王金艷

摘 要：本文介紹了貨幣需求理論，根據(jù)1978年到2015年我國(guó)的貨幣需求量、國(guó)民收入、利率水平以及價(jià)格水平的數(shù)據(jù)，基于修正的萊德勒-帕金模型和哈奇模型分別分析了我國(guó)的貨幣需求。運(yùn)用eviews做最小二乘回歸得到的結(jié)果符合我們已經(jīng)掌握的理論知識(shí)，也符合我國(guó)的實(shí)際情況，回歸分析真實(shí)可靠。

關(guān)鍵詞：貨幣需求；修正的萊德勒-帕金模型；哈奇模型

一、引言

我國(guó)對(duì)貨幣層次的劃分可以分成以下幾個(gè)層次：M0=通貨（流通中的現(xiàn)金）；M1（狹義貨幣）=M0+活期存款；M2（廣義貨幣）=M1+定期存款；另外還有M3=M2+金融債券+商業(yè)票據(jù)+大額可轉(zhuǎn)讓定期存單等。其中，M2減M1是準(zhǔn)貨幣，M3是根據(jù)金融工具的不斷創(chuàng)新而設(shè)置的。

M1反映著經(jīng)濟(jì)中的現(xiàn)實(shí)購(gòu)買力；M2不僅反映現(xiàn)實(shí)的購(gòu)買力，還反映潛在的購(gòu)買力。若M1增速較快，則消費(fèi)和終端市場(chǎng)活躍；若M2增速較快，則投資和中間市場(chǎng)活躍。中央銀行和各商業(yè)銀行可以據(jù)此判定貨幣政策。M2過(guò)高而M1過(guò)低，表明投資過(guò)熱、需求不旺，有危機(jī)風(fēng)險(xiǎn)；M1過(guò)高M(jìn)2過(guò)低，表明需求強(qiáng)勁、投資不足，有漲價(jià)風(fēng)險(xiǎn)。

由于不同國(guó)家在經(jīng)濟(jì)制度、金融發(fā)展水平、文化和社會(huì)背景以及所處經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的不同，影響貨幣需求的因素也會(huì)有所差別?，F(xiàn)階段影響我國(guó)貨幣需求的因素主要有：

1、收入（GDP）。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中，各微觀經(jīng)濟(jì)主體的收入最初都是以貨幣形式獲得的，其支出也都要以貨幣支付。一般來(lái)說(shuō)，收入提高，說(shuō)明社會(huì)財(cái)富增多，支出也會(huì)相應(yīng)擴(kuò)大，因而需要更多的貨幣量來(lái)滿足商品交易。所以，收入與貨幣需求呈同方向變動(dòng)關(guān)系。近年來(lái)，隨著人們收入水平的不斷上升，以及經(jīng)濟(jì)貨幣程度的提高，貨幣在經(jīng)濟(jì)生活中的作用領(lǐng)域不斷擴(kuò)大，使得我國(guó)的貨幣需求不斷增加。

2、價(jià)格（P）。從本質(zhì)上看，貨幣需求是在一定價(jià)格水平上人們從事經(jīng)濟(jì)活動(dòng)所需要的貨幣量。在商品和勞務(wù)量既定的條件下，價(jià)格越高，用于商品和勞務(wù)交易的貨幣需求也必然增多。因此，價(jià)格和貨幣需求，尤其是交易性貨幣需求之間，是同方向變動(dòng)關(guān)系。在現(xiàn)實(shí)生活中，由商品價(jià)值或供求關(guān)系引起的正常物價(jià)變動(dòng)對(duì)貨幣需求的影響是相對(duì)穩(wěn)定的。而由通貨膨脹造成的非正常物價(jià)變動(dòng)對(duì)貨幣需求的影響則極不穩(wěn)定。建國(guó)后我國(guó)幾次通貨膨脹期間都曾不同程度地出現(xiàn)了提款搶購(gòu)、持幣待購(gòu)的行為，造成了這些時(shí)期貨幣需求的超常增長(zhǎng)?？梢?，價(jià)格因素對(duì)我國(guó)貨幣需求的影響是很大的。

3、利率（R）。由于利率的高低決定了人們持幣機(jī)會(huì)成本的大小，利率越高，持幣成本越大，人們就不愿持有貨幣而愿意購(gòu)買生息資產(chǎn)以獲得高額利息收益，因而人們的貨幣需求會(huì)減少；利率越低，持幣成本越小，人們則愿意手持貨幣而減少了購(gòu)買生息資產(chǎn)的欲望，貨幣需求就會(huì)增加。利率的變動(dòng)與貨幣需求量的變動(dòng)是反方向的。

二、模型介紹

（一）萊德勒-帕金模型（適應(yīng)性期望模型）

萊德勒-帕金模型的表達(dá)式如下：

其中M為貨幣需求量，本文我們對(duì)M1做實(shí)證分析；Y為收入，也就是GDP；R為利率。該模型存在一個(gè)缺點(diǎn)，模型中忽視了價(jià)格水平，所以存在一個(gè)萊德勒-帕金模型的修正模型，表達(dá)式如下：

模型中加入了價(jià)格水平，做了修正，其中MP是修正后的貨幣需求，YP是修正后的收入，R是利率水平。

（二）哈奇模型（存量調(diào)整模型）

哈奇模型的表達(dá)式如下：

其中MP是修正后的貨幣需求，Y是收入，R是利率水平。哈奇模型對(duì)變量做了取對(duì)數(shù)的處理，處理后的模型中各個(gè)變量對(duì)應(yīng)的系數(shù)變成了彈性系數(shù)，也就是變量變動(dòng)百分之一所引起的我國(guó)貨幣需求量變動(dòng)的百分比。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)

本文是針對(duì)1978年到2015年的貨幣需求進(jìn)行的實(shí)證分析，分析的貨幣需求是M1的需求量。M1、GDP來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站，R來(lái)自中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站，價(jià)格水平P是通過(guò)CPI和PPI的加權(quán)平均計(jì)算得到。

（二）單位根檢驗(yàn)

為了防止存在偽回歸（虛假回歸）問(wèn)題，首先需要對(duì)每個(gè)變量做單位根檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)各序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如下：GDP_P是二階非平穩(wěn)序列，M1_P是一階非平穩(wěn)序列，R是一階非平穩(wěn)序列。需要說(shuō)明的是，GDP_P和M1_P都是價(jià)格水平修正后的變量，用于修正變量的價(jià)格水平是以1978年為基期的價(jià)格水平。所以，在回歸過(guò)程中需要加入一階和二階自回歸過(guò)程。

（三）回歸分析

1、修正的萊德勒-帕金模型回歸分析

運(yùn)用eviews軟件，建立修正的萊德勒-帕金模型，得到的最小二乘回歸結(jié)果如下表：

根據(jù)回歸的結(jié)果可以看出我國(guó)的貨幣需求量與國(guó)民收入、利率水平成正比，隨著兩個(gè)變量的增加而增加；與前一期的利率水平、前一期的貨幣需求量成反比，隨著二者的增加而減少。這一變化趨勢(shì)也符合我們學(xué)到的理論知識(shí)和我國(guó)的實(shí)際情況。表格中SER01變量是設(shè)置的虛擬變量，以1992年為分界點(diǎn)，1992年以前虛擬變量為0，1992年至以后虛擬變量為1。

將回歸的結(jié)果帶入模型得到回歸方程如下：

但是根據(jù)t統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)我們可以看到國(guó)民收入、一階自回歸，二階自回歸的系數(shù)對(duì)應(yīng)的概率小于0.05，說(shuō)明對(duì)應(yīng)的系數(shù)是顯著的，也就是說(shuō)三者對(duì)貨幣的需求量的影響是顯著的。而利率水平、前一期的利率水平、前一期的貨幣需求量的系數(shù)顯著性都大于0.05，也就是說(shuō)在95%的置信水平下，上述三個(gè)變量對(duì)貨幣的需求量的影響是不顯著的。所以綜合分析最終的模型方程可以寫成：

上式即為最終的修正的萊德勒-帕金模型回歸得到的方程。根據(jù)eviews的結(jié)果看到R2=0.996129，擬合的效果比較好；DW值等于2.129007，比較接近2，回歸不存在異方差，結(jié)果是有效的，可信的。

2、哈奇模型回歸分析

利用eviews建立哈奇模型，對(duì)數(shù)據(jù)做回歸，得到的最小二乘回歸結(jié)果如下表：

根據(jù)哈奇模型可以看出我國(guó)的貨幣需求量與國(guó)民收入、前一期貨幣需求量成正比，與利率水平成反比，符合所學(xué)的理論知識(shí)和實(shí)際情況。根據(jù)t統(tǒng)計(jì)量的概率水平分析可以看出國(guó)民收入水平和利率對(duì)我國(guó)的貨幣需求量的影響是顯著的，置信水平為95%。SER01依舊是虛擬變量，分界點(diǎn)為1992年，AR（1）為一階自回歸，AR（2）為二階自回歸。而前一期的貨幣需求量對(duì)現(xiàn)期的貨幣需求量的影響是不顯著的。所以我們可以得到最終的回歸方程為：

回歸的擬合值R2=0.998815，擬合效果較好，DW值為2.075525，在2左右說(shuō)明不存在異方差，回歸的結(jié)果是有效的。

四、結(jié)論

對(duì)1978年到2015年的數(shù)據(jù)做回歸，進(jìn)行實(shí)證分析可以得到如下結(jié)論：

1、根據(jù)修正的萊特勒—帕金模型的回歸結(jié)果可以看出國(guó)民收入、利率等變量對(duì)我國(guó)的貨幣需求量的影響都是符合我們已經(jīng)掌握的理論知識(shí)的，但是利率水平對(duì)我國(guó)的貨幣需求量的影響不顯著，國(guó)民收入水平對(duì)我國(guó)貨幣需求量的影響比較顯著。所以我們?cè)诶眯拚娜R德勒-帕金模型分析我國(guó)的貨幣需求量時(shí)主要考慮國(guó)民收入水平的影響，不過(guò)多分析利率對(duì)貨幣需求的影響。我國(guó)的國(guó)民收入變動(dòng)一個(gè)單位，會(huì)引起0.725291單位的貨幣需求量的同方向變動(dòng)。

2、根據(jù)哈奇模型的回歸結(jié)果可以看出國(guó)民收入、利率等變量對(duì)我國(guó)的貨幣需求量的影響都是符合我們已經(jīng)掌握的理論知識(shí)，而且兩個(gè)變量的影響都是顯著的，所以在基于哈奇模型分析我國(guó)的貨幣需求量時(shí)兩個(gè)變量都要詳細(xì)分析。貨幣需求收入彈性系數(shù)為0.698576，即收入水平變動(dòng)1%會(huì)引起貨幣需求量的0.698576%的同方向變動(dòng)；貨幣需求利率彈性系數(shù)為-0.156829，即利率水平變動(dòng)1%會(huì)引起貨幣需求量的0.156829%的反方向變動(dòng)。

由于中國(guó)利率是管制利率，利率的調(diào)整一般落后于物價(jià)的變動(dòng)，不能反映資金的供給和需求，甚至在某些時(shí)候?qū)嶋H利率會(huì)出現(xiàn)負(fù)數(shù)，所以我國(guó)貨幣需求的利率彈性很小。因此人們的存款的主要目的處于預(yù)防動(dòng)機(jī)，利率的變化對(duì)人們的儲(chǔ)蓄存款變化的影響很小，對(duì)貨幣需求的影響也并不大。

（作者單位：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1] 劉哲.萊德勒 - 帕金模型改進(jìn)及其對(duì)我國(guó)貨幣需求的實(shí)證分析[J].商品與質(zhì)量，2011，（06）

[2] 戴安春.我國(guó)貨幣需求的實(shí)證研究[D].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，2009

[3] 蔣瑛琨.中國(guó)貨幣需求函數(shù)的實(shí)證分析 - 基于兩階段的動(dòng)態(tài)檢驗(yàn)[J].中國(guó)軟科學(xué)，2005，（02）

[4] 陳滌非.基于金融創(chuàng)新因素的中國(guó)貨幣需求模型驗(yàn)證[J].上海金融，2006，（03）

[5] 杰格迪什？漢達(dá)：《貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)》[M]，北京，中國(guó)人民大學(xué)出版社，2005；

[6] 米什金：《貨幣金融學(xué)》[M]，北京，中國(guó)人民大學(xué)出版社，1998；

[7] J.M.伍德里奇：《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)導(dǎo)論：現(xiàn)代觀點(diǎn)》（中譯本）[M]，北京，中國(guó)人民大學(xué)出版社，2003；

[8] F·多恩布什，S·費(fèi)希爾：《宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)》（中譯本）[M]，北京，中國(guó)人民大學(xué)出版社，1997；