者认为 , 西方一般货币需求理论描述的都是将各类经济制度及经济发展阶段的具体因素抽象 93

　经济理论与经济管理　 2007年第 6期

掉的一般规律 , 若用它来解释中国改革开放以来的货币需求 , 很可能把复杂问题简单化。 [13]在中国改革开放的初期 , 由金融创新而导致的新型替代资产较少 , 金融资产结构较为单一 , 金融创新这个因素的冲击效应往往不很显著。但是 , 随着改革的推进 , 当改革达到较高的程度后 , 制度因素虽然仍会起作用 , 但其效应有可能减弱 , 一般趋势性因素的冲击效应有可能增强。加之我国加入世界贸易组织后 , 金融业对外开放的进程大大加快。随着外资银行的进入 , 金融业竞争的加剧 , 以及利率市场化的实质性推进 , 我国金融创新的步伐和水平明显提高 ,

不稳定研究的重要内容。

2003年汪红驹以 , 考察我国 M1, 就发现 M1需求函数结构在 1995, 他认为很可能是因为 M1替代资产结构的改变。这方面的主要困难在于金融创新对货币需求不稳定的冲击效应难以估计。如果创新只是改变货币需求函数中的常数项或自变量的系数 , 那么通过分割时期或使用虚拟常数项和交互变量等方式 , 在货币需求函数的估计中比较容易把握。然而 , 货币需求函数的某些变动很难把握。 [14]“在过去的 30年里 , 货币领域出现了大量创新 , 导致货币需求估计的停滞 , 以及研究者在其估计方程和技术方面的大量创新” 。 [2]因此 , 金融创新对货币需求不稳定的冲击效应不仅仅是中国今后一段时间面临的一个重要命题 , 也是货币经济学界前沿性的研究领域。

31货币需求函数变量的内容与表现形式

为了解开“货币失踪”之谜 , 国际货币经济学界一方面是在计量技术上做文章 , 如构建部分调整模型和纠错模型 , 进行哑变量设计 , 采用共积分等 ; 在函数形式上从线性到对数线性和半对数线性 , 或转而采用非线性函数或具有随机系数的非线性函数 , 或使用超越函数等。希望由此确立货币需求函数的稳定性和可预见性。更多的探索是在理论上重新考虑货币需求函数变量的内容与表现形式。例如 , 对于因变量改用广义的 (M2、 M3) 甚至是重新加权的货币总量 (迪维西亚总量 ) 以替代狭义的和简单加总的货币总量作为因变量 ; 对于规模变量 , 则引进了临界值、缓冲存货等概念来解释货币需求的不稳定性 ; 也包括使用当期收入、永久性收入、工资收入或财产收入等作为尺度变量 ; 对于机会成本变量 , 除了货币自身收益率、实际工资率、汇率和国外利率等项 , 以及使用短期利率、长期利率、

之外 ,

, 科学地探

稳定性的研究 ; 另一方面 , 转型又使得有很多变量的数据要么不连续 , 要么不准确 , 还有可能是无效的。

比如 , 作为因变量的货币量我国是通过对各层次的金融资产用简单加总的统计方法获得的 , 这种统计方法显然与货币的金融资产特性是不相适应的。各种金融资产的 “货币性”或者说 “流动性” 是一个程度问题 , 而不是有和无的问题 , 在现实经济运行中 , 所有的金融资产都有某种程度的 “ 货币性” , 就是说都有某种程度的流动性 , 这使得任何资产都有某一部分在发挥着货币的功能。这就是说 , 某种金融资产不是简单地可以判断为是不是货币 , 而是在多大程度上是货币。

20世纪 80年代以来学术界提出的迪维西亚货币总量概念对货币量的度量是非常有价值的。这种指标与金融资产持有者的决策行为相一致 , 而且包含了金融创新与制度变化对货币范围的影响 , 它能够在制度变化过程中较准确地反映货币的基本属性 , 因而更能对社会总需求、价格总水平作出更为及时的预测。大量的经验研究表明 , 用该指数估计的货币需求函数具有较高的稳定性和预测精度 ; 相对于简单加总的货币总量 , 加权货币总量对美国的 GDP 和 GDP 平减指数的预测具有较高精度 [15]。因此 , 我们在货币需求的不稳定性研究中应该展开对它的研究 , 以期在货币需求理论方面取得新的进展。

经济理论与经济管理　 2007年第 6期　

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[14]汪红驹 1]1:中国人民大学出版社 , 20031

[15]魏永芬 , [J]1金融研究 , 2003, (6) .

(责任编辑 :杨万东 )

STABIL ITY OF CHINESE MONEY DEMAN D

FAN Cong 2lai

(School of Business , Nanjing University , Nanjing 210093, China )

Abstract :At t he early part of China reform , financial innovation affect s t he economy faintly because of less new substit utable asset s and single st ruct ure. Wit h t he reform going on , trending factors will affect t he economy more greatly while instit utional factors more weakly. After entering W TO , wit h t he ent ry of foreign banks and marketizing of interest rates , our financial innovation is increasing and will be t he impor 2 tant topic for instability of money demand.

K ey w ords :financial innovatio n ; money demand ; stability

范文四：中国货币需求的稳定性

中国货币需求的稳定性

货币需求包含了公众依据收入、财富等规模变量和替代资产预期收益率等机会成本变量进行资产组合的过程，货币需求函数也就体现为货币需求总量与规模变量、机会成本变量之间的函数关系。货币需求函数的稳定性也就是指上述变量关系的稳定性。如果从描述各变量函数关系的货币需求函数角度来看，也即货币需求对规模、机会成本变量弹性系数的稳定性或者说函数结构的稳定性。显然，如果能够在理论和实证中建立这种稳定的变量关系，则可以依据这一关系对货币需求总量做出预测，并相应调整货币供应量目标，从而可实现名义产出和通货膨胀目标。

正因为如此，自从中国人民银行确立货币供应量为货币政策的中介目标以来，我国货币需求函数的稳定性一直是学术界研究的热点问题。这主要是因为，中央银行是事先根据特定的货币需求函数预测货币需求总量，在此基础上调整货币供应量目标，以实现产出目标和价格总水平稳定的目标。如果货币需求函数不稳定，中央银行则难以准确预测上述变量的变动趋势，从而也就无法合理设定货币供应量目标。从货币经济学的发展过程来看，货币需求函数的稳定性命题也是凯恩斯学派和货币主义学派争论的焦点之一。如果像凯恩斯所设想的那样：货币需求不仅不稳定，而且具有不可预测性，那么，货币需求量就不可能像货币主义学派所认为的那样与总支出有着紧密的联系。在货币政策机制中，就必须以利率而不是以货币量作为操作目标。相反，如果货币需求函数是稳定的，则说明以货币量作为货币政策操作目标会优于利率目标，从而证明货币主义理论的正确性。这说明，货币需求函数的稳定性问题事关货币政策操作目标的选择，事关国家经济政策的选择，事关货币经济学研究重点的确定，具有非常重要的现实意义和学术价值。

本文的目的是，在明确货币需求函数稳定性命题内涵的基础上，梳理学术界对这一问题的研究，探索进一步研究的思路。

一、货币需求的稳定性与“货币失踪”之谜

凯恩斯学派认为，公众对货币的需求（即流动性偏好）源于交易动机、谨慎动机和投机动机。其中，由交易和谨慎动机产生的货币需求主要用于购买与支付，因此该类货币需求的利率弹性不大，大致是收入的一个不变部分。而由投机动机产生的货币需求则包含了公众在货币与金融资产之间进行资产组合的过程，该类货币需求产生于利率未来走向的不确定性，相应的货币需求量依赖于现行利率和预期未来利率的关系，是金融市场“多头”和“空头”预期的函数。正是由于存在着预期未来利率的因素，投机性货币需求对利率的弹性系数波动很大，这意味着货币需求与利率之间的关系是不稳定的，并导致投机性货币需求函数也是不稳定的。由于投机性货币需求是货币总需求的一个重要组成部分，因此货币总需求也是不稳定的。这就给经济中的总需求、价格和产出带来了很大的不确定性，也使得能够引起投资者预期变化的货币政策操作具有相当大的风险性。因此，凯恩斯学派基于货币需求函数的不稳定性明确提出，国家稳定经济的政策主要的应该是财政政策而不是货币政策。

货币主义学派更为细致地分析了影响货币需求的规模与机会成本变量。他们认为，规模变量主要是总财富，总财富可分为人力财富和非人力财富；机会成本变量包括货币自身预期收益率、股票预期收益率、债券预期收益率、预期通货膨胀率。影响货币需求的因素较为复杂。但是在简化分析中，他们将上述影响因素简化为永久收入和市场利率，并且在实证分析中发现货币需求的收入弹性接近丁1，利率弹性接近于零，这样货币需求的变量关系具有稳定性。弗里德曼则明确指出，货币需求函数是高度稳定的，他在《货币数量说的重新表述》一文中说“货币需求函数是高度稳定的”，这里的稳定是指“货币需求量与决定此需求量的诸变量之间的函数关系的稳定”。弗里德曼进一步断言，货币需求函数甚至比消费函数还要稳定。弗里德曼的断言意味着货币政策对经济的稳定有着巨大的影响。货币主义学派的布伦纳和梅尔泽在20世纪60年代的研究中发现，货币需求函数在长期内是稳定的，无论采取狭义的还是广义的货币定义，也“无论制度方面的、社会方面的和政治方面的变化有多大，货币需求函数都是相当稳定的”；戈德菲尔德则利用第二次世界大战后至1974年的数据做出实证研究，支持了货币需求函数具有稳定性的结论。

到20世纪60年代初期，凯恩斯学派也基本认可了货币主义的上述研究结论。就在货币需求函数的稳定性几乎成为一个公认事实的时候，从1974年起，货币需求函数却开始在预测货币需求中出现严重的偏差。“就美国来说，20世纪70年代似乎表现出货币需求函数下移，而80年代则相反。在20世纪70_ 90年代的30年里，现实货币持有量明显偏离了大多数货币需求估计模型的预测。在流通速度方面，Ml的流通速度在20世纪70年代的提高和在80年代的降低根本没有被这些模型预测到。”戈德菲尔德将货币需求函数表现的这一不稳定现象称为“货币失踪”之谜，即根据货币需求函数所预测的货币需求量大大超过公众持有的实际货币量。

这一事实对货币政策如何运作，以及如何估价其对经济的作用都提出了严峻的挑战。正因为如此，学术界对此进行了大量的研究。

二、货币需求不稳定的冲击性因素

我国学术界在分析这一问题时，主要是探讨对变量关系稳定性造成冲击的各种因素。这些因素主要有货币化趋势、非国有经济比重和价格自由化程度。

(一）货币化趋势

针对中国经济改革过程中货币供应的增长率持续高于经济增长率和通货膨胀率之和的现象，易纲在20世纪90年代初期提出了旨在突出经济货币化因素的货币需求理论，得到很多学者的认同。

我国作为一个转型经济国家，在相当长的转型过程中，经济可以分解为两部分：货币化部分和非货币化部分。货币化部分即以货币为媒介实现交易的部分，非货币化部分则是指不以货币为媒介实现交易的部分。在传统农业社会中，大部分的生活和生产活动是自给自足的，使用货币的交易行为相对较少；在计划经济中，投资品大量通过政府调拨方式进行，消费品也更多表现为实物补贴，使用货币的交易行为也较少。随着经济体制改革的逐步推进，计划经济的成分在持续减少，经济交换和支付的方式发生转变，货币交易的范围越来越大。货

币不仅媒介当期产品的交易，而且媒介存量资产的交易，农业在经济中的比重迅速下降，农村中的市场交易行为不断提高，货币交易在经济交易系统中的占比越来越大。货币发行带来的巨大的发行收入也激励了国家进一步推进经济货币化的进程。

当一国经济中存在货币化趋势时，将会引起额外的货币需求，进而改变货币需求中原有的变量关系。因为存在着货币化趋势，国民生产总值可分为货币化部分和非货币化部分，即y_Ay+ (1-A) y，A是货币化经济的比例。在传统的货币数量论公式中加入货币化变量，将交易方程式修正为MV_PAy，即名义货币量乘以它的流通速度等于货币化部分的名义国民生产总值。对等式取自然对数，微分得dM+dV=da+dy+dP。这说明货币量不仅要随经济的增长而增加，而且还需要满足新货币化了的那些部分的需要。我国在20世纪80年代初至90年代中期，由于计划经济的实物分配逐步取消和农村非农产业的发展以及城市化水平的提高，经历了一段货币化的过程。1996年易纲、1999年刘斌与李焰以这段时期为样本区间，分别以不同指标表示的货币化因子引入到货币需求函数模型中，均发现与原有模型相比，拟合度大为提高。

应该说货币化假说对我国改革初期货币供应量的超常增长有着较强的解释。但是，根据模型的推断，随着货币化程度的不断提高，货币化指数的影响程度必然会逐步缩小，货币化进程对超额货币供给的吸收能力也将逐渐减小。刘金全等人在2006年用Ml / GDP作为货币化指数，并根据1990年1月以来货币化指数的时间路径在1996年明显趋于稳定的事实，以1996年12月为界分段实证分析了中国货币需求函数的稳定性，第一阶段是1990年1月?1996年12月，

第二阶段为1997年1月?2004年6月。结论是，在两个阶段的货币需求函数中，虽然货币化程度对货币需求具有显著影响，但货币化指数对货币需求的边际影响从第一阶段的0. 191下降到第二阶段的0. 136，充分说明了经济的货币化趋势出现了减慢的倾向，经济中其他活动对货币的需求正在逐渐增加。有学者提出，易纲的货币化解释只强调出于交易动机而产生的货币需求，而忽视了预防性动机和投机性动机引致的超额货币需求。

(二）非国有经济发展程度

在计划经济体制下，国有企业一统天下，全社会的国有企业在内部实行物资和原材料调拨分配，企业并不需要市场交易，从而对货币需求较低。国有企业完全实行统收统支、统购包销的计划生产体系，企业毫无生产经营主动性可言。在这种条件下，企业没有独立的货币需求动机。但是，随着经济体制向市场经济转变，非国有经济部门迅速发展，那么随着非国有经济部门生产经营独立性的增强和市场不确定性的加大，非国有经济部门内部及其与国有经济部门之间的交易愈发频繁，则会导致货币需求增加，并改变货币需求原有的变量关系。因此很多学者选择非国有经济在国民经济中的比重作为反映经济体制改革的一个制度变量。2001年王曦针对我国改革开放以来非国有经济部门发展的情况，以1978 — 1999年为样本区间，将非国有经济发展程度（以非国有经济工业产值占总工业产值比重衡量）引入到货币需求函数中，发现该变量对货币需求具有较强的解释力。当然，随着国有经济的改革，原来的国有国营已普遍得到调整，国家对经济活动直接组织的比重很小，国有企业普遍建立起归属清晰、权责明确、保护严格、流转顺畅的现代产权制度，国有企业与非国有企业在货

币需求方面的差异已趋于缩小，该因素对货币需求的冲击效应也就相应下降。

(三）价格自由化程度

实物资产按其价格决定方式通常可以分为市场定价和国家定价两类。其中，国家定价的实物资产预期收益率（即通货膨胀率）是确定的，而市场定价的实物资产预期收益率则受到市场因素的影响而不确定，因而具有一定的风险。那么，当实物资产的价格自由化程度越高，即市场化定价比例越高，则实物资产总预期收益率的风险程度越高，这样会促使公众在资产组合中增加对风险因素的考虑，从而更倾向于持有货币，这就意味着货币需求的原有变量关系改变。 2001年王曦针对我国改革开放以来价格自由化程度不断提高的情况，以1978_ 1999年为样本区间，将价格自由化程度（以非国家定价零售商品价值占总商品价值比重衡量）引入到货币需求函数中，同样发现该变量对货币需求具有较强的解释力。

三、动态选择、金融创新与货币需求函数的变量

从以上分析不难看出，上述学者对影响货币需求函数变量关系的冲击因素的分析主耍是基于一个转轨经济体的视角进行的。这种研究不是简单地运用西方现成的理论解释中国货币需求的不稳定性，而是充分考虑了中国经济转型中市场发展和制度安排的特殊性，具有现实性，作出的解释也比较深刻，推动了中国货币需求理论的发展。同时，这种研究思路也对货币需求稳定性的研究提出了一些新的命题。

(一）货币需求不稳定冲击因素的动态选择

就影响我国货币需求变量关系的冲击因素而言，随着我国经济体制日趋市场化，在转轨的不同阶段中起到主导作用的因素应有所不同。某些冲击因素可能消失，某些冲击因素则可能起到主导作用，也有可能是新的冲击因素在变量关系中形成，从而呈现出动态变化的过程。

显然，在经济转型的初期，我国经济体制经历了由计划经济向有计划商品经济的转变，1978年非国有经济的工业产值占工业总产值的比重只有8. 78%， 1982年该比重就上升到21. 19%，1992年为31.08%, 1994年至1999年，非国有经济工业产值占工业总产值比重基本上在50%左右；非国家定价零售商品价值占商品总价值比重在1978年只有2. 5%, 1982年为11. 9%, 1986年为64%， 1992年即达到94%, 1998年为95. 9%。这里的数据表明，1978年至1992年非国有经济部门比重、价格自由化程度上升加速，可以认为，这些因素可能起到了主导作用。然而，根据蒋瑛琨等人的研究，1992年以后，非国有经济部门的比重虽然在继续增加，1994.年为43. 88%，1999年为56. 85%,但其增长趋势趋

于平稳；价格的自由化进程则更为明显，1992年之后其比重一直稳定在95%左右，价格自由化进程已基本实现。因此，这些因素对货币需求变量关系的冲击效应应该会减弱。新的制度性因素开始起作用，应该成为货币需求不稳定研究的主要内容。比如，始丁? 1994年的一系列诸如收入分配、住房、教育等制度变

革逐步推进，意味着支出的不确定性增强，经济主体会持有更多的货币并引起货币需求变量关系的变动。再比如，在20世纪90年代，由于中国政府具有很强的控制能力，所以使大量分散于民间的金融剩余以储蓄的形式进入国有商业银行，导致在1993 —1994年高通货膨胀期间，在银行存款利率低于物价上涨率的环境下，居民储蓄继续保持高速增长。1998年张杰据此提出了包含“国家能力”因素的货币需求函数，这种超强的国家能力主要表现是国家控制利率、管制外汇、抑制民间信用和资本市场的发展，导致居民金融资产形式单一，货币投机需求受到抑制，大规模扩张国有银行网点并为国有银行提供信用担保，以保证居民存款流人国有银行，从而可以保持较高的存贷比率为国有企业软约束提供金融支持。但是，进入20世纪90年代后期以来，国家对金融控制的战略明显发生了转变，开始撤销农村地区部分国有商业银行的分支机构，支持和鼓励股票市场发展，居民的金融资产开始逐步趋向多元化。因此，我国金融市场转型的一个重要特征就是证券市场从无到有。

证券市场，尤其是股票市场的发展，可以说是我国的一个重要制度变革，这种制度安排会使货币需求与实际利率和股票市场收益率之间产生显著的相关关系，持币的机会成本因素开始对我国的货币需求产生作用。但是，股票市场这个冲击因素在学术研究中并没有得到重视，一些学者认为，尽管在1990年左右中国出现了债券和股票，但其规模占总金融资产比重极低，1991年、1992年国债发行额占M2比重分别仅为1. 45%，1. 81%,股票市值所占比重为0. 56%，

2. 1%，因此不能认为股票市场在整个时期构成了货币需求变量关系不稳定的冲击因素。另一些学者虽然考虑到股票市场这个冲击因素，但认为我国股票市场 “成立于1990年底，数据始于1992年，由于自由度的问题，股票收益和交易量年度观察值的数量少得根本无法应用”》他们在模型中往往把资本预期收益率设定为常数，用[0, 1]的虚拟变量进行简单的处理。因此，股票市场达到相当规模后，一方面，这会导致人们选择和持有资产的制度环境发生改变，从而影响货币需求行为；另一方面，证券市场的发展导致了股票交易货币需求的产生和增加，显然，股票市场对货币需求函数稳定性的冲击机理及其效应的衡量，将成为该领域的一个重要研究命题。

(二）金融创新与货币需求的不稳定

相对而言，在转型经济体中，随着经济体制由计划经济向市场经济转变，货币化趋势、非国有经济发展程度、实物资产的价格S由化程度作为制度变量呈不断上升趋势，有可能构成了货币需求变量关系的冲击因素。在市场经济体中，由丁?制度变革趋于稳定，货币化趋势、价格自由化、非国有经济比重等变量已不再影响到货币需求的变量关系，但是，金融创新所导致的新型替代资产的出现，会由改变替代资产结构进而对货币需求的变量关系造成影响。西方市场经济国家在20世纪80年代之后，受金融?由化的影响，金融部门的技术创新和产品创新非常迅速，计算机也在企业和家庭中普遍使用，使得更有效的资金管理成为可能。电子银行、网络银行得到迅速发展，改变了现有资产的流动性，支票存款和一般存款之间的流动性差异变得很模糊。同时，金融创新也使新的金融资产不断涌现。新型替代资产可能会改变原有替代资产结构，从而改变货币需求中原有的变量关系。1989年赫第尔和梅赫拉（Hetzel and Mehra) 认为，美国在1981年引入NOW账户（即一种附息可开立支票存款账户）并纳入

Ml统计口径，导致了 Ml需求函数中的收入弹性和利率弹性变大。1999年莱德勒（Laidler)指出，加拿大自1979年起引入Ml的新替代资产附息支票通知存款，也使得Ml需求函数改变。每一种金融创新，都存在一个公众学习认知的阶段，并引起货币需求函数在一定时间内发生变动。

有学者认为，西方一般货币需求理论描述的都是将各类经济制度及经济发展阶段的具体因素抽象掉的一般规律，若用它来解释中国改革开放以来的货币需求，很可能把复杂问题简单化。在中国改革开放的初期，由金融创新而导致的新型替代资产较少，金融资产结构较为单一，金融创新这个因素的冲击效应往往不很显著。但是，随着改革的推进，当改革达到较高的程度后，制度因素虽然仍会起作用，但其效应有可能减弱，一般趋势性因素的冲击效应有可能增强。加之我国加入世界贸易组织后，金融业对外开放的进程大大加快。随着外资银行的进入，金融业竞争的加剧，以及利率市场化的实质性推进，我国金融创新的步伐和水平明显提高，金融创新作为一种趋势性因素将成为货币需求不稳定研究的重要内容。

2003年汪红驹以1978 — 2000年为样本区间，考察我国Ml需求函数稳定性时，就发现Ml需求函数结构在1995年出现了断点，他认为很可能是因为Ml替代资产结构的改变。这方面的主要困难在于金融创新对货币需求不稳定的冲击效应难以估计。如果创新只是改变货币需求函数中的常数项或自变量的系数，

那么通过分割时期或使用虚拟常数项和交互变量等方式，在货币需求函数的估计中比较容易把握。然而，货币需求函数的某些变动很难把握。“在过去的30 年里，货币领域出现了大量创新，导致货币需求估计的停滞，以及研究者在其估计方程和技术方面的大量创新”。因此，金融创新对货币需求不稳定的冲击效应不仅仅是中国今后一段时间面临的一个重要命题，也是货币经济学界前沿性的研究领域。

(三）货币需求函数变量的内容与表现形式

为了解开“货币失踪”之谜，国际货币经济学界一方面是在计量技术上做文章，如构建部分调整模型和纠错模型，进行哑变量设计，采用共积分等；在函数形式上从线性到对数线性和半对数线性，或转而采用非线性函数或具有随机系数的非线性函数，或使用超越函数等。希望由此确立货币需求函数的稳定性和可预见性。更多的探索是在理论上重新考虑货币需求函数变量的内容与表现形式。例如，对于因变量改用广义的（M2、M3)甚至是重新加权的货币总量 (迪维西亚总量）以替代狭义的和简单加总的货币总量作为因变量；对于规模变量，则引进了临界值、缓冲存货等概念来解释货币需求的不稳定性；也包括使用当期收入、永久性收入、工资收入或财产收入等作为尺度变量；对于机会成本变量，除了货币自身收益率、实际工资率、汇率和国外利率等项，以及使用短期利率、长期利率、通货膨胀率或某种利率复合指数作为利率变量之外，还在各项资产的相互依存关系和对多种成本的更精确计算上大做文章。

对我国来说，变量的内容和表现形成尤为重要。一方面，有很多制度变量难以设定，科学地探索并设定这些变量无疑将大大推进中国货币需求不稳定性的研究；另一方面，转型又使得有很多变量的数据要么不连续，要么不准确，还有可能是无效的。

比如，作为因变量的货币量我国是通过对各层次的金融资产用简单加总的

统计方法获得的，这种统计方法显然与货币的金融资产特性是不相适应的。各种金融资产的“货币性”或者说“流动性”是一个程度问题，而不是有和无的问题，在现实经济运行中，所有的金融资产都有某种程度的“货币性”，就是说都有某种程度的流动性，这使得任何资产都有某一部分在发挥着货币的功能。这就是说，某种金融资产不是简单地可以判断为是不是货币，而是在多大程度上是货币。

20世纪80年代以来学术界提出的迪维西亚货币总量概念对货币量的度量是非常有价值的。这种指标与金融资产持有者的决策行为相一致，而且包含了金融创新与制度变化对货币范围的影响，它能够在制度变化过程中较准确地反映货币的基本属性，因而更能对社会总需求、价格总水平作出更为及时的预测。大量的经验研究表明，用该指数估计的货币需求函数具有较高的稳定性和预测精度；相对于简单加总的货币总量，加权货币总量对美国的GDP和GDP平减指数的预测具有较高精度。因此，我们在货币需求的不稳定性研究中应该展开对它的研究，以期在货币需求理论方面取得新的进展。

范文五：发展中国家货币需求模型

发展中

国家货币需求模型

____中国当前货币需求因素分析

内容摘要:本文麦金农的金融抑制理论为基础,结合中国当前经济金融实际,分析中国货币需求的各项因素.在本文的模型中,我们引入了国民收入,实际存款利率和投资这三个变量,分析货币需求和这三者之间的关系.在此基础上,我们加入通货膨胀因素对各变量的影响,从而更加准确地度量各解释变量对被解释变量

的影响程度.

关键词: 金融抑制理论，实际货币需求,实际投资额，协整

在众多的货币需求理论中,麦金农提出了一个和发展中国家货币需求相关的理论,即

是发展中国家的金融抑制理论.所谓金融抑制,是指在市场机制的作用没有得到充分发挥的

发展中国家存在的过多金融管制,利率限制,信贷配额,金融资产单调等现象.在该理论中,麦

金农提出,金融抑制战略对经济发展和经济成长有负效应,而这四个负效应分别为:负收入效

应;负储蓄效应;负投资效应;负就业效应.由于存在这些负效应,使得许多发展中国家的资本

市场欠缺,信用工具单一.在内源融资的约束下,经济单位必须先进行一定数量的货币积累,

才能进行投资.如果投资的意愿越强,对货币的积累需求越大,而货币积累量越多,实质资本

的形成就越快,实质投资率就越高.所以,在全部投资是通过内源融资进行的情况下,平均现

金余额持有量同投资(储蓄)倾向正向相关.这样,货币与实质资本在相当范围内是同方向增

减的.它们是互相促进,互相补充的互补品,而不是相互替代的竞争品.这就使货币成为投资

的一条渠道,资本积累就会通过这条渠道而产生.于是货币需求增加,会同时有实质资本形成

率的提高.这个过程被称为渠道效应 .基于上述观点，麦金农认为，需要有新的理论来为发

展中国家服务。

结合我国近年来的货币需求与供给的实际情况和经济形势的发展,我们认为麦金农的

金融抑制理论能够较好地解释我国货币需求状况,为我们建立我国货币需求模型提供了理论

基础.

麦金农的发展中国家的货币需求理论认为，在发展中国家里,货币需求由以下几个因

素构成:实际国民生产总值Y,实际投资I,实际存款利率D- R* (D为名义利率, R*为物价预

期变动率),货币需求函数(M/P)=L(Y,I/Y,D-R*) 。

需要说明的变量主要是投资占国民生产总值的比重和存款利率。

一.I/Y说明投资占国民生产总值比与实际货币需求是正相关的.因为在相对落后的发

展中国家,大都是”分割”经济,即企业,政府机构和生产单位相互隔绝.在这种情况下,土地,

劳动力等资本品要素不存在统一的共同价格,各部门也难以获得同等水平的生产技术.由于

资本市场极为落后,间接金融机构的机能也比较软弱,市场在融资领域发挥的作用非常有限.

因此,众多的小企业要进行投资和技术改革,只有通过内源融资,即依靠自身积累货币的办法

来解决.在投资不可细分的情况下,投资者在投资前必须积累很大一部分货币,计划投资规模

越大,所需积累的实际货币余额就越多,因此,I/Y对货币需求不仅影响很大,而且是正相关的关系.

二. 以货币存款形态持有收入的实际收益.这是因为发展中国家大多存在通货膨胀的

情况.因此, （D-R*）对货币需求的影响也是正相关的,如果（D-R*）为正,就会引致实际现金积累不断增加,企业自源融资条件下的资本形成机会也会增多.但是如果货币的实际收益率超过某一限度,许多人就会以现金的形式保有货币,而不愿将其转化为投资或实际资本,因此投资率会下降,而实际货币余额M/P大量地迅速地增长,会有助于投资和总产出的迅速增

长,但是发展中国家,由于金融压制,M/P的增长很有限.

由以上分析可以看出,麦金农的发展中国家的货币需求理论指出:收入,投资,利率,通货膨胀率对货币需求函数都有一定的影响。

根据以上的经济理论的分析，在设立模型时将国民收入,实际投资占国民收入的比重和实际存款利率作为决定货币需求总量的解释变量.由于三个变量之间数量级存在差异,若直接回归会存在一些潜在问题,为了回避这一问题,本文在设定模型时采用了对数模型,此外,双对数模型中,各解释变量的参数即为弹性,具有良好的经济解释意义.

先假定不存在通货膨胀的影响，模型设定如下:

ln(Ｍ)=β0+β1lnＹ+β2(I/Y) +βR + ui 3

其中, M— 货币需求量

P— 一般物价水平(改良模型中将会用到)

Y— 国内生产总值

I/Y--- 名义投资额占国内生产总值的比重

R--- 名义存款利率

ui--随机扰动项

β0、β1、β2、β--参数 3

1注: ?用投资占国民生产总值的比重这一相对数来反映投资额对货币需求的影响，加

上对数的作用，更好的表示了投资对货币需求的弹性。

?2存款利率采用百分比,一方面可以避免对数取负,另一方面,可以用数学推导证明这种代入并不影响参数的意义, β3仍然表示存款利率对货币需求的弹性.

1 .货币需求量M数据的搜集：

M用广义货币供应量M2代替，因为货币的供给主要是由中央银行来进行，而货币的需

求则取决于流动性偏好，尤其是投机动机。由于流动性偏好是一种心理活动，难以操纵和控

制，货币需求也就难以预测和控制，需要变动的是货币供应量。这种替代具有一定的合理性.

M= M2= M1+M0.

M0=现金流通量，

M1= M0+银行活期存款，

M2= M1+储蓄存款+定期存款。

广义货币的供给量可以从《中国金融统计年鉴》中查得，但是由于统计项目的调整，只

能直接得到广义货币供给量1986-2001年的数据。对于1981-1985年的广义货币供给量通过试算方法得到. 根据1986年的《中国金融统计年鉴》，用M2=各项存款总额-财政存款+现金流通量，试算出各年的广义货币供给量，将此试算值与以后年度的《中国金融统计年鉴》给

出的M2值进行核对，发现两者是一致的。因此，可将以前年度的广义货币的试算值应用到

模型中，这样就得到了M2的全部数据。

2.一般物价水平数据的搜集

由于物价预期变动率不是实际指标，而是管理当局或公众的预期变量，因此它对因变

量的影响程度很难精确度量。在此，我们选用实际物价指数代替预期物价变动率的作用。又

由于商品零售物价指数最能够代表一般物价水平,因此,采用历年的环比商品零售物价指数作

为一般物价水平的代表.

3.国民生产总值数据的搜集

对于国民生产总值的数据，用各年GDP表示，1982--2002年间的GDP数据可以从《中国统计年鉴》中直接得到.

4.投资占国民生产总值的比重数据的搜集

关于投资额的数据，可以从国家统计局的《全国年度统计公报》中得到，然后用这一名

义投资总额除以国民生产总值，得到了名义比重；再用这个名义比重除以通货膨胀率得到实

际的投资额占国民生产总值的比重。

5.利率数据的搜集

麦金农的货币需求理论中,采用存款利率来衡量利率水平对货币需求量的影响.在此,我们选用一年期定期存款利率为名义利率,在此基础上减去通货膨胀率,得到实际存款利率.

6.通货膨胀率和物价预期变动率数据的搜集

由于模型中其他变量,如实际国民生产总值,实际投资额也要用到物价水平的数据,而环比物价指数更符合麦金农的理论要求,因此我们选用历年的环比物价指数作为基数,便于和其他解释变量建立一致的标准.在此基础上减1,得到通货膨胀率.

由于物价预期变动率不是实际指标，而是管理当局或公众的预期变量，因此它对因变量

的影响程度很难精确度量。在此，我们选用实际的通货膨胀率来代替物价预期变动率.

数据来源：《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》、《全国年度统计公报》,中国经济信息网

这样,模型所需变量的数据都搜集齐了.下面就利用Eviews进行模拟.

原始数据:

年份

M Y I R P

1982 2589.8 4247 845 5.76 107.8

1983 3075 4673 952 6.84 102

1984 4146.3 5485 1160 7.2 106.8

1985 5198.9 7780 2475 8.64 122.5

1986 6721 9380 2967 11.34 106.1

1987 8349.7 10920 3518 11.34 114.4

1988 10099.6 13853 4314 10.08 128.1

1989 11949.6 15677 4000 8.64 125.4

1990 15293.7 17400 4451 7.56 101.6

1991 19439.9 19580 5279 7.56 103

1992 25402.1 23938 7582 9.18 107.3

1993 31501 31380 11829 9.18 120.1

1994 46923.5 43806 15926 10.98 118.2

1995 60750 57733 19445 9.18 112.4

1996 76094.9 67795 23660 7.47 107.7

1997 90995.3 74772 25300 5.67 103.3

1998 104498.5 79553 28457 5.22 99.3

1999 119897.9 82054 29870 4.77 99.3

2000 134610.3 89404 32619 3.78 102.8

2001 158301.9 95933 36898 2.25 97.8

2002 185007 102398 43533 1.98 101.2

准备工作：由于这些数据都是时间序列数据，因此有必要对它们进行平稳性检验,观察能否用其来进行建模。

做单位根检验得结果如下：

变量检验类型(c, t, q) ADF检验 5％临界值 DW

LnM (1,0,1) -1.888 -3.0294 1.945

LnY (1,0,1) -2.008 -3.0294 1.810

I/Y (1,0,0) -1.410 -3.0199 1.639

R (0,0,1) -0.901 -1.9602 1.987 注：检验类型中的c,t,q分别表示带有常数项、趋势项和所采用的滞后阶数。

从这个表可以看出，4个变量的ADF值都大于5%显著性水平下的临界值,因此不能拒绝H所以认为数据是非平稳的，有必要进一步作协整检验。但由于协整检验是针对残差的,0,

因此有必要先对数据进行回归得到残差,然后再对残差进行协整检验.

在此之前先对数据进行回归。定义变量 LM=logM, LGDP=logGDP, IY=I/Y. 进行最小二乘估计,便可得到以下显示的结果.

LM = -2.0317 + 1.1986×LGDP + 0.8098×IY - 0.0344×R

t=-7.36 32.72 1.42 -4.29

R2＝0.997 DW＝1.647

临界值t（17）＝2.11，因此可知C,LGDP的系数和R的系数是显著的,而I/Y的系数0.025

不显著。

考虑到实际经济意义，投资对货币需求量的影响作用应该有一定时滞效应，因此我们分

别选用投资对国民生产总值滞后1，2，3期的方式进行回归,结果发现滞后3期效果较好。选用logM,logGDP,I/Y(-3) 和R进行回归得到如下结果:

LM = -2.1444+ 1.2768*LGDP ＋1.2520*IY(-3) - 0.0415*R

T＝ -5.82 36.30 2.40 -4.28

R2＝0.997 DW＝1.219 F＝1546.242

在这里，由于自变量滞后了3期，损失了3个自由度，所以t分布的自由度应该是17-3=14，查表得T（14）＝2.093。这样，截距项以及3个解释变量的系数的绝对值都大0.025

于T的临界值,应拒绝原假设，认为各个自变量对因变量的影响是显著的。

接着上面的讨论，我们进行协整检验，残差e的平稳性检验。检验结果为：

e＝-0.7533e（-1）

ADF＝-3.43 临界值（5％）：-1.96 DW＝1.62

由于ADF值为 -3.43<-1.96>

可以用来建模。

下面进行模型的各个步骤的检验：

1 .经济学检验

从模拟的结果可以看出 logY的系数为正，(I/Y)的系数也为正，而R的系数为负。这正好与经济理论当中,收入和投资额与货币需求成正方向变化,而利率与货币需求成反方向变

化的规律相一致.由此可见,从经济意义的角度来看,模型是合理的。

2. 统计检验(α=0.05)

从模拟的结果来看, logY的t值为36.30，I/Y的t值为-2.40，而t的临界值为2.093, 因此,拒绝解释变量对应变量没有显著影响的原假设,而接受备择假设.说明收入,投资和利率对货币需求有显著的影响作用。且F值为1546.242，而F的临界值为3.52.表明拒绝原假设,接受备择假设,即表明回归方程显著.

以下进行计量经济学检验:

1. 多重共线性检验

利用OLS的结果可以看出,可决系数为0.997,F值1546.242显著大于给定显著性水平下的临界值,同时各个变量对应的偏回归系数的T值也是显著的,因此可以认为变量之间不存在

多重共线性.

2.异方差检验:

由于只有21个样本,而且为时间序列数据,因此主要采取ARCH检验来检验异方差的存在与否. 选用残差平方滞后2阶:

ARCH Test:

F-statistic 0.949883 Probability 0.412064

Obs*R-squared 2.040050 Probability 0.360586

2从表中可以看出,,(2) Obs*R-squared=2.040050<=5.991,所以应接受h>

的随机误差项不存在异方差.

与此同时，进行怀特检验（含交叉项）的结果为：

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 2.327701 Probability 0.124138

Obs*R-squared 13.02579 Probability 0.161443

统计量均小于临界值，接受原假设，表明残差与解释变量不存在显著的线性关系，可认

为残差序列不存在异方差。

3 .自相关检验

沿用上面的回归结果

LM = -2.1444+ 1.2768*LGDP ＋1.2520*IY(-3) - 0.0415*R

t＝ -5.82 36.30 -2.40 -4.28

2R＝0.997 DW＝1.219 F＝1546.242

模型结果显示DW值为1.219,而通过查表得到dL的值为0.933,du的值为1.696.DW的

值正好落在无决定区域,.

为了进一步确定究竟随机误差u 是否存在自相关,可以借助图示法: t

0.15

0.10

0.05

E0.00

-0.05

-0.10

-0.15

-0.15-0.10-0.050.000.050.100.15

E(-1)

从该图中可以看出残差e 的分布很分散,没有线性关系,因此认为随机误差项不存在自t