王金艷

摘 要：本文介紹了貨幣需求理論，根據(jù)1978年到2015年我國的貨幣需求量、國民收入、利率水平以及價格水平的數(shù)據(jù)，基于修正的萊德勒-帕金模型和哈奇模型分別分析了我國的貨幣需求。運用eviews做最小二乘回歸得到的結果符合我們已經(jīng)掌握的理論知識，也符合我國的實際情況，回歸分析真實可靠。

關鍵詞：貨幣需求；修正的萊德勒-帕金模型；哈奇模型

一、引言

我國對貨幣層次的劃分可以分成以下幾個層次：M0=通貨（流通中的現(xiàn)金）；M1（狹義貨幣）=M0+活期存款；M2（廣義貨幣）=M1+定期存款；另外還有M3=M2+金融債券+商業(yè)票據(jù)+大額可轉讓定期存單等。其中，M2減M1是準貨幣，M3是根據(jù)金融工具的不斷創(chuàng)新而設置的。

M1反映著經(jīng)濟中的現(xiàn)實購買力；M2不僅反映現(xiàn)實的購買力，還反映潛在的購買力。若M1增速較快，則消費和終端市場活躍；若M2增速較快，則投資和中間市場活躍。中央銀行和各商業(yè)銀行可以據(jù)此判定貨幣政策。M2過高而M1過低，表明投資過熱、需求不旺，有危機風險；M1過高M2過低，表明需求強勁、投資不足，有漲價風險。

由于不同國家在經(jīng)濟制度、金融發(fā)展水平、文化和社會背景以及所處經(jīng)濟發(fā)展階段的不同，影響貨幣需求的因素也會有所差別?，F(xiàn)階段影響我國貨幣需求的因素主要有：

1、收入（GDP）。在市場經(jīng)濟中，各微觀經(jīng)濟主體的收入最初都是以貨幣形式獲得的，其支出也都要以貨幣支付。一般來說，收入提高，說明社會財富增多，支出也會相應擴大，因而需要更多的貨幣量來滿足商品交易。所以，收入與貨幣需求呈同方向變動關系。近年來，隨著人們收入水平的不斷上升，以及經(jīng)濟貨幣程度的提高，貨幣在經(jīng)濟生活中的作用領域不斷擴大，使得我國的貨幣需求不斷增加。

2、價格（P）。從本質上看，貨幣需求是在一定價格水平上人們從事經(jīng)濟活動所需要的貨幣量。在商品和勞務量既定的條件下，價格越高，用于商品和勞務交易的貨幣需求也必然增多。因此，價格和貨幣需求，尤其是交易性貨幣需求之間，是同方向變動關系。在現(xiàn)實生活中，由商品價值或供求關系引起的正常物價變動對貨幣需求的影響是相對穩(wěn)定的。而由通貨膨脹造成的非正常物價變動對貨幣需求的影響則極不穩(wěn)定。建國后我國幾次通貨膨脹期間都曾不同程度地出現(xiàn)了提款搶購、持幣待購的行為，造成了這些時期貨幣需求的超常增長?？梢?，價格因素對我國貨幣需求的影響是很大的。

3、利率（R）。由于利率的高低決定了人們持幣機會成本的大小，利率越高，持幣成本越大，人們就不愿持有貨幣而愿意購買生息資產(chǎn)以獲得高額利息收益，因而人們的貨幣需求會減少；利率越低，持幣成本越小，人們則愿意手持貨幣而減少了購買生息資產(chǎn)的欲望，貨幣需求就會增加。利率的變動與貨幣需求量的變動是反方向的。

二、模型介紹

（一）萊德勒-帕金模型（適應性期望模型）

萊德勒-帕金模型的表達式如下：

其中M為貨幣需求量，本文我們對M1做實證分析；Y為收入，也就是GDP；R為利率。該模型存在一個缺點，模型中忽視了價格水平，所以存在一個萊德勒-帕金模型的修正模型，表達式如下：

模型中加入了價格水平，做了修正，其中MP是修正后的貨幣需求，YP是修正后的收入，R是利率水平。

（二）哈奇模型（存量調整模型）

哈奇模型的表達式如下：

其中MP是修正后的貨幣需求，Y是收入，R是利率水平。哈奇模型對變量做了取對數(shù)的處理，處理后的模型中各個變量對應的系數(shù)變成了彈性系數(shù)，也就是變量變動百分之一所引起的我國貨幣需求量變動的百分比。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)

本文是針對1978年到2015年的貨幣需求進行的實證分析，分析的貨幣需求是M1的需求量。M1、GDP來自國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站，R來自中國人民銀行官方網(wǎng)站，價格水平P是通過CPI和PPI的加權平均計算得到。

（二）單位根檢驗

為了防止存在偽回歸（虛假回歸）問題，首先需要對每個變量做單位根檢驗，即ADF檢驗，檢驗各序列的平穩(wěn)性。檢驗結果如下：GDP_P是二階非平穩(wěn)序列，M1_P是一階非平穩(wěn)序列，R是一階非平穩(wěn)序列。需要說明的是，GDP_P和M1_P都是價格水平修正后的變量，用于修正變量的價格水平是以1978年為基期的價格水平。所以，在回歸過程中需要加入一階和二階自回歸過程。

（三）回歸分析

1、修正的萊德勒-帕金模型回歸分析

運用eviews軟件，建立修正的萊德勒-帕金模型，得到的最小二乘回歸結果如下表：

根據(jù)回歸的結果可以看出我國的貨幣需求量與國民收入、利率水平成正比，隨著兩個變量的增加而增加；與前一期的利率水平、前一期的貨幣需求量成反比，隨著二者的增加而減少。這一變化趨勢也符合我們學到的理論知識和我國的實際情況。表格中SER01變量是設置的虛擬變量，以1992年為分界點，1992年以前虛擬變量為0，1992年至以后虛擬變量為1。

將回歸的結果帶入模型得到回歸方程如下：

但是根據(jù)t統(tǒng)計量的檢驗我們可以看到國民收入、一階自回歸，二階自回歸的系數(shù)對應的概率小于0.05，說明對應的系數(shù)是顯著的，也就是說三者對貨幣的需求量的影響是顯著的。而利率水平、前一期的利率水平、前一期的貨幣需求量的系數(shù)顯著性都大于0.05，也就是說在95%的置信水平下，上述三個變量對貨幣的需求量的影響是不顯著的。所以綜合分析最終的模型方程可以寫成：

上式即為最終的修正的萊德勒-帕金模型回歸得到的方程。根據(jù)eviews的結果看到R2=0.996129，擬合的效果比較好；DW值等于2.129007，比較接近2，回歸不存在異方差，結果是有效的，可信的。

2、哈奇模型回歸分析

利用eviews建立哈奇模型，對數(shù)據(jù)做回歸，得到的最小二乘回歸結果如下表：

根據(jù)哈奇模型可以看出我國的貨幣需求量與國民收入、前一期貨幣需求量成正比，與利率水平成反比，符合所學的理論知識和實際情況。根據(jù)t統(tǒng)計量的概率水平分析可以看出國民收入水平和利率對我國的貨幣需求量的影響是顯著的，置信水平為95%。SER01依舊是虛擬變量，分界點為1992年，AR（1）為一階自回歸，AR（2）為二階自回歸。而前一期的貨幣需求量對現(xiàn)期的貨幣需求量的影響是不顯著的。所以我們可以得到最終的回歸方程為：

回歸的擬合值R2=0.998815，擬合效果較好，DW值為2.075525，在2左右說明不存在異方差，回歸的結果是有效的。

四、結論

對1978年到2015年的數(shù)據(jù)做回歸，進行實證分析可以得到如下結論：

1、根據(jù)修正的萊特勒—帕金模型的回歸結果可以看出國民收入、利率等變量對我國的貨幣需求量的影響都是符合我們已經(jīng)掌握的理論知識的，但是利率水平對我國的貨幣需求量的影響不顯著，國民收入水平對我國貨幣需求量的影響比較顯著。所以我們在利用修正的萊德勒-帕金模型分析我國的貨幣需求量時主要考慮國民收入水平的影響，不過多分析利率對貨幣需求的影響。我國的國民收入變動一個單位，會引起0.725291單位的貨幣需求量的同方向變動。

2、根據(jù)哈奇模型的回歸結果可以看出國民收入、利率等變量對我國的貨幣需求量的影響都是符合我們已經(jīng)掌握的理論知識，而且兩個變量的影響都是顯著的，所以在基于哈奇模型分析我國的貨幣需求量時兩個變量都要詳細分析。貨幣需求收入彈性系數(shù)為0.698576，即收入水平變動1%會引起貨幣需求量的0.698576%的同方向變動；貨幣需求利率彈性系數(shù)為-0.156829，即利率水平變動1%會引起貨幣需求量的0.156829%的反方向變動。

由于中國利率是管制利率，利率的調整一般落后于物價的變動，不能反映資金的供給和需求，甚至在某些時候實際利率會出現(xiàn)負數(shù)，所以我國貨幣需求的利率彈性很小。因此人們的存款的主要目的處于預防動機，利率的變化對人們的儲蓄存款變化的影響很小，對貨幣需求的影響也并不大。

（作者單位：首都經(jīng)濟貿易大學經(jīng)濟學院）

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