我國貨幣需求影響因素的實證分析

1、我國貨幣需求影響因素的實證分析論文摘要：通過對貨幣需求函數(shù)的恰當(dāng)分析，依據(jù)內(nèi)生貨幣供應(yīng)理論，央行可以恰當(dāng)?shù)貫榫S持經(jīng)濟的增長而投入適當(dāng)?shù)呢泿殴?yīng)。本文通過使用單整檢驗、EG兩步法協(xié)整檢驗、誤差修正模型(ECM)、方差分解法分析我國的貨幣需求因素，在實證的根底上得出他與收入、利率、貨幣偏好指數(shù)、價格預(yù)期有著緊密關(guān)系。論文關(guān)鍵詞：貨幣需求,貨幣偏好,協(xié)整一、貨幣需求理論概述對于貨幣需求決定因素的考察中，凱恩斯認(rèn)為貨幣需求有三大動機：一是交易動機，指人們?yōu)榱藵M足日常的交易需要而保存的貨幣，其大小由收入決定并且同收入之間做同方向變動；二是預(yù)防需求，是指人們?yōu)榱祟A(yù)防意外的支付而持有一局部貨幣的動機，其大小

2、也由收入決定并且同收入之間同方向變動。由于交易貨幣需求和預(yù)防貨幣需求都是收入的函數(shù)，所以可以把兩者結(jié)合起來進行分析。如果把兩種貨幣合起來用表示，用表示收入，那么這種函數(shù)關(guān)系可寫為：(為貨幣需求的收入彈性)；三是投機貨幣需求，是指人們?yōu)榱俗プ∮欣馁徶蒙Y產(chǎn)如債券等有價證券的時機而持有一局部貨幣的動機。投機貨幣需求與利率密切相關(guān)。這是因為債券的價格隨利率的變化而變化，債券價格=債券年收益利率。投機貨幣需求是利率的函數(shù)，并且與利率反方向變動，表示為其中表示投機貨幣需求，表示利率，表示貨幣需求的利率彈性。凱恩斯的貨幣需求函數(shù)為，其中為滿足交易動機和預(yù)防動機的貨幣需求，為滿足投機動機的貨幣需求，表示

3、國民收入，表示利率。強調(diào)貨幣作為交易媒介作用的交易理論認(rèn)為貨幣是一種被支配的資產(chǎn)，并強調(diào)人們持有貨幣而不是其他資產(chǎn)，是為了進行購置。其中，鮑莫爾托賓模型。其認(rèn)為平均貨幣持有量=為逐漸的支出，為去銀行的最正確次數(shù)，為每次去銀行的固定本錢，為持有貨幣的時機本錢。弗里德曼認(rèn)為，對貨幣的需求一樣會給持有者帶來效勞流，這種需求主要依賴于三種因素：1財富約束，此種約束決定了可持有的最大貨幣量；2相對于其他金融資產(chǎn)和實物資產(chǎn)的價格和收益而言，貨幣的收益率情況；3財富持有者的興趣和偏好。全部財富在各種資產(chǎn)間的分配情況，取決于各種資產(chǎn)的相對收益率。這些資產(chǎn)不僅包括貨幣和債券，而且包括股票和實物商品，以及人力資本

4、。弗里德曼的貨幣需求函數(shù)的簡化形式可以寫為：其中代表名義貨幣余額需求，代表一般價格水平，代表持久收入，用以代替財富。代表金融資產(chǎn)的收益率，代表預(yù)期的通貨膨脹率，代表個人偏好。本文將綜合上面的理論，運用單整檢驗、EG兩步法協(xié)整檢驗、誤差修正模型(ECM)、方差分解法來構(gòu)建我國的貨幣需求函數(shù)，并對各因素奉獻程度進行分析，以為在以內(nèi)生性貨幣供應(yīng)為主要特點的供應(yīng)分析中提供基準(zhǔn)。時間維度起點于1990年，主要因為我國在這一年才開始公布M1的數(shù)據(jù)。二、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源(一)模型設(shè)定對變量指標(biāo)進行選擇時要依據(jù)：一是所選擇指標(biāo)的數(shù)據(jù)比擬容易獲得，二是指標(biāo)應(yīng)真實地反映所代表變量。根據(jù)這兩個原那么，我們對貨幣需

5、求模型中所涉及的變量選定了以下一些統(tǒng)計指標(biāo)：一、反映收入的經(jīng)濟總量指標(biāo)。我們采用現(xiàn)期收入即真實國民收入表示，記為LNI。它是名義經(jīng)物價指數(shù)調(diào)整后的實際值的自然對數(shù)。二、反映貨幣時機本錢的指標(biāo)。所選時機本錢指標(biāo)有兩類，一類是反映持有貨幣收益的時機本錢指標(biāo)，通常以實際一年期定期存款儲蓄利率RR作為代表。另一類是持有貨幣害怕?lián)p失的預(yù)期通貨膨脹本錢，對通貨膨脹的預(yù)期我們采用CPI。三、反映貨幣持有者的個人貨幣持有偏好k，這是依據(jù)劍橋現(xiàn)金余額方程來得到的，這是由于k可以被解釋為1單位貨幣所意愿持有的數(shù)量，在一定程度上能反映貨幣持有者的持有偏好。四、反映外部經(jīng)濟的影響。主要選取外匯儲藏LFR和匯率ROE，

6、匯率為年度平均人民幣中間匯率。三、實證分析一對變量的單位根檢驗表一ADF單位根檢驗結(jié)果 變量 ADF檢驗值 檢驗類型 臨界值 LNI LNI LM1 k LFR LFR ROE ROE RR RR CPI CPI -0.384401 -3.189341 -3.813098 -3.814839 -3.096927 -9.197175 -0.783888 -4.860921 -2.107831 -4.439428 -2.886585 -2.181187 (c,0,2) (c,0,3) (c,t,1) (c,t,1) (c,t,7) (c,t,7) (c,t,1) (c,t,0) (c,t,1) (

7、0,0,0) (c,t,5) (0,0,1) -2. 627420 -2.986225* -3.733700* -3.791172* -3.254671 -2.674290* -3.254611 -4.467895* -3.229230 -4.439428* -3.243079 -1.953858* 注：檢驗形式(c,t,k)中，c表示帶常數(shù)項，t表示帶時間趨勢項，k表示滯后項。在檢驗ADF中，檢驗滯后階數(shù)選擇是以SIC或AIC準(zhǔn)那么。*表示在1%水平下顯著，*表示在5%水平下顯著。從上表可以看出，LNI、LFR、ROE、RR、CPI均接受原假設(shè)；而LM1、k在5%、1%均拒絕原假設(shè)。但是所有

8、變量的一階差分在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，即一階差分序列是平穩(wěn)的。因此，上述所有變量都是一階單整序列，服從I(1)。二基于EG兩步法的協(xié)整關(guān)系檢驗對于一些時間序列雖然本身是非平穩(wěn)的,但是它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程且可被解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，協(xié)整可看作這種均衡關(guān)系性質(zhì)的統(tǒng)計表示。對于同階單整序列我們可以構(gòu)造協(xié)整方程式。協(xié)整檢驗從檢驗的對象上可以分為兩種：一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗；一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗?；诨貧w殘差的協(xié)整檢驗通常又稱為EG兩步檢驗法。我們采用OLS法對上述變量進行回歸，經(jīng)過對回歸后模型的不斷修正，剔除不顯著變量得到

9、如下結(jié)果：再通過對殘差的ADF檢驗得到 變量 ADF檢驗值 檢驗類型 臨界值 -3.480* (0,0,1) -2.718 可見，模型的殘差均在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè),即不存在單位根過程，是平穩(wěn)序列。因此,方程的回歸都不是偽回歸，且為協(xié)整方程，表示RM1的長期貨幣需求函數(shù)。圖一是LM1的長期均衡模擬結(jié)果。三誤差修正模型檢驗誤差修正這個術(shù)語最早是由Sargen(1964)提出的，但是誤差修正模型根本形式的形成是在1978年由Davidson、Hendry等提出的。傳統(tǒng)的經(jīng)濟模型通常表述的是變量之間的一種長期均衡;關(guān)系，而實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)卻是由非均衡過程;生成的。因此，建模時需要用數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡

10、過程來逼近經(jīng)濟理論的長期均衡過程。從誤差修正方程來看，短期實際貨幣余額LM1主要根據(jù)上期實際收入的變化、貨幣偏好指數(shù)、CPI和實際利率以及LM1長期方程的殘差，即誤差修正項來調(diào)整，各項符號符合理論推論。誤差修正項的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。系數(shù)的估計值為-1.028，說明當(dāng)短期波動偏離長期均衡時,將以-1.028的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。圖二是LM1的短期均衡模擬結(jié)果。三、方差分解方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(通常用方差來度量)的奉獻度，進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。脈沖響應(yīng)函數(shù)是隨著時間的推移，觀察模型中的各變量對于沖擊是如何反響的，然而對于只是

11、要簡單地說明變量間的影響關(guān)系又稍稍過細(xì)了一些。因此，Sims于1980年依據(jù)VMA()表示，提出了方差分解方法，定量地但是相當(dāng)粗糙地把握變量間的影響關(guān)系。從圖中可以看出，對貨幣需求的奉獻程度中，除去LM1本身的影響外，k、LNI、RR、CPI對其影響由大到小。在6期之后也即是說長期來看，它們對貨幣需求的影響相對穩(wěn)定，其中LNI占到10.611.6%，k為14%15%，RR為0.60.7%，CPI為1415%。四、結(jié)論分析1、在構(gòu)建M1的需求函數(shù)中，貨幣實際余額與收入、利率、貨幣偏好指數(shù)、價格預(yù)期之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。實證說明，這個變量組之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且估計系數(shù)的符號符合預(yù)期

12、。2、對于構(gòu)建的長期貨幣需求函數(shù)，M1的收入彈性略大于1。這是由于我國居民由于取款本錢、工資發(fā)放制度和支付方式對貨幣的需求比興旺國家相對高很多；此外，由于躲避稅收和政府監(jiān)管以及短期融資的難度等原因使得企業(yè)對現(xiàn)金和活期存款的需求也相對較高。3、貨幣需求的利率彈性較低。貨幣需求的利率彈性起源于資產(chǎn)選擇行為，如果不存在資產(chǎn)選擇或者貨幣的替代性資產(chǎn)較少,并且貨幣與其它資產(chǎn)之間的交易本錢比擬高，那么貨幣需求的利率彈性就會低。另一方面，中國的利率市場化程度低，貨幣政策的傳導(dǎo)機制存在很大的問題，以致于貨幣需求不能對利率的變化產(chǎn)生足夠敏感的反響。預(yù)期價格的上升會導(dǎo)致對貨幣需求的降低，并且資本市場的發(fā)育滯后，會導(dǎo)致商品的囤積需求，迫使價格進一步上升，加重通貨膨脹壓力。4、貨幣偏好對貨幣需求有顯著的影響。這與我國居民的傳統(tǒng)習(xí)慣及我國的結(jié)算方式落后有關(guān)。我國的資本市場不完善，資產(chǎn)選擇范圍狹小，資本市場的交易制度建設(shè)滯后，推高了交易本錢，迫使居民只能選擇有限的資產(chǎn)品包括貨幣。我國的商品交易中，結(jié)算方式改良滯后，致使現(xiàn)金在交