外部經(jīng)濟(jì)變量對我國貨幣需求模型 影響程度的實證分析 負(fù)責(zé)人： 李瑋 組 員 : 郁婷婷 李雙雙 中南財經(jīng)政法大學(xué)信息學(xué)院統(tǒng)計系 2009年 9月 28日 編號 220 外部經(jīng)濟(jì)變量對我國貨幣需求模型 影響程度的實證分析 摘 要 作為整個貨幣經(jīng)濟(jì)理論的核心，貨幣需求理論是宏觀經(jīng)濟(jì)理論的重要組成部分，同時又是貨幣當(dāng)局實行貨幣政策進(jìn)行宏觀調(diào)控最重要的依據(jù)。實施貨幣政策的關(guān)鍵是控制貨幣供應(yīng)量，而對貨幣供應(yīng)量 的調(diào)控又必須以穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)為前提。近年來，對于中國貨幣需求函數(shù)的實證研究越來越受到重視，分析影響貨幣需求的各方面因素，確定貨幣需求函數(shù)，探究我國現(xiàn)階段國情下貨幣需求與其影響因素之間長期穩(wěn)定的關(guān)系，對于指導(dǎo)、推測中國金融改革中貨幣政策的實踐有著重大的意義。 本文以中國貨幣需求為研究對象，運(yùn)用現(xiàn)有的貨幣需求理論，結(jié)合中國實際情況，先以傳統(tǒng)的貨幣需求模型和協(xié)整的方法檢驗我國的貨幣需求與經(jīng)濟(jì)增長、實際利率之間是否存在長期穩(wěn)定的動態(tài)關(guān)系。并在此基礎(chǔ)上，考慮我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中的一些經(jīng)濟(jì)因素和制度因素，如我國投資、 消費變化、城市化進(jìn)程、金融深化改革等，對我國的貨幣需求模型的影響，探討分析我國貨幣需求的穩(wěn)定性，建立中國的貨幣需求函數(shù)模型，并得出簡單的結(jié)論，旨在為中國的貨幣需求的研究提供一些依據(jù)和政策建議。 本文共分為 五部分 ：第一 部分導(dǎo)論介紹了本文選題依據(jù)、基本思路 ，并對相關(guān) 文獻(xiàn)進(jìn)行 概括；第二 部分 簡要闡述了實證研究中所用到的方法，包括單位根檢驗、協(xié)整檢驗及誤差修正模型；第 三部分 詳細(xì)闡述了貨幣需求的實證研究過程， 首先對傳統(tǒng)的貨幣需求函數(shù)進(jìn)行 檢驗， 再 著重對貨幣需求的影響因素即市場化制度變量、金融深化變量和經(jīng)濟(jì)開放變量進(jìn)行實證 分析，最后比較了引入影響因素前后貨幣需求模型的可控性和穩(wěn)定性；第四 部分 總結(jié)模型分析結(jié)果和主要結(jié)論，并聯(lián)系我國實際給出 相關(guān) 政策建議；最后為結(jié)語， 指出模型 建立中的不足以及 有待 改進(jìn) 的問題。 關(guān)鍵詞： 貨幣需求函數(shù)；實證分析；協(xié)整；誤差修正模型 目 錄 導(dǎo) 論 . 1 （一）選題意義 . 1 （二）基本思路及創(chuàng)新 . 1 （三）文獻(xiàn)綜述 . 1 一、貨幣需求實證研究方法概述 . 2 (一 )單位根檢驗 . 2 (二 )協(xié)整的檢驗以及誤差修正模型 . 4 二、貨幣需求的實證研究 . 6 第一節(jié) 對傳統(tǒng)貨幣需求函數(shù)的檢驗 . 6 （一）傳統(tǒng)貨幣需求模型的變量選擇和數(shù)據(jù)處理工作 . 6 （二）貨幣需求、實際 實際利率的平穩(wěn)性檢驗 . 7 （三）傳統(tǒng)貨幣需求模型的協(xié)整分析 . 8 第二節(jié) 對貨幣需求函數(shù)影響因素的實證分析 . 10 （一）外部經(jīng)濟(jì)變量的選擇及數(shù)據(jù)的處理 .二）引入市場化制度變量的貨幣需求函數(shù)模型分析 . 12 （三）引入代表金融深化的制度變量的貨幣需求模型 . 21 第三節(jié) 引入影響因素前后貨幣需求模型的可控性和穩(wěn)定性比較 . 28 三、結(jié)論與建議 . 32 （一）結(jié)論及說明 . 32 （二）政策建議 . 33 結(jié) 語 . 34 參考文獻(xiàn) . 35 附 錄 . 36 附錄 A . 36 附錄 B . 46 1 導(dǎo) 論 （一）選題意義 隨著我國社會主義市場經(jīng)濟(jì)的確立，貨幣問題的日益突出嚴(yán)重影響經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時期社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的有效建立，因而運(yùn)用貨幣政策進(jìn)行宏觀調(diào)控十分必要。實施貨幣政策的關(guān)鍵是控制貨幣供應(yīng)量，而對貨幣供應(yīng)量的調(diào)控又必須以穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)為前提，所以確立一個穩(wěn)定合理的貨幣需求函數(shù)對于貨 幣政策的實施以及宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控具有重大意義。 隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深化， 匯率制度由固定向浮動轉(zhuǎn)變、資本市場全球化，國內(nèi)金融市場自由化以及金融創(chuàng)新的發(fā)展，貨幣需求的理論和實證分析得到加速發(fā)展和深化。但是 由于中國經(jīng)濟(jì)環(huán)境、文化、習(xí)俗、觀念等與國外有著顯著差異，影響貨幣需求的因素與機(jī)制也與國外不同，所以根據(jù)我國當(dāng)代貨幣實際需求 ,尋找穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)，探討影響貨幣需求的種種因素具有很大的理論和政策意義。 （二）基本思路及創(chuàng)新 本文以中國貨幣需求為研究對象，運(yùn)用現(xiàn)有的貨幣需求理論，結(jié)合中國實際情況，先以傳統(tǒng)的貨幣需求模型 和協(xié)整的方法檢驗我國的貨幣需求與經(jīng)濟(jì)增長、實際利率之間是否存在長期穩(wěn)定的動態(tài)關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，考慮我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中的一些經(jīng)濟(jì)因素和制度因素，如我國市場化改革進(jìn)程、金融深化改革以及經(jīng)濟(jì)對外開放等，對我國的貨幣需求模型的影響，探討分析我國貨幣需求的穩(wěn)定性，建立中國的貨幣需求函數(shù)模型，并得出相應(yīng)結(jié)論，旨在為中國的貨幣需求的研究提供一些依據(jù)和建議。 本文的創(chuàng)新之處在于，舍棄以往只選擇單個或幾個經(jīng)濟(jì)變量加入到貨幣需求模型中的做法，基于我國經(jīng)濟(jì)實際情況，將貨幣需求模型的外部經(jīng)濟(jì)變量分為市場化變量、金融深化改革變量以及 經(jīng)濟(jì)開放變量三類，分別考察它們對我國貨幣需求的長期均衡模型和短期需求模型的影響。本文采用協(xié)整變量外生性檢驗的方法來判斷這些變量對我國長期貨幣需求的影響程度，并對我國短期貨幣需求模型中的外部經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行 驗來判斷它們的影響強(qiáng)弱。最后，本文將經(jīng)過考察的外部經(jīng)濟(jì)變量加入到模型之中，構(gòu)建新的貨幣需求協(xié)整模型，比較兩個模型之間的可控性和穩(wěn)定性等因素。 （三）文獻(xiàn)綜述 迄今為止，我國學(xué)術(shù)界對貨幣需求的研究基本上都只是將西方現(xiàn)成理論模型在中國加以實證應(yīng)用，而在貨幣需求理論上并未有本質(zhì)創(chuàng)新。 20 世紀(jì) 90 年代以后， 對于中國貨幣需求函數(shù)的實證研究越來越受到重視，已有學(xué)者開始具體分析各經(jīng)濟(jì)因素對貨幣需求的影響。本文集中關(guān)注采用協(xié)整和誤差修正模型進(jìn)行分析的文獻(xiàn)。哈弗爾和庫塔恩（ 1994)用誤差修正模型檢驗了中國 1952的貨幣需求 (年度數(shù)據(jù) )，說明采用國民收入縮減指數(shù)而不是零售物價指數(shù)時，貨幣需求與實際國民收入、一年期定期存款利率 2 以及預(yù)期通貨膨脹率存在協(xié)整關(guān)系。吳衛(wèi)華 (2002)用協(xié)整檢驗和誤差校正模型對 1994 年 1季度 1 季度期間中國狹義貨幣需求函數(shù)進(jìn)行實證分析。結(jié)果表 明，在樣本期內(nèi)影響中國狹義貨幣需求的主要因素是實際的國內(nèi)生產(chǎn)總值和通貨膨脹預(yù)期，同時利率具有一定的彈性。汪紅駒 (2002)利用 1978的年度數(shù)據(jù)對貨幣需求函數(shù)進(jìn)行了估計，結(jié)果說明1年期存款利率存在協(xié)整關(guān)系，2脹率和一年期定期存款利率存在協(xié)整關(guān)系。蔣瑛餛、趙振全、劉艷武 (2005)用協(xié)整理論和誤差修正模型估計了兩個階段 (1978 1994中國靜態(tài)和動態(tài)貨幣需求函數(shù)。實證結(jié)果表明，1M、2率、價格預(yù)期、貨幣化程度變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系；貨幣化程度的引入有助于建立更為精確合理的貨幣需求函數(shù)；第一階段1第二階段穩(wěn)定性較差。這些研究基本上都肯定了我國長期貨幣需求函數(shù)的存在，只是在是否存 在穩(wěn)定的動態(tài)模型問題上還存在分歧。 一 、 貨幣需求實證研究方法概述 20 世紀(jì) 90 年代以后，對于中國貨幣需求函數(shù)的實證研究越來越受到重視， 眾多學(xué)者采用協(xié)整和誤差修正模型 探索具體因素對貨幣需求的影響。協(xié)整分析方法的基本思想是，如果兩個或兩個以上的時間序列變量是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合都表現(xiàn)出平穩(wěn)性，則這些變量之間存在長期均衡關(guān)系 (協(xié)整關(guān)系 )。 在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上，這種協(xié) 整關(guān)系的存在便可以通過其它變量的變化來影響另一變量水平值的變化。 而基于協(xié)整理論的誤差修正模型， 則 把長期均衡關(guān)系 (協(xié)整關(guān)系 )引入動態(tài)方程，用長期均衡 誤差作為短期波動的修正項 (調(diào)整項 )，這種設(shè)定對許多經(jīng)濟(jì)模型來說是非常合適的，目前已在經(jīng)濟(jì)實證分析中得到廣泛應(yīng)用 。 (一 )單位 根 檢驗 1 實證分析中，在大多數(shù)研究經(jīng)濟(jì)時間序列的情況下，需要對時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。如果一個時間序列的均值或自協(xié)方差函數(shù)是時變的，即隨著時間變化而改變，那么這個序列就是非平穩(wěn)時間序列。在非平穩(wěn)時間序列中，單位根過程一直以來被人們廣泛深入地研究。 當(dāng)隨機(jī)過程 , 1, 2,可表示為： 1 1 2 2 1 , 1, 2 ,t t t t ty y y L t 其中0 ，且 0z 的根全落在單位圓之外， L 代表滯后算子，而 t 是一個1 張世英，樊智 . 協(xié)整理論與波動：模型金融時間序列分析及應(yīng)用 . 清華大學(xué)出版社， 2004. 3 均值為 0，方差為 2 的白噪聲過程，那么該隨機(jī)過程 檢驗一個隨機(jī)過程是否是單位根過程的方法有很多種，如 驗、 驗 、 驗 、 驗 、 驗等等，這里主要介紹最常用的 驗和 驗方法。驗是 1976）提出的單位根檢驗方法。 對于數(shù)據(jù)生成過程： 210 , 0 , i . i . d . 0 , , 1 , 2 , ,t t t ty y y t T 驗考察了下面 3 種單位根模型： (1) 1t a t (2) 1t b b t (3) 1t c c c t ty t y 所進(jìn)行的假設(shè)檢驗為： 01: 1 ; : 1 , i a b c 或而三種不同形式的檢驗統(tǒng)計量為： 1 , , i a b c 或 三個統(tǒng)計量均不服從于平穩(wěn)條件下的正態(tài)分布，而是都存在各自相應(yīng)的極限分布。 當(dāng)隨機(jī)過程 AR p 過程的時候，我們可以將 驗的檢驗?zāi)Ｐ蛿U(kuò)展如下： (1) 11 1pt a t i t i y y (2) 11 1pt b b t i t i y y (3) 11 1pt c c c t i t i t y y 像這樣通過增加變量的滯后項來消除殘差之間的自相關(guān)，這種檢驗方法被稱為 驗方法。 驗的三個統(tǒng)計量均不服從于平穩(wěn)條件下的正態(tài)分布，而是都存在各自相應(yīng)的極限分布，且其極限分布與之 驗中的極限分布相同。因此 驗統(tǒng)計量仍然可以使用 驗統(tǒng)計量的臨界值表。 4 (二 )協(xié)整的檢驗以及誤差修正模型 1 當(dāng)使用時間序列進(jìn)行建模的時候，一定要注意時間序列是否是 平穩(wěn)的，否則容易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，即使用 計得出的結(jié)果具有很高的擬合度和顯著的 t 統(tǒng)計量，但是驗值很低，這樣根據(jù)模型的估計結(jié)果所作的診斷結(jié)果很有可能是錯誤的。因此，在對非平穩(wěn)時間序列進(jìn)行建模之前，要先將非平穩(wěn)時間序列差分為平穩(wěn)時間序列，然后再用差分后的序列進(jìn)行建模。但是這么做也有弊端，因為建模時往往會忽略掉序列中的長期的信息。因此協(xié)整理論的提出，把時間序列方法中對模型短期動態(tài)設(shè)定的優(yōu)點和數(shù)量經(jīng)濟(jì) 學(xué)中長期均衡關(guān)系的特點融為一體 2，成為非平穩(wěn)多變量時間序列分析中一個十分重要的分析方法。 關(guān)于協(xié)整的檢驗方法，主要有 步法和基于 驗方法。由于 面對協(xié)整關(guān)系個數(shù)大于 1 的情況時便無能為力了，因此本文主要介紹 整檢驗方法。 假設(shè) m 維向量時間序列 具有 p 的表現(xiàn)形式： 1 1 2 2 , 1 , 2 , ,t t t p t p t Y= + Y+ Y + + Y+ 其中 N , ， 1, 2, ,為 維的系數(shù)矩陣，而初始值給定為 0 1 1, p Y Y Y ,。 由于 1t 以對到 1 1 2 2 1 1t t t p t p p t p t Y + Y+ Y + + Y+ Y+ 其中12 - I + + + 1, 2, ,，并令為影響矩陣。 根據(jù) 示定理，如果 r 個協(xié)整關(guān)系，那么有 r ，且 ，其中 和 均為 矩陣，其秩均為 r ，且 T 0t 。 整檢驗方法即是檢驗協(xié)整矩陣 的秩 r 。 如果 ，那么影響矩陣 是滿秩的，即 果 0r ，那么 =0 ，即 果 0 ，那么 r 個協(xié)整關(guān)系。 整檢驗有兩種方法，分別是特征根跡檢驗 (最大特征根值檢驗 ( 1 張世英，樊智 . 協(xié)整理論與波動：模型金融時間序列分析及應(yīng)用 . 清華大學(xué)出版社， 2004. 2 張世英，樊智 . 協(xié)整理論與波動 ： 模型金融時間序列分析及應(yīng)用 . 清華大學(xué)出版社， 2004： 85. 5 特征根跡檢驗的原假設(shè)和備 擇 假設(shè)分別為 0 0 1 0: ; :H r r H r r其中 r 是協(xié)整的秩，0 0 , 1 , 2 , , 1 。 特征根跡檢驗的統(tǒng)計量為： 0 1l n 1 ， 0 0 , 1 , 2 , , 1 當(dāng)樣本容量 T ，在原假設(shè)成立時，統(tǒng)計量r收斂于某一極限分布，其臨界值可通過查表得到。 另一個檢驗方法，即最大特征根值檢驗的原假設(shè)和備擇 假設(shè)分別為： 0 0 1 0: ; : 1H r r H r r 檢驗第0 1r個特征值0 1r為 0 的檢驗統(tǒng)計量為： 0 1l n 1 ， 0 0 , 1 , 2 , , 1 檢驗步驟也與特征根跡檢驗的類似。 當(dāng) m 維 向量時間序列 r 個協(xié)整關(guān)系時，令 為維數(shù)是 的協(xié)整矩陣，則其誤差校正模型 (表現(xiàn)形式如下： 11 t t Y = - Z+ 其中 m 維平穩(wěn) 向量時間序列， 關(guān)于滯后算子 L 的矩陣多項式，滿足 0 m1A 的元素都是有限的， Y 即是模型的誤差修正項， 則是非 0 的 參數(shù)矩陣。 在 果 m 維向量時間序列 有 其分量序列存在 r 個協(xié)整關(guān)系，那么它的誤差修正模型可表示為： 1 t t p A Y = - Z+ 其中 11p A = I ， Y 。 6 二 、貨幣需求的實證研究 第一節(jié) 對傳統(tǒng)貨幣需求函數(shù)的 檢驗 首先對傳 統(tǒng)的貨幣需求函數(shù)進(jìn)行 檢驗 ，即根據(jù)凱恩斯的貨幣需求理論以及?？怂沟男椭械?線函數(shù)形式， 先 不考慮其他因素（如制度因素，股票成交金額等）的影響，構(gòu)建貨幣需求函數(shù)模型，檢驗貨幣需求函數(shù)在我國經(jīng)濟(jì)環(huán)境下是否成立。 （一） 傳統(tǒng)貨幣需求模型的變量選擇 和數(shù)據(jù)處理工作 根據(jù)希克斯的 型中 線函數(shù)： M ky ， 我們選取 實際 實際利率作為傳統(tǒng)貨幣需求模型的變量 ，并分別考察 狹義貨幣供給量1貨幣供給量2 本文采用的區(qū)間是從 1996 年至 2008 年 12 月，每個變量共有 156 個數(shù)據(jù)。下面是對各個變量所進(jìn)行的數(shù)據(jù)處理 工 作。 存款的實際利率是由其名義利率減去通貨膨脹率估算 得到，其中通貨膨脹率由每月變化率表示 。本文以 1989 年的 數(shù)為定基，得到 1995 年 12 月至 2008 年 12月的 定基數(shù)據(jù)，再根據(jù)這些數(shù)據(jù)求得 1996 年 1 月至 2008 年 12 月 每月的通貨膨脹率。 鑒于 數(shù)據(jù) 可 獲得性，本文選擇一年期定期存款利率為名義利率，我國 從 1996間共調(diào)整利率 21 次，且并不都是在調(diào)整月 的第一天或最后一天宣布利率調(diào)整的，因此本文假定進(jìn)行利率調(diào)整的那 個 月的名義利率就根據(jù)該月的調(diào)整日期 前后的天數(shù)作為權(quán)數(shù)，對該月調(diào)整前后的利率作加權(quán)處理，從而得到 該 月 名義利率。最后將名義利率減去通貨膨脹率， 得到 實際利率。對于實際狹義貨幣1M，本文將 1996 年 1 月至 2008 年 12 月的名義狹義貨幣供給量除以 上文所得 同期的定基 數(shù)，從而 獲得 實際的狹義貨幣供給量。廣義貨幣2 由于我國 未 公布月度 據(jù)，因此只能 利 用工業(yè)增加值對季度 權(quán) 來 近似地估算 月度 ， 處理數(shù)據(jù)過程中采用以下步驟 ： 首先， 獲取 1996 年至 2008 年各月的可比價工業(yè)增加值。由于政府 未公布 2007 年 1 月和 2008 年 1 月 工業(yè)增加值的同比增長率 ，本文采用 兩個月 的值 ，并將其預(yù)測值代表其真實值 插入數(shù)據(jù)中。其次 ，獲取 1996 年至 2008 年各季度的實際 文通過本季度 與 上季度累計量 之差 得到當(dāng)季 據(jù)。另 根據(jù)提供的可比價同比增長率計算出各季度實 際 再 采用比例銜接法銜接季度與 年 度國內(nèi)生產(chǎn)總值。最后， 獲取 各月可比價工業(yè)增加值在 其 所在季度 總工業(yè)增加值中所占的比重，將這些比重分別乘以各個季度的實際 便 近似估算出1996的月度 據(jù)。 以上數(shù)據(jù)中，名義1M、2數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫，季度 其同比增長 7 率的數(shù)據(jù)取自 泰安研究中心中國宏觀經(jīng)濟(jì)研究數(shù)據(jù)庫 ，工業(yè)增加值及其可比價同比增長率的數(shù)據(jù)來源是和訊宏觀數(shù)據(jù)網(wǎng)頁，名義 利率的數(shù)據(jù)取自中國人民銀行網(wǎng)站。 由于以上數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)，因此有必要對這些數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。本文采用法對上述數(shù)據(jù)分別進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，剔除掉其中的季節(jié)成分。再分別對狹義貨幣1M、廣義貨幣2自然對數(shù)，在后文中分別用 1 2 示三個變量，用 示實際利率。 （二） 貨幣需求、實際 實際利率的平穩(wěn)性檢驗 使用這幾個時間序列變量建模之前，首先要對其進(jìn)行單位根檢驗，以檢驗序列的平穩(wěn)性確定序列的單整階數(shù)。 驗和 驗 (使用 較 為廣泛的單位根檢驗方法，但實際應(yīng)用 時也 存在缺陷，需要其他檢驗方法補(bǔ)充 ，如 驗和 驗 。 因此本文 對變量 進(jìn)行 單位根檢驗 時將同時使用上述 4 種方法。首先 ， 對上述 4 個變量的水平序列及其差分序列 進(jìn)行 單位根檢 驗。檢驗結(jié)果見下表。 表 單位根檢驗結(jié)果 方法 變量 驗 驗 驗 驗 t 統(tǒng)計量 Z 統(tǒng)計量 計量 驗 驗 C,N,3) (C,N,18) (C,T,10) * (C,T,2) (C,T,2) 1 C,N,0） (C,T,1) (C,T,10) * (C,T,0) (C,T,0) 2 C,N,0） (C,T,10) (C,T,10) * (C,T,0) (C,T,0) 005401 C,T,3) （ C,T,2) (C,T,10) * (C,T,1) (C,T,3) N,N,6) * (N,N,9) * (C,N,19) (C,N,8) (C,N,2) * 1 N,N,4) * (C,N,0) * (C,N,3) (C,N,0) * (C,N,0) * 2 N,N,4) (C,N,5) * (C,N,18) (C,N,2) * (C,N,0) * C,N,0) * (C,N,3) * (C,N,4) * (C,N,0) * (C,N,0) * 注： 1、該檢驗結(jié)果均由 算所得。 2、各檢驗結(jié)果中括號內(nèi)，字母 C 表示單位根檢驗方程中包含的截距項， T 表示時間趨 勢， N 表示不包括 C 或 T；在 驗和 驗結(jié)果中，括號內(nèi)的數(shù)字代表 窗寬的大小，而在其他三種檢驗結(jié)果中，括號內(nèi)的數(shù)字表示單位根檢驗方程中滯 后項的階數(shù)；變量名前面的希臘字母 表示差分算子。 3、 *、 *、 *分別表示在 1%、 5%和 10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。 8 4、 驗的原假設(shè) 為序列平穩(wěn)，而其他假設(shè)檢驗的原假設(shè)均為序列含有單位根。 從上表檢驗結(jié)果 可見 ，對于 1 2 四個變量，所有檢驗結(jié)果均表明它們是具有單位根的非平穩(wěn)序列，而且變量 1 2含有漂移成分的單位根過程，而變量 是既含有漂移成分又含有時間趨勢成分的單位根過程。另外，再用其他兩種方程形式 (即只含有漂移的形式和漂移、趨勢都不含有的形式 )對 行單位根檢驗，其 驗和 驗的結(jié)果均為在 1%的顯著水平下拒絕單位根原假設(shè)。 綜上所述，本文 仍 將這四個經(jīng)過一階差分后的序列視為平穩(wěn)序列，即原來的 4 個序列均為一階單整序列，因此 接下來 可 對 其 進(jìn)行協(xié)整檢驗。 （三） 傳 統(tǒng)貨幣需求模型的協(xié)整分析 根據(jù)上文分析結(jié)果， 狹義貨幣、廣義貨幣和實際利率都是一階單整序列，若直接對它們回歸建模， 將 不可避免產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。 假若 它們存在協(xié)整關(guān)系，則表明它們之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。本文采用 出的基于 協(xié)整檢驗方法，分別對 1貨幣需求函數(shù)建模，分別判斷它們與 間是否存在協(xié)整關(guān)系。 在進(jìn)行協(xié)整檢驗之前首先要確定合適的滯后階數(shù)，由于確定 滯后階數(shù) 沒有一個統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，因此本文根據(jù) 則 ( 息準(zhǔn)則 ( 息準(zhǔn)則 (綜合選取兩個型的合適的滯后階數(shù)。 根據(jù)各信息準(zhǔn)則的選取結(jié)果，我們可以確定 1 2 貨幣需求模型 滯后階數(shù) 均 為 2，因此協(xié)整檢驗以及 所選擇的滯后階數(shù)均為 1。同時考慮到 與經(jīng)濟(jì)理論相吻合，在協(xié)整方程中將不考慮時間趨勢，只加入截距項。 確定滯后階數(shù)后 即可 對模型進(jìn)行協(xié)整檢驗， 表 1幣需求模型的協(xié)整檢驗結(jié)果 特征值 H :5%臨界值 r * r r H :統(tǒng)計量 5%臨界值 r * r r 9 表 2幣需求模型的協(xié)整檢驗結(jié)果 特征值 H :5%臨界值 r * r r H :統(tǒng)計量 5%臨界值 r * r r ：表 表 的符號 *表示在 5%顯著水平下拒絕原假設(shè) ，下同 。 由以上 檢驗結(jié)果 可見， 無論 1是 2都表明其貨幣需求模型中存在著協(xié)整關(guān)系，且協(xié)整關(guān)系個數(shù)均為 1。 說明 1 2與 間存在著一種長期均衡關(guān)系，用協(xié)整方程表示 ： 1 0 . 0 8 0 2 1 1 1 . 1 7 6 4 8 5 0 . 0 4 0 9 2 80 3 0 0 0 . 0 0 4 0 85 1 1 9 1 0 . 0 3 8 3t t L G D P R I R (1) 2 0 . 0 7 7 6 0 7 1 . 2 8 5 3 6 2 0 . 0 3 2 4 5 20 6 4 2 0 . 0 0 2 9 47 8 0 7 1 1 . 0 4 0 3t t L G D P R I R (2) 式 (1)式 (2)即為 (狹義 /廣義 )貨幣需求與國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際利率之間的長期均衡方程。式中小括號內(nèi)的數(shù)值是系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，方括號內(nèi)的數(shù)值是系數(shù)的 t 統(tǒng)計量。 從以上方程式 知 ， 國民收入 貨幣需求之間呈正向的變化關(guān)系，而實際利率 1收入彈性約為 收入增加 1 個百分點就會相應(yīng)地增加約 百分點的貨幣需求，而 2收入彈性約為 高于1收入彈性；而貨幣需求的利率彈性較小，分別約為 義貨幣需求的利率彈性與狹義貨幣相比，反而有所下降。這些變量系數(shù)的符號及其關(guān)系 與 經(jīng)濟(jì)理論闡釋內(nèi)容 相符 。 估計了模型的協(xié)整方程以后，接下來就可以建立相應(yīng)的向量誤差修正模型 (了，估計傳統(tǒng)的貨幣短期需求模型， 其中變量 1 短期貨幣需求模型見方程(3)，變量 2 向量誤差修正模型的 短期貨幣需求模型見方程 (4)。 10 1111 0 . 0 1 2 9 9 5 0 . 0 8 2 2 8 2 1 0 . 1 9 6 2 9 10 . 0 0 1 3 8 0 . 0 2 4 2 6 0 . 0 0 1 0 89 . 4 3 3 5 0 3 . 3 9 1 6 1 2 . 4 6 0 7 10 . 0 1 7 3 7 8 0 . 0 0 4 2 4 30 . 0 5 7 2 2 0 . 0 0 1 9 90 . 3 0 3 7 1 t t E C M L D P R I R 2 2 2 8(3) 其中， 1 1 11 1 1 . 1 7 6 4 8 5 0 . 0 4 0 9 2 8 0 . 0 8 0 2 1 1t t t M L M L G D P R I R 1112 0 . 0 1 6 9 4 5 0 . 0 5 4 2 6 3 1 0 . 4 1 4 4 2 1 20 . 0 0 1 3 6 0 . 0 2 4 3 5 0 . 0 8 4 7 91 2 . 4 8 7 9 2 . 2 2 8 3 7 4 . 8 8 7 7 30 . 0 0 5 6 5 3 0 . 0 0 4 4 2 20 . 0 4 8 7 6 0 . 0 0 1 6 40 . 1 1 5 9 4 t t E C M L D P R I R 2 9 9 5(4) 其中，1 1 12 2 1 . 2 8 5 3 6 2 0 . 0 3 2 4 5 2 0 . 0 7 7 6 0 7t t t M L M L G D P R I R 從兩 個 型中 可 得到 1 2誤差修正項系數(shù)，分別為 表明 1 速度對前期的誤差進(jìn)行反向修正，而 2 速度對前期誤差進(jìn)行正向修正。同時可以發(fā)現(xiàn) 1前期誤差的修正速度要快于 2這也說明狹義貨幣與廣義貨幣相比，政府更易控制。 傳統(tǒng)的貨幣需求模型中， 可 發(fā)現(xiàn) 無論是狹義貨幣還是廣義貨幣，與國民收入及實際利率之 間都存在著一個顯著的長期協(xié)整關(guān)系。這一點也印證了凱恩斯和?？怂?關(guān)于貨幣需求理論的觀點。同時，廣義貨幣2二者對實際利率的變化 很 敏感，這是由于我國 信用體制不夠健全 且金融體制尚不完善等 ， 使得貨幣需 求收入彈性以及利率彈性呈現(xiàn)這種特征。 然而 傳統(tǒng)貨幣需求模型 存在 明顯 不足， 即模型中只考慮了貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、實際利率這三個解釋變量， 它們在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中顯然 不能完全解釋實際貨幣需求的結(jié)構(gòu)以及動態(tài)變化因素， 缺乏充足的 說服力。 于是， 傳統(tǒng)的模型“先天”地缺少足夠的經(jīng)濟(jì)變量，而且在實際應(yīng)用中 其可預(yù)測性 及穩(wěn)定性也會因為缺少外部經(jīng)濟(jì)變量的解釋而大打折扣。因此，我們有必要 針 對能夠 影響 我國貨幣需求模型的外部經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行考察。 第二節(jié) 對貨幣需求函數(shù)影響因素的實證分析 對傳統(tǒng)貨幣需求函數(shù) 驗證 時 ， 本文 利用 整檢驗和 型估計，只對實際貨幣余額 (即1實際 實際利率這三個變量構(gòu)建貨幣需求模型，分別得到 11 長期貨幣需求函數(shù)和短期貨幣需求函數(shù)，結(jié)果與凱恩斯的貨幣需求理論以及 型內(nèi)容 相符 。但模型還是存在 一定缺陷， 如 未 考慮制度因素 、 開放經(jīng)濟(jì)條件 等。這些缺陷使得貨幣需求函數(shù)模型 缺乏 穩(wěn)定性，且 因未結(jié)合 其他因素，在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)分析時解釋力不夠 充分 。因此本節(jié)將在估計貨幣需求函數(shù)時 考慮 進(jìn) 這些因素 以 構(gòu)建新的模型。 （一） 外部經(jīng)濟(jì)變量的選擇及數(shù)據(jù)的處理 我國自改革開放以來，由于市場化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，經(jīng)濟(jì)制度逐漸由以往計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)演變，而這種經(jīng)濟(jì)制度之變 固然 對建立我國的經(jīng)濟(jì)計量模型 產(chǎn)生 深刻影響。本文在選取制度變量進(jìn)行分析時，將制度變量分為兩類，一是標(biāo)志我國市場化進(jìn)程的制度變量，一是標(biāo)志我國貨幣化、金融深化的制度變量。 1、 市場化變量 由于本文之前所選取的數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，為了保持前后一致性，并且考慮到我國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的 可獲得性以及在某些方面數(shù)據(jù)缺乏的狀況，本文仍然采取選擇單一指標(biāo)的方式選擇市場化制度變量。本文擬從非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展和對外開放程度兩個方面選取以下變量： 第一， 非國有經(jīng)濟(jì)在工業(yè)總產(chǎn)值當(dāng)中所占的比重 ( 。按照秦朵 (1997)的觀點，改革引起的市場變化會引起對貨幣的超 額 需求，秦朵認(rèn)為這種需求在非國有經(jīng)濟(jì)身上會有所體現(xiàn)。本文選取 1996 年 1 月至 2008 年 12 月的工業(yè)總產(chǎn)值以及國有經(jīng)濟(jì)工業(yè)產(chǎn)值，用100%扣除國有經(jīng)濟(jì)工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重，得到非國有經(jīng)濟(jì)所占的比重 。數(shù)據(jù)來源是和訊宏觀數(shù)據(jù) 網(wǎng)頁 1。由于該數(shù)據(jù)帶有明顯的季節(jié)影響表現(xiàn)，因此在將數(shù)據(jù)帶入模型之前，先用 法將數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，剔除掉數(shù)據(jù)中的季節(jié)因素。 在下文中，數(shù)據(jù)選取區(qū)間均為 1996 年 1 月至 2008 年 12 月，而且如果數(shù)據(jù)具有較為明顯的季節(jié)因素，都將用該方法剔除掉季節(jié)因素，再用來進(jìn)行建模分析，這些內(nèi)容下文將不再贅述。 第二， 我國進(jìn)出口總額 (。隨著我國改革開放 ， 我國的進(jìn)出口貿(mào)易也在不斷增加，在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所占的比重也是逐漸增大。本文引入 進(jìn)出口總額這一指標(biāo)就是為了檢驗這方面的情況。在選取數(shù)據(jù)時，參照上面的做法，選取我國進(jìn)出口總額，先將進(jìn)出口總額除以定基 數(shù) (基期為 1989 年，下同 )得到實際進(jìn)出口總額，再對實際進(jìn)出口總 額取對數(shù)，得到所需數(shù)據(jù)。 第三， 外匯儲備 (。自從采用強(qiáng)制結(jié)售匯制度以來，我國外匯儲備顯著增加，隨著我國加入 后，我國的外匯儲備也是節(jié)節(jié)攀升。由于企業(yè)可以自由保留外匯，那么對外貿(mào)易中就可以直接使用美元支付，而不必先用人民幣兌換成美元。于是結(jié)售匯制度使得國內(nèi)對外匯的 需求轉(zhuǎn)移到人民幣上來，因此有必要將外匯儲備引入到模型中來。本文在選取數(shù)據(jù)時，由于外匯儲備的核算單位是億美元，因此采用美元折合人民幣的美元平均匯率，將單位換算成