作者簡介：王路（1988.04-），男，漢族，山西人，首都經(jīng)濟貿易大學，在讀研究生，研究方向：計量模型分析。

摘要：本文對中國實際現(xiàn)金需求量進行了協(xié)整分析，得出實際現(xiàn)金需求量與居民消費價格指數(shù)，人民幣一年期利率，社會商品零售總額之間保持著協(xié)整關系。通過擬合回歸模型，得出我國現(xiàn)金需求量與消費者價格指數(shù)、社會商品零售總額正向變動，與人民幣一年期存款利率反向變動。

關鍵詞：實際現(xiàn)金需求量；協(xié)整分析

1.引言

隨著我國金融市場的不斷發(fā)展，金融體制的建立也日趨完善，成熟的金融市場需要成熟的理論作為發(fā)展基礎，同時，也需要量化的分析作為基石。貨幣是金融市場的命脈，貨幣政策是否符合當前的市場需求，政策實施的效果如何，都需要通過理論與數(shù)據(jù)來佐證。

王亞琦、吳正紅（2012）根據(jù)我國實際情況更，排除了股票市值、金融創(chuàng)新因素的影響，發(fā)現(xiàn)我國貨幣需求與國內生產(chǎn)總值、利率和預期通貨膨脹率存在顯著的關系。

欒璇（2012）對長期貨幣需求函數(shù)進行擬合，并且利用ECM擬合了短期貨幣需求函數(shù)。研究發(fā)現(xiàn)，長期貨幣需求函數(shù)與實際國民收入成正比，與一年期存款利率和通貨膨脹率成反比，但前者的影響遠高于后者。

平媛媛（2013）利用ECM對影響貨幣需求函數(shù)的因素進行分析，得出，貨幣需求的增長幅度小于中國GDP的增長幅度，貨幣需求負關聯(lián)于通貨膨脹之間，表明寬松的貨幣政策可以控制我國的通貨膨脹。

本文將建立以居民消費價格指數(shù)、人民幣一年期存款利率、社會商品零售總額三個宏觀經(jīng)濟指標為自變量的實際現(xiàn)金需求量計量模型，并通過ADF檢驗，得出我國實際現(xiàn)金需求量的協(xié)整函數(shù)；根據(jù)函數(shù)模型，對各影響因素的彈性做以相應的解釋分析并給出如何利用上述影響因素調整我國貨幣供應量，進而促進我國宏觀經(jīng)濟的良性發(fā)展。

2.協(xié)整理論

建立經(jīng)典回歸模型的前提是數(shù)據(jù)變量必須是穩(wěn)定的，而對于非穩(wěn)定變量，使用經(jīng)典回歸模型會形成虛假的回歸。但是，如果變量之間有著長期的穩(wěn)定關系，即協(xié)整關系，同樣可以使用經(jīng)典回歸模型擬合回歸。

只有當所涉及的變量均為同階單整，變動的趨勢相同時，才可能協(xié)整，此時對同階單整的時間序列變量之間進行Granger因果關系檢驗才有意義。

兩個時間序列經(jīng)濟變量X、Y之間的Granger因果關系定義為：若在包含了經(jīng)濟變量X、Y過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優(yōu)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的Granger原因。

yt=∑ki=1αiyt-i+∑ki=1βixt-i+μtxt=∑ki=1αiyt-i+∑ki=1βixt-i+μt

原假設H0：β1=β2=…=βk=0，x對y的變化沒有任何影響，即x不是y的Granger原因。

備擇假設：如果任何一個滯后變量的回歸參數(shù)的估計值存在顯著性，即x對y的變化有影響，此時推翻原假設，證明x對y存在Granger因果關系。

3.模型建立

本文將樣本范圍定為1990年到2012年的年度數(shù)據(jù)，實際現(xiàn)金需求量與居民消費價格指數(shù)，人民幣一年期利率，社會商品零售總額數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒，中國人民銀行官方網(wǎng)站和國泰安數(shù)據(jù)庫。

因為本文研究的是實際現(xiàn)金需求量影響因素的彈性，所以選擇對數(shù)回歸模型，即設M0

log（M0）=c+αlog（CPI）+βlog（r）+γlog（T）+ε

式中：M0是實際現(xiàn)金需求量；CPI是居民消費價格指數(shù)；r是人民幣一年期利率；T是社會商品零售總額。

首先利用ADF檢驗數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，由表1結果可知，log（M0）、log（CPI）、lr、log（T）均為二階單整，符合做協(xié)整分析的必要條件。

4.結果分析

（1）消費者價格指數(shù)彈性

現(xiàn)金需求量與消費者價格指數(shù)正向變動，彈性系數(shù)為0.701，即假定其他因素不變的情況下，消費者價格指數(shù)每增長1%，平均來說，現(xiàn)金需求量將增長0.701%，這說明消費者價格指數(shù)的增長是引起現(xiàn)金需求量增長的一個重要因素。因此，維持物價水平的穩(wěn)定是人民幣保值以及維護社會和諧安定的重要環(huán)節(jié)，是政府部門在制定政策時需重點考慮的事項。

（2）人民幣一年期利率彈性

現(xiàn)金需求量與人民幣一年期存款利率反向變動，彈性系數(shù)為0.202，即假定其他因素不變的情況下，消費者價格指數(shù)每增長1%，平均來說，現(xiàn)金需求量將降低0.202%，彈性系數(shù)為負的原因是現(xiàn)階段國內個人的資金還是以儲蓄為主，而不是投資各類金融產(chǎn)品，因此，當上調利率是，流動現(xiàn)金轉入銀行變?yōu)榇婵?，個人持有減少，但是彈性系數(shù)僅為0.202，說明我國的金融系統(tǒng)已經(jīng)在逐步完善，已有部分的儲蓄轉向了股票、基金、債券、期貨等多種多樣的金融衍生品資產(chǎn)中。

（3）社會商品零售總額彈性

現(xiàn)金需求量與社會商品零售總額正向變動，彈性系數(shù)為0.818，即假定其他因素不變的情況下，消費者價格指數(shù)每增長1%，平均來說，現(xiàn)金需求量將增長0.818%，這說明社會商品零售總額的增長是引起現(xiàn)金需求量增長的一個重要因素。（作者單位：首都經(jīng)濟貿易大學經(jīng)濟學院）

參考文獻：

[1]王亞琦，吳正紅.我國貨幣需求函數(shù)因素模型的實證分析[J].經(jīng)濟論壇，2012，01：4-6.

[2]欒璇.基于時間序列的中國貨幣需求函數(shù)分析[J].現(xiàn)代經(jīng)濟信息，2012，16：171.

[3]茍禮海.我國現(xiàn)階段的貨幣需求函數(shù)—基于部分調整模型的實證分析[J].時代金融，2012，36：123+129.

[4]平媛媛.中國貨幣需求函數(shù)的實證分析[J].中國證券期貨，2013，08：201.