李傳濤 熊琦 黃路杰

摘要：隨著我國市場經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，貨幣需求逐年遞增，文章特對(duì)我國貨幣需求影響因素進(jìn)行研究。首先，整理廣義貨幣余額、國內(nèi)生產(chǎn)總值、一年期定期存款利率、消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、各期股市市值等有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理。然后，定義經(jīng)濟(jì)指標(biāo)并構(gòu)建貨幣需求模型。其次，ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)后對(duì)非平穩(wěn)序列進(jìn)行差分序列檢驗(yàn)，再檢驗(yàn)被解釋變量與解釋變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，建立誤差修正模型并得到相關(guān)估計(jì)結(jié)果。最終表明，收入水平、利率和股市變動(dòng)對(duì)貨幣需求有著重要影響。

關(guān)鍵詞：貨幣需求；ADF檢驗(yàn)；差分序列；協(xié)整

自1994年貨幣供應(yīng)量被中國人民銀行確定為貨幣政策中介目標(biāo)以來，我國對(duì)市場經(jīng)濟(jì)調(diào)控愈發(fā)穩(wěn)健。中央銀行的政策工具間接影響就業(yè)、物價(jià)、產(chǎn)出和國際收支等一系列經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。通過調(diào)控貨幣政策中介目標(biāo)使國家貨幣需求量和貨幣供應(yīng)量達(dá)到動(dòng)態(tài)平衡顯得尤為重要。而自改革開放以來，國民經(jīng)濟(jì)深深融入到全球化發(fā)展浪潮，由此引起金融資產(chǎn)多變復(fù)雜使貨幣需求變動(dòng)及調(diào)節(jié)機(jī)制日趨復(fù)雜。因此，本文對(duì)影響貨幣需求因素展開探討。

一、指標(biāo)選取及說明

貨幣需求：選取廣義貨幣余額，包括流動(dòng)性的現(xiàn)金、活期存款等，用Y（億元）表示。

收入：選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為經(jīng)濟(jì)變量，用X2表示。

利率：選取1年期定期存款利率（Rate）作為貨幣需求的機(jī)會(huì)成本變量，用X3表示。

通貨膨脹率：選取CPI（以1985年為基年）來反映通貨膨脹的程度，用X4表示。

股票市值：選取滬深兩市A股某年總市值（SV）作為股市代表變量，用X5表示。

二、貨幣需求模型

本文采用源于國家統(tǒng)計(jì)局1996～2016年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。介于中國的股市是20世紀(jì)90年代初才剛剛起步，因而選取1996年以后的數(shù)據(jù)。

結(jié)合近幾年我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征，我國貨幣需求函數(shù)可以表示為：

T=f（GDP，Rate，CPI，SV，μt）

其中，Y為貨幣需求額，GDP為國內(nèi)生產(chǎn)總值，Rate為一年定期存款利率，CPI為消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，SV為某年股市市值，μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，t表示各時(shí)期.

模型表示為：

Yt=β1+β2X2t+β3X3t+β4X4t+β5X5t+ut

三、貨幣需求模型檢驗(yàn)

本文采用為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，而大多數(shù)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，故需要檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，以避免“偽回歸”現(xiàn)象產(chǎn)生，并用GE兩步法考察他們間是否存在協(xié)整關(guān)系，然后通過建立誤差修正模型，最終得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析時(shí)，通常借助單位根檢驗(yàn)判斷數(shù)據(jù)平穩(wěn)性。

以X2這個(gè)指標(biāo)為例，由圖1可以看出，該序列可能存在趨勢項(xiàng)。選擇ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

從表1中得出，在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)MacKinnon臨界值分別為-3.8574、-3.0404、-2.6606，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-0.7007，大于相應(yīng)臨界值，從而不拒絕H0，由此表明序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。

從表2中得出，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-6.5262，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕H0，得出X2的差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即序列是一階單整的，即X2～I(xiàn)（1）。Y、X2、X3、X5以及X6檢驗(yàn)同理，整理結(jié)果如表3。

從表3中得出，在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，Y、X2、X3、X4、X5的單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別小于對(duì)應(yīng)的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值，從而不能拒絕原假設(shè)，表明Y、X2、X3、X4、X5序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。為了得到其序列的單整階數(shù)，在單位根檢驗(yàn)對(duì)話框中，指定一階差分序列作單位根檢驗(yàn)，得到各個(gè)序列是一階單整的，Y、X2、X3、X4、X5～I(xiàn)（1）。

（二）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

檢驗(yàn)貨幣需求量Y和各個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，首先作出變量間的回歸，然后再檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性?；貧w結(jié)果在本文上面已經(jīng)給出，即：協(xié)整回歸式

Y^i=-379361.7+1.695130X2-4980.340X3+907.9907X4-0.023897X5+et

檢驗(yàn)回歸殘差序列的平穩(wěn)性，需對(duì)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，因?yàn)闅埐钚蛄械木禐?，所以進(jìn)行無截距項(xiàng)、無趨勢項(xiàng)的DF檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果見表4。

從表4中得出，貨幣需求Y和各個(gè)變量間存在協(xié)整，表明在長期水平下存在均衡關(guān)系。但再短期水平下，則有可能產(chǎn)生失衡。

（三）誤差修正模型

為使模型更加精準(zhǔn)，把協(xié)整回歸式中的誤差項(xiàng)et當(dāng)做均衡誤差處理，再通過建立誤差修正模型聯(lián)系各變量的短期行為和長期變化關(guān)系，得到誤差修正模型如下：

ΔY^=α+β2ΔX2+β3ΔX3+β4ΔX4+β5ΔX5+γet-1

然后將各變量當(dāng)做解釋變量，將DY當(dāng)做被解釋變量，建立回歸模型式，結(jié)果見表5。

最終得到誤差估計(jì)結(jié)果是：

ΔY^=28119.18+0.6343ΔX2-6002.544ΔX3+1480.472ΔX4-0.0781ΔX5+0.9172et-1

t=（1.7597）（1.8181）（-0.56201）（1.410841）（-0.7355）（1.7239）

R2=0.647198 DW=1.678561

上述估計(jì)結(jié)果表明，貨幣需求的變化不僅取決于GDP，RATE，CPI，SV的變化，還取決于解釋變量的上一期水平對(duì)平均水平的偏離，誤差項(xiàng)的系數(shù)顯示為對(duì)偏離的修正，上一期偏離與本期修正的量呈正相關(guān)，即系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。

四、結(jié)論

本文通過研究得到收入和利率是決定貨幣余額長期均衡水平的主要因素，而且兩者在短期也對(duì)貨幣余額具有重要影響。均衡貨幣余額的收入彈性在0.6左右，這說明人們在市場中對(duì)金融資產(chǎn)具有更多配置選擇；此外，利率變動(dòng)貨幣對(duì)余額能產(chǎn)生較為強(qiáng)烈的沖擊；股市市值與貨幣需求量呈正相關(guān)，且對(duì)貨幣需求均衡水平有重要影響；說明在一定市場機(jī)制下，交易效應(yīng)和財(cái)務(wù)效應(yīng)的作用比替代效應(yīng)更為強(qiáng)烈；CPI的變動(dòng)在短期內(nèi)會(huì)對(duì)貨幣需求量產(chǎn)生影響，但在長期來看影響有限。當(dāng)各方經(jīng)濟(jì)變量達(dá)到動(dòng)態(tài)平衡時(shí)，能促使市場經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健發(fā)展。

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（作者單位：李傳濤，華北理工大學(xué)數(shù)學(xué)建模創(chuàng)新實(shí)驗(yàn)室、華北理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院；熊琦，河南工業(yè)大學(xué)信息科學(xué)與工程學(xué)院；黃路杰，華北理工大學(xué)數(shù)學(xué)建模創(chuàng)新實(shí)驗(yàn)室、華北理工大學(xué)管理學(xué)院）