馬 蕊 寧 晶

（蘭州財經(jīng)大學(xué)，甘肅 蘭州 730020）

一、引言

在開放經(jīng)濟背景下，貨幣供給與貨幣需求的均衡不僅是維持一國總供給與總需求平衡的重要條件，而且是確保貨幣政策充分發(fā)揮有效性的先決條件，進而實現(xiàn)經(jīng)濟增長、物價穩(wěn)定、充分就業(yè)和國際收支平衡等宏觀經(jīng)濟目標(biāo)。中國貨幣供給量是由央行根據(jù)宏觀經(jīng)濟形勢和具體貨幣需求量來決定，貨幣需求則由國內(nèi)因素（真實經(jīng)濟增長率、資產(chǎn)價格波動、市場利率變動等）和國際因素（外匯儲備變動率以及匯率水平等）兩方面共同決定。當(dāng)前，我國貨幣調(diào)控機制還未從數(shù)量型徹底轉(zhuǎn)型為價格型，故在考慮貨幣需求函數(shù)時，要兼顧數(shù)量型因素和價格型因素。設(shè)定穩(wěn)定而準(zhǔn)確的貨幣需求函數(shù)對分析中國貨幣供求長短期均衡機制是至關(guān)重要的。

2000 年至今，中國廣義貨幣供應(yīng)量（M2）持續(xù)上升，如圖1 所示。2000～2009 年間M2 年均增速超過16%，并在2009 年M2 增速達到最高，為27.58%。2009～2019 年，M2 增速開始逐年下降，但這仍然遠高于我國的實際經(jīng)濟增長率。M2 存在高增長率的現(xiàn)象，“超發(fā)的貨幣”流入房地產(chǎn)市場和資本市場，造成中國總體貨幣流動性過剩，這一過程也是我國“貨幣迷失”的過程。我國貨幣供應(yīng)量持續(xù)上升的原因，不僅與我國貨幣需求上升有關(guān)，也與我國存在的“貨幣迷失”問題有關(guān)（周立，2011）。近年來，電子支付和第三方支付平臺兼具便捷性和跨時空性，大大加快我國貨幣流通速度，根據(jù)費雪方程式，在其他因素不變的條件下，我國貨幣供應(yīng)量增速應(yīng)該隨之下降。

圖1 2000～2019年中國廣義貨幣供應(yīng)量M2變化情況

自2013 年9 月以來，“一帶一路”倡議深入推進，中國與沿線國家在經(jīng)常項目和資本項目下的跨境結(jié)算規(guī)模呈現(xiàn)出高速增長態(tài)勢，這對沿線國家的資金融通發(fā)揮越來越重要的作用，同時對我國匯率變動也產(chǎn)生重要影響。2020年5月25日人民幣兌美元匯率突破7.1關(guān)口，創(chuàng)下2008年2月以來的歷史新低，這引起公眾對人民幣幣值穩(wěn)定的極大關(guān)注。此外，還應(yīng)關(guān)注中國外匯儲備的變化情況。如圖2所示，從2000年開始，隨著總體貿(mào)易順差，中國外匯儲備額一直都在快速上漲，直到2013 年外匯儲備的增長勢頭才有所下降。截至2019 年末，外匯儲備總額約為3.1 萬億美元，仍居世界首位。由于持續(xù)的總體國際貿(mào)易順差造成我國外匯儲備居高不下，國內(nèi)貨幣被動發(fā)行量增多，故外匯儲備變動對中國貨幣供求關(guān)系造成一定影響。

圖2 2000～2019年中國年度外匯儲備增長趨勢

在開放經(jīng)濟背景下，研究一國的貨幣供求關(guān)系，除了考慮傳統(tǒng)貨幣需求的影響因素外，還需納入國際影響因素，故本文引入代表國際因素的外匯儲備變動率和人民幣有效匯率指標(biāo)，并創(chuàng)新性地加入綜合衡量我國資本市場和房地產(chǎn)市場的資產(chǎn)投資指標(biāo)，構(gòu)建中國貨幣需求函數(shù)，以期在開放條件下更為客觀和準(zhǔn)確地對中國貨幣供求關(guān)系進行分析。

二、文獻回顧

封閉經(jīng)濟條件下新古典貨幣需求理論主要分為傳統(tǒng)貨幣數(shù)量論、凱恩斯需求論和貨幣主義論三類，Baumal（1952）、James（1956）對其中的交易性貨幣需求進行拓展，首次將利率因素考慮進了交易性貨幣需求當(dāng)中；James（1958）對投機性貨幣需求進行了新的闡釋。Friedman（1956）發(fā)展貨幣需求微觀基礎(chǔ)和現(xiàn)代數(shù)量論，指出貨幣需求受到永久收入、持幣機會成本和現(xiàn)金偏好三者的影響。Edward（1966）則對預(yù)防性貨幣需求作了深入研究。Claudiu & Dominique（2018）將預(yù)期通貨膨脹作為預(yù)測變量，分別構(gòu)建中歐、東歐國家在封閉經(jīng)濟與開放經(jīng)濟不同背景下的貨幣需求模型，通過對比發(fā)現(xiàn)在開放經(jīng)濟下的貨幣需求模型更能揭示貨幣供求關(guān)系的長期穩(wěn)定性。康繼軍等（2012）在衡量經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的制度變量中納入市場化進程相對指數(shù)，得到市場化轉(zhuǎn)型在長短期內(nèi)都正向影響著中國的貨幣需求的結(jié)論。杜浩然和黃桂田（2016）在貨幣需求函數(shù)的影響因子中引入金融創(chuàng)新和資本市場等因素，運用ARDL 模型對1993～2013 年的季度數(shù)據(jù)進行估計，發(fā)現(xiàn)金融創(chuàng)新對中國貨幣需求的影響是高度顯著且穩(wěn)健的。

開放經(jīng)濟條件下貨幣需求函數(shù)文獻最早在財政政策和貨幣政策的影響研究中加入?yún)R率因素，提出匯率也會影響貨幣需求的觀點，這一觀點后來被稱作“Mundell 猜想”（Mundell，1963）。Arango & Nadiir（1981）在開放條件下構(gòu)建以國內(nèi)外利率、匯率水平、預(yù)期匯率貶值率等變量為主的貨幣需求函數(shù)，并指出國外利率、匯率預(yù)期貶值率會對貨幣需求產(chǎn)生負向影響，而匯率水平如何影響一國貨幣需求并不確定。面對這一不確定，Bahmani & Pourheydarian（1990）研究認為本幣匯率上升會導(dǎo)致貨幣需求正向變化，因為在本幣貶值時人們會拋售價值增高的國外資產(chǎn)而購進本國資產(chǎn)。易行?。?006）運用結(jié)構(gòu)向量誤差修正模型，對包含國外利率與匯率預(yù)期的貨幣需求函數(shù)進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)國外利率與匯率預(yù)期等因素的確顯著影響著我國貨幣需求。黃桂田和何石軍（2011）指出我國匯率及利率的有效管制措施降低了人們的持幣成本，進而提高貨幣需求。鄭曉亞和陳華（2018）對境外人民幣需求進行測算，指出現(xiàn)鈔供給、境外存款、跨境貿(mào)易和直接投資等四個方面皆是我國境外貨幣需求的主要影響因素。

在貨幣供給方面的國內(nèi)外經(jīng)典文獻，Pitter（2008）以中國M2增速遠遠超過GDP增速以及“馬歇爾k值”已居世界首位為例，說明中國不可避免地存在流動性過剩，需進行貨幣供給結(jié)構(gòu)改革。Alexander & Hector（2020）通過對歐元區(qū)寬口徑貨幣M3的供求因素進行研究，發(fā)現(xiàn)股價和房價所產(chǎn)生的財富效應(yīng)對長期貨幣需求有著顯著的正向影響。王韌（2017）則從開放經(jīng)濟條件下去探究中國“貨幣迷失”問題，通過對時間序列數(shù)據(jù)進行實證檢驗發(fā)現(xiàn)，我國“貨幣迷失”的持續(xù)加重主要源自階段性的增長動因轉(zhuǎn)換，1990 年后因貿(mào)易順差導(dǎo)致的外匯占款沖擊成為我國“貨幣迷失”的主要成因。徐源浩等（2018）則認為中國“高貨幣化”現(xiàn)象的出現(xiàn)主要是由于相當(dāng)多的超發(fā)貨幣被固定資產(chǎn)投資所吸納，而沒有流入消費領(lǐng)域的原因所導(dǎo)致。王偉（2020）則基于“貸款創(chuàng)造存款”理論來分析貨幣供應(yīng)量的決定以及可控性問題，指出商業(yè)銀行存貸機制是現(xiàn)代貨幣創(chuàng)造量的決定因素。

本文采用2000～2019年的季度數(shù)據(jù)為樣本，對中國貨幣需求函數(shù)的影響因素及其穩(wěn)定性進行實證研究，探討開放經(jīng)濟背景下中國貨幣供求的長期均衡與短期沖擊。本文不僅考慮上證綜指增長率和商品房銷售額增長率加權(quán)平均所得的資產(chǎn)投資指標(biāo)、實際GDP增長率和一年期定期存款利率等主要國內(nèi)變量，還引入外匯儲備增長率和人民幣名義有效匯率等主要國際影響變量，構(gòu)建開放經(jīng)濟條件下我國貨幣需求函數(shù)模型。本研究不僅為我國制定合理有效的貨幣政策提供理論依據(jù)，同時也為維護貨幣供需內(nèi)外均衡、保持人民幣幣值穩(wěn)定及確保我國經(jīng)濟實現(xiàn)內(nèi)外雙循環(huán)，具有重要的現(xiàn)實意義。

三、理論分析與研究假說

（一）貨幣余額總量指標(biāo)選擇

各國中央銀行一般以金融資產(chǎn)流動性強弱作為依據(jù)來確定貨幣供給層次。在我國貨幣層次劃分中，M0 為流通中的現(xiàn)金；M1 為M0、企業(yè)活期存款、機關(guān)團體部隊存款、農(nóng)村存款、個人持有的信用卡類存款之和；M2為M1、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款、企業(yè)存款中具有定期性質(zhì)的存款、信托類存款以及其他存款之和。從貨幣層次的劃分來看，M2 比M1 口徑大，更能全面衡量我國的貨幣余額。此外，M2 增速不僅可以反映貨幣供給量的增減，更能反映我國貨幣的交易需求、預(yù)防需求及投資需求，這就說明M2 能在我國貨幣供求關(guān)系研究中起到一個“橋梁”作用。故本文將M2增長率設(shè)定為中國貨幣需求函數(shù)的被解釋變量，以反映經(jīng)濟體系中貨幣需求的變動情況。

（二）貨幣需求變量的選取討論

本文對于國內(nèi)變量重點考慮實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率、資產(chǎn)投資指標(biāo)和市場利率，國際變量重點考慮外匯儲備和綜合匯率。

1.國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率。國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為貨幣需求函數(shù)中的規(guī)模變量，用以衡量一國經(jīng)濟增長。費雪的貨幣理論中提出商品交易量對貨幣需求有著重要的影響，但是由于商品交易量難以獲得，學(xué)者們大多都使用國民總收入或國內(nèi)生產(chǎn)總值來替代商品交易量。一般而言，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長伴隨著消費、投資以及政府購買的擴大，貨幣需求總量也就會隨之增加。本文在國內(nèi)生產(chǎn)總值中剔除了通貨膨脹的影響，選取實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率來作為影響貨幣需求的規(guī)模變量。

2.資產(chǎn)投資指標(biāo)。中國居民資產(chǎn)性投資主要流入資本市場和房地產(chǎn)市場。其中，資本市場可以反映我國宏觀經(jīng)濟的景氣程度，而房地產(chǎn)市場更是我國經(jīng)濟增長的支柱型產(chǎn)業(yè)。周立（2011）指出中國廣義貨幣M2 存在高增長率，“超發(fā)的貨幣”流入房地產(chǎn)市場和資本市場。Alexander & Hector（2020）發(fā)現(xiàn)股價和房價所產(chǎn)生的財富效應(yīng)對長期貨幣需求有著顯著的正向影響。中國證券市值規(guī)模和上市融資功能的不斷擴大，對我國的貨幣需求產(chǎn)生顯著拉動作用，已發(fā)展成為“超發(fā)貨幣迷失”的一大“蓄水池”。而我國房地產(chǎn)市場對貨幣需求的影響機制可概括為：房價上漲，會導(dǎo)致房地產(chǎn)交易量增加，用于房地產(chǎn)交易的貨幣需求也會隨之上升。本文樣本期內(nèi)，中國大、中城市的房價普遍漲幅高達幾倍，甚至十幾倍，這就使得房地產(chǎn)行業(yè)成為“貨幣迷失”的另一大“蓄水池”。本文將兩者的加權(quán)平均設(shè)定為我國的資產(chǎn)投資指標(biāo)，并將其納入中國貨幣需求函數(shù)的解釋變量中進行考察。

3.市場利率。利率作為我國宏觀調(diào)控的重要價格型工具，對貨幣的流向具有重要的引導(dǎo)作用，可以限制或者釋放貨幣流動性，以調(diào)節(jié)經(jīng)濟過熱或者經(jīng)濟過冷的情況。利率直接影響著經(jīng)濟主體的投資決策與消費決策，對投機性貨幣需求與交易性貨幣需求也起到關(guān)鍵的影響作用。Baumal（1952）、James（1956）對其中的交易性貨幣需求進行拓展，首次將利率因素納入交易性貨幣需求當(dāng)中考慮。貨幣學(xué)派強調(diào)開放經(jīng)濟條件下國內(nèi)外資產(chǎn)配置選擇主要受到國內(nèi)外利差的影響。泰勒規(guī)則重點論述利率對貨幣需求的重要影響，特別當(dāng)經(jīng)濟增長率處于穩(wěn)態(tài)時，預(yù)期利率走高，持幣需求會擴大，反之則減少。本文引入我國一年期定期存款利率來反映我國利率的總體水平，以研究利率走勢對貨幣需求變動的影響效應(yīng)。

4.外匯儲備。外匯儲備是一國政府持有的以外幣表示的主權(quán)債權(quán)，是一國國際清償力的重要組成部分，同時對調(diào)節(jié)國際收支、穩(wěn)定匯率發(fā)揮重要的作用。我國國際貿(mào)易總體持續(xù)順差、外商直接投資以及國際熱錢流入等原因，外匯回流進入中國貨幣市場。外匯占款作為一國官方外匯儲備賬目上的對應(yīng)反映，一直是我國基礎(chǔ)貨幣擴張的重要原因，外匯占款增加會導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣量增加，再通過貨幣乘數(shù)效應(yīng)造成貨幣供應(yīng)量大幅增長，對貨幣供求機制具有十分重要的影響。

5.綜合匯率?！癕undell猜想”提出匯率也會影響貨幣需求的觀點（Mundell，1963）。Bahmani & Pourheydarian（1990）研究認為本幣匯率上升會導(dǎo)致貨幣需求正向變化。匯率的變動對貨幣需求的影響主要是從兩個方面出發(fā)，分別是商品市場與資本市場。在商品市場上本國匯率（直接標(biāo)價法）不斷下降會使本國貨幣升值，造成國內(nèi)價格不變的商品在國際市場上用外幣表示的價格上升，進而抑制商品出口、促進商品進口，在收入機制的作用下，本國的貨幣需求就會下降，反之，會造成貨幣需求上升。在資本市場上，隨著本國匯率（直接標(biāo)價法）不斷下降，本幣升值，使得大量國際資本流入國內(nèi)市場，本幣需求增加，反之，則造成國內(nèi)資本向外流出，以及拋出本幣持有外幣的行為，本幣的需求就會減少。

（三）總體研究假說

基于以上分析，提出本文總體研究假說：M2增長率與實際GDP 增長率、資產(chǎn)投資指標(biāo)、利率水平、外匯儲備增長率及有效匯率指數(shù)變動率等變量具有長期協(xié)整關(guān)系之時，我國長期貨幣供求均衡關(guān)系才得以存在，當(dāng)貨幣短期沖擊發(fā)生時，貨幣供求機制具有反向修正作用，貨幣供求關(guān)系才具有內(nèi)在制衡機制。

四、實證設(shè)計

（一）變量選取

根據(jù)以上設(shè)定的總體假說，本文選取M2 增長率（gm2）作為中國貨幣需求函數(shù)的被解釋變量。解釋變量中國內(nèi)變量主要選取實際GDP增長率（rgdp）、資產(chǎn)投資指標(biāo)（zt）以及國內(nèi)一年期定期存款利率（r）；國際變量主要選取外匯儲備增長率（gwh）及人民幣名義有效匯率指數(shù)變動率（ghl）。此外，本文還考慮居民消費價格指數(shù)（CPI）和特別提款權(quán)（SDR）對中國貨幣需求的影響，但經(jīng)過回歸發(fā)現(xiàn)二者對貨幣需求的影響并不顯著，且特別提款權(quán)在2000～2015 年內(nèi)還缺乏數(shù)據(jù)，故在考慮到這兩個變量不會影響到整體貨幣需求函數(shù)構(gòu)建的長期穩(wěn)定性基礎(chǔ)上，決定將這兩個非顯著變量省去。本文變量選取和簡要說明見表1。

（二）模型設(shè)定

本文為了更加清晰地比較分析中國貨幣需求函數(shù)在開放經(jīng)濟和封閉經(jīng)濟兩個不同背景下的長短期均衡狀態(tài)，分別構(gòu)建以下三個我國貨幣需求函數(shù)的基礎(chǔ)模型：模型（1）是將表1 中所有的變量皆納入開放條件下中國貨幣需求函數(shù)的解釋變量中；模型（2）則是在模型（1）基礎(chǔ)上剔除了GDP 增長率（rgdp），但保留了由上證綜指增長率和商品房銷售額增長率二者加權(quán)平均所得的國內(nèi)資產(chǎn)投資指標(biāo)（zt），以便與模型（1）來對比分析我國股市與房市兩大因素對中國貨幣需求函數(shù)產(chǎn)生的影響；模型（3）所構(gòu)建的是一個封閉經(jīng)濟背景下中國貨幣需求函數(shù)的基準(zhǔn)模型，解釋變量中不包括外匯儲備增長率（gwh）和人民幣名義有效匯率指數(shù)變動率（ghl）等開放變量。三種需求模型如公式（1）至公式（3）所示：

表1 變量選取及簡要說明

（三）數(shù)據(jù)來源及處理

本文以2000～2019年的季度數(shù)據(jù)為樣本，是出于以上變量數(shù)據(jù)可得性和完整性的權(quán)衡考慮。M2、名義GDP、居民消費價格指數(shù)CPI以及上證綜合指數(shù)等原始數(shù)據(jù)均來源于國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫；我國商品房銷售額增長率和外匯儲備數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫；我國一年期定期存款利率和人民幣名義有效匯率指數(shù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

（四）變量描述性統(tǒng)計

本文對上述變量進行描述性統(tǒng)計分析，見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計

五、中國貨幣供求模型回歸結(jié)果

首先，使用ADF 檢驗法對模型中主要變量進行平穩(wěn)性檢驗。再次，各變量均是同階單整后展開Johansen協(xié)整檢驗，并依據(jù)跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量來判斷模型中存在的協(xié)整關(guān)系個數(shù)。最后，再對本文設(shè)定貨幣需求模型進行OLS回歸分析。

（一）單位根檢驗

本文采取ADF 檢驗法對所有變量進行單位根檢驗，同時也用PP檢驗對ADF結(jié)果的有效性進行驗證，所驗結(jié)果保持一致。表3 是貨幣需求模型中所有變量的ADF 單位根檢驗結(jié)果，本文對以上所有存在單位根的變量取一階差分后再次進行ADF 檢驗，發(fā)現(xiàn)ADF 檢驗值都小于1%的麥金農(nóng)臨界值，且麥金農(nóng)近似P值也都顯示為0.0000，這就說明一階差分后所有變量在1%的顯著性水平下均是平穩(wěn)的?？梢娢覈泿判枨竽Ｐ椭械南嚓P(guān)變量都為一階單整序列，符合Johansen協(xié)整檢驗要求同階單整的前提條件。

表3 各變量單位根檢驗結(jié)果

（二）Johansen協(xié)整檢驗

本文采用Johansen 協(xié)整檢驗法來對所有時間序列變量進行協(xié)整檢驗。模型的最優(yōu)滯后階數(shù)主要是依據(jù)最終預(yù)測誤差準(zhǔn)則（FPE）、最小信息準(zhǔn)則（AIC）以及施瓦茨信息準(zhǔn)則（SBIC）來確定，其檢驗的結(jié)果如表4 所示。從中可以看到，在封閉貨幣需求模型（3）中，根據(jù)跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量判斷，該模型只存在1個協(xié)整關(guān)系。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

（三）回歸分析

在對我國貨幣需求模型的相關(guān)變量進行ADF 檢驗和協(xié)整檢驗之后，本文通過Stata計量軟件，利用最小二乘法OLS 對包含不同變量的三個貨幣需求模型進行回歸分析，得到的具體回歸結(jié)果如表5所示。

表5 OLS回歸結(jié)果

根據(jù)表5 中的回歸結(jié)果可得出以下三個貨幣需求模型的具體線性回歸方程，如公式（4）至公式（6）所示：

比較模型（1）、模型（2）和模型（3），本文發(fā)現(xiàn)實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（rgdp）、資產(chǎn)投資指標(biāo)（zt）和一年期定期存款利率（r）均在5%的顯著性水平下通過變量顯著性檢驗。外匯儲備變動率（gwh）和有效匯率指數(shù)變動率（ghl）也在10%的顯著性水平下通過變量顯著性檢驗。模型（1）的回歸估計中R2=0.5037，F(xiàn)=15.02 這說明模型（1）中的回歸方程具有較好的擬合優(yōu)度，模型（2）的擬合優(yōu)度相比模型（1）有所下降，可得出資產(chǎn)投資指標(biāo)每增加一個單位，會使得貨幣需求變動增加0.1209，同時不能忽視國民生產(chǎn)總值對整體貨幣需求的重要影響作用。模型（3）是在封閉經(jīng)濟條件下構(gòu)建的中國貨幣需求函數(shù)，相較于模型（1）和模型（2）來看，擬合優(yōu)度進一步下降，表明在開放經(jīng)濟背景下，國外變量對中國貨幣需求函數(shù)構(gòu)建的準(zhǔn)確性具有十分重要的影響。

六、貨幣供求關(guān)系短期偏離與修正

為了進一步探究開放經(jīng)濟背景下中國貨幣需求函數(shù)是如何由短期偏離經(jīng)過階段性調(diào)整達到長期均衡的過程，本文對模型中的變量進行格蘭杰因果檢驗及脈沖響應(yīng)分析，并構(gòu)建向量誤差修正模型（VECM），以探究貨幣短期沖擊與貨幣需求之間的動態(tài)變化關(guān)系。

（一）格蘭杰因果檢驗

首先進行變量之間的格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表6所示。

在5%的顯著性水平下，實際GDP 增長率、匯率指數(shù)變動率以及資產(chǎn)投資指標(biāo)是形成貨幣需求變動的格蘭杰原因，但貨幣需求變動率并不是這三個變量的格蘭杰原因，而一年期定期存款利率與貨幣需求變動之間存在反饋關(guān)系，互為格蘭杰因果關(guān)系。由于外匯儲備并不是形成貨幣需求變動的格蘭杰原因，故在表6 中已經(jīng)刪去，表6 中還列示出其他解釋變量之間顯著存在的格蘭杰因果關(guān)系。

表6 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

（二）脈沖響應(yīng)分析

本文對相關(guān)變量進行正交化脈沖響應(yīng)分析，用16個季度（4年）作為期限來展開，其結(jié)果如圖3所示。

實際GDP 增長率對貨幣需求變動的具體影響，在當(dāng)期給予實際GDP 增長率一單位標(biāo)準(zhǔn)正向沖擊，以貨幣需求變動率作為響應(yīng)進行分析，結(jié)果如圖3中①所示。可以看到在當(dāng)期給予實際GDP增長率一單位標(biāo)準(zhǔn)正向沖擊時，實際GDP 增長率對貨幣需求變動的正向影響不斷上升，到第十六季度時，這種正向的影響作用已經(jīng)快接近1，可見實際GDP的增長對貨幣需求變動具有長期的正向影響效應(yīng)。

資產(chǎn)投資指標(biāo)對貨幣需求變動的具體影響，在當(dāng)期給予資產(chǎn)投資指標(biāo)一單位標(biāo)準(zhǔn)正向沖擊，以貨幣需求變動率作為響應(yīng)進行分析，結(jié)果如圖3 中②所示。可以看到在當(dāng)期給予資產(chǎn)投資指標(biāo)一單位標(biāo)準(zhǔn)正向沖擊時，資產(chǎn)投資指標(biāo)對貨幣需求變動率具有負向的影響效應(yīng)，到后期這種負向影響不斷減小。

一年期定期存款利率與貨幣需求變動率之間存在著雙向的格蘭杰因果關(guān)系，在當(dāng)期給予一年期定期存款利率一單位標(biāo)準(zhǔn)正向沖擊，以貨幣需求變動率作為響應(yīng)進行分析，結(jié)果如圖3中③所示。在當(dāng)期給予貨幣需求變動率一單位標(biāo)準(zhǔn)正向沖擊，以一年期定期存款利率作為響應(yīng)進行分析，結(jié)果如圖3 中④所示?？梢钥吹浇o予一年期定期存款利率一單位正向沖擊時，一到四季度利率會對貨幣需求變動產(chǎn)生負向的影響效應(yīng)，一季度之后這種負向效應(yīng)慢慢減弱，第五季度之后，慢慢產(chǎn)生正向的影響效應(yīng)，此后的影響趨于平緩。

圖3 因果變量脈沖響應(yīng)圖

有效匯率指數(shù)變動率對貨幣需求變動的具體影響，在當(dāng)期給予有效匯率指數(shù)變動率一單位標(biāo)準(zhǔn)正向沖擊，以貨幣需求變動率作為響應(yīng)進行分析，結(jié)果如圖3 中⑤所示?？梢钥吹皆诋?dāng)期給予有效匯率指數(shù)變動率一單位標(biāo)準(zhǔn)正向沖擊時，在當(dāng)期到第二季度，對貨幣需求變動產(chǎn)生負向效應(yīng)，在第一季度后這種負向效應(yīng)變小，第二到第三季度，對貨幣需求變動產(chǎn)生正向效應(yīng)，之后影響趨于平穩(wěn)，在第四季度之后這種正向影響也逐漸減弱，之后會產(chǎn)生負向效應(yīng)，循環(huán)往復(fù)直至效應(yīng)消失。

（三）向量誤差修正模型的建立

基于變量之間的短期沖擊效應(yīng)的存在，本文進一步分析開放經(jīng)濟下我國貨幣需求函數(shù)長期均衡下的短期偏離及修正機制，建立誤差修正模型來估計貨幣沖擊如何通過短期調(diào)整機制回到長期均衡狀態(tài)。構(gòu)建貨幣需求變動率（gm2）的向量誤差修正模型如公式（7）所示：

根據(jù)表7 誤差修正模型回歸結(jié)果顯示，其系數(shù)λ為-0.0137，這種反向修復(fù)機制使模型的短期偏離經(jīng)過階段性調(diào)整達到長期均衡。在10%的顯著水平下滯后一階的gm2、zt、r、ghl 以及滯后三階的rgdp、zt 均通過顯著性檢驗，實際GDP增長率、一年期定期存款利率、匯率指數(shù)變動率變量對貨幣需求變動產(chǎn)生負向調(diào)節(jié)作用。

表7 誤差修正模型回歸結(jié)果

為了進一步判斷VECM系統(tǒng)是否穩(wěn)定，輸出其系統(tǒng)穩(wěn)定性的判別圖進行檢驗。如圖4所示，伴隨矩陣的特征值除了VECM 模型本身所假設(shè)的單位根之外均落在單位圓內(nèi)，故可判定中國貨幣供求系統(tǒng)是穩(wěn)定的。對所構(gòu)建的VECM 模型的殘差正態(tài)性與有無自相關(guān)做檢驗，發(fā)現(xiàn)在5%的顯著水平上此模型可以接受殘差項服從正態(tài)分布的假設(shè)，且殘差項也均可接受“無自相關(guān)”的原假設(shè)，這就說明本文構(gòu)建的開放條件下中國貨幣需求函數(shù)系統(tǒng)的VECM 模型無需增加滯后階數(shù)，是有效的?？梢缘贸鲎兞繘_擊與貨幣需求變動率（gm2）之間存在長期的均衡關(guān)系以及短期的修正機制。

圖4 VECM系統(tǒng)穩(wěn)定性的判別圖

七、結(jié)論及建議

本文研究開放條件下中國貨幣供求的長期均衡問題，通過構(gòu)建向量誤差修正模型（VECM），研究主要變量沖擊對貨幣供求均衡造成的短期偏離及其內(nèi)在修正機制，研究結(jié)論及建議如下。

（一）結(jié)論

1.國內(nèi)變量對中國貨幣長期供求關(guān)系的影響。第一，當(dāng)經(jīng)濟增長時，商品交易量大幅增加，使得經(jīng)濟體系中貨幣需求增加，貨幣供應(yīng)量隨之增加。第二，資產(chǎn)價格上漲與貨幣供給增加正向相關(guān)，我國資本市場和房地產(chǎn)市場投資對我國貨幣需求變動有著正向的影響，當(dāng)排除實際GDP的影響之后進行回歸時，這種正向影響更加顯著。第三，脈沖響應(yīng)分析以及誤差修正模型表明，利率對貨幣需求具有負向調(diào)節(jié)機制，同時也說明我國已初步具備價格型貨幣調(diào)控機制基礎(chǔ)。

2.國際變量對中國貨幣長期供求關(guān)系的影響。一方面，外匯儲備增加會引起貨幣供給量增加，當(dāng)排除匯率指數(shù)變動的干擾之后，外匯儲備的這種正向效應(yīng)仍然存在。另一方面，匯率指數(shù)上升會使我國貨幣需求降低。當(dāng)我國匯率指數(shù)增加時，造成本幣貶值，貿(mào)易順差導(dǎo)致外匯儲備增加和國際“熱錢”流入，被動造成貨幣“超發(fā)”。

3.變量負向沖擊與短期修正機制。通過模型的協(xié)整檢驗以及建立誤差修正模型，得出開放經(jīng)濟背景下的貨幣需求函數(shù)具有長期協(xié)整關(guān)系以及短期反向修正機制，并通過了VECM 系統(tǒng)的穩(wěn)定性判別，表明本文主要解釋變量所構(gòu)建的開放經(jīng)濟下中國貨幣需求函數(shù)兼具短期調(diào)整機制和長期均衡關(guān)系。在脈沖響應(yīng)分析中，我國貨幣供求關(guān)系面對短期負向沖擊，可依據(jù)內(nèi)在機制向均衡狀態(tài)進行調(diào)節(jié)，最終達到長期制衡狀態(tài)。

（二）建議

1.保持國內(nèi)經(jīng)濟穩(wěn)態(tài)增長，推動資產(chǎn)投資穩(wěn)健發(fā)展，深化利率市場化改革。穩(wěn)態(tài)經(jīng)濟增長是我國廣義貨幣增發(fā)的基礎(chǔ)，股市和房市是我國資產(chǎn)投資的兩大主要市場，是當(dāng)前貨幣投資需求的“兩大池子”，對貨幣供求的均衡發(fā)揮著穩(wěn)定器作用。保持經(jīng)濟穩(wěn)態(tài)增長、股票市場融資機制以及房地產(chǎn)市場價格穩(wěn)定對中國長短期貨幣供求均衡至關(guān)重要。數(shù)量型貨幣“超發(fā)”對實體經(jīng)濟發(fā)展存在明顯的“擠出效應(yīng)”，新增貨幣流入股票市場和房地產(chǎn)市場，致使我國出現(xiàn)“脫實向虛”現(xiàn)象。故應(yīng)繼續(xù)深化利率市場化改革，充分發(fā)揮利率逆周期調(diào)節(jié)經(jīng)濟功能，增加貨幣供求均衡關(guān)系彈性，防止?jié)撛陲L(fēng)險對貨幣供求機制的沖擊。

2.完善外匯儲備結(jié)構(gòu)，緩解匯率波動沖擊，保持貨幣供求均衡。我國長期總體貿(mào)易順差，導(dǎo)致外匯占款增加，被動造成貨幣“超發(fā)”，既會影響貨幣政策獨立性，又使得中美貿(mào)易爭端不斷升級，造成全球經(jīng)濟發(fā)展不確定性增強。首先，完善外匯儲備結(jié)構(gòu)，健全外匯儲備管理制度，降低外匯儲備安全風(fēng)險，減小由外匯儲備過度波動對貨幣供求均衡造成的沖擊。此外，我國應(yīng)將擴大商品內(nèi)需和發(fā)展國際貿(mào)易相結(jié)合，進一步加強匯率制度改革，緩解我國國際貿(mào)易對匯率變動帶來的影響，以避免匯率強制波動對貨幣供求均衡關(guān)系的負向沖擊。

總之，面對中美貿(mào)易爭端不斷升級和新冠肺炎疫情的危機時代，我國應(yīng)建立起貨幣供求關(guān)系風(fēng)險預(yù)警機制，以應(yīng)對全球經(jīng)濟發(fā)展的不確定性。一方面以有效、穩(wěn)健的貨幣工具來穩(wěn)定國內(nèi)資產(chǎn)市場價格、調(diào)節(jié)融資需求，以充足的外匯儲備及時應(yīng)對可能出現(xiàn)的國際資金抽離，避免造成國內(nèi)市場的資金緊缺；另一方面，加強市場化取向改革，增強利率和匯率兩個市場價格型變量的基礎(chǔ)性調(diào)節(jié)作用，并促進實體經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長。