货币需求影响及含义

#上海经济研究# 2009年第2期 我国货币需求的影响因素分析

*及政策涵义

王晓芳 王学伟

(西安交通大学 710061)

内容摘要:本文通过构建以收入、利率、预期通货膨胀率以及股票市场市值等宏观经济指标为决定变量的货币需求计量模型,检验这些变量对我国货币需求的影响机制。结果表明:这些变量的共同作用决定了狭义货币M1余额和广义货币M2余额的长期均衡水平;M1余额在短期存在向长期均衡水平调整的自发调节机制,但这一机制对M2而言则不显著;各经济变量的变动对货币余额的影响遵循不同的动态过程且影响程度存在差别,其中,利率和股市变动分别对M1和M2具有重要影响。文章最终针对实证结果阐明了其货币政策涵义。

关键词:货币需求 影响机制 动态调整

中图分类号:F820.3 文献标识码:A 文章编号:1005-1309(2009)02-0044-007

一、文献回顾

中国人民银行在1994年将货币供应量确定为货币政策中介目标,使对我国货币需求问题的探索不再限于具有理论上的研究价值,更重要的是对人民银行货币政策制定和货币供应调控产生了重要的实践指导意义。而随着近年来经济改革和开放进程的加速,我国经济与金融更多地融入到全球化进程当中,由此带来的金融创新和金融资产多元化使货币需求的变动与决定机制日趋复杂。这引发了金融当局和学术界对我国货币需求相关问题的新一轮探讨热潮,如对货币需求函数的估计,对货币需求函数稳定性的检验、对经济改革和开放带来的诸多确定性与不确定性对货币需求影响的探讨,等等。

在对我国货币需求函数的估计中,已有的文献大多证实了我国的货币需求在长期与收入、利率等经济变量之间存在稳定的均衡联系,且货币需求表现出较高的收入弹性和较低的利率弹性。如蒋剑辉、张瓅尹(2005)采用1985年~2002年的年度数据估计的基于M0的我国交易性货币需求函数表明,M0实际余额与实际GDP、一年期定期存款实际利率之间存在长期均衡关系,M0实际余额的收入弹性达到1.24,而利率弹性只有-0.02。易行健(2006)利用1994年~2004年的季度数据估计的我国M1和M2的需求函数表明,M1和M2实际余额与实际GDP、一年期定期存款名义利率*本文得到国家社会科学基金项目(项目号:08BJy153)和西安交通大学/9850工程二期资助项目(项目号:07200701)的资助。

收稿日期:2008-12-10

)

2009年第2期 #上海经济研究#等变量在长期存在均衡关系,M1和M2实际余额的收入弹性分别为1.26和1.32,而利率弹性分别只有-0.03和-0.04。张勇、范从来(2006)利用1994年一季度至2004年三季度的季度数据,同样得到我国货币需求与相关经济变量存在长期均衡关系的结论,且M1和M2实际余额的收入弹性分别为1.09和1.2,利率弹性分别只有-0.05和-0.048。

但同时,这些研究在我国货币需求与相关经济变量的短期联系、货币需求函数的稳定性等问题上,仍存在诸多不同意见。如易行健(2006)的研究显示,利率变动在短期对货币需求具有显著影响,且M1和M2的短期需求函数都表现出较好的稳定性;但在张勇、范从来(2006)的研究中,利率变动在短期对货币需求的影响并不显著,而从货币需求函数的稳定性来看,M1的短期需求函数具有稳定性,但M2的短期需求函数不具有稳定性。蒋瑛琨、赵振全等(2005)的研究则对1978年~1993年和1994年~2004年两个样本期内的我国货币需求函数进行分段研究,研究显示第一阶段M1和M2的需求函数比较稳定,但其在第二阶段的稳定性较差,表明我国货币需求函数的稳定性有下降趋势。Chien-ChiangLee、Me-iSeChien(2007)基于1977年~2002年数据的研究得到我国货币需求函数具有阶段稳定性质的结论,且货币需求函数的结构突变点分别发生在1980年和1993年,研究认为经济和金融变革和创新在不同阶段对货币需求函数的稳定性产生了重要影响。

此外,一些研究将重点放在探索和讨论经济改革和开放背景下一些新的因素对我国货币需求的影响。中国人民银行研究局课题组(2002)利用1993年~2000年的季度数据,考察了我国股票市场对货币需求的影响,研究表明,我国沪市股票交易量变动与M1、M2余额变动具有正相关关系,股票交易金额增长一个百分点,会带动M1余额增长率增加0.051个百分点和M2余额增长率增加0.073个百分点。赵明勋(2005)基于1994年~2004年的季度数据对我国股票市场与货币需求相关性的实证研究则得到了相反的结论,即认为股市上涨倾向于减少M1和M2需求,且对M2需求的影响小于对M1需求的影响。陈子季(2000)的研究从理论上探讨了我国金融创新活动对货币供求机制的影响,其认为金融创新会减弱人们对货币的流动性偏好,降低货币需求尤其是对M1的需求,并对货币需求函数的稳定性造成冲击,进而增加了货币政策制定的难度。

可以看出,既有研究在取得一定共识的同时仍存有诸多的争论和异议,加之在金融资产多元化与金融创新深化的经济金融背景下,我国货币需求的决定机制日趋复杂,从而使对其的深入研究具有切实意义。基于此,本文采取实证分析方法,估计我国货币需求的长期均衡函数和短期动态函数,并检验相关经济变量影响货币需求的动态过程和路径,从而力图全面和系统地考察我国货币需求的变动与决定机制。

二、研究变量和数据的说明

实证研究中的货币需求函数多采用以下形式:M=f(P,Y,R,Z),其中,M表示货币需求,P表示一般物价水平,Y表示规模变量,R是向量表示的机会成本变量,Z是向量表示的其他变量,如制度变化、支付习惯等。货币需求的实证研究是基于货币总量的分析,因此本文在货币层次上选择狭义货币M1余额和广义货币M2余额。在影响货币需求的因素选择上,选择零售物价指数(RPI)作为价格水平变量,选择国内生产总值(GDP)作为规模变量,选择1年期定期存款利率(R)和预期通货膨胀率(P)作为货币需求的机会成本变量。其中,P可以认为是实物资产的预期收益率,用滞后一年的通货膨胀率近似表示,由RPI计算得到。此外,随着中国股票市场规模的不断扩大与体制的逐步完善,其对货币需求和货币政策产生了越来越大的影响,因此,本文选取沪深两市A股总市值(SV)作为股市代表变量加入货币需求函数。股票市场主要通过交易效应、财富效应和替代效应对货币需求产生影响(M.Friedman,1988),其中,前两者与货币需求正相关,后者与货币需求负相关,因此,股市对货币需求的净影响视三种效应作用而定。))eedd

#上海经济研究# 2009年第2期在数据处理上,通过RPI将M1、M2、GDP和SV调整为实际值,R仍使用一年期定期存款名义利率,所有数据均为季度数据。样本范围为1996年第一季度到2007年第四季度,M1、M2、GDP、RPI、SV的数据主要来源于RESET金融研究数据平台,R的数据来源于中国工商银行中国网站。

三、我国货币需求函数的估计

1、模型设定。货币余额、收入等变量的时间序列经常是不稳定的,这使得采用传统的计量模型估计得到的货币需求函数存在残差自相关、异方差等问题,从而导致伪回归现象。而Engle和Granger(1987)的研究表明,如果一组变量的数据序列是非平稳的,且都为一阶单整过程,那么它们可能具有一个稳定的线性组合,在这种情况下,序列被认为是协整(Co-integration)的。因此,若货币需求与各影响因素之间存在协整关系,则可以通过以下协整方程来表示长期均衡的货币需求函数:

lnM1t=a0+a1lnGDPt+a2lnRt+a3lnSVt+a4Pt+E1t

lnM2t=b0+b1lnGDPt+b2lnRt+b3lnSVt+b4Pt+E2tee(1)(2)

根据经济理论,有:a1>0,a20,b2

$lnM1t=A0+

+eE

n1m1j=1A1j$lnM1t-j+En2m2j=0A2j$lnGDPt-j+eEm3j=0A3j$lnRt-j(3)E

n4m4j=0A4j$lnSVt-j+En5m5j=0A5j$Pt-j+K1E1t-1+G1tB2k$lnGDPt-k+

e$lnM2t=B0++EB1k$lnM2t-k+k=1Ek=0En3B3k$lnRt-k(4)k=0EB4k$lnSVt-k+

k=0EB5k$Pt-k+K2E2t-1+G2tk=0

其中,$表示对变量的一阶差分,EE(2)的滞后一期的回归残差,1t-1、2t-1分别是回归方程(1)、

表示前一期货币需求对长期均衡水平的偏离,称为误差修正项。误差修正项系数K

亦然。ECM表明货币需求的短期变化由决定变量短期变化和其自身上一期偏离均衡水平的程度共同决定,它将各变量之间的短期与长期联系有机地结合在一起。

2、变量的单位根检验。建立长期均衡货币需求函数的前提是货币余额和相关经济变量的时间序列都是一阶单整过程,因此,首先采用增广的ADF方法对各研究变量的时间序列进行单位根检验,以判别其平稳性。结果如表1所示。

ADF检验的结果显示,各个变量水平值的时间序列都在相应的显著性水平通过假设检验,说明各序列都存在单位根,是非平稳过程;而各个变量的一阶差分序列都在相应的显著性水平拒绝了原假设,说明各变量一阶差分后的序列不存在单位根,是平稳过程。因此,货币余额与相关经济变量的时间序列都遵循一阶单整I(1)过程,可以通过估计协整方程的方法建立长期均衡的货币需求函数。)

2009年第2期 #上海经济研究#

各变量的ADF单位根检验结果 表1

变量

lnM1

vlnM1

lnM2

vlnM2

lnGDP

vlnGDP(c,t,p)(c,,t9)(c,0,3)(c,,t0)(c,0,0)(c,,t3)(c,0,3)ADF检验值-2.971737-2.824504-3.623807-5.5609110.064669-3.650906临界值-3.544284**-2.606857***-4.180911*-2.931404**-3.192902***-3.605593*变量lnRvlnRlnSVvlnSVPevPe(c,t,p)(c,,t0)(c,0,1)(c,,t3)(c,0,0)(c,,t8)(0,0,0)ADF检验值-1.091089-3.727482-0.905769-3.993430-3.395854-3.438366临界值-3.188259***-3.596616*-3.192902***-2.931404**3.540328**-2.619851* 注:(c,t,p)为检验类型,其中c和t表示带有常数项和时间趋势项,p表示所采用的滞后阶数。***、**和*分别代表10%、5%和1%显著性水平的临界值。

3、估计长期均衡的货币需求函数。在货币余额与相关经济变量都为一阶单整过程的基础上,本文采用Engle-Granger两步法估计长期均衡的货币需求函数。首先,运用OLS法对方程(1)、(2)进行协整回归,剔除在5%显著性水平下不显著的参数系数和相应变量,得到以下长期均衡的货币需求函数:

lnM1t=0.5922lnGDPt-0.4483lnRt+0.3174lnSVt+1.7560Pt

(8.2439) (-5.6504) (4.2718) (4.7613)

2R=0.9444,D.W.=1.5199,F=169.8579.

lnM2t=0.6223lnGDPt-0.4423lnRt+0.3134lnSVt+1.7764Pt

(7.5000) (-4.8260) (3.6520) (4.1701)

2ee(5)(6)R=0.9286,D.W.=1.5884,F=130.0426.

然后,对以上两个方程的残差序列EE1t、2t进行ADF单位根检验,以确定协整方程是否成立。由表2的检验结果可知,E%显著性水平下都拒绝了序列具有单位根的原假设,所以序列1t和E2t在5

是平稳过程。因此,货币余额与GDP、R、SV以及P的协整关系成立,(5)式和(6)式即长期均衡的货币需求函数。可以看出,规模变量GDP和机会成本变量R是影响货币余额均衡水平的主要因素,且参数系数符号与经济理论一致,SV对均衡货币余额具有显著的正效应,说明股市对货币需求的交易效应和财富效应大于替代效应。虽然P项系数符号与经济理论相悖,但由于P并不是自

ee然对数序列,1.7左右的参数系数说明P对货币需求的作用很小,因此,可以认为P对均衡货币

余额不具有影响。

表2

变量

1

E2

注:同表1。eee长期均衡货币需求函数残差的单位根检验结果(c,t,p)(0,0,8)(c,0,9)ADF检验值-2.777743-3.212707临界值-1.950394**-2.948404**

4、建立货币需求的误差修正模型。根据Granger表示定理,若长期均衡的货币需求函数存在,可以将其转换为描述货币需求短期调整过程的误差修正模型(ECM)。因此,本文采用Hendry从一般到特殊的建模思想,在(3)式和(4)式的基础上,从滞后3期的方程开始,删除不显著的变量,得到我国货币需求的误差修正模型:

$lnM1t=0.0138-0.0637EnGDPt+0.5681$Pt-0.4087$Pt-1-0.3364$Pt-21t-1+0.1203$l

(13.1281)(-2.7138) (11.6636) (4.7152) (-3.5804) (-3.2273)

(7)

))eee

#上海经济研究# 2009年第2期R=0.8330,D.W.=2.1968,F=35.9051.

Jarque-Bera=1.4127(0.4934),LM(1)=0.4980(0.4804),ARCH(1)=0.2970(0.5858),WhiteHeteroskedasticityTest=12.5836(0.2479).

$lnM2t=0.0110-0.0363EnGDPt-0.3021$lnRt-12t-1+0.0333$l

22 (2.4580)(-1.1901) (2.1308) (-1.9800)(8)R=0.4207,D.W.=1.7513,F=1.2590.

Jarque-Bera=1.9272(0.3815),LM(1)=0.4322(0.5109),ARCH(1)=0.2286(0.6326),WhiteHeteroskedasticityTest=32.2487(0.3561).

除D.W.统计量和F检验结果外,以上还给出了残差的Jarque-Bera正态检验、序列相关的LM检验、自回归条件异方差(ARCH)检验以及White异方差检验的结果。检验结果显示,M1的ECM的统计结果是令人满意的,而M2的ECM的F统计量只有1.2590,说明模型整体的显著性较弱,因此,M2的ECM的解释能力弱于M1的ECM。M1的ECM表明,t时期M1余额的变化主要根据t-1时期M1长期函数的残差、t时期的GDP增长率以及t、t-1和t-2时期的P变化率来调整,误差修正项系数符合反向机制且具有统计上的显著性,但系数仅为-0.0637,说明M1余额具有向长期均衡水平调整的调整机制,但调整速度较慢。M2的ECM表明,t时期M2余额的变化主要由t时期的GDP增长率和t-1时期的利率调整所决定,误差修正项系数的t值只有-1.1901,说明M2余额向长期均衡水平调整的调整机制显著性较弱。e

四、我国货币需求的脉冲响应分析

长期均衡的货币需求函数和货币需求的误差修正模型分别描述了货币需求在长期和短期与相关经济变量之间的联系,然而,各经济变量变动对货币需求的影响是一个动态的过程,而这一过程在货币需求函数中无法得到完整的体现。因此,本文通过基于向量自回归(VectorAuto-regres-sion,VAR)模型的货币需求的脉冲响应函数(ImpulseResponseFunction,IRF)方法,考察相关经济变量对我国货币需求产生影响的动态过程。

1、模型设定。将(lnM,lnGDP,lnR,lnSV,P)视为5元系统向量,记为Y,Yt的VAR模型可以表示为:

Yt=At+01Yt-1+02Yt-2+,+0kYt-k+Fiid(0,8)(9)t Ft

其中,Yt是5@1阶列向量,At表示5@1阶的常数向量,k为VAR模型的滞后阶数,0q(q=1,2,...,k)是用OLS估计得到的5阶系数方阵。根据最优线性预测的思想,VAR系统将随机扰动项Nt看作是系统分量新的信息(新息)对最优线性预测的冲击,分量t时刻的新息冲击通过变量之间的动态联系对t时刻以后的各变量将产生连锁变动效应,而脉冲响应函数可以描述系统对分量新息的冲击产生响应的动态过程。

公式(9)可以通过友矩阵变换改写成一个VAR(1)模型,进而写成一个无限阶的向量移动平均模型VMA(]):

Yt=C+Nt+W1N-1+Wt2Nt-1+,=C+ecEWNi

i=0]-it(10)

其中,C是5@1阶常数向量,Wi(i=1,2,,,])是5阶系数方阵,含义为Wi=5Yt+i/5Nt。

在误差向量Nt的各个分量不相关的情况下,Wi中第k行第s列的的元素Wi,ks为脉冲响应函数。它衡量了其他分量在t期以及以前各期保持不变的前提下,第s个分量的新息(随机扰动)变化1个单位,i个周期后,第k个分量的变化量,即:Wi,ks=vYk,t+i/vNYk,t+i/5Nst=5st。

在Nt的分量相关,Nt的协方差阵是正定矩阵的情况下,存在唯一一个主对角线元素为1的下)

2009年第2期 #上海经济研究#

c1/21/2cc三角形矩阵A和惟一一个主对角线元素为正的对角矩阵D,使8=ADA=ADDA=PP。利用

这个分解,可以将误差向量Nt变成标准的向量白噪声Xt,进而将(10)式转化为:

Yt=C+E]

i=0WiNt-i=C+E]

i=0(WiP)(PN-i)=C+t-1E]i=0(WiP)Xt-i(11)

WiP中的元素称为正交脉冲响应函数,它描述了系统分量对正交化新息Xt的冲击在t时刻以后的响应过程。本文在式(11)的基础上考察M1和M2余额对VAR系统分量正交化新息的冲击在未来不同时期的响应过程。

2、实证结果。首先,通过计算似然比(LR)统计量确定(9)式的VAR模型的滞后阶数,结果表明,包含lnM1和lnM2的VAR模型的滞后阶数均为滞后2期,然后,采用OLS法依次估计VAR模型中的每一个方程,进而计算基于(11)式的脉冲响应函数。在实证研究中,经常考察VAR系统分量一个标准差新息冲击的作用,因此,本文计算lnM1和lnM2对各分量的正交化后的一个标准差新息冲击的响应,检验期为新息冲击后的10

个时期。

图1 lnM1对分量一个标准差新息的响应

图2 lnM2对分量一个标准差新息的响应

e 图1和图2分别给出了lnM1和lnM2在10个时期内对自身、lnGDP、lnR、lnSV以及P的正交

化的一个标准差新息冲击的响应过程。可以看出,lnM1对自身和lnR新息的冲击具有较为强烈的正向和负向响应,且响应表现出持续性;lnM1对lnGDP和P新息冲击的响应较弱,其中,对P新息冲击的响应遵循从第2期开始逐渐减弱的过程,且响应表现出非持续性;lnM1对lnSV新息冲击的响应则遵循先正后负的过程,说明股市对M1的影响随时期的延长而表现出不同的作用机制。lnM2对除自身外的新息冲击的响应随时期延长而增加,但从响应值来看,lnGDP、lnR和P的新息冲击对lnM2的影响较小,而lnSV新息的冲击则对lnM2产生强烈的正向冲击,说明股市上涨会在未来一段时期内产生较为显著的对M2的增量需求。eee

五、结论及政策涵义

收入和利率是决定货币余额长期均衡水平的主要因素,而且,两者在短期也对货币余额具有重要影响。对发展中国家而言,一般认为,一方面由于债券和股票市场不发达,收入的增加多以储蓄存款的形式持有,所以均衡货币余额的收入弹性较高,M2余额的收入弹性甚至可能超过1;另一方面,由于利率的市场化程度较低,所以利率对均衡货币余额的影响较小,表现为均衡货币余额的低利率弹性。易行健(2006);张勇、范从来(2006)等的研究得到了类似的结论。然而,本文研究得到的均衡货币余额的收入弹性在0.6左右,利率弹性在-0.4左右。这说明随着我国经济金融体制改革与金融资产的多元化发展,人们具有更多的资产持有选择,使我国货币需求的收入弹性水平较以往更为合理;而利率市场化改革的推进也使货币需求对利率的变动更富弹性,这会增加中央银行以利率作为操作目标调节货币供给的效率。))

#上海经济研究# 2009年第2期股票市场市值也是决定货币余额均衡水平的重要因素,且与货币余额正相关,说明在我国股票市场对货币需求的作用机制中,交易效应和财务效应的作用大于替代效应。这对于中央银行货币政策制定以及货币供应调控具有重要意义,如在股市繁荣时期忽视股市对货币需求的影响而实施货币供应调控,将会由于虚拟经济的资金占用导致实体经济的供给不足,从而使货币政策目标难以实现。股票市场对货币需求的重要作用说明,股市的快速发展使我国金融结构从银行体系单一结构向多层次发展,在这种情况下,存款准备金率和再贴现率等主要依靠调控银行体系信贷规模进而起到调节货币供给的货币政策工具,作用不可避免会打折扣,相反,公开市场操作则由于更富弹性、更具市场化而更适应资本市场发展和创新的金融环境,因此,中央银行应更多地尝试公开市场操作工具在货币政策中的应用。

预期通货膨胀率的变动在短期会对M1余额产生影响,但对货币余额的长期均衡水平影响较小,这说明对通货膨胀率的预期并没有改变人们对长期消费和投资的决策。原因可能是近年来我国经济持续高速增长带来的财富积累、劳动生产率提高带来的企业盈利和价格)))收益比率上升,推动消费与投资规模不断升级和扩张,由此引致的增量货币需求使居民和企业对持有货币的通货

e膨胀成本并不敏感。这在货币余额对P新息冲击的响应不明显中也有所体现。在这种情况下,人

们对通涨上升的预期并不会减少货币需求进而起到抑制通货膨胀率的作用,因此,在通货膨胀率较高的时期,中央银行应当适度紧缩货币供给,避免货币供应持续增长可能导致的恶性通货膨胀。

相关经济变量的变动会对货币需求产生一定的冲击,且不同变量的冲击对货币余额的影响过程不同。其中,利率变动会对M1余额产生较为强烈的冲击,这一结果与货币需求函数中利率的作用一起说明利率对我国货币需求具有重要影响。股票市场市值的变化会对M2余额产生较为强烈的冲击,进一步说明我国股票市场对货币需求具有重要影响,这使得人民银行在货币政策的制定和实施过程中,有必要关注股票市场资产价格的变化,避免股市剧烈波动对对货币政策的冲击,从而提高货币政策的有效性。t

参考文献:

1.陈子季.金融创新的宏观效应分析[J].金融研究,2000(5),20~28

2.中国人民银行研究局课题组.中国股票市场发展与货币政策完善[J].金融研究,2002(4),1~12

3.蒋瑛琨,赵振全,刘艳武.中国货币需求函数的实证分析[J].中国软科学,2005(2),24~33

4.赵明勋.中国股票市场发展与货币需求实证研究[J].财贸研究,2005(2),60~67

5.张勇,范从来.货币需求函数结构稳定性的实证分析)))来自政策变动、经济稳定预期不稳定的证据[J].管理世界,2006(2),10~17

6.易行健.经济开放条件下的货币需求函数)))中国的经验[J].世界经济,2006(4),49~59

7.SaidES,DickeyDA..Testingforunitrootsinautoregressivemovingaveragemodelsofunknownorder[J].B-iometrika,1984(71),599~607

8.EngleRF,GrangerCWJ.Co-integrationanderrorcorrectionrepresentation,estimation,andtesting[J].Econo-metrica1987(55),251~276

9.M.Friedman.MoneyandtheStockMarket[J].JournalofPoliticalEconomy,1988,96(2),221~245

10.Hafer,R.W.,A.M.Kutan.EconomicReformsandLong-runMoneyDemandinChina:ImplicationsforMone-taryPolicy[J].SouthernEconomicJourna.l1994,60(4),936~945

11.KarimM.Abadir,A.M.RobertTaylor.OntheDefinitionsof(Co-)integration[J].JournalofTimeSeriesA-nalysis,1999(3),129~137

12.AndrewAtkeson,V.V.Char,iPatrickJ.Kehoe.OntheOptimalChoiceofaMonetaryPolicyInstrument.NBERworkingpaper13398,2007(9),http://www.nber.org/papers/w13398)