[摘要] 貨幣需求作為貨幣政策中重要的變量一直受到人們的關(guān)注，至今已發(fā)展出多種貨幣需求理論函數(shù)。然而人們并沒有將宏觀貨幣需求和微觀貨幣需求加以區(qū)分，而是籠統(tǒng)的討論貨幣需求函數(shù)。本文旨在從理論上區(qū)分開宏觀貨幣需求函數(shù)和微觀貨幣需求函數(shù)，并對中國的微觀貨幣需求函數(shù)進行實證分析。

[關(guān)鍵詞] 微觀貨幣需求 單位根 協(xié)整檢驗

一、宏觀貨幣需求與微觀貨幣需求劃分的理論依據(jù)

貨幣根據(jù)職能劃分，主要可以分為兩大類：一類是流通中的貨幣，即作為流通手段和支付手段的貨幣；另一類是退出流通中的貨幣，即作為價值儲藏手段的貨幣。因此從這個角度而言，對于貨幣需求也應(yīng)該相應(yīng)分為兩類：一類是對流通中貨幣的需求；一類是對作為價值儲藏手段的貨幣的需求。

從宏觀的角度考查貨幣需求時，此時貨幣需求實際上指的是流通中的貨幣需求，這從馬克思貨幣必要量公式及費雪方程式這兩個經(jīng)典的宏觀貨幣需求函數(shù)都可以看出。因此作為宏觀貨幣需求函數(shù)，它的函數(shù)形式為:M=f（Y，V，Pe）。式中Y代表國民收入，V代表貨幣流通速度，Pe代表通貨膨脹預(yù)期。那么這就產(chǎn)生一個問題：為什么從宏觀角度考查貨幣需求時，貨幣需求實際指對流通中貨幣的需求？實際上這與分析的目的有關(guān)。從宏觀角度考查貨幣需求，是為貨幣當(dāng)局確定合理的貨幣供給量，進而實現(xiàn)貨幣及商品市場總供需的均衡。根據(jù)經(jīng)濟理論，市場需求引出市場供給，市場供給要求貨幣使之實現(xiàn)，因而提出對貨幣的需求，這種需求顯然是對流通中貨幣的需求。之后，貨幣需求引出貨幣供給，貨幣供給作為總需求的載體決定了總需求的多少，但這個貨幣供給顯然只是現(xiàn)實流通的貨幣。所以說，市場的供求關(guān)系與處于流通狀態(tài)的貨幣供求關(guān)系是相對應(yīng)的。既然貨幣當(dāng)局的根本目標是總供需的平衡，那么對貨幣需求的著眼點必然就要放在流通中的貨幣需求。

當(dāng)從微觀角度把握貨幣需求時，個人的意愿及判斷將發(fā)生作用。此時貨幣需求不僅包括宏觀貨幣需求中流通中的貨幣需求，還包括了對價值儲藏貨幣的需求，通過持幣成本與收益的變化來影響微觀經(jīng)濟主體的貨幣需求。正是加入了這種需求，使得自變量的內(nèi)容發(fā)生了很大的變化。從劍橋、凱恩斯、弗里德曼的微觀分析中可以看出，r已經(jīng)成為自變量；另一方面V在考查微觀貨幣需求時已經(jīng)消失。因此作為微觀貨幣需求函數(shù)，它的函數(shù)形式為：M=f(Y，r，Pe)。式中Y代表規(guī)模變量，如收入和財富，r代表利率， Pe代表通貨膨脹預(yù)期。

所以從理論上，有必要將貨幣需求區(qū)分為兩個角度，即宏觀角度和微觀角度。

二、我國微觀貨幣需求函數(shù)的形式

1.基本變量:

從理論上說，決定微觀貨幣需求函數(shù)的變量可以分成兩大類。一類是規(guī)模變量，另一類是機會成本變量。具體而言如下：

(1)規(guī)模變量:主要指國內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)和財富(S)。一般而言，國內(nèi)生產(chǎn)總值越高，貨幣需求越高；財富可以用股票市值來衡量，一般而言，股票市值越高，貨幣需求越高。

(2)機會成本變量:主要指利率(r)和通貨膨脹預(yù)期(Pe)。利率反映了微觀經(jīng)濟主體的持幣的機會成本，一般而言，利率越高，貨幣需求越低;通貨膨脹預(yù)期也反映了持幣的機會成本，同樣，通貨膨脹預(yù)期值越高，貨幣需求越低。

(3)隨機因素:如經(jīng)濟制度等。

2.分析數(shù)據(jù):

(1)分析時期從1998年第二季度至2005年第二季度，樣本數(shù)據(jù)共29個。選擇這一時期原因一是從1994年開始，中國人民銀行開始公布季度數(shù)據(jù)，二是利率市場化的程度加深，可以將對微觀貨幣需求有重要影響的利率因素加入到計量模型當(dāng)中。

(2)計量分析的假設(shè)條件是貨幣供需平衡，即當(dāng)期貨幣需求量等于貨幣供給量。因此本文的貨幣需求量采用M1的數(shù)值；國內(nèi)生產(chǎn)總值為名義值。以上數(shù)據(jù)均來自于各期《中國人民銀行統(tǒng)計季報》。

(3)股市市值為深、滬兩市的總和，數(shù)據(jù)全部來自于中國證監(jiān)會網(wǎng)站。

(4)利率采用一年期存款利率。數(shù)據(jù)來自于中國人民銀行網(wǎng)站。

(5)通貨膨脹預(yù)期采用適應(yīng)性預(yù)期，即本期的預(yù)期通貨膨脹率為上期的通貨膨脹率。

(6)由于M1、Y、S是季度數(shù)據(jù)，因此需要進行季節(jié)調(diào)整，顯示出序列潛在的趨勢循環(huán)分量，從而真實地反映經(jīng)濟時間序列運動的客觀規(guī)律。本文運用X-11消除了數(shù)據(jù)的季節(jié)趨勢。

三、我國微觀貨幣需求函數(shù)的回歸分析

下面首先對各時間序列進行單位根檢驗，以判斷序列的平穩(wěn)性；然后對時間序列進行格蘭杰因果檢驗，找出影響被解釋變量的重要因素，同時將不重要的因素排除掉；之后進行多變量的Johansen協(xié)整檢驗，以判斷各時間序列是否存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。如果確實存在這種穩(wěn)定的均衡關(guān)系，則可以運用經(jīng)典的回歸方法對計量模型進行估計。最后給出估計結(jié)果。

1.時間序列的平穩(wěn)性檢驗：

對于時間序列數(shù)據(jù)樣本，如果直接運用普通最小二乘法進行回歸分析的話，很可能出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象。因此，在建模前有必要對各時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。平穩(wěn)隨機序列一般在均值附近呈現(xiàn)不規(guī)則運動，但該序列變量會經(jīng)常回到均值而不會長期偏離。由于現(xiàn)實中的宏觀經(jīng)濟變量基本上都是非平穩(wěn)時間序列，因此這里運用ADF檢驗來考察時間序列的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果如表1。

表注:①*，**，***分別表示所在行的變量序列在1%，5%，10%的顯著水平下拒絕變量序列具有單位根的假設(shè)，即變量序列為非平穩(wěn)序列；(C，T，N)中的C表示ADF檢驗時含常數(shù)項(C=0表示不含常數(shù)項），T表示含趨勢項(T=0時表示不含趨勢項)，N表示滯后階數(shù)，其選取使得回歸殘差不存在自相關(guān)，即DW值等于2左右通過，同時遵循AIC信息準則。②變量序列前的“Ln”表示對變量序列水平值取對數(shù)值；D Ln(M1)、D Ln(Y)、D Ln(S)、D Ln(R)、D (P)分別表示Ln(M1)、Ln(Y)、Ln(S)、Ln(R)、P的一階差分序列。

表1的測算結(jié)果顯示，Ln(M1)、Ln(Y)、Ln(S)、Ln(R)、P序列在1%的顯著性水平下本身并不是平穩(wěn)的，但他們的一階差分是平穩(wěn)的，即是I(1)型平穩(wěn)序列。這表明序列本身是發(fā)散的，一般不可能遵從一種長期均衡的關(guān)系，但I(1)序列之間存在長期均衡關(guān)系。

2.格蘭杰因果檢驗:

通過格蘭杰因果檢驗可以識別模型中的有效變量。只有相同性質(zhì)的時間序列作格蘭杰因果檢驗在經(jīng)濟意義上才可解釋，由于上述的五個變量都是一階差分平穩(wěn)序列，因此可以作格蘭杰因果檢驗。

從表2中可以看出:Ln(Y)是Ln(M1)的格蘭杰原因的概率為91.56%，因此Ln(Y)是一個有效的解釋變量；Ln(S)是Ln(M1)的格蘭杰原因的概率為95.2%，因此Ln(S) 是一個有效的解釋變量；Ln(R)是Ln(M1)的格蘭杰原因的概率接近100%，因此Ln(R)是一個有效的解釋變量；P是Ln(M1)的格蘭杰原因的概率為23.94%，此數(shù)值過小，因此可以認為通貨膨脹預(yù)期并不是一個有效的解釋變量。

通過以上分析可以初步建立如下模型:

lnM1=α＋β1lnY+β2S-β3lnR(i=1，2，q)式中各變量含義如前，為截距，為回歸系數(shù)。

3.協(xié)整檢驗：

為了避免“偽回歸”的出現(xiàn)，還需要對上述時間序列進行協(xié)整檢驗。協(xié)整性揭示了序列間一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，代表一種長期趨勢。協(xié)整檢驗從檢驗的對象上可分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，另一種是對回歸殘差的協(xié)整檢驗。對于雙變量而言，一般運用對回歸殘差的協(xié)整檢驗，而對于多變量而言，一般用Johansen檢驗（JJ檢驗）來判斷序列之間的長期均衡關(guān)系。根據(jù)AIC準則得出各序列的最優(yōu)滯后步長為1。表3給出了Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果。

注：*（**）表示在5%（1%）的顯著水平上拒絕原假設(shè)。

協(xié)整檢驗結(jié)果表明：在1%的顯著水平上存在著一個協(xié)整向量。這說明確實存在某種經(jīng)濟機制制約著序列Ln(M1)、Ln(Y)、Ln(S)、Ln(R)之間的相互變動，就長期而言，它們的線性組合有著向均衡收斂的趨勢。

至此，可以對計量模型進行回歸分析?；貧w結(jié)果的估計式如下:

lnM1=-4.897156+1.383983lnY+0.120061lnS-0.156644lnR

（-8.357111)(27.66443)(2.306363)(-2.439845)

F=481.3937R2=0.982984調(diào)整后的R2=0.980942DW=1.281

以上回歸方程中，第一行括號內(nèi)數(shù)字為t值。通過上面的回歸方程我們可以看出:

(1)R2和調(diào)整后的R2有很高的數(shù)值，表明方程的擬合程度很好。

(2)方程通過了顯著性水平為1%的F檢驗，表明方程在總體上都是高度顯著的。

(3)方程中的截距和回歸系數(shù)都通過了顯著水平為1%的t統(tǒng)計檢驗。

(4)DW值為1.281，處于難以確定的DW區(qū)域，因此必須使用LM自相關(guān)檢驗。經(jīng)檢驗，方程不存在一階自相關(guān)。

四、回歸分析的結(jié)論

通過上述對我國微觀貨幣需求函數(shù)的實證分析，我們可以得出如下結(jié)論:

1.我國利率市場化的改革已初見成效

回歸分析表明，利率已經(jīng)成為微觀貨幣需求函數(shù)中一個重要的變量，通過利率的變化來影響微觀經(jīng)濟主體的貨幣持有量。式中利率前的負號也說明實證結(jié)果與預(yù)期理論一致，利率是一個有效的解釋變量。

2.微觀經(jīng)濟主體的財富因素開始成為影響貨幣需求函數(shù)的重要變量

隨著中國金融市場的快速發(fā)展，人們意識到資產(chǎn)選擇的重要性，普遍開始進行金融資產(chǎn)的投資，而投資的方向大部分集中于股市。人們手中股票市值的不斷波動直接影響著人們的貨幣需求。當(dāng)然從回歸結(jié)果上看，該項的彈性值很小，這說明目前我國的資本市場還有待發(fā)展。隨著資本市場的進一步發(fā)展，可以預(yù)見，該項彈性值是會逐步升高的。

3.通貨膨脹預(yù)期并沒有進入到最終的微觀貨幣需求函數(shù)當(dāng)中

我國目前仍處于計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的轉(zhuǎn)化過程當(dāng)中，人們市場化的意識仍需有待加強，人們形成通貨膨脹預(yù)期的習(xí)慣尚未完全形成，這一時期人們普遍存在著“貨幣幻覺”。因此，現(xiàn)在的微觀貨幣需求函數(shù)中并不包含通貨膨脹預(yù)期。隨著經(jīng)濟市場化程度的不斷加深以及隨之而來的由“普通人”向“經(jīng)濟人”的轉(zhuǎn)變，可以預(yù)期在未來的微觀貨幣需求模型中通貨膨脹預(yù)期將會成為重要的解釋變量。

4.影響我國微觀貨幣需求的最重要因素還是收入，彈性值達到了1.38

貨幣需求的收入彈性之所以高，主要在于支付方式、成本等原因，微觀經(jīng)濟主體更偏好流動性較高的貨幣的需求。

5.今后在制定貨幣政策時，不僅要關(guān)注收入等規(guī)模變量，同時要對股票市場行情的變化及金融市場的基準利率給予特別關(guān)注，加強現(xiàn)階段貨幣政策的有效性。

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注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文。