張春生

摘要：以GDP作為貨幣需求函數(shù)的規(guī)模變量，實(shí)際隱含一個(gè)假設(shè)：GDP各組成部分的貨幣需求彈性完全一致。本文以邊界檢驗(yàn)法實(shí)證表明，消費(fèi)支出、資本形成支出、出口、進(jìn)口的貨幣需求彈性相差很大，以GDP總量作為規(guī)模變量會(huì)導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)有偏問(wèn)題。改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)GDP的構(gòu)成比例發(fā)生了很大變化，這可能也是導(dǎo)致中國(guó)高貨幣化的原因之一。

關(guān)鍵詞：GDP；組成結(jié)構(gòu)；貨幣需求；彈性系數(shù)

JEL分類號(hào)：E5中圖分類號(hào)：F820文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1006-1428(2012)05-0010-06

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)。中國(guó)貨幣供應(yīng)量以異乎尋常的速度超常持續(xù)增長(zhǎng)，1978年-2010年M0、M1、M2年平均增長(zhǎng)分別高達(dá)18.32％、20％、21.38％，Mckinnon(1993)對(duì)于中國(guó)貨幣供應(yīng)量高幅增長(zhǎng)而物價(jià)卻保持穩(wěn)定的奇特現(xiàn)象驚嘆不已，稱之為“中國(guó)之謎”。對(duì)于這種現(xiàn)象所折射出的超強(qiáng)貨幣需求，國(guó)內(nèi)外學(xué)者一直以來(lái)都極為關(guān)注，從不同角度對(duì)其原因進(jìn)行探討研究。

貨幣需求由規(guī)模變量(如GDP、GNP等)、機(jī)會(huì)成本(利率、通脹率、股票收益率)及制度變量三大因素所決定，其中制度變量是指規(guī)模變量及機(jī)會(huì)成本以外的變量總稱。從現(xiàn)有研究來(lái)看，中國(guó)高貨幣需求主要從兩方面加以解釋：一是從規(guī)模變量快速增長(zhǎng)角度(確切講是從GDP快速增長(zhǎng)角度)。改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)總量不斷增加，而貨幣是一種“奢侈品”，其需求彈性系數(shù)大于1，貨幣需求的增長(zhǎng)速度高于GDP的增長(zhǎng)速度。由此導(dǎo)致貨幣需求的超常增長(zhǎng)，實(shí)證中GDP的彈性系數(shù)(對(duì)M2)確實(shí)幾乎無(wú)一小于1(有1.137、1.3174、1.44、1.21、1.15等)；另一則是從制度變量的角度。改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)制度與社會(huì)環(huán)境發(fā)生了翻天覆地的變化，并具有很多異于成熟市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的制度特征，為此很多學(xué)者從制度變遷的視角來(lái)解釋中國(guó)的高貨幣需求。這些制度變量有貨幣化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、政府控制、收入分配差距、收支不確定性、人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移等。

在GDP作為規(guī)模變量這個(gè)問(wèn)題上，現(xiàn)有研究只注意到GDP總量及增長(zhǎng)對(duì)中國(guó)高貨幣需求的推動(dòng)作用，而從未注意到GDP結(jié)構(gòu)變化、構(gòu)成比例對(duì)貨幣需求的可能影響。改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)GDP的構(gòu)成比例發(fā)生了巨大變化，最終消費(fèi)比例明顯降低，投資支出、凈出口重要性不斷提高。這種結(jié)構(gòu)變化是否也對(duì)中國(guó)的高貨幣需求產(chǎn)生了影響，是否可對(duì)中國(guó)高貨幣化之謎作出一定的解釋，是一個(gè)值得嘗試的問(wèn)題。

二、相關(guān)研究

貨幣需求研究可謂是一直經(jīng)久不衰，有關(guān)的實(shí)證文獻(xiàn)也可謂汗牛充棟。在實(shí)證研究中，以GDP作為貨幣需求函數(shù)的規(guī)模變量是一種約定俗成的普遍做法，國(guó)外如此，國(guó)內(nèi)也如此，在國(guó)內(nèi)貨幣需求實(shí)證研究中，幾乎都以GDP作為規(guī)模變量，如蔣瑛琨(2005)、高云峰(2006)、易行健(2006)、王宇偉(2007、2009)等。

在四部門(mén)經(jīng)濟(jì)中，支出法核算的GDP由消費(fèi)支出、政府購(gòu)買(mǎi)、私人投資及凈出口組成。以GDP總量作為貨幣需求函數(shù)的規(guī)模變量，實(shí)際上隱含了一個(gè)假設(shè)：GDP各組成部分的貨幣需求系數(shù)是完全一致的，即消費(fèi)支出、政府購(gòu)買(mǎi)、私人投資及凈出口的貨幣需求彈性完全相同。如這四個(gè)組成部分的貨幣需求彈性完全一致，則四者的簡(jiǎn)單加總(四者簡(jiǎn)單加總等于GDP)則對(duì)貨幣需求函數(shù)實(shí)證不產(chǎn)生任何影響。但如果四者的貨幣需求彈性系數(shù)并不相同，以GDP作為唯一規(guī)模變量則會(huì)導(dǎo)致規(guī)模變量、機(jī)會(huì)成本及制度變量估計(jì)系數(shù)的有偏，而且會(huì)忽視GDP構(gòu)成比例變化對(duì)貨幣需求所產(chǎn)生的影響。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)此問(wèn)題極少持懷疑態(tài)度。

Enzler and Johnson(1976)認(rèn)為GNP3作為規(guī)模變量是有缺陷的，GNP忽視了轉(zhuǎn)移支付及證券交易的貨幣需求。企業(yè)一體化程度提高、一體化部門(mén)產(chǎn)出所占GNP比例上升以及政府支出占GNP比例的提高，都會(huì)減少中間品的交易而降低合意貨幣需求。他認(rèn)為GNP各組成部分的貨幣需求是不同的，其以GNP各組成部分加權(quán)構(gòu)造了一個(gè)交易總額變量，其中住宅建設(shè)權(quán)重為1.5，出口權(quán)重為0.5，政府對(duì)勞動(dòng)力購(gòu)買(mǎi)的權(quán)重為0.GNP的其他構(gòu)成權(quán)重為1，總權(quán)重為3，因此住宅建設(shè)、出口、政府對(duì)勞動(dòng)力的購(gòu)買(mǎi)、其他部分的系數(shù)分別為1／2、1／6、0、1／3。以加權(quán)交易總額代替GNP作為貨幣需求函數(shù)的規(guī)模變量，擬合優(yōu)度及預(yù)測(cè)誤差都得到顯著改善。Goldfeld(1976)以同樣方法構(gòu)建了加權(quán)GNP變量，也發(fā)現(xiàn)實(shí)證效果相比于GNP有一定提高。

Mankiw and Summers(1986)認(rèn)為，從交易需求角度來(lái)看，消費(fèi)者交易所需的貨幣要高于其他經(jīng)濟(jì)主體，企業(yè)精于現(xiàn)金管理易形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，因而企業(yè)所需要的貨幣也較少。他將消費(fèi)、投資、政府支出所占有貨幣比例分別除以消費(fèi)、投資、政府支出所占GNP的比例，得出消費(fèi)、投資、政府支出的M。需求彈性為1.34、0.33、0.45，M₂需求彈性為1.5、0.07、0.15⁴。貨幣需求實(shí)證也表明，消費(fèi)支出的貨幣需求確實(shí)大于GNP其他部分的貨幣需求，據(jù)此他認(rèn)為消費(fèi)支出適合作為貨幣需求函數(shù)的規(guī)模變量。

以上都只是GDP(GNP)各組成部分具有不同貨幣需求彈性的間接證據(jù)，Tang(2002、2004、2007)則提供了直接證據(jù)。Tang(2002)以年度數(shù)據(jù)實(shí)證了馬來(lái)西亞1973年-1998年的M₃需求，將最終消費(fèi)、投資支出、出口同時(shí)作為規(guī)模變量，發(fā)現(xiàn)三者的長(zhǎng)期貨幣需求彈性分別為0.98、-0.48、0.94；Tang(2004)以季度數(shù)據(jù)考察了日本1973年第一季度到2002年第二季度的M2需求，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)、投資、出口的貨幣需求長(zhǎng)期彈性分別為0.34、1.20、0.25；Tang(2007)以年度數(shù)據(jù)考察了馬來(lái)西亞、新加坡、菲律賓、印尼、泰國(guó)的M：需求，發(fā)現(xiàn)除泰國(guó)外其余四國(guó)M：與消費(fèi)、投資、出口、利率、匯率之間存在協(xié)整關(guān)系，馬來(lái)西亞(1961年-1999年)消費(fèi)、投資、出口的長(zhǎng)期彈性分別為1.034、-0.255、0.768，印尼(1967年-1999年)消費(fèi)、投資、出口的長(zhǎng)期彈性分別為1.647、-1.243、-0.213，菲律賓(1961年-1999年)消費(fèi)、投資、出口的需求彈性分別為1.414、0.436、0.02，新加坡(1974年-1998年)消費(fèi)、投資、出口的需求彈性分別為3.48、-0.143、-0.172。

由此來(lái)看，GDP各組成部分的貨幣需求可能確實(shí)并不相同，有必要將GDP分解實(shí)證。

三、模型簡(jiǎn)介

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，協(xié)整檢驗(yàn)主要有Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法及Johansen＆Juselius的系統(tǒng)降秩回歸法，這兩種方法有一個(gè)共同缺陷：即只適用于同階變量，當(dāng)變量不同階時(shí)則檢驗(yàn)失效，因此檢驗(yàn)前需驗(yàn)證所有變量是否同階。Pesaran(2001)提出一種新的協(xié)整檢驗(yàn)方法——邊界檢驗(yàn)法(bounds testing ap-proaeh)，相對(duì)于Engle-Granger兩步法及Johansen的系統(tǒng)降秩回歸法，邊界檢驗(yàn)法具有以下優(yōu)點(diǎn)：1、不論變量是否同階，都可用于檢驗(yàn)；2、適用于小樣本，在小樣本情形下檢驗(yàn)依然有效；3、適用于解釋變量為內(nèi)生變量的情形。

Pesaran(2001)在自回歸分布滯后模型(ARDL)的基礎(chǔ)上構(gòu)建非約束誤差修正模型(conditional unre-