國際環(huán)境變動對我國貨幣需求的影響及啟示

國際環(huán)境變動對我國貨幣需求的影響及啟示

［］F820［］A［］1006-169X(2010)07-0040-04自從我國將貨幣供給量作為中介目標以來，貨幣需求的變動對貨幣政策的制定和實施產生重要的影響。綜觀我國目前關于貨幣需求問題的研究成果，均沒有考慮到國際因素對我國貨幣需求的影響。隨著經濟的迅猛發(fā)展，我國在世界經濟舞臺上的作用越來越凸顯，同時受到國際經濟沖擊的影響也逐漸增大。從1978年至今，我國經歷了兩次比較大的經濟緊縮，而這兩次經濟下滑均與國際上的兩次金融危機有關。那么這兩次金融危機對我國貨幣需求的穩(wěn)定性是否有影響呢？如果有影響是多大？面對還未完全恢復的國際經濟形勢，我國貨幣政策的制定和實施應該以怎樣的貨幣需求函數作參考？這些是本文將要研究的問題。一、數據的選取和處理根據貨幣需求理論，影響貨幣需求的變量主要有規(guī)模變量和機會成本變量。本文用真實國內生產總值(y)代表規(guī)模變量，用通貨膨脹率（π）和一年期定期存款利率(R1)來反映持有貨幣的機會成本，即，m=f(y，z)，其中z代表利率、通貨膨脹率。另外，我們使用季度數據對中國貨幣需求函數進行分析（葉光，2009）①，由于兩次金融危機分別發(fā)生在二十世紀九十年代和二十一世紀初，所以我們選取1992年第1季度到2009年第4季度的數據進行研究，為了避免季節(jié)因素對研究結果的影響，我們對每個變量在一開始就通過移動平均的方法做出了季節(jié)調整。在此基礎之上，依據中國人民銀行1994年10月27日公布的貨幣量統計標準，我們分別選取實際狹義貨幣和實際廣義貨幣作為貨幣需求變量，并令=(Mi/cpi)*100(i=1，2)，其中代表真實貨幣余額，是名義貨幣總量，cpi是消費物價指數，反映了物價水平。M1，M2，R1，名義GDP和cpi的數據均來自中國經濟金融數據庫，其中，cpi的季度數據是通過每三個月的cpi數據加和求算術平均數②。其次，我們將名義國內生產總值(GDP)轉換成實際值y=(GDP/cpi)*100，通貨膨脹率π由季度數據環(huán)比求得：。最后，我們將各個變量取自然對數，得到二、金融危機是否影響長期貨幣需求函數穩(wěn)定性的檢驗（一）長期均衡貨幣需求函數的估計為了考察決定貨幣需求總量的幾個變量之間是否存在協整關系，我們首先對五個變量做單位根檢驗，通過ADF單位根檢驗后，我們發(fā)現，除了lnπ外，lny、lnR1、lnmi(i=1，2)在10%的顯著性水平下均是非穩(wěn)定過程，對其一階差分后，除△lny外，其他變量均在1%的顯著性水平下呈現出穩(wěn)定的趨勢，△lny經過檢驗屬于二階平穩(wěn)過程。下面我們對變量進行協整檢驗。根據Engle-Granger協整分析方法，首先，運用OLS方法對方程(1)進行回歸，剔除在10%顯著性水平下不顯著的變量，得到關于狹義貨幣()和廣義貨幣()長期貨幣需求函數（括號內是t值）：-0.24），且通貨膨脹率對狹義貨幣具有顯著的正影響，其對廣義貨幣需求量的影響不顯著。這些結果一方面表明我國仍然是交易需求為主，投機需求較弱；另一方面說明通貨膨脹率的變動會引起居民和企業(yè)對活性貨幣（通貨和活期存款）持有量的變動，但是對定期存款的影響較小，反映了人們希望更加靈活地應對物價變動的心理。（二）金融危機影響貨幣需求函數穩(wěn)定性的檢驗1.對1997年亞洲金融危機對貨幣需求的穩(wěn)定性做出檢驗給出檢驗的方程：結果顯示，21世紀初的這次國際金融危機到目前為止并沒有對我國的長期貨幣需求函數產生顯著的影響。我們認為這是由于我國政府吸取應對亞洲金融危機的經驗和教訓，在這次的金融危機中，我國政府果斷及時地采取了穩(wěn)健的貨幣政策和積極的財政政策，增加居民收入，推進醫(yī)療體制改革，注重民生工程的興建以及對外貿出口企業(yè)的稅收減免等優(yōu)惠政策拉動內需，增強了人民的信心，在一定程度上促進了貨幣需求的相對穩(wěn)定。三、建立穩(wěn)定的長期貨幣需求方程通過實證檢驗，第二次金融危機未對我國貨幣需求產生顯著影響，我們以2003年第一季度至2009年第四季度的數據為樣本，考察是否存在一個穩(wěn)定的函數方程。考慮到變量之間可能存在相互關系，因此我們這里將因變量看作不同因素組成的向量，然后采用跡檢驗的方法來檢驗變量之間是否存在協整關系。利用2003年第一季度至2009年第四季度的數據對各個變量做單位根檢驗，發(fā)現lnπ、lny、ln分別屬于I(1)過程，lnR1、ln分別屬于I(2)過程。根據AIC和SC準則，我們對變量取滯后2階，同時包含截距和趨勢項。給出跡檢驗結果見表1。由于第一個協整關系所對應的特征根最大，故我們對兩種貨幣數量所對應第一個隨機協整方程正則化并剔除了不顯著的變量，分別給出長期均衡方程：我們發(fā)現，影響狹義貨幣的變量主要是國內生產總值(lnyt)和通貨膨脹率(lnπt)，而利率的影響作用不顯著。說明對m1的需求動機主要是受交易需求的刺激產生的，而投機需求動機仍然沒有顯現。影響廣義貨幣需求的變量中三個因素均顯著，但總的來說收入彈性和通貨膨脹率的彈性較狹義貨幣都比較小，另外，式(11)告訴我們廣義貨幣的利率彈性為正，說明利率的變動并沒有引起居民對貨幣需求持有量朝相反的方向變動，證實了我國貨幣需求的投機的需求動機很弱。對(10)式和(11)式的穩(wěn)定性進行檢驗，我們采取遞歸檢驗，以下是遞歸檢驗的結果：從圖中我們可以發(fā)現，無論是狹義貨幣還是廣義貨幣變動趨勢均沒有超過5%的顯著性水平，說明系數是平穩(wěn)的，因此，我們得到了不同貨幣數量的長期需求函數并在此基礎之上分別建立短期動態(tài)模型，從而確定貨幣政策的最優(yōu)反應變量。四、貨幣政策反應變量的選擇短期動態(tài)貨幣需求函數是在貨幣需求的向量自回歸方程組的基礎上求得的，用誤差修正模型(vec)反映出來。考察2003年第一季度至2009年第四季度的貨幣需求短期動態(tài)函數。建立vec模型（滯后階數和var滯后階數保持一致，即滯后2階）。狹義貨幣ln的vec方程為（括號中的數代表t值）：我們通過比較兩個方程，發(fā)現狹義貨幣的長期協整方程能在短期更好地對短期貨幣需求量起到修正作用。雖然狹義貨幣的協整方程對△(ln)的修正力度沒有廣義貨幣的協整方程對△(ln)的調節(jié)速度高(0.33＜0.5)③，但是其顯著性強于后者(3.69＞1.66)③。因此，本文認為應以狹義貨幣供給量作為貨幣政策的最優(yōu)反應變量，促進貨幣政策對經濟的有效調控。五、結論及啟示第一，通過檢驗，相比1997年亞洲金融危機，21世紀初的國際金融危機對我國的長期貨幣需求的穩(wěn)定性沒有顯著性的影響。第二，在建立貨幣需求的vec模型之后，我們得到短期動態(tài)貨幣需求方程。發(fā)現狹義貨幣的協整方程能在短期更好地對貨幣需求量起到調節(jié)作用。其協整方程對物價水平的推動幅度要小于后者，有利于維持物價在一定范圍內保持穩(wěn)定。結合我國經濟發(fā)展的最終目標，即推動經濟增長，維持物價穩(wěn)定，我們認為狹義貨幣的vec模型更能反映我國貨幣政策對短期需求的控制情況，所以應該選取作為貨幣政策的反應變量。第三，自從改革開放以來，中國經濟越來越與國際接軌，我國的金融市場也逐漸完善，資本市場的興起與發(fā)展給我國居民帶來了更多的投資機會。但是由于以住房、醫(yī)療、教育為代表的保障體制尚未健全，資本市場也還未完全市場化，因此，對貨幣的交易和對未來不確定風險的預防仍然是持有貨幣的主要動機。另外，面對三十年來幾次大的經濟過熱，我國政府實施有效的宏觀調控，取得了顯著成績，這是我國居民還沒有將通貨膨脹率作為持有貨幣機會成本的重要原因。注釋：①葉光利用Sup