作者簡介：楊蘋，吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院在讀研究生。摘要：貨幣需求是貨幣政策制定與實(shí)施的重要研究工具，而貨幣供給量是研究貨幣總供給甚至總需求的重要政策變量。貨幣需求的協(xié)整模型和誤差修正模型表明貨幣需求在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制下具有短期和長期的調(diào)整規(guī)律，進(jìn)一步通過脈沖響應(yīng)分析，解釋了各內(nèi)生變量對一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)，以及通過方差分解分析預(yù)測了對應(yīng)內(nèi)生變量對標(biāo)準(zhǔn)差貢獻(xiàn)的比率。研究表明貨幣需求函數(shù)不僅存在一定程度的動態(tài)穩(wěn)定性，還發(fā)揮了對價(jià)格水平和產(chǎn)出水平的調(diào)整作用。

關(guān)鍵詞：貨幣需求;RPI;GDP;脈沖響應(yīng)函數(shù);方差分解一、 引言

現(xiàn)階段對貨幣需求的長期變動的影響研究，日益成為經(jīng)濟(jì)和金融界學(xué)者們研究的一個重要課題。貨幣需求函數(shù)作為制定貨幣政策的主要工具，長期以來得到了理論研究和政策操作的廣泛關(guān)注。目前大多數(shù)國內(nèi)學(xué)者們主要集中在利用協(xié)整模型和誤差修正模型對貨幣需求的影響因素的研究。

國內(nèi)代表性的有王元(2009)借鑒經(jīng)典理論方法分析了貨幣需求的主要影響因素，并構(gòu)建了貨幣需求函數(shù)[1]；成卓(2006)應(yīng)用協(xié)整與誤差修正模型方法對季度數(shù)據(jù)進(jìn)行貨幣需求函數(shù)的實(shí)證研究[2]；劉金全，張文剛，于冬等(2006)利用協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和向量誤差修正模型對月度數(shù)據(jù)的貨幣需求行為進(jìn)行了定量研究[3]；黃正新、陳程、張波等(2007)基于現(xiàn)代貨幣數(shù)量理論，對長期的貨幣需求函數(shù)及其彈性進(jìn)行實(shí)證分析，表明貨幣需求同收入、利率和通貨膨脹率之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系[4]。

現(xiàn)有的研究大都是通過建立協(xié)整模型和誤差修正模型來反映各個影響因素對貨幣需求長期均衡關(guān)系和短期變動修正關(guān)系，而缺乏對貨幣需求關(guān)于各變量標(biāo)準(zhǔn)差擾動項(xiàng)變化的具體響應(yīng)以及對殘差的標(biāo)準(zhǔn)差由不同新息的沖擊影響的比例的分析預(yù)測。

二、研究變量與數(shù)據(jù)的說明

在貨幣需求函數(shù)的模型構(gòu)建中，決定變量主要由規(guī)模變量和機(jī)會成本便變量兩種類型的變量構(gòu)成。凱恩斯提出了構(gòu)成貨幣需求的三種動機(jī)即交易動機(jī)、投機(jī)動機(jī)和預(yù)防動機(jī)。交易性貨幣需求是收入的遞增函數(shù)，如果居民的收入普遍上漲，對貨幣的交易量就會增加，從而對貨幣的需求就會增加。投機(jī)性貨幣需求是利率的遞減函數(shù)，個人預(yù)期利率的上漲，會導(dǎo)致人們普遍持有債券而不再持有貨幣，對貨幣的需求降低。另一方面，價(jià)格的變化也會引起貨幣需求量的變化。所以選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和零售物價(jià)指數(shù)（RPI）作為解釋變量，狹義貨幣供給量作為被解釋變量，選取的數(shù)據(jù)范圍是1990-2012年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局及《2012年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

三、貨幣需求影響因素的實(shí)證分析

（一）M1、GDP與RPI的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先運(yùn)用ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)得出ln(M1)、ln(GDP)和ln(RPI)是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，但一階差分后的各變量序列在10%的檢驗(yàn)水平下是平穩(wěn)序列。故可以考慮變量之間的協(xié)整關(guān)系。

（二）貨幣需求的協(xié)整模型

ln(M1)、ln(GDP)和ln(RPI)進(jìn)行最小二乘法估計(jì)得到相應(yīng)的殘差項(xiàng)檢驗(yàn)P值為0.0351小于0.05，殘差序列平穩(wěn)，說明狹義貨幣需求量、國內(nèi)生產(chǎn)總值以及零售物價(jià)指數(shù)存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如式(1)所示。揭示了ln(M1)、ln(GDP)和ln(RPI)間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1%，俠義貨幣需求量就增加1.148%，而零售物價(jià)指數(shù)每增長1%，狹義貨幣需求量就降低約0.685%。

ln(M1)=0.786557+1.148034ln(GDP)-0.684818ln(RPI)(1)

（三）貨幣需求的誤差修正模型

根據(jù)AIC、SC等準(zhǔn)則可以得到VAR模型的滯后階數(shù)是3。由于VECM模型的滯后階數(shù)是原VAR模型一階差分的滯后階數(shù)，因此VECM模型的滯后階數(shù)應(yīng)該是1。誤差修正模型如式(2)所示，誤差修正項(xiàng)是以0.033的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉向均衡狀態(tài)，反映出修正項(xiàng)是負(fù)向拉動作用。同時(shí)Log likelihood檢驗(yàn)值遠(yuǎn)大于AIC和SC檢驗(yàn)值，認(rèn)為建立的誤差修正模型顯著有效，模型的整體解釋力強(qiáng)。

Δln(M)=-0.033ECMt-1+0.441Δln(M1)t-1-0.083Δln(GDP)t-1-0.144Δln(RPI)t-1+0.105(2)

（四）貨幣需求的方差分解分析

方差分解結(jié)果表明貨幣供給量的波動在第一期只受自身的影響，而在第2期以后影響有所降低但，仍占主要地位基本維持在99%，國內(nèi)生產(chǎn)總值和零售物價(jià)指數(shù)的影響有所增加，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值和零售物價(jià)指數(shù)對貨幣需求量的拉動作用是比較小的。比較國內(nèi)生產(chǎn)總值和零售物價(jià)指數(shù)對貨幣需求量的拉動作用，前者占了約0.3%，后者只占了約0.03%，顯然國內(nèi)生產(chǎn)總值對貨幣需求量的拉動作用更大。 同時(shí)國內(nèi)生產(chǎn)總值在第1期除了受自身影響之外，還受貨幣供應(yīng)量的影響，約占了28.6%，隨著時(shí)間的增加自身的影響逐漸降低，貨幣供應(yīng)量的影響逐漸增強(qiáng)，占據(jù)影響的主要地位。RPI對GDP的影響作用雖然隨著時(shí)間的推移會有緩慢的增長，但這種拉動作用比較小。 RPI在第1期對自身的影響作用占主要地位，第2期以后自身的影響作用減少，迅速失去其主要影響地位，貨幣供應(yīng)量成為最大影響因素大約占83.5%，盡管某些時(shí)期這種作用有所下降。GDP雖然也有一定的影響作用但這種影響作用相對較小，約占7.6%左右。由此可見，貨幣供給量對零售物價(jià)指數(shù)的影響作用是很明顯的，可以將其作為討論RPI的一個政策性變量進(jìn)行考慮。

四、結(jié)論

通過運(yùn)用計(jì)量方法研究了國內(nèi)生產(chǎn)總值和零售物價(jià)指數(shù)對貨幣需求量的評價(jià)關(guān)系，得出以下結(jié)論。

（1）國內(nèi)生產(chǎn)總值對貨幣需求量的影響是正向拉動，拉動的程度是前者每增長1%，后者增長1.148%，而貨幣需求關(guān)于零售物價(jià)指數(shù)變動的反應(yīng)是反方向的，即后者每增加1%，前者卻減少0.685%，貨幣需求對國內(nèi)生產(chǎn)總值變動相對于零售物價(jià)指數(shù)的變動，反應(yīng)更敏感。

（2）現(xiàn)階段，快速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)水平對貨幣需求量有一定的刺激作用，反過來貨幣需求的快速膨脹也會較大的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而零售物價(jià)指數(shù)對貨幣需求卻不是始終呈現(xiàn)正向拉動，即到達(dá)某個階段會呈現(xiàn)一定的抑制作用。從現(xiàn)實(shí)角度來看，物價(jià)指數(shù)對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也并不是單純的促進(jìn)或抑制作用，這就要求相關(guān)政府部門必須制定“均衡”的宏觀政策，以保證經(jīng)濟(jì)健康、快速、穩(wěn)定的向前發(fā)展。

參考文獻(xiàn)

[1]王元.中國貨幣需求研究[J].經(jīng)濟(jì)縱橫, 2009,(9):24-28.

[2]成卓.中國貨幣需求函數(shù)及其穩(wěn)定性的實(shí)證分析[J].遼寧工程技術(shù)大學(xué)學(xué)報(bào),2006:36-49.

[3]劉金全,張文剛,于冬.中國短期和長期貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的實(shí)證分析[J].管理科學(xué),2006(3):63-65.