閆澤濤，李 燃

（1.中共淮北市委黨校，安徽 淮北 235000；2.安徽建筑大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230601）

中國最終財富持有者貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性研究
——基于宏觀經(jīng)濟(jì)運行機理的視角

閆澤濤1，李 燃2

（1.中共淮北市委黨校，安徽 淮北 235000；2.安徽建筑大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230601）

文章基于國民收入的分配和使用，從中國經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)變量入手，在理論上分析中國國民收入、社會最終儲蓄率、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率對中國最終財富持有者貨幣需求的影響和作用，并構(gòu)建相應(yīng)的貨幣需求函數(shù)理論模型，結(jié)合2001-2014年期間中國有關(guān)數(shù)據(jù)，對該函數(shù)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行了分析。所得的數(shù)據(jù)顯示：以中國國民收入、社會最終儲蓄率、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率為主要解釋變量的最終財富持有者貨幣需求函數(shù)在文章研究的時間區(qū)間具有較高的穩(wěn)定性。

最終財富持有者；貨幣需求；函數(shù)穩(wěn)定性

一、引 言

宏觀經(jīng)濟(jì)運行系統(tǒng)中的微觀經(jīng)濟(jì)主體可以劃分為居民、企業(yè)、非營利組織和政府部門。

貨幣按照流動性強弱可劃分為M1和M2兩個層次，按照持幣主體的角度可劃分為企業(yè)貨幣和最終財富持有者貨幣。從社會財富分配的角度，居民、非營利組織和政府部門為最終財富持有者。在經(jīng)典貨幣需求理論中，有些理論把貨幣作為交易性工具來研究貨幣需求問題，如馬克思的貨幣需求理論、費雪的交易方程式以及米勒與奧爾的隨機貨幣需求模型，有些是從微觀角度把貨幣作為個人資產(chǎn)來研究貨幣需求問題，如馬歇爾與庇古的劍橋方程式和弗里德曼的貨幣需求模型，也有把貨幣既作為交易性工具，又作為個人資產(chǎn)來研究貨幣需求問題，如凱恩斯的貨幣需求模型［1-2］。對于中國貨幣需求問題，無論是早期劉偉（2005）、范從來（2007）、王少平（2004）等的研究［3-5］，還是近幾年萬曉莉（2010）、楊思群（2011）、宋一淼（2014）等的探討［6-8］，較集中的形式是把貨幣分為M1和M2兩個層次，并沿用西方經(jīng)典貨幣需求理論的邏輯框架，加入中國當(dāng)前轉(zhuǎn)型期變量，來對中國貨幣需求問題進(jìn)行研究。雖然陳彥斌、郭豫媚和陳偉澤（2015）把房地產(chǎn)泡沫和政府債務(wù)加入到理論分析模型，解釋2008年以來中國貨幣數(shù)量論失效問題［9］，張屹山、華淑蕊和趙文勝（2015）研究了中國居民家庭收入結(jié)構(gòu)和金融資產(chǎn)配置問題［10］，但還沒有突破現(xiàn)有主流貨幣需求理論邏輯主框架。美國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家米爾頓·弗里德曼認(rèn)為將最終財富持有者（對他們而言，貨幣是一種保存財富的形式）和企業(yè)（對它們而言，貨幣是一種如機械或存貨的生產(chǎn)者貨幣）區(qū)分開來是十分重要的［11］。貨幣數(shù)量多少對最終財富持有者經(jīng)濟(jì)主體非常重要，甚至可以影響到勞動者的福利水平［12］。本文下面從宏觀經(jīng)濟(jì)運行機理的視角，進(jìn)行貨幣需求的結(jié)構(gòu)性分析，對包括居民、非營利組織和政府部門在內(nèi)的最終財富持有者貨幣需求問題開展研究。

二、函數(shù)模型的建立

當(dāng)前主流貨幣需求理論缺乏基于國民收入分配和使用過程的貨幣需求形成的結(jié)構(gòu)性機理系統(tǒng)分析。在此，本文的貨幣需求函數(shù)模型創(chuàng)新和拓展主要體現(xiàn)在從國民收入分配和使用過程的角度，通過對最終持有者貨幣需求形成的結(jié)構(gòu)性機理進(jìn)行系統(tǒng)分析，建立最終財富持有者貨幣需求函數(shù)模型，開展關(guān)于中國貨幣需求理論探討和實證分析的探索性研究。為了使研究更易于進(jìn)行，這里先假設(shè)：①實行市場經(jīng)濟(jì)運行機制；②企業(yè)不發(fā)行債券來籌資，企業(yè)的債務(wù)均是向銀行借款而形成的；③最終財富持有者不向銀行借款；④最終財富持有者不以實物形式來儲存財富；⑤宏觀經(jīng)濟(jì)均衡；⑥本國資本賬戶不開放，沒有不合規(guī)資金的流入或流出。這樣每一年的國民收入除了消費部分，其余的便以居民、非營利組織和政府部門所擁有的貨幣和股票形式儲存起來，宏觀經(jīng)濟(jì)均衡時，這部分財富便和本年度企業(yè)的投資總額相等。

（一）基于假設(shè)條件下的函數(shù)模型建立

文章先運用增量分析方法來分析最終財富持有者貨幣增量需求的影響因素，建立最終財富持有者貨幣增量需求的函數(shù)模型，然后再建立最終財富持有者貨幣需求函數(shù)模型。

在上述假設(shè)條件下，從國民收入分配和使用來看，某年最終財富持有者貨幣增量首先取決于當(dāng)年的國民收入。因為當(dāng)年的國民收入最先會主要以貨幣的形式流入到最終財富持有者手中，在其他條件不變的情況下，兩者具有正相關(guān)關(guān)系。其次，它取決于當(dāng)年國民收入的儲蓄率，在其他條件不變的情況下，儲蓄率越高，最終財富持有者持有的貨幣增量越多。因為貨幣是最終財富持有者財富儲存的一種主要形式，兩者也具有正相關(guān)關(guān)系。再次，它取決于當(dāng)年儲存下來的國民收入有多少以貨幣形式，又有多少以股票形式被有關(guān)經(jīng)濟(jì)主體所持有。這又取決于當(dāng)年整個國家經(jīng)濟(jì)體中企業(yè)債務(wù)融資（指銀行借款）占整個企業(yè)融資額的比率，在其他條件不變的情況下，比率越大，最終財富持有者貨幣增量增加得越多，兩者同樣具有正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)然，在宏觀經(jīng)濟(jì)均衡的情況下，儲蓄下來的國民收入已轉(zhuǎn)化為當(dāng)年的投資，繼續(xù)創(chuàng)造更多的社會財富?；谶@樣的分析，最終財富持有者貨幣增量與其影響因素之間的關(guān)系可以用下面的函數(shù)形式表示：

其中，ΔMri表示某年的最終財富持有者貨幣增量，yi為當(dāng)年的國民收入，si為當(dāng)年的國民收入儲蓄率，ri為當(dāng)年整個國家經(jīng)濟(jì)體中企業(yè)債務(wù)融資占整個企業(yè)融資額的比率，μi為各種其他因素產(chǎn)生的隨機誤差變量。顯然，式子中最終財富持有者貨幣增量ΔMri與當(dāng)年名義國民收入yi、當(dāng)年國民收入儲蓄率si和當(dāng)年整個國家經(jīng)濟(jì)體中企業(yè)債務(wù)融資占整個企業(yè)融資額的比率ri均成正相關(guān)關(guān)系。

在最終財富持有者貨幣增量需求函數(shù)模型的基礎(chǔ)上，我們再來建立最終財富持有者貨幣總量需求函數(shù)模型。最終財富持有者貨幣總量需求應(yīng)是各年增量的加和，可用關(guān)系式表示為：

由于總量是增量的有限項加和，我們可以通過貨幣增量的需求分析來研究貨幣總量的需求問題。

（二）松弛有關(guān)假設(shè)下的函數(shù)模型

（1）式和（2）式是基于嚴(yán)格假設(shè)條件下得到的。這與實際宏觀經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中復(fù)雜的商品和貨幣循環(huán)是有差距的。如果放松有些假設(shè)，我們看與宏觀經(jīng)濟(jì)運行實際情況更相符合的最終財富持有者貨幣增量需求函數(shù)模型的形式。

假設(shè)②是企業(yè)不發(fā)行債券來籌資，企業(yè)的債務(wù)均是向銀行借款而形成的。我們知道企業(yè)發(fā)行債券是企業(yè)主要的籌集資金方式之一。如果松弛假設(shè)②會減少居民、非營利組織和政府部門所持有的貨幣，這同時會增加這些持幣主體手中的企業(yè)融資債券。假設(shè)③是最終財富持有者不向銀行借款。事實上不僅居民要向銀行借款，非營利組織和政府機構(gòu)也要向銀行借款，這樣的話就擴大了銀行的借貸循環(huán)和信用創(chuàng)造規(guī)模，松弛假設(shè)③會增加居民、非營利組織和政府部門貨幣持有量。假設(shè)④是最終財富持有者不以實物形式來儲存財富。實際上實物也是最終財富持有者儲存財富的重要方式之一，如果松弛該假設(shè)會減少最終財富持有者所持有的貨幣量。

如果松弛以上假設(shè)②、③和④的話，會使得用統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算出的ΔMrn和用（1）式右邊的部分計算出來的數(shù)值存在偏離。文章在此用偏離系數(shù)A來體現(xiàn)這種不一致性。在松弛假設(shè)②、③和④的條件下，函數(shù)（1）的修正形式為：

相應(yīng)函數(shù)（2）的修正形式為：

假設(shè)⑤是宏觀經(jīng)濟(jì)均衡。事實上宏觀經(jīng)濟(jì)不均衡現(xiàn)象是宏觀經(jīng)濟(jì)運行的常態(tài)，儲蓄和投資常不相等。如果把政府購買也歸入消費，按照詹姆斯·米德和希德尼·亞歷山大的吸收分析法，Y=C+S=C+I+(X-M)，在儲蓄S大于投資I時，出口X大于進(jìn)口M，這時并不影響（3）式，只是國內(nèi)部分貨幣所對應(yīng)的財富留存于國外；在儲蓄S小于投資I時，出口X小于進(jìn)口M，這時為了彌補進(jìn)出口差額，或是造成一國國際儲備的減少，或是造成一國對外借款的增加。兩種情況對一國最終財富持有者貨幣均不構(gòu)成影響。因此，松弛假設(shè)⑤并不影響函數(shù)（3）和函數(shù)（4）的形式。

三、函數(shù)模型的穩(wěn)定性分析

最終財富持有者貨幣需求函數(shù)模型能否對實際最終財富持有者貨幣需求數(shù)量變化具有很好的解釋力，并用于對未來貨幣需求進(jìn)行預(yù)測，主要依賴于需求函數(shù)模型（3）的穩(wěn)定性。因為最終財富持有者貨幣總量是當(dāng)年的增量加上過去的存量，也是每年增量的加和。如果最終財富持有者貨幣增量需求函數(shù)模型（3）是穩(wěn)定的話，那么最終財富持有者貨幣總量需求函數(shù)模型（4）也將是穩(wěn)定性。本文下面準(zhǔn)備運用中國近年來有關(guān)數(shù)據(jù)，來研究最終財富持有者貨幣增量需求函數(shù)模型（3）的穩(wěn)定性。

我們把問題考察的時間段定為2001-2014年。選取這個時間段的原因是從2001年6月起，證券公司客戶保證金計入到貨幣供應(yīng)量M2之中，此前此后的貨幣統(tǒng)計口徑差別較大。我們把表示函數(shù)自變量和因變量的數(shù)據(jù)列入表1。

表1 函數(shù)模型變量數(shù)據(jù)

表1中最終財富持有者貨幣總量是用中國的貨幣總額減掉企業(yè)存款后的余額表示。這樣處理的原因是企業(yè)庫存現(xiàn)金數(shù)量相對企業(yè)存款而言是很少的部分，而且無法進(jìn)行準(zhǔn)確統(tǒng)計，在嚴(yán)格的現(xiàn)金管理制度下，企業(yè)交易主要通過存款賬戶的轉(zhuǎn)賬支票方式進(jìn)行，企業(yè)持有貨幣的絕大部分是銀行存款。儲蓄率是減去最終消費率獲得。表1中企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率是用中國工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率來替代。

在此，我們令。從圖1我們可以看出，在2002-2014年，比值A(chǔ)'基本上處于0.4～0.7的波動幅度內(nèi)，是比較穩(wěn)定的，只是在2010年比值超出了這個區(qū)間。這可能與未考慮進(jìn)去的其他因素影響有關(guān)。通過比值A(chǔ)'可以看出中國最終財富持有者貨幣增量需求函數(shù)模型在研究的時間段內(nèi)是比較穩(wěn)定的，如果以此數(shù)據(jù)為依據(jù)可以認(rèn)為最終財富持有者貨幣需求函數(shù)模型也是比較穩(wěn)定的。

圖1 最終財富持有者持有貨幣增加額和三項乘積的比值曲線

四、模型穩(wěn)定性的計量分析

文章在此將通過計量分析方法對函數(shù)模型的穩(wěn)定性作進(jìn)一步的研究。下面我們使用通常的對數(shù)回歸模型來進(jìn)行實證分析，回歸模型設(shè)定為：

為了避免偽回歸問題的出現(xiàn)，在回歸之前，在此對變量的對數(shù)做單位根和協(xié)整檢驗。運用eviews5.0軟件對、yi、、si、ri的對數(shù)進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果見表2所列。

表2 模型（5）自變量和因變量對數(shù)的單位根檢驗

由單位根檢驗可以看出變量對數(shù)在10%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。文章下面對變量對數(shù)進(jìn)行協(xié)整檢驗，我們用EG“兩步法”檢驗變量對數(shù)的協(xié)整性。首先運用eviews5.0軟件和表1數(shù)據(jù)對模型（5）進(jìn)行OLS回歸，然后對回歸的殘差序列值進(jìn)行單位根檢驗。檢驗結(jié)果顯示DF=-2.438 04，小于1%的臨界值-1.968 43（檢驗?zāi)Ｊ綖橛谐?shù)項、無趨勢項，滯后期為0）。所以殘差序列是平穩(wěn)序列，可以對模型（5）進(jìn)行回歸，回歸方程為：

方程下面括號中的數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量值。R2和修正后R2知方程具有較好的擬合度。由F=44.842 95>F0.05(1,13)=4.67，可知方程通過顯著性檢驗。在5%的水平下，由du(2，15)

依然用EG“兩步法”檢驗變量對數(shù)的協(xié)整性。首先運用eviews5.0軟件和表1數(shù)據(jù)對模型（6）進(jìn)行OLS回歸，然后對回歸的殘差序列值進(jìn)行單位根檢驗。檢驗結(jié)果顯示DF=-2.307 54，小于1%的臨界值-1.968 43（檢驗?zāi)Ｊ綖橛谐?shù)項、無趨勢項，滯后期為0），所以殘差序列是平穩(wěn)序列，可以對模型（6）進(jìn)行回歸?；貧w方程為：

由R2和修正后R2，知方程具有較好的擬合度。在5%的水平下，由du(2,15)=1.36

五、結(jié)束語

文章首先在有關(guān)假設(shè)條件下，基于國民收入的分配和使用，以及貨幣資金的流動與循環(huán)的角度，從中國經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)變量入手，在理論上分析了國民收入、國民收入儲蓄率、企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率對中國最終財富持有者貨幣需求的影響和作用性質(zhì)，并構(gòu)建相應(yīng)的貨幣需求函數(shù)理論模型。然后，文章結(jié)合2001-2014年期間有關(guān)數(shù)據(jù)，對該函數(shù)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行了分析，所得數(shù)據(jù)顯示：在放松有關(guān)假設(shè)條件下，中國最終財富持有者貨幣需求函數(shù)模型在文章研究的時間區(qū)間內(nèi)是比較穩(wěn)定的。

長期以來，中國貨幣總量和國民收入的比值居高不下，許多研究針對M1和M2建立需求函數(shù)模型，運用各種實證分析方法進(jìn)行了廣泛的探討和分析，本文建立結(jié)構(gòu)性貨幣需求函數(shù)理論模型，通過實證分析發(fā)現(xiàn)中國居民收入的高儲蓄率和企業(yè)的高資產(chǎn)負(fù)債率對中國高貨幣化問題具有一定解釋力。

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A Study on the Stability of M oney Demand Function of China’s Final W ealth Holders—Base on the Perspective of M acroeconom ic Operation M echanism

YAN Ze-tao1,LI Ran2
(1.Party School of Huaibei Municipal Committee of CPC,Huaibei 235000,China;2.School of Management,Anhui Jianzhu University,Hefei230601,China)

Based on the distribution and use of national income,starting with the structural variables of Chinese economy,this paper theoretically analyzes the influences of Chinese national income,final social savings rate,enterprise asset liability ratio on the money demand of China's final wealth holders.Then,the paper constructs the corresponding theory model of money de?mand function,and analyzes the stability of the function model using the relevant data in China from 2001 to 2014.The data obtained show that the money demand function of China's final wealth holders with the main explanatory variables of Chinese national income,final social savings rate,enterprise asset liability ratio has higher stability in the time interval of the study.

final wealth holder;money demand;function stability

F822

A

1007-5097（2017）10-0118-04

［責(zé)任編輯：張 兵］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.10.016

2017-05-31

2014年安徽省高校優(yōu)秀青年人才支持計劃（NO73）

閆澤濤（1972-），男，安徽阜陽人，副教授，博士，研究方向：經(jīng)濟(jì)發(fā)展與轉(zhuǎn)型，金融效率分析；李 燃（1976-），男，安徽安慶人，副教授，碩士生導(dǎo)師，博士，研究方向：財務(wù)管理，金融管理。