張青青　孫際平

[摘要]:本文從貨幣供求的角度界定流動(dòng)性過剩。首先以1997年1季度至2006年4季度的數(shù)據(jù)為訓(xùn)練集建立實(shí)際貨幣需求模型,然后對(duì)中國(guó)的流動(dòng)性過剩情況進(jìn)行測(cè)度,并以此衡量2007年、2008年我國(guó)各季度的流動(dòng)性過剩情況,最后基于Logistic回歸進(jìn)行了流動(dòng)性過剩的影響因素研究。文章得出以下結(jié)論:(1)我國(guó)的流動(dòng)性總量過剩存在季節(jié)趨勢(shì);(2) 我國(guó)2007年和2008年仍存在過剩問題,并且流動(dòng)性總量過剩系數(shù)在2007年3季度達(dá)到最大,從2007年4季度開始直到2008年4季度,流動(dòng)性總量過剩系數(shù)逐漸減小;(3)影響我國(guó)流動(dòng)性過剩的主要因素是外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率、進(jìn)出口差額增長(zhǎng)率和消費(fèi)儲(chǔ)蓄比,且這三個(gè)因素對(duì)流動(dòng)性總量過剩產(chǎn)生正方向的影響,外匯儲(chǔ)備對(duì)流動(dòng)性總量過剩的影響程度大于進(jìn)出口差額增長(zhǎng)率和消費(fèi)儲(chǔ)蓄比。

關(guān)鍵詞:貨幣需求 貨幣供給 流動(dòng)性總量過剩系數(shù) Logistic回歸

中圖分類號(hào):C813 文獻(xiàn)標(biāo)示碼:A 文章編號(hào):1006-5954(2009)10-061-03

流動(dòng)性過剩問題自2002年我國(guó)開始出現(xiàn)以來引起了政策制定者和學(xué)者們的廣泛關(guān)注。近些年來,流動(dòng)性過剩已成為我國(guó)貨幣金融乃至整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)中備受關(guān)注的熱點(diǎn)和難點(diǎn)問題。雖然不少學(xué)者進(jìn)行了理論性探討,但目前還缺乏一種成熟的測(cè)定流動(dòng)性過剩的方法,對(duì)于產(chǎn)生流動(dòng)性過剩的原因還沒有通過比較成熟的模型去驗(yàn)證。2007年以來,世界各國(guó)普遍受到美國(guó)次貸危機(jī)的影響,有學(xué)者認(rèn)為2008年中國(guó)的流動(dòng)性過剩問題會(huì)出現(xiàn)拐點(diǎn),也有學(xué)者認(rèn)為2008年中國(guó)依然存在流動(dòng)性過剩問題。本文嘗試通過統(tǒng)計(jì)方法,建立流動(dòng)性供求的測(cè)度模型,并用此模型來分析我國(guó)2008年是否存在流動(dòng)性過剩、過剩程度如何。之后本文試圖通過Logistic模型來研究流動(dòng)性過剩的原因,這對(duì)于分析和制定人們的投資決策和政府宏觀決策具有非常重要的意義。

一、流動(dòng)性過剩的統(tǒng)計(jì)測(cè)度方法

在已有的以流動(dòng)性過剩為主題的研究文獻(xiàn)中,對(duì)流動(dòng)性過剩含義的表述不盡相同。本文將流動(dòng)性過剩界定為:流動(dòng)性過剩是指實(shí)際的廣義貨幣供應(yīng)量顯著地多于有效經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出所需要的貨幣數(shù)量。

根據(jù)流動(dòng)性過剩的定義,涉及流動(dòng)性過剩程度的測(cè)度指標(biāo)應(yīng)該以有效經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出所需要的貨幣數(shù)量為參照標(biāo)準(zhǔn),從貨幣供求的對(duì)比關(guān)系上來考慮。要設(shè)計(jì)反映實(shí)際的廣義貨幣供應(yīng)量顯著多于實(shí)際經(jīng)濟(jì)中所需要的貨幣數(shù)量,可以用實(shí)際貨幣供應(yīng)量直接減去實(shí)際貨幣需求量,但這種方法得到的是絕對(duì)值,在各期之間不具有可比性,當(dāng)然也就找不到判斷流動(dòng)性過剩與否的一個(gè)可比標(biāo)準(zhǔn)。為了使其具有可比性,已有學(xué)者考慮將絕對(duì)量除以實(shí)際貨幣需求量,從而得到相對(duì)值,使指標(biāo)具有可比性,并將這個(gè)指標(biāo)稱為流動(dòng)性總量過剩系數(shù)。其表達(dá)式如下:

流動(dòng)性總量過剩系數(shù)=(實(shí)際貨幣供應(yīng)量—實(shí)際貨幣需求量)/ 實(shí)際貨幣需求量

由貨幣需求量>0知,當(dāng)流動(dòng)性總量過剩系數(shù)>0時(shí),說明貨幣供應(yīng)量大于貨幣需求量;而當(dāng)流動(dòng)性總量過剩系數(shù)<0時(shí)則相反;流動(dòng)性總量過剩系數(shù)=0時(shí),則標(biāo)志著貨幣供求正好相等。

貨幣供給量是個(gè)外生變量,在相關(guān)年鑒上可以查到其各年的名義值,將名義值除以當(dāng)期的物價(jià)水平就是貨幣供給量的實(shí)際值,這里名義貨幣供給量用M2表示。貨幣需求量是個(gè)內(nèi)生變量,其值無法直接從相關(guān)年鑒中查得。我們這里采用計(jì)量方法將實(shí)際貨幣供給量估算出來。

貨幣需求理論的研究表明,貨幣主要發(fā)揮兩種職能:交易媒介職能和價(jià)值儲(chǔ)藏職能。相應(yīng)地,影響實(shí)際貨幣需求量的主要因素為待交易的商品價(jià)值總額和實(shí)際利率水平,建立實(shí)際貨幣需求函數(shù)如下:

實(shí)際貨幣需求量=C+X1×實(shí)際交易商品額+X2×利率水平+ ε 式(1)

式(1)中,實(shí)際交易商品額指標(biāo)首先是用當(dāng)期的GDP減去當(dāng)期的貿(mào)易順差,即國(guó)內(nèi)商品交易額,然后除以當(dāng)期的環(huán)比CPI得到;利率水平這里用指標(biāo)銀行間7天期同業(yè)拆借實(shí)際利率表示,ε為隨機(jī)干擾項(xiàng);C、X1、X2均為待估參數(shù)?？梢钥闯鍪?1)是一個(gè)二元回歸方程。

若想通過統(tǒng)計(jì)方法估計(jì)參數(shù)C、X1、X2,需要有實(shí)際貨幣需求量的數(shù)據(jù),但它是一個(gè)未知量,對(duì)它的估計(jì)本文采用如下處理方法:通過分析,從歷史年份中選擇出經(jīng)濟(jì)運(yùn)行正常的年份;然后以經(jīng)濟(jì)運(yùn)行正常年份的名義貨幣供應(yīng)量代替當(dāng)年的名義貨幣需求量;最后將名義貨幣需求量調(diào)整為實(shí)際貨幣需求量。調(diào)整方法為,將當(dāng)期的名義貨幣需求量除以上一期的物價(jià)水平。

二、我國(guó)流動(dòng)性過剩情況的實(shí)證研究

根據(jù)上文的理論分析,本文嘗試通過擬合我國(guó)季度貨幣需求方程,取得實(shí)際貨幣需求量數(shù)據(jù),結(jié)合相應(yīng)的實(shí)際貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù),計(jì)算出樣本期間的流動(dòng)性總量過剩系數(shù);在此基礎(chǔ)上,對(duì)流動(dòng)性總量過剩系數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分布研究,從而確定我國(guó)流動(dòng)性過剩的判斷標(biāo)準(zhǔn),并分析我國(guó)2007年至2008年的流動(dòng)性過剩情況。

本文的實(shí)證研究涉及到兩個(gè)樣本,用于確定判斷標(biāo)準(zhǔn)的訓(xùn)練集樣本和用于分析當(dāng)前流動(dòng)性供求情況的分析集樣本。以1997年至2006年的季度數(shù)據(jù)(共40個(gè))作為訓(xùn)練集樣本,選擇本文所關(guān)注的2007年至2008年的季度數(shù)據(jù)作為分析樣本。

(一)模型擬合結(jié)果

利用訓(xùn)練集數(shù)據(jù),對(duì)公式(1)進(jìn)行擬合,系數(shù)估計(jì)方法采用最小二乘法,用Eviews軟件實(shí)現(xiàn),得到結(jié)果如下:

實(shí)際貨幣需求量的對(duì)數(shù)=2.632+0.316×實(shí)際交易商品額的對(duì)數(shù)-0.092×利率水平 式(2)

式(2)中,模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度達(dá)到了0.940,說明方程對(duì)數(shù)據(jù)的擬合程度很高,系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的p值非常低,在1%的顯著性下系數(shù)顯著性通過檢驗(yàn)。方程擬合檢驗(yàn)的F值為303.958,對(duì)應(yīng)的p值小于0.01,方程的顯著性檢驗(yàn)通過。

綜合來看,我國(guó)貨幣需求函數(shù)季度模型擬合效果比較理想。

(二)流動(dòng)性總量過剩系數(shù)的特征分析

圖1所示為流動(dòng)性總量系數(shù)的時(shí)序圖,可以看出流動(dòng)性總量過剩系數(shù)隨季度的波動(dòng)不平穩(wěn),其最小值為-0.234,出現(xiàn)在2000年第4季度,最大值為0.287,出現(xiàn)在2006年第3季度。由圖1還可以看出其波動(dòng)表現(xiàn)出兩種特征,即長(zhǎng)期趨勢(shì)和季節(jié)趨勢(shì)。

我們進(jìn)一步來研究流動(dòng)性過剩系數(shù)波動(dòng)的季節(jié)特征,將訓(xùn)練集內(nèi)的樣本按照季度分為四部分,分別計(jì)算每一季度的流動(dòng)性總量過剩系數(shù)均值和方差,計(jì)算結(jié)果見表1所示:

由表1可以看出,1季度的流動(dòng)性總量過剩系數(shù)最小,2季度其次,3、4季度比較大;各季度的標(biāo)準(zhǔn)差差異不大。

(三)流動(dòng)性總量過剩系數(shù)的合理分布區(qū)間

鑒于流動(dòng)性總量過剩系數(shù)存在長(zhǎng)期趨勢(shì)和季節(jié)趨勢(shì),要確定流動(dòng)性總量過剩系數(shù)合理波動(dòng)幅度,首先要分解出其中的隨機(jī)項(xiàng),然后對(duì)隨機(jī)項(xiàng)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)研究。 采用的方法是對(duì)流動(dòng)性總量過剩系數(shù)進(jìn)行一階逐期差分和季節(jié)差分,差分后的序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果如下:

由表2可以看出,在1%的顯著性水平下,單位根檢驗(yàn)的t值為-3.922,小于臨界值-3.679,說明差分后的序列在1%的顯著性水平下不存在單位根,是平穩(wěn)的。

我們假設(shè)消除了季節(jié)性趨勢(shì)和長(zhǎng)期趨勢(shì)的流動(dòng)性過?？偭肯禂?shù)服從均值為0的正態(tài)分布,為此我們進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn),得到的檢驗(yàn)結(jié)果顯示序列服從均值為0的正太分布,其方差為0.096。其中檢驗(yàn)的方法是Shapiro-Wilk,檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值是1.124,自由度30,相應(yīng)的p值為0.396,大于顯著性水平0.05,可以接受序列服從正態(tài)分布的原假設(shè)。

隨機(jī)項(xiàng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差為0.096,如果給定置信水平為95%,便可得出我國(guó)流動(dòng)性總量過剩系數(shù)的合理波動(dòng)幅度為0.188,結(jié)合其理想點(diǎn)0,易構(gòu)造出其合理波動(dòng)區(qū)間,為[-0.188,0.188]。據(jù)此,可確定出95%的置信水平下我國(guó)流動(dòng)性總量過剩與否的判斷標(biāo)準(zhǔn):當(dāng)流動(dòng)性總量過剩系數(shù)>0.188時(shí),我們有95%的把握認(rèn)為存在流動(dòng)性過剩,否則,不存在過剩。

(四)我國(guó)2007、2008年各季度流動(dòng)性供求情況的預(yù)測(cè)

根據(jù)上面的實(shí)證分析的結(jié)果,對(duì)我國(guó)2007年1季度至2008年4季度的流動(dòng)性供求情況進(jìn)行分析,計(jì)算出了全部8期的流動(dòng)性總量過剩系數(shù),均過剩。為此我們得出,我國(guó)在2007年和2008年存在流動(dòng)性過剩,且在2007年3季度流動(dòng)性總量過剩系數(shù)達(dá)到最大值,2007年4季度流動(dòng)性總量過剩系數(shù)有所下降,自進(jìn)入2008年以來,流動(dòng)性總量過剩系數(shù)呈遞減趨勢(shì)。

三、基于Logistic回歸的我國(guó)流動(dòng)性過剩影響因素分析

(一)Logistic回歸簡(jiǎn)介

建立回歸模型時(shí),通常因變量是連續(xù)型變量,當(dāng)因變量是離散型變量時(shí),不能用傳統(tǒng)的回歸方程進(jìn)行回歸分析,可以考慮進(jìn)行Logistic回歸分析。Logistic回歸與普通的多重線性回歸實(shí)際上有很多相同之處,最大的區(qū)別就在于它們的因變量不同,其它的基本差不多。如果因變量是連續(xù)的,就是普通的多重線型回歸,如果因變量是二項(xiàng)分布,就是Logistic回歸。

Logistic回歸的因變量可以是二類的,也可以是多類的,但是二類的更為常用。其主要用途有:一是尋找影響因素,即通過建立模型,來尋找影響某一情況發(fā)生的主要自變量;二是預(yù)測(cè),可以根據(jù)該模型,預(yù)測(cè)在不同自變量情況下,發(fā)生某種情況的概率;三是判別,根據(jù)該模型,判斷不同自變量情況下,屬于每種既定情況的概率有多大。

進(jìn)行Logistic回歸分析,首先需要界定因變量的分類,然后找出其所有的影響因素即自變量,建立模型,通過模型檢驗(yàn),剔除影響不顯著的因素,從而找到主要的影響因素。

(二)基于Logistic回歸的我國(guó)流動(dòng)性過剩影響因素分析

根據(jù)第二部分中的流動(dòng)性供求狀況的合理變動(dòng)區(qū)間,結(jié)合我國(guó)1997年至2008年季度流動(dòng)性總量過剩系數(shù)數(shù)據(jù),我們將流動(dòng)性供求情況分為兩類,一是流動(dòng)性總量過剩系數(shù)<0.188,表示不存在流動(dòng)性總量過剩,記為0;二是流動(dòng)性總量過剩系數(shù)>0.188,表示存在流動(dòng)性過剩,用1表示。將流動(dòng)性總量過剩系數(shù)進(jìn)行上述變化以后作為L(zhǎng)ogistic回歸模型的因變量,綜合國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)我國(guó)流動(dòng)性過剩的影響因素的理論分析,我們選取的流動(dòng)性總量過剩的影響因素為:實(shí)際GDP增長(zhǎng)率、外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率、實(shí)際利率、進(jìn)出口差額增長(zhǎng)率、消費(fèi)儲(chǔ)蓄比,將這5個(gè)影響因素作為L(zhǎng)ogistic回歸模型的自變量,據(jù)此建立Logistic回歸模型,參數(shù)估計(jì)結(jié)果如下:

流動(dòng)性總量過剩系數(shù)= -2.24—0.021×GDP+0.36×外匯增長(zhǎng)率+0.45×實(shí)際利率+0.28×進(jìn)出口差額增長(zhǎng)率—0.34×消費(fèi)儲(chǔ)蓄比 式(3)

對(duì)式(3)的線性方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn),結(jié)果顯示,變量實(shí)際GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)儲(chǔ)蓄比這兩個(gè)變量顯著性檢驗(yàn)未通過,我們將此剔除,重建建立模型并得到估計(jì)結(jié)果為:

流動(dòng)性總量過剩系數(shù)= -2.24+0.41×外匯增長(zhǎng)率+0.32×進(jìn)出口差額增長(zhǎng)率+0.29×消費(fèi)儲(chǔ)蓄比式(4)

對(duì)式(4)進(jìn)行模型的顯著性檢驗(yàn),結(jié)果顯示所有的變量均顯著。由式(4)輸出的結(jié)果可知,外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率、進(jìn)出口差額增長(zhǎng)率和消費(fèi)儲(chǔ)蓄比是我國(guó)流動(dòng)性總量過剩的主要影響因素,且三者對(duì)流動(dòng)性總量過剩的影響為正,也就是說在其他條件不變的情況下,外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率越快、進(jìn)出口差額增長(zhǎng)越快和消費(fèi)儲(chǔ)蓄比越高,流動(dòng)性總量過剩系數(shù)越大。從數(shù)據(jù)看,外匯儲(chǔ)備對(duì)流動(dòng)性總量過剩的影響程度大于進(jìn)出口差額增長(zhǎng)率和消費(fèi)儲(chǔ)蓄比;從數(shù)據(jù)結(jié)果看,沒有證據(jù)表明GDP增長(zhǎng)率和實(shí)際利率對(duì)流動(dòng)性總量過剩有顯著性影響。

四、結(jié)論

本文從貨幣供求角度將流動(dòng)性過剩定義為實(shí)際的廣義貨幣供給量顯著多于有效經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出所需要的貨幣數(shù)量。從貨幣需求理論角度,以1997年1季度至2006年4季度的數(shù)據(jù)為訓(xùn)練集,通過統(tǒng)計(jì)方法,建立了實(shí)際貨幣需求模型,并以此模型估計(jì)了2007年1季度至4季度的實(shí)際貨幣需求量。本文選擇流動(dòng)性總量過剩系數(shù)作為衡量流動(dòng)性過剩情況的指標(biāo),并對(duì)訓(xùn)練集的流動(dòng)性總量過剩系數(shù)進(jìn)行了趨勢(shì)分析,并通過正態(tài)分布擬合了流動(dòng)性總量過剩系數(shù)的合理變動(dòng)區(qū)間。文章最后基于Logistic回歸模型,進(jìn)行了流動(dòng)性總量過剩的影響因素分析。綜合以上,本文得出以下結(jié)論:

(一)我國(guó)的流動(dòng)性總量過剩存在長(zhǎng)期趨勢(shì)和季節(jié)趨勢(shì),一季度流動(dòng)性總量過剩系數(shù)最小,四季度最大,各季度流動(dòng)性總量過剩系數(shù)的波動(dòng)區(qū)間差異不大;

(二)自2002年我國(guó)開始出現(xiàn)明顯的流動(dòng)性總量過剩,2006年以后過剩程度非常嚴(yán)重,2007年和2008年仍存在過剩問題,并且流動(dòng)性總量過剩系數(shù)在2007年3季度達(dá)到最大,從2007年4季度開始直到2008年4季度,雖然流動(dòng)性總量過剩系數(shù)逐漸減小,但其系數(shù)值均在0.45以上,遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于合理的臨界值0.188。

(三)從Logistic回歸的結(jié)果看,影響我國(guó)流動(dòng)性過剩的主要因素是外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率、進(jìn)出口差額增長(zhǎng)率和消費(fèi)儲(chǔ)蓄比,且這三個(gè)對(duì)流動(dòng)性總量過剩產(chǎn)生正方向的影響,外匯儲(chǔ)備對(duì)流動(dòng)性總量過剩的影響程度大于進(jìn)出口差額增長(zhǎng)率和消費(fèi)儲(chǔ)蓄比。

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