王玉

(上海師范大學商學院，上海 200234)

［金融市場］

論我國貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性
——兼論貨幣政策中介目標的選擇

王玉

(上海師范大學商學院，上海 200234)

利用協(xié)整理論和誤差修正模型估計我國靜態(tài)和動態(tài)貨幣需求函數(shù)。結果顯示:狹義貨幣(M1)、廣義貨幣(M2)與收入、利率、匯率、貨幣化程度、通貨膨脹之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。我國可以貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標，且M1比M2更適合作為貨幣政策的中介目標。

貨幣需求;貨幣供應量;協(xié)整檢驗;誤差修正模型

我國貨幣需求的穩(wěn)定性一直是學術界研究的熱點問題。對于經濟轉型期的中國而言，中國經濟環(huán)境在兩個方面發(fā)生了重要變化，對貨幣需求會產生重要影響。一方面隨著對外開放程度的提高、資本項目的逐步放松和匯率靈活性的增強，匯率可能通過國際金融市場對國內貨幣需求產生影響。另一方面隨著經濟體制由計劃向市場轉變，貨幣化趨勢、市場化程度、價格自由化程度作為制度性變量，呈不斷上升趨勢，有可能構成了貨幣需求變量關系的沖擊因素。

有鑒于此，本文將制度性變量貨幣化程度和匯率納入貨幣需求函數(shù)中，并運用協(xié)整理論與誤差修正模型模型進行實證分析。

一、模型設計

參考我國現(xiàn)行貨幣供應量的劃分，取狹義貨幣和廣義貨幣分別估計貨幣需求函數(shù)，將我國的貨幣需求函數(shù)設定為如下半對數(shù)形式:

其中，M1t、M2t分別是狹義貨幣和廣義貨幣余額;Yt是作為規(guī)模變量的收入的度量，用作為代理變量;Et為名義有效匯率;Rt為一年期定期存款利率;Ht為貨幣化程度，用M2與GDP之比來衡量;Ft為通貨膨脹率，用消費者價格指數(shù)表示。

選取1992—2009年的季度數(shù)據(jù)作為樣本。2000年后的CPI環(huán)比數(shù)據(jù)來自于中經網(wǎng)，由于我國統(tǒng)計資料沒有公布2000年以前的月度環(huán)比CPI數(shù)據(jù)，本文參考了謝安等研究數(shù)據(jù)，CPI季度數(shù)據(jù)為每個季度三個月的簡單算術平均值。M1、M2、GDP、R和月度簡單算術平均人民幣對美元名義匯率E均來自中經網(wǎng)。M1、M2和GDP均采用X－11方法進行季度調整。

圖1描述了1992—2009年我國狹義貨幣(M1)和廣義貨幣(M2)供應量的變化趨勢，可以看出我國貨幣供應量在快速增長過程中，廣義貨幣供應量的增長速度快于狹義貨幣供應量的增長速度，且自2008年國際金融危機以來，我國貨幣供應量的增長速度更快。圖2描述了1992—2009年人民幣匯率E和貨幣化程度H(M2與GDP之比)的變化趨勢，其中人民幣匯率在1994年和2005年發(fā)生了兩次明顯的變化，目前處于漸進升值之中;2002年前經濟中的貨幣化程度不斷增強，隨后有所放緩，但是近幾年處于波動增長之中。

圖1 狹義和廣義貨幣供應量

圖2 人民幣匯率和貨幣化因素

上述模型反映影響我國貨幣需求的諸多變量間的長期均衡關系。雖然長期貨幣需求是本文研究的重點，但仍需將短期動態(tài)關系考慮進來，從而可以進行長期協(xié)整關系的檢驗。用于檢驗以上兩個長期協(xié)整關系的短期動態(tài)方程分別是:

其中，D表示一階差分，LnM1t－i、LnM2t－i、LnYt－i、Et－i、Rt－i、Ht－i和 LnFt－i的含義同前，ECt－1為誤差修正項，δ為糾正速度系數(shù)，n為滯后期。

結合本文變量和時間序列數(shù)據(jù)的特點，我們將用協(xié)整理論和誤差修正模型(ECM)來分析貨幣需求的長短期均衡關系。

二、實證結果分析

(一)Johansen協(xié)整檢驗

首先對這些變量時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。采用ADF方法進行單位根檢驗。檢驗結果顯示各變量時間序列均存在單位根，各變量的一階差分在5%的顯著水平下均拒絕存在單位根的原假設。所以，變量序列都是I (1)序列。

協(xié)整關系表達的是兩個(多個)非平穩(wěn)時間序列的穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系，反映了序列之間的一種長期動態(tài)均衡。當非平穩(wěn)時間序列之間存在協(xié)整關系時，非平穩(wěn)時間序列導致的偽回歸問題將不存在。本文采用Johansen的極大似然法分析各變量之間是否存在協(xié)整關系。下面，我們分別討論M1、M2與其決定因素之間的長期協(xié)整關系。

在滯后階數(shù)為3的條件下，跡統(tǒng)計量值檢驗和最大特征值檢驗顯示，狹義貨幣供應量M1、廣義貨幣供應量M2與收入、匯率、利率、貨幣化程度、通貨膨脹之間存在長期協(xié)整關系。長期協(xié)整關系分別為:

括號內為標準差。(5)、(6)式顯示，我國狹義貨幣需求和廣義貨幣需求的收入彈性大于1，與國內多數(shù)學者的研究結果一致，收入水平是影響貨幣需求的重要因素。我國狹義貨幣需求和廣義貨幣需求利率半彈性分別為－0.0457和－0.0146，遠小于貨幣需求的收入彈性，其原因可能在于我國資本市場不發(fā)達，利率沒有完全市場化，貨幣與其他金融資產間相互替代性弱，居民主要是因交易動機和謹慎動機持有貨幣。貨幣化程度與貨幣需求正相關，支持了易綱等人的觀點，即當經濟存在貨幣化過程時，將會產生額外的貨幣需求，從而改變貨幣需求中原有變量關系。我國貨幣需求的通脹彈性為負，因為在預期通脹上升時，居民將增加現(xiàn)期消費，減少貨幣持有量。

我國狹義貨幣需求和廣義貨幣需求的匯率變動半彈性分別為0.0408和0.0171，匯率變動與貨幣需求正相關，匯率可能通過兩個途徑影響貨幣需求，一是資產組合效應。本幣貶值使得國內商品相比國外商品價格偏低，進而本國居民會改變資產組合，增加國內商品(包括貨幣)的需求;二是貨幣替代效應。當本幣貶值進一步引發(fā)貶值預期時，本國居民持有國外貨幣的預期收益增加，從而減少國內貨幣需求。我國匯率變動與貨幣需求正相關表明我國目前是貨幣替代效應大于資產組合調整效應，匯率變動半彈性系數(shù)較小，說明當前匯率變動對我國貨幣需求的影響有限，這主要是因為中國目前尚未放開資本管制，短期資本雖可通過非正規(guī)途徑進出中國，但資本流動速度與規(guī)模畢竟有限，而且外幣儲蓄規(guī)模占人民幣儲蓄規(guī)模的比例尚處于較低水平。

(二)誤差修正模型

協(xié)整分析表明我國存在穩(wěn)定的長期貨幣需求函數(shù)，假定貨幣需求的自我調整在長期內與實際值完全一致，然而在短期內經濟主體會調整貨幣需求，因而有必要考察貨幣需求對長期偏離的短期動態(tài)模型?？捎谜`差修正模型估計本文中各變量之間的短期動態(tài)關系。

其中，括號內數(shù)字表示各個系數(shù)的t統(tǒng)計值。誤差修正項系數(shù)為－0.5162和－0.1125，符合反向修正原則，表明在短期內我國狹義和廣義貨幣需求可能偏離它與產出、匯率、利率、貨幣化程度和通脹的長期均衡水平，但是在糾正速度系數(shù)的影響下，這些變量的短期自我調整過程是圍繞長期均衡波動并趨向長期均衡的過程。從(7)式來看，滯后一期和滯后兩期的狹義貨幣供給余額對當期狹義貨幣供給余額具有正向推動作用，但是作用在逐漸減弱;滯后一期和兩期的收入、貨幣化程度與當期狹義貨幣供給余額均存在正相關關系，與長期趨勢一致。從(8)式來看，滯后一期的廣義貨幣供給余額對當期狹義貨幣供給余額具有反向抑制作用，而滯后兩期的廣義貨幣供給余額則表現(xiàn)出正向推動作用，說明廣義貨幣供給存在一年期的慣性，且作用力微弱;滯后一期和兩期的收入、貨幣化程度與當期廣義貨幣供給余額均存在正相關關系，與長期趨勢一致。

(三)動態(tài)影響分析

在協(xié)整檢驗的基礎上，我們進一步利用脈沖響應函數(shù)研究狹義貨幣供應量M1、廣義貨幣供應量M2對通貨膨脹和產出的動態(tài)影響。圖3描述了狹義貨幣供應量M1、廣義貨幣供應量M2對通貨膨脹和產出的脈沖響應圖。

圖3 狹義貨幣供應量、廣義貨幣供應量對通貨膨脹和產出的動態(tài)影響

脈沖響應圖顯示，當狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2有一個正向沖擊時，其對通貨膨脹始終具有正向影響。狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2對通貨膨脹的正向沖擊分別在第四季度和第五季度達到最大，此時，1個百分點的狹義貨幣供應量沖擊使得通貨膨脹增加0.1個百分點，1個百分點的廣義貨幣供應量沖擊使得通貨膨脹增加0.04個百分點，此后沖擊力度呈緩慢減弱的趨勢。狹義貨幣供應量對通貨膨脹的沖擊力度更強。

狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2在短期內都對產出產生一定的反向沖擊，但是反向力度迅速減弱，在第二季度變?yōu)檎驔_擊。狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2對產出的正向沖擊分別在第四季度和第五季度達到最大，此時，1個百分點的狹義貨幣供應量沖擊使得產出增加0.015個百分點，1個百分點的廣義貨幣供應量沖擊使得產出增加0.01個百分點，此后沖擊力度維持在一個相對穩(wěn)定的水平上。

動態(tài)影響分析表明，狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2均在短期內對通貨膨脹具有顯著作用，在長期內對產出的影響較為明顯，但是與M2相比，M1對通貨膨脹和產出的作用更為明顯一些。

(四)方差分解

為了度量貨幣供應量對產出波動的貢獻，將通過向量自回歸模型進行預測方差分解來判斷產出的來源。表1給出了狹義貨幣供給沖擊和廣義貨幣供給沖擊對產出各期預測標準差的貢獻程度。

表1 產出波動的方差分解

不難看出從第三季度開始，狹義貨幣供給沖擊對產出波動的解釋能力開始強于廣義貨幣供給沖擊，例如在第三季度，狹義貨幣供給沖擊的解釋能力為3.37%，而廣義貨幣供給沖擊的解釋能力僅為1.1%;在第十季度，狹義貨幣供給沖擊的解釋能力提高到16.14%，而廣義貨幣供給沖擊的解釋能力只提高到6.88%。方差分解的結果意味著與廣義貨幣供應量M2相比，狹義貨幣供應量M1與實際經濟的聯(lián)系更為密切。

三、結論

本文旨在分析我國貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性，是否可以將貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標。運用協(xié)整理論發(fā)現(xiàn)我國貨幣需求與收入、利率、匯率、貨幣化因素、通貨膨脹之間存在長期均衡關系，其中收入是影響貨幣需求的主要因素;貨幣需求的利率彈性較低，居民主要是因為交易和謹慎動機持有貨幣，且我國利率尚未市場化;匯率對貨幣需求的影響也有限，對外開放程度有待繼續(xù)提高、匯率形成機制有待完善;貨幣需求與通脹負相關;貨幣化程度的引入在一定程度上影響了我國居民的貨幣需求。此外，脈沖響應函數(shù)和方差分解表明，與M2相比，M1對通貨膨脹和產出的作用更為明顯一些，M1與實際經濟的聯(lián)系更為密切。

穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)表明我國可以將貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標，且M1比M2更適合作為貨幣政策的中介目標。影響貨幣需求的因素很多，隨著我國利率市場化改革、對外開放程度的不斷提高、資本項目管制的逐步放松以及匯率形成機制的不斷完善，利率和匯率對我國貨幣需求的影響也有可能加大，會增加貨幣需求的不可預測性和降低貨幣政策的有效性。因此，央行必須充分考慮收入、匯率、利率、通脹和貨幣化程度的變動，及時預測貨幣需求總量，并以此調整貨幣供應量，才能實現(xiàn)物價穩(wěn)定和經濟增長。

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1002－2880(2010)12－0105－04

(責任編輯:張彤彤)