導(dǎo)語：中國貨幣需求函數(shù)的建模論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：在對中國貨幣需求理論研究過程中，制度變量有可能在很大程度上影響中國貨幣需求，但在建模時經(jīng)常被忽略，而那些對制度因素感興趣的學(xué)者往往無法測度出制度變量或者建模技術(shù)過于陳舊，難以給出較嚴(yán)格的貨幣需求函數(shù)。因此，本文的目的是利用1998～2002年的月度數(shù)據(jù)，選取了能夠代表經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和企業(yè)信貸活動規(guī)模兩個方面的制度變量，通過Johansen檢驗(yàn)，試圖找出長期穩(wěn)定關(guān)系，并得出經(jīng)過向量誤差調(diào)整（VEC）的貨幣需求函數(shù)。本文的貢獻(xiàn)就在于對若干制度變量的選取和測度，使得模型更具備對中國貨幣經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的解釋能力。

關(guān)鍵詞：貨幣需求函數(shù)制度變量協(xié)整分析向量誤差調(diào)整

貨幣需求函數(shù)是宏觀經(jīng)濟(jì)理論研究中的焦點(diǎn)，從費(fèi)雪交易方程式和劍橋方程式的古典學(xué)派，到凱恩斯的流動性偏好理論和托賓－鮑莫爾的存貨模型，直至弗里德曼和梅爾茨的貨幣主義學(xué)派，投身于這方面研究的學(xué)者不計(jì)其數(shù)，所獲得的成果也是相當(dāng)可觀。貨幣需求函數(shù)模型的建立也是政府調(diào)控貨幣供應(yīng)量的基礎(chǔ)性工作，也是人們研究宏觀經(jīng)濟(jì)形勢的起點(diǎn)。進(jìn)一步講，對中國貨幣需求函數(shù)的研究是非常有意義的，這是本文的出發(fā)點(diǎn)。

1.理論和研究方法回顧

1．1國內(nèi)理論的回顧

由于國外的貨幣需求理論汗牛充棟，各類文獻(xiàn)都有涉及，故本文不給予回顧，而是主要著眼于國內(nèi)理論的新近發(fā)展。從國內(nèi)的有關(guān)文獻(xiàn)看，近年來的貨幣需求理論大多是在國外經(jīng)典理論上的修補(bǔ)，部分學(xué)者看到國外發(fā)達(dá)市場上發(fā)展出來的貨幣需求理論并不能完全解釋中國的貨幣現(xiàn)象，從而引入了制度變量。易綱（1991）提出旨在突出經(jīng)濟(jì)貨幣化因素的貨幣需求函數(shù)，他認(rèn)為，中國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)中貨幣化因素促使了超額貨幣需求的產(chǎn)生。根據(jù)其模型的推斷，隨著貨幣化程度的提高，貨幣化指數(shù)的影響程度必然會逐步縮小，貨幣化進(jìn)程對超額貨幣需求的吸收能力也將逐漸變小。秦朵（1997）經(jīng)過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，用一般的貨幣數(shù)量論來解釋我國改革以來的貨幣需求關(guān)系過于簡單，僅僅構(gòu)成Goldfeld和Sichel（1990）貨幣需求理論的一個特例，她對通用貨幣需求模型進(jìn)行擴(kuò)展時考慮了與中國經(jīng)濟(jì)制度有關(guān)的三方面因素：一是由計(jì)劃控制造成的抑制性投資需求，二是計(jì)劃體制軟約束造成的過度資金需求，三是市場化改革引起的對貨幣的超常需求。李成（2002）在對易綱、秦朵、張杰等人的理論進(jìn)行研究之后認(rèn)為，中國在不同改革階段，貨幣需求函數(shù)中包含的主要因素不相同，處在制度轉(zhuǎn)軌期的中國貨幣需求函數(shù)需要做出不斷修正和擴(kuò)展，才能對改革中出現(xiàn)的新情況加以解釋。改革初期貨幣化進(jìn)程是促成貨幣超額需求的主要因素，90代國家控制能力又成了促使貨幣供應(yīng)量超高速增長的主要原因，90年代末期迄今則需要新貨幣需求函數(shù)的出現(xiàn)。

另外，在選取制度變量方面比較有特色的有：郭浩（1999）從金融資產(chǎn)積累角度考察了貨幣需求。李恒光（2000）對美國和亞洲九國的情況進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為金融創(chuàng)新不僅改變了傳統(tǒng)的貨幣定義，而且也使貨幣需求動機(jī)和貨幣需求目標(biāo)變量發(fā)生變化。謝富勝（2000）和焦瑾璞（2002）對證券市場的發(fā)展與貨幣需求函數(shù)之間的影響進(jìn)行實(shí)證分析。王平權(quán)（2002）運(yùn)用大量的數(shù)據(jù)和事實(shí)研究了人口因素對貨幣需求的影響。王松奇（2003）通過對銀行、證券和保險(xiǎn)業(yè)務(wù)內(nèi)涵的重新解釋，理論上解釋了金融市場的發(fā)展對貨幣需求總量和結(jié)構(gòu)的影響。

1．2國外研究方法的回顧

90年代以來，對貨幣需求的研究大多采用動態(tài)時間序列分析方法，考察貨幣需求與相關(guān)變量的長期均衡關(guān)系。LastrapesandSelgin（1994）運(yùn)用向量自回歸時間序列分析方法研究短期持有的實(shí)際貨幣需求量對貨幣供給量變化的反應(yīng)；Darrat（1996）利用協(xié)整分析和誤差修正模型做出了阿拉伯聯(lián)合酋長國的長期和短期貨幣需求函數(shù)，值得注意的是他引入了外匯作為其中的一個因變量，以代替該國的國內(nèi)資本市場收益。

H.Fujiki（1998）利用季節(jié)調(diào)整合成數(shù)據(jù)（paneldata）的方法，估計(jì)了日本貨幣需求的收入彈性，檢驗(yàn)結(jié)果是強(qiáng)有效的。MichaelFunke（2001）利用1980～1998年間的季度數(shù)據(jù)考察了歐元區(qū)的貨幣需求長期有效性和短期有效性之間的聯(lián)系。JunNagayasu（2003）通過對貨幣需求模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)貨幣需求模型無法解釋1992年以來（即日本經(jīng)濟(jì)泡沫破裂之后）的經(jīng)濟(jì)衰退現(xiàn)象。

1．3國內(nèi)研究方法的回顧

我國目前對貨幣需求函數(shù)建模的方法與西方國家之間并不存在太大的差別。黃先開和鄧述慧（2000）利用1980～1996的季度數(shù)據(jù)給出了Johansen檢驗(yàn)結(jié)果，得到兩個協(xié)整向量，分別對應(yīng)貨幣市場和和商品市場相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系，然后建立了誤差調(diào)整模型。陸金海和陳浪南（2000）運(yùn)用了協(xié)整分析和誤差調(diào)整(ECM)分析方法，考察了貨幣流通速度對貨幣需求的影響，發(fā)現(xiàn)我國的貨幣需求同樣存在長期均衡，貨幣需求量受貨幣流通速度的影響呈顯著水平。汪紅駒（2002）根據(jù)誤差修正（ECM）模型估計(jì)了中國1979～2000年的貨幣需求函數(shù)，結(jié)果表明M1和M2的實(shí)際金額與實(shí)際GDP和一年期存款利率之間存在同積關(guān)系，說明長期的貨幣需求與實(shí)際GDP以及利率變量之間存在穩(wěn)定的關(guān)系。

2.變量選取和數(shù)據(jù)說明

在對理論和研究方法的回顧過程中我們注意到，那些參考國外的經(jīng)典理論并用較為現(xiàn)代的計(jì)量方法建立的模型，盡管在統(tǒng)計(jì)意義上看是成功的，但他們建模時大多忽略了制度變量，這些制度變量有可能在很大程度上影響中國貨幣需求；而那些對制度因素感興趣的學(xué)者往往無法測度出制度變量或者建模技術(shù)過于陳舊，難以給出較嚴(yán)格的貨幣需求函數(shù)。因此，本文的目的是利用1998～2002年的月度數(shù)據(jù)，選取了能夠代表經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和企業(yè)信貸活動規(guī)模兩個方面的制度變量，通過Johansen檢驗(yàn)，試圖找出長期穩(wěn)定關(guān)系，并得出經(jīng)過向量誤差調(diào)整（VEC）的貨幣需求函數(shù)。本文的貢獻(xiàn)就在于對若干制度變量的選取和測度，使得模型更具備對中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的解釋能力。本文之所以只選取代表經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和企業(yè)信貸活動規(guī)模兩方面的制度變量，是因?yàn)槲覀冊谶x取制度變量時，主要考慮到目前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中較為突出的現(xiàn)象，比如經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，這是貫穿于中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的長期命題，不可忽略；而企業(yè)信貸活動擴(kuò)張恰好是當(dāng)前中國市場的一個特殊現(xiàn)象，中國市場化改革的主要特征之一是非國有經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，國有經(jīng)濟(jì)分額不斷下降，但投融資體制改革和銀行體制改革停滯不前，對國有企業(yè)仍然有著體制性的“軟預(yù)算”機(jī)制。正是這些現(xiàn)象，它們對貨幣需求影響程度有多大，把它們引入長期的貨幣需求函數(shù)中是否合理，就成了本文要考察的問題了。影響實(shí)際貨幣需求量的因素復(fù)雜而且廣泛，除了以往經(jīng)典理論里出現(xiàn)的解釋變量外，要想對貨幣需求函數(shù)精確建模，還需要現(xiàn)在和后來的學(xué)者們不斷挖掘尚未發(fā)現(xiàn)的解釋變量。

以下是對本文建模所包含的變量以及數(shù)據(jù)的說明：

2.1因變量：

實(shí)際狹義貨幣MR=M1/P：中國人民銀行將M1定義為現(xiàn)金+企業(yè)活期存款+機(jī)關(guān)團(tuán)體部隊(duì)存款+農(nóng)村存款+個人持有的信用卡類存款。我們采用M1作貨幣指標(biāo)，而不采取M0和M2；原因在于：一、M0已經(jīng)無法反映實(shí)際貨幣需求；二、M2包含的貨幣存量部分與國民生產(chǎn)總值這類代表社會總收入的流量指標(biāo)不相匹配，通常，存量與流量之比例總是時變的，但這并不反映理論隱含的規(guī)律性。另外，我國的M2統(tǒng)計(jì)口徑在不同年份有較多差異，從數(shù)據(jù)的可采取程度來看，也不傾向于采取M2。這里的P我們?nèi)≥^常用的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。

2.2規(guī)模變量：

實(shí)際消費(fèi)品零售額YR=Y/P：一般代替財(cái)富的規(guī)模變量可選用GDP,GNP，國民收入，社會商品零售總額，居民貨幣收入等，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，我們采取了消費(fèi)品零售額，在實(shí)際操作中是反映國民永久性收入的一個比較好的變量。

2.3機(jī)會變量：

2.3.1實(shí)際利率RR：等于一年期定期存款利率R減去通貨膨脹率INF

2.3.2靜態(tài)預(yù)期通貨膨脹率INF：即INF=P(-1)。

2.3.3實(shí)際證券市場市價(jià)總值VALUE：

在弗里德曼的貨幣需求函數(shù)里，債券收益率和股票收益率是貨幣持有的機(jī)會成本，但由于我國的債券市場較晚開展，而且交易量較小，其對貨幣需求影響不大，另外，債券收益率數(shù)據(jù)在中國是相當(dāng)難采集的；而股票市場的收益率由市價(jià)總值來度量，是以往的文獻(xiàn)里較多出現(xiàn)的測度指標(biāo)，更值得注意的是證券市場總量的急劇擴(kuò)容有可能是影響貨幣需求量的因素。

2.4制度變量：

2.4.1國有工業(yè)產(chǎn)值比重RATIO：

即國有企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重，它是反映我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)軌過程的常用變量，把它歸入制度變量，目的在于考察市場化程度對貨幣需求的影響。對于為什么選取這個指標(biāo)，秦朵（1997）給出了論證，我們這里直接采用。

2.4.2企業(yè)信貸活動規(guī)模CREDIT：

谷京萍（2001）曾重點(diǎn)闡述了企業(yè)信貸需求過度擴(kuò)張的成因，她認(rèn)為企業(yè)信貸需求過度擴(kuò)張?jiān)谟趪衅髽I(yè)的微觀機(jī)制的改革與宏觀經(jīng)濟(jì)政策改革的滯后二者之間的矛盾，造成了企業(yè)的投資饑渴與個人收入的超分配，企業(yè)需要大量的信貸資金來維持正常的生產(chǎn)以及過度的投資需求和收入分配需求，而銀行信貸約束的軟化使企業(yè)過度擴(kuò)張的信貸需求得以實(shí)現(xiàn)。她由企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債表構(gòu)造一個新的指標(biāo)衡量企業(yè)信貸需求擴(kuò)張對貨幣需求的影響，但這涉及到各個企業(yè)混亂的微觀財(cái)務(wù)狀況，統(tǒng)計(jì)意義并不明顯。1998年，構(gòu)成我國金融資產(chǎn)總量中，對銀行債權(quán)仍占78.4％，構(gòu)成金融資產(chǎn)總量最主要的因素仍然是銀行存款貸款；而銀行的資金運(yùn)用中，信貸資金占到了70.4%。企業(yè)在貸款取得后一部分存在企業(yè)活期帳戶和少量現(xiàn)金持有以待擴(kuò)大投資，另一部分一般是彌補(bǔ)虧損，我們要測度的是這部分企業(yè)信貸占金融機(jī)構(gòu)貸款的比重變化程度對貨幣需求的影響程度，所以大致上取CREDIT＝【（金融機(jī)構(gòu)存款－居民儲蓄）＋企業(yè)虧損額】÷金融機(jī)構(gòu)貸款。

2.5隨機(jī)因素：

隨機(jī)變量u，包含其他制度變量以及數(shù)據(jù)觀測誤差等等，除本文選取的兩個制度變量外，其他的變量還有待學(xué)者們進(jìn)一步挖掘。

相應(yīng)的，以上變量取對數(shù)形式后，分別為LMR=LOG(MR)，LYR=LOG(YR)，LRR=LOG(RR)，LINF=LOG(INF)，LVALUE=LOG(VALUE)，LRATIO=LOG(RATIO)，LCREDIT=LOG(CREDIT)；上述變量都經(jīng)過了從名義變量到實(shí)際變量的轉(zhuǎn)換，且不考慮對上述變量進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

從而函數(shù)表達(dá)式為：

LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）；

需要說明的是，本文的所有數(shù)據(jù)都來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》、《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》等，數(shù)據(jù)從1998年1月至2002年12月，60個樣本，這次考慮只是做1998年至2002年的函數(shù)形式，原因在于：一、以往的文獻(xiàn)證明了，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和改革的深化，1994年以后的貨幣化程度可以在模型中忽略掉，這樣做可以減少模型的復(fù)雜性（謝富勝2000）；二、滿足數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，因?yàn)橹袊嗣胥y行從1994年第三季度起定期公布季度數(shù)據(jù)，而月度數(shù)據(jù)在1998年以后比較容易計(jì)算和獲得。三、我們認(rèn)為5年符合中國5年發(fā)展計(jì)劃的宏觀調(diào)控周期，可視為中長期時間跨度，在這個期間內(nèi)，制度變量是不可忽略的。

3.計(jì)量方法與實(shí)證分析

3．1計(jì)量方法：

由于時間序列的非平穩(wěn)性，利用時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析時，容易出現(xiàn)偽回歸（SpuriousRegression）現(xiàn)象。因此在建立計(jì)量模型之前要對所有的時間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定各序列的平穩(wěn)性和整形階數(shù)。本文采用增廣的Dickey-Fuller檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）對變量進(jìn)行檢驗(yàn)。

對于1階差分穩(wěn)定的時間序列變量，采用協(xié)整分析方法可以確定各變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。關(guān)于協(xié)整檢驗(yàn)研究已經(jīng)發(fā)展成了兩種主要的方法：一是1987年Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗(yàn)；二是Johansen（1988、1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR的協(xié)整系統(tǒng)檢驗(yàn)。Johansen極大似然法可以精確地檢驗(yàn)出協(xié)整向量的數(shù)目r，因此我們采用Johansen方法。

在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上利用向量誤差修正（VEC：VectorErrorCorrection）模型對函數(shù)進(jìn)行估計(jì)。向量誤差修正模型不同于誤差向量調(diào)整模型（ECM），是因?yàn)樗鼘χT變量施加了協(xié)整約束條件的向量自回歸模型，并且，VEC模型只能用于有協(xié)整關(guān)系的序列建模。

3．2中國的實(shí)證：

我們利用計(jì)量軟件SPSS10.0對中國的貨幣需求函數(shù)，即對LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）建模。

3.2.1ADF單位根檢驗(yàn)：

在進(jìn)行長期的協(xié)整分析之前，必須對時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，考察它們是否具備同階整形的條件，這也是進(jìn)入?yún)f(xié)整分析的前提。

ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF檢驗(yàn)值檢驗(yàn)類型（c,t,n）臨界值(5%)

LCREDIT-2.314544（c,t,3）-3.4904

LCREDIT-5.620754（c,o,1)-2.9127

LMR-3.068633（c,t,3）-3.4904

LMR-7.944472（c,0,1)-2.9127

LYR-4.586632（c,t,3）-3.4904

LYR-4.920526（c,0,1)-2.9127

LRR-2.580948（c,0,3）-2.9137

LRR-7.757722（c,0,1)-2.9127

LINF-3.187362（c,0,3）-2.9137

LINF-5.890185（c,0,1)-2.9127

LVALUE-0.879052（c,t,3）-3.4904

LVALUE-4.635321（c,0,1)-2.9127

LRATIO-0.366660（c,0,3）-2.9137

LRATIO-7.611158（c,0,1）-2.9127

注：檢驗(yàn)形式(C，T，N)分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)，時間趨勢和滯后階數(shù)；表中所列臨界值為5％置信水平下的ADF檢驗(yàn)Mackinnon統(tǒng)計(jì)值。

我們可以看到在95％的置信區(qū)間里，上述7個變量全部是1階整形；可以進(jìn)入下一步的協(xié)整分析。

3.2.2Johansen檢驗(yàn)：

通過Johansen檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，第五個似然比統(tǒng)計(jì)量大于99％水平下的臨界值，因而第五個原假設(shè)被拒絕，即至少有4個協(xié)整關(guān)系。我們關(guān)心有一般經(jīng)濟(jì)意義的協(xié)整關(guān)系式，故取經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整系數(shù)表，如下：

表2Johansen檢驗(yàn)結(jié)果

EigenvalueLikelihoodRatio5%CriticalValue1％CriticalValueHypothesizedNo.ofCE(s)

0.756385221.3992124.24133.57None**

0.529316140.905794.15103.18Atmost1**

0.45029497.9522568.5276.07Atmost2**

0.42446163.8450647.2154.46Atmost3**

0.34331132.3555329.6835.65Atmost4*

0.1279038.38445215.4120.04Atmost5

0.0101890.5837653.766.65Atmost6

注：*(**)表示在5%(1%)置信水平下拒絕原假設(shè)

表3標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)

LMRLYRLRRLINFLVALUELRATIOLCREDITC

1.0000001.168161

(0.36872)0.301516

(0.06185)3.514679

(0.83901)0.109613

(0.10296)2.413601

(0.39713)-2.832221

(0.57258)-37.75279

寫成數(shù)學(xué)表達(dá)式：

LMR＝1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

該方程式反映了序列間的某種長期均衡關(guān)系。

另外，令

VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

對序列VECM進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)它已經(jīng)是平穩(wěn)序列，并且在0附近上下波動，驗(yàn)證了協(xié)整關(guān)系是正確的。需要注意的是，VECM是向量誤差修正模型的核心部分。

從協(xié)整關(guān)系看，

1、實(shí)際消費(fèi)品零售額的系數(shù)為1.168161，接近于國際上的檢驗(yàn)結(jié)果，即實(shí)際消費(fèi)品零售額每變化1個百分點(diǎn)，貨幣需求量正向變化1.168161個百分點(diǎn)；一般而言，實(shí)際貨幣需求的彈性收入大于1，說明經(jīng)濟(jì)中的貨幣化進(jìn)程對貨幣需求產(chǎn)生影響。但模型中的彈性系數(shù)并未偏離太多，可以大致認(rèn)為，中國的貨幣化進(jìn)程基本結(jié)束，這與以往學(xué)者們的結(jié)論一致。

2、利率與貨幣需求量呈正相關(guān)關(guān)系，利率每變動1個百分點(diǎn)，貨幣需求量正向變化0.3個點(diǎn)。但要注意到，中國利率尚為市場化，利率的變動并真正不能反映市場的需求和供給均衡，人們在持有貨幣時并未十分考慮利率因素，認(rèn)為中央政府一旦將利率提高就意味著要緊縮經(jīng)濟(jì)，反而持幣觀望。

3、通貨膨脹率與貨幣需求量呈正相關(guān)關(guān)系，且彈性系數(shù)相當(dāng)大，將近3.5。我們知道，1998年以來，中央政府為了使經(jīng)濟(jì)走出通貨緊縮，采取了積極財(cái)政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，這在很大程度上改善了宏觀經(jīng)濟(jì)狀況，但也不可避免的帶來了實(shí)際貨幣需求量的大幅增加。

4、股票市值與貨幣需求量呈正相關(guān)關(guān)系，說明收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，說明投資者更愿意在股市上冒險(xiǎn)賺錢，而不是分散風(fēng)險(xiǎn)。但0.1的彈性系數(shù)并不是太大，我們尚無法推斷出收入效應(yīng)與替代效應(yīng)孰大孰小。

5、市場化程度與貨幣需求量呈正相關(guān)關(guān)系，且系數(shù)相當(dāng)高2.4，這也表明了市場化程度對貨幣的超額需求影響相當(dāng)大，中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的制度因素對實(shí)際貨幣需求的影響不應(yīng)該忽略，這也是學(xué)者們在從事貨幣需求理論研究時不能繞開的問題之一。隨著國有經(jīng)濟(jì)比重的逐漸減小，實(shí)際貨幣需求量將大幅的減少。

6、企業(yè)信貸擴(kuò)張與貨幣需求量呈相關(guān)系數(shù)相當(dāng)高，接近于市場化程度彈性，這與我們對企業(yè)信貸擴(kuò)張對實(shí)際貨幣需求影響的估計(jì)相符合的。這反映了近5年里，現(xiàn)行體制內(nèi)對國有企業(yè)的“保護(hù)沖動”仍然存在，隨之而來的政府對國企資金的“軟預(yù)算”和對銀行的特殊“安全”準(zhǔn)則繼續(xù)存在。國企改革和銀行改革任重道遠(yuǎn)。

3.2.3向量誤差調(diào)整模型：

最后在協(xié)整關(guān)系的約束條件下，建立貨幣需求函數(shù)的向量誤差調(diào)整模型，觀察在長期均衡中的短期波動。采用Hendry的從一般到特殊的原則，去掉檢驗(yàn)不顯著的變量，得到向量誤差調(diào)整模型。

D(LMR)＝－0.4710102847×D(LMR(－1))－0.4330927203*D(LMR(－2))＋0.1503427887×D(LYR(－1))－0.8126287334×D(LINF(－1))＋0.053675543×D(LVALUE(－1))＋0.05528580046×D(LVALUE(－2))＋0.1052109636×D(LRATIO(－1))＋0.1682600795×D(LRATIO(－2))－0.3706352754×D(LCREDIT(－1))＋0.02635528142－0.153780584×VECM

其中，VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

從擬合度、AIC和SC等統(tǒng)計(jì)量上看（如附錄之表4所示），模型是成功的。

從結(jié)果上看，長期系數(shù)是－0.154，修正幅度并不太大，而短期沖擊值得關(guān)注，這說明在研究中國貨幣需求函數(shù)時既要看中長期的穩(wěn)定，也不能忽視短期內(nèi)的波動。我們發(fā)現(xiàn)：

1、短期的滯后一期的收入彈性繼續(xù)存在，且影響較大，即短期內(nèi)實(shí)際消費(fèi)品零售額波動1個百分點(diǎn)，貨幣需求量正向波動0.47個百分點(diǎn)。

2、模型中忽略掉利率變量，這與中國的利率非市場化有關(guān)，因?yàn)橹袊梢詧?jiān)持2～3年利率不動，短期內(nèi)利率期限結(jié)構(gòu)曲線是條直線。公務(wù)員之家:

3、滯后一期的通貨膨脹率與因變量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且彈性較大，這既符合傳統(tǒng)理論，也較好的解釋了居民更愿意采用通脹率而不是利率來預(yù)期未來。

4、證券市場短期對人們的持幣量影響很小，說明投資者短期內(nèi)對中國證券市場不信任，容易用腳投票，短期內(nèi)中國的股票市場投機(jī)性很強(qiáng)。

5、滯后一期和兩期的市場化以及滯后一期的企業(yè)信貸擴(kuò)張，它們在理論上是假設(shè)短期內(nèi)不變，但我們還是將它們引入了模型，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)影響不大，這也與理論假設(shè)相符合。

4.結(jié)論

本文利用協(xié)整分析和向量誤差修正模型估計(jì)了1998年1月～2002年12月間的中國貨幣需求函數(shù)，結(jié)果表明研究中國貨幣需求函數(shù)時既要看中長期的穩(wěn)定，也不能忽視短期內(nèi)的波動。我們發(fā)現(xiàn)，實(shí)際貨幣需求與實(shí)際消費(fèi)品零售額、利率、通貨膨脹率、實(shí)際證券市價(jià)總值和國有工業(yè)產(chǎn)值比重及企業(yè)信貸活動規(guī)模存在長期穩(wěn)定關(guān)系，而在短期內(nèi)利率、證券市值波動以及制度變量等一些解釋變量不會對實(shí)際貨幣需求產(chǎn)生大的影響。通過分析，我們認(rèn)為中國的貨幣化進(jìn)程基本結(jié)束，利率市場化必須加快，中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的制度因素對實(shí)際貨幣需求的影響不應(yīng)該忽略，以及現(xiàn)行體制內(nèi)政府對國企資金的“軟預(yù)算”的現(xiàn)象繼續(xù)存在。中國的貨幣需求函數(shù)建模是個復(fù)雜而又必要的工作，特別是對制度變量的挖掘，需要學(xué)者們進(jìn)一步的探索。

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