中國當(dāng)前貨幣需求因素分析.doc

1、發(fā)展中國家貨幣需求模型中國當(dāng)前貨幣需求因素分析 內(nèi)容摘要 : 本文麥金農(nóng)的金融抑制理論為基礎(chǔ) , 結(jié)合中國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)金融實(shí)際 , 分析中國貨幣需求的各項(xiàng)因素 . 在本文的模型中 , 我們引入了國民收入 ,實(shí)際存款 利率和投資這三個(gè)變量 ,分析貨幣需求和這三者之間的關(guān)系 .在此基礎(chǔ)上 ,我們加 入通貨膨脹因素對各變量的影響 , 從而更加準(zhǔn)確地度量各解釋變量對被解釋變量 的影響程度 .關(guān)鍵詞 : 金融抑制理論，實(shí)際貨幣需求 , 實(shí)際投資額，協(xié)整一 . 經(jīng)濟(jì)理論闡述在眾多的貨幣需求理論中 , 麥金農(nóng)提出了一個(gè)和發(fā)展中國家貨幣需求相關(guān)的理論 , 即 是發(fā)展中國家的金融抑制理論 . 所謂金融抑制 , 是指

2、在市場機(jī)制的作用沒有得到充分發(fā)揮的 發(fā)展中國家存在的過多金融管制 ,利率限制 ,信貸配額 ,金融資產(chǎn)單調(diào)等現(xiàn)象 .在該理論中 , 麥 金農(nóng)提出 ,金融抑制戰(zhàn)略對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)成長有負(fù)效應(yīng) , 而這四個(gè)負(fù)效應(yīng)分別為 :負(fù)收入效 應(yīng); 負(fù)儲(chǔ)蓄效應(yīng) ;負(fù)投資效應(yīng) ; 負(fù)就業(yè)效應(yīng) . 由于存在這些負(fù)效應(yīng) , 使得許多發(fā)展中國家的資本 市場欠缺 , 信用工具單一 .在內(nèi)源融資的約束下 , 經(jīng)濟(jì)單位必須先進(jìn)行一定數(shù)量的貨幣積累 , 才能進(jìn)行投資 . 如果投資的意愿越強(qiáng) , 對貨幣的積累需求越大 ,而貨幣積累量越多 , 實(shí)質(zhì)資本 的形成就越快 , 實(shí)質(zhì)投資率就越高 . 所以 ,在全部投資是通過內(nèi)源融資進(jìn)行的

3、情況下 ,平均現(xiàn) 金余額持有量同投資 (儲(chǔ)蓄 )傾向正向相關(guān) .這樣 ,貨幣與實(shí)質(zhì)資本在相當(dāng)范圍內(nèi)是同方向增 減的.它們是互相促進(jìn) , 互相補(bǔ)充的互補(bǔ)品 ,而不是相互替代的競爭品 .這就使貨幣成為投資 的一條渠道 , 資本積累就會(huì)通過這條渠道而產(chǎn)生 . 于是貨幣需求增加 , 會(huì)同時(shí)有實(shí)質(zhì)資本形成 率的提高 . 這個(gè)過程被稱為渠道效應(yīng) . 基于上述觀點(diǎn)，麥金農(nóng)認(rèn)為，需要有新的理論來為發(fā) 展中國家服務(wù)。結(jié)合我國近年來的貨幣需求與供給的實(shí)際情況和經(jīng)濟(jì)形勢的發(fā)展 , 我們認(rèn)為麥金農(nóng)的 金融抑制理論能夠較好地解釋我國貨幣需求狀況 , 為我們建立我國貨幣需求模型提供了理論 基礎(chǔ).麥金農(nóng)的發(fā)展中國家的貨幣需

4、求理論認(rèn)為，在發(fā)展中國家里 , 貨幣需求由以下幾個(gè)因 素構(gòu)成：實(shí)際國民生產(chǎn)總值 Y,實(shí)際投資I,實(shí)際存款利率D- R* (D為名義利率，R*為物價(jià)預(yù) 期變動(dòng)率 ), 貨幣需求函數(shù) (M/P)=L(Y,I/Y,D-R*)。需要說明的變量主要是投資占國民生產(chǎn)總值的比重和存款利率。一 .I/Y 說明投資占國民生產(chǎn)總值比與實(shí)際貨幣需求是正相關(guān)的因?yàn)樵谙鄬β浜蟮陌l(fā)展中國家 ,大都是”分割”經(jīng)濟(jì) ,即企業(yè),政府機(jī)構(gòu)和生產(chǎn)單位相互隔絕 .在這種情況下 ,土地, 勞動(dòng)力等資本品要素不存在統(tǒng)一的共同價(jià)格 , 各部門也難以獲得同等水平的生產(chǎn)技術(shù) . 由于 資本市場極為落后 , 間接金融機(jī)構(gòu)的機(jī)能也比較軟弱 , 市

5、場在融資領(lǐng)域發(fā)揮的作用非常有限 . 因此,眾多的小企業(yè)要進(jìn)行投資和技術(shù)改革 ,只有通過內(nèi)源融資 ,即依靠自身積累貨幣的辦法 來解決 . 在投資不可細(xì)分的情況下 , 投資者在投資前必須積累很大一部分貨幣 , 計(jì)劃投資規(guī)模 越大 , 所需積累的實(shí)際貨幣余額就越多 , 因此 ,I/Y 對貨幣需求不僅影響很大 , 而且是正相關(guān) 的關(guān)系.二. 以貨幣存款形態(tài)持有收入的實(shí)際收益 . 這是因?yàn)榘l(fā)展中國家大多存在通貨膨脹的 情況.因此,(D-R*)對貨幣需求的影響也是正相關(guān)的,如果(D-R*)為正,就會(huì)引致實(shí)際現(xiàn)金積累不斷增加 , 企業(yè)自源融資條件下的資本形成機(jī)會(huì)也會(huì)增多 . 但是如果貨幣的實(shí)際收益 率超過某

6、一限度 , 許多人就會(huì)以現(xiàn)金的形式保有貨幣 , 而不愿將其轉(zhuǎn)化為投資或?qū)嶋H資本 , 因 此投資率會(huì)下降 , 而實(shí)際貨幣余額 M/P 大量地迅速地增長 , 會(huì)有助于投資和總產(chǎn)出的迅速增 長,但是發(fā)展中國家 ,由于金融壓制 ,M/P 的增長很有限 .由以上分析可以看出 , 麥金農(nóng)的發(fā)展中國家的貨幣需求理論指出 : 收入,投資, 利率,通貨 膨脹率對貨幣需求函數(shù)都有一定的影響。二 . 理論模型的設(shè)定根據(jù)以上的經(jīng)濟(jì)理論的分析，在設(shè)立模型時(shí)將國民收入,實(shí)際投資占國民收入的比重和實(shí)際存款利率作為決定貨幣需求總量的解釋變量.由于三個(gè)變量之間數(shù)量級存在差異 ,若直接回歸會(huì)存在一些潛在問題 ,為了回避這一 問題

7、 ,本文在設(shè)定模型時(shí)采用了對數(shù)模型 ,此外,雙對 數(shù)模型中 ,各解釋變量的參數(shù)即為彈性 ,具有良好的經(jīng)濟(jì)解釋意義 .先假定不存在通貨膨脹的影響，模型設(shè)定如下 :In( M )= 3 0+ 3 Un Y + 3 2(I/Y) +3+ u i其中 , M 貨幣需求量P 一般物價(jià)水平 ( 改良模型中將會(huì)用到 )Y 國內(nèi)生產(chǎn)總值I/Y- 名義投資額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重R- 名義存款利率ui-隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)3 0、3 1、 3 2、 3 3-參數(shù)注：。用投資占國民生產(chǎn)總值的比重這一相對數(shù)來反映投資額對貨幣需求的影響，加 上對數(shù)的作用，更好的表示了投資對貨幣需求的彈性。存款利率采用百分比，一方面可以避免對數(shù)取

8、負(fù)，另一方面，可以用數(shù)學(xué)推導(dǎo)證明 這種代入并不影響參數(shù)的意義 , 3 3仍然表示存款利率對貨幣需求的彈性 .三 . 數(shù)據(jù)來源及搜集處理方法1 .貨幣需求量 M 數(shù)據(jù)的搜集：M 用廣義貨幣供應(yīng)量 M2 代替，因?yàn)樨泿诺墓┙o主要是由中央銀行來進(jìn)行， 而貨幣的需 求則取決于流動(dòng)性偏好， 尤其是投機(jī)動(dòng)機(jī)。 由于流動(dòng)性偏好是一種心理活動(dòng)， 難以操縱和控 制，貨幣需求也就難以預(yù)測和控制， 需要變動(dòng)的是貨幣供應(yīng)量。 這種替代具有一定的合理性 .M= M2= M1+M0.M0= 現(xiàn)金流通量，M1= M0+ 銀行活期存款，M2= M1+ 儲(chǔ)蓄存款 +定期存款。廣義貨幣的供給量可以從 中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒中查得， 但

9、是由于統(tǒng)計(jì)項(xiàng)目的調(diào)整，只 能直接得到廣義貨幣供給量 1986-2001 年的數(shù)據(jù)。 對于 1981-1985 年的廣義貨幣供給量通過 試算方法得到.根據(jù)1986年的中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒，用M2=各項(xiàng)存款總額-財(cái)政存款+現(xiàn)金 流通量，試算出各年的廣義貨幣供給量， 將此試算值與以后年度的 中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒給 出的 M2 值進(jìn)行核對， 發(fā)現(xiàn)兩者是一致的。因此， 可將以前年度的廣義貨幣的試算值應(yīng)用到 模型中，這樣就得到了 M2 的全部數(shù)據(jù)。2.一般物價(jià)水平數(shù)據(jù)的搜集 由于物價(jià)預(yù)期變動(dòng)率不是實(shí)際指標(biāo)，而是管理當(dāng)局或公眾的預(yù)期變量，因此它對因變 量的影響程度很難精確度量。 在此， 我們選用實(shí)際物價(jià)指數(shù)代替預(yù)期

10、物價(jià)變動(dòng)率的作用。 又 由于商品零售物價(jià)指數(shù)最能夠代表一般物價(jià)水平，因此，采用歷年的環(huán)比商品零售物價(jià)指數(shù)作為一般物價(jià)水平的代表3國民生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)的搜集對于國民生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)， 用各年GDP表示，1982-2002年間的GDP數(shù)據(jù)可以從中 國統(tǒng)計(jì)年鑒中直接得到4. 投資占國民生產(chǎn)總值的比重?cái)?shù)據(jù)的搜集關(guān)于投資額的數(shù)據(jù)，可以從國家統(tǒng)計(jì)局的全國年度統(tǒng)計(jì)公報(bào)中得到，然后用這一名 義投資總額除以國民生產(chǎn)總值， 得到了名義比重；再用這個(gè)名義比重除以通貨膨脹率得到實(shí) 際的投資額占國民生產(chǎn)總值的比重。5. 利率數(shù)據(jù)的搜集麥金農(nóng)的貨幣需求理論中，采用存款利率來衡量利率水平對貨幣需求量的影響在此,我們選用一年期定期

11、存款利率為名義利率，在此基礎(chǔ)上減去通貨膨脹率，得到實(shí)際存款利率6. 通貨膨脹率和物價(jià)預(yù)期變動(dòng)率數(shù)據(jù)的搜集由于模型中其他變量，如實(shí)際國民生產(chǎn)總值，實(shí)際投資額也要用到物價(jià)水平的數(shù)據(jù) ，而環(huán) 比物價(jià)指數(shù)更符合麥金農(nóng)的理論要求 ，因此我們選用歷年的環(huán)比物價(jià)指數(shù)作為基數(shù)，便于和其他解釋變量建立一致的標(biāo)準(zhǔn) 在此基礎(chǔ)上減1,得到通貨膨脹率由于物價(jià)預(yù)期變動(dòng)率不是實(shí)際指標(biāo)，而是管理當(dāng)局或公眾的預(yù)期變量，因此它對因變量的影響程度很難精確度量。在此，我們選用實(shí)際的通貨膨脹率來代替物價(jià)預(yù)期變動(dòng)率數(shù)據(jù)來源：中國金融年鑒、中國統(tǒng)計(jì)年鑒、全國年度統(tǒng)計(jì)公報(bào)，中國經(jīng)濟(jì)信息 網(wǎng)這樣，模型所需變量的數(shù)據(jù)都搜集齊了 下面就利用Evi

12、ews進(jìn)行模擬.四. 參數(shù)估計(jì).原始數(shù)據(jù)：年份MYIRP19822589.842478455.76107.81983307546739526.8410219844146.3548511607.2106.819855198.9778024758.64122.5198667219380296711.34106.119878349.710920351811.34114.4198810099.613853431410.08128.1198911949.61567740008.64125.4199015293.71740044517.56101.6199119439.91958052797.561031

13、99225402.12393875829.18107.319933150131380118299.18120.1199446923.5438061592610.98118.219956075057733194459.18112.4199676094.967795236607.47107.7199790995.374772253005.67103.31998104498.579553284575.2299.31999119897.982054298704.7799.32000134610.389404326193.78102.82001158301.995933368982.2597.82002

14、185007102398435331.98101.2準(zhǔn)備工作：由于這些數(shù)據(jù)都是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此有必要對它們進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，觀察能否用其來進(jìn)行建模。做單位根檢驗(yàn)得結(jié)果如下:變量檢驗(yàn)類型(c, t, q)ADF檢驗(yàn)5 %臨界值DWLnM(1,0,1)-1.888-3.02941.945LnY(1,0,1)-2.008-3.02941.810I/Y(1,0,0)-1.410-3.01991.639R(0,0,1)-0.901-1.96021.987注：檢驗(yàn)類型中的c,t,q分別表示帶有常數(shù)項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和所采用的滯后階數(shù)。從這個(gè)表可以看出，4個(gè)變量的ADF值都大于5%顯著性水平下的臨界值，因此不能拒絕

15、H。,所以認(rèn)為數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，有必要進(jìn)一步作協(xié)整檢驗(yàn)。但由于協(xié)整檢驗(yàn)是針對殘差的因此有必要先對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸得到殘差，然后再對殘差進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn) 在此之前先對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。定義變量LM=logM, LGDP=logGDP, IY=I/Y .進(jìn)行最小二乘估計(jì)，便可得到以下顯示的結(jié)果LM = -2.0317 + 1.1986 X LGDP + 0.8098 X IY - 0.0344 X Rt=-7.3632.721.42-4.29R2 = 0.997DW = 1.647臨界值t0.025 ( 17) = 2.11,因此可知C,LGDP的系數(shù)和R的系數(shù)是顯著的，而I/Y的系數(shù) 不顯著?？紤]到實(shí)際經(jīng)濟(jì)意

16、義，投資對貨幣需求量的影響作用應(yīng)該有一定時(shí)滯效應(yīng)，因此我們分別選用投資對國民生產(chǎn)總值滯后1, 2, 3期的方式進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)滯后3期效果較好。選用logM,logGDP,l/Y(-3)和R進(jìn)行回歸得到如下結(jié)果：LM = -2.1444+ 1.2768*LGDP+ 1.2520*IY(-3) - 0.0415*RT =-5.8236.302.40-4.28R2 = 0.997DW = 1.219F= 1546.242在這里，由于自變量滯后了3期，損失了 3個(gè)自由度，所以t分布的自由度應(yīng)該是17-3=14，查表得T0.025 (14 )= 2.093。這樣，截距項(xiàng)以及 3個(gè)解釋變量的系數(shù)的絕對

17、值都大 于T的臨界值，應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為各個(gè)自變量對因變量的影響是顯著的。接著上面的討論，我們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，殘差e的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果為：e= -0.7533e (-1)ADF = -3.43 臨界值(5%): -1.96 DW = 1.62由于ADF值為-3.43-1.96，表明殘差是平穩(wěn)的，所以上述變量之間有協(xié)整關(guān)系，數(shù)據(jù) 可以用來建模。下面進(jìn)行模型的各個(gè)步驟的檢驗(yàn)：1 經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)從模擬的結(jié)果可以看出logY的系數(shù)為正，(I/Y)的系數(shù)也為正，而 R的系數(shù)為負(fù)。這正 好與經(jīng)濟(jì)理論當(dāng)中，收入和投資額與貨幣需求成正方向變化，而利率與貨幣需求成反方向變化的規(guī)律相一致由此可見，從經(jīng)濟(jì)意義的角度來

18、看，模型是合理的。2. 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)(a =0.05)從模擬的結(jié)果來看，logY的t值為36.30 , I/Y的t值為-2.40 ,而t的臨界值為2.093,因 此，拒絕解釋變量對應(yīng)變量沒有顯著影響的原假設(shè)，而接受備擇假設(shè).說明收入，投資和利率對貨幣需求有顯著的影響作用。且F值為1546.242，而F的臨界值為3.52.表明拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即表明回歸方程顯著.以下進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)：1. 多重共線性檢驗(yàn)利用OLS的結(jié)果可以看出，可決系數(shù)為0.997，F(xiàn)值1546.242顯著大于給定顯著性水平下 的臨界值，同時(shí)各個(gè)變量對應(yīng)的偏回歸系數(shù)的 T值也是顯著的，因此可以認(rèn)為變量之間不存在 多重共線

19、性.2. 異方差檢驗(yàn)：由于只有21個(gè)樣本,而且為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此主要采取 ARCH檢驗(yàn)來檢驗(yàn)異方差的存 在與否.選用殘差平方滯后 2階：ARCH Test:F-statistic0.949883Probability0.412064Obs*R-squared2.040050Probability0.360586從表中可以看出，Obs*R-squared=2.040050 Z0.05(2) =5.991,所以應(yīng)接受 H0,認(rèn)為模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差.與此同時(shí)，進(jìn)行懷特檢驗(yàn)(含交叉項(xiàng))的結(jié)果為：White Heteroskedasticity Test:F-statistic2.32770

20、1Probability0.124138Obs*R-squared13.02579Probability0.161443表明殘差與解釋變量不存在顯著的線性關(guān)系，可認(rèn)+ 1.2520*IY(-3) - 0.0415*R-2.40-4.28F = 1546.242統(tǒng)計(jì)量均小于臨界值，接受原假設(shè)，為殘差序列不存在異方差。3 .自相關(guān)檢驗(yàn)沿用上面的回歸結(jié)果LM = -2.1444+ 1.2768*LGDPt= -5.8236.30R2= 0.997DW = 1.219模型結(jié)果顯示 DW值為1.219,而通過查表得到 dL的值為0.933,d u的值為的 值正好落在無決定區(qū)域?yàn)榱诉M(jìn)一步確定究竟隨機(jī)誤差u

21、t是否存在自相關(guān)，可以借助圖示法0.15 0.10 - I0.05 -. E 0.00 _ A-0.05 -4*-0.10 -0.15 J,.,-0.15 -0.10-0.050.000.050.100.15E(-1)從該圖中可以看出殘差et的分布很分散，沒有線性關(guān)系，因此認(rèn)為隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在自相關(guān).通過以上的回歸及檢驗(yàn)，就可得到以下回歸方程：LOG(M) = -2.1444+ 1.2768*LOG(GDP) + 1.2520*l/Y(-3) - 0.0415*R五. 模型的改良以上是基于沒有考慮通貨膨脹因素，而獲得的名義數(shù)據(jù)的回歸模型，以下將引入通貨膨脹因素，進(jìn)行第二次回歸.改良模型設(shè)定如下

22、：ln( M /P)= 3 0+3 1ln( Y /P)+ 3 2(i/yp)+3 3(R)+u i,其中P=為環(huán)比的商品零售物價(jià)指數(shù).需要說明的是，由名義存款利率減去通貨膨脹率計(jì)算出來的實(shí)際存款利率在有些年份為 負(fù)，不符合經(jīng)濟(jì)意義.因此,在該改良的模型中仍然使用一年期定期存款的名義利率指標(biāo)同樣，借助原模型即可得知該時(shí)間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的。首先定義變量丄MP=log(M/P)LYP=log(Y/P) IYP=I/YP對各項(xiàng)數(shù)據(jù)進(jìn)行 OLS回歸,結(jié)果如下：LMP = -1.1721 + 1.1770*LYP + 127.3304*IYP - 0.0244*RT= -9.4535.862.35-3

23、.662R = 0.998 DW = 1.159 F = 2828.846從該回歸結(jié)果可以看到，log(Y/P)和(I/YP)的系數(shù)都為正，同時(shí)R的系數(shù)為負(fù)，表明實(shí)際 國民生產(chǎn)總值以及實(shí)際投資額占國民生產(chǎn)總值的比重與實(shí)際貨幣需求呈正向變動(dòng)關(guān)系，而利率與實(shí)際貨幣需求呈反向變動(dòng)關(guān)系，符合經(jīng)濟(jì)意義查表得T0.025(17)=2.1 10 , F0.05(3,17)=3.20 ，因?yàn)楦鱾€(gè)解釋變量和截距項(xiàng)系數(shù)的T值絕對值都大于T的臨界值,是顯著的，同時(shí)F值也遠(yuǎn)大于F臨界值，所以可以認(rèn)為該模型通過了 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn).接著進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)(殘差e1的單位根檢驗(yàn))，得結(jié)果如下：e1= -0.7661e1 （-1）ADF

24、 = -3.48 臨界值（5%） : -1.96 DW = 1.91表明殘差是平穩(wěn)的，所以上述變量之間有協(xié)整關(guān)系，數(shù)據(jù)可以用來建模。下面進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)1.多重共線性檢驗(yàn)利用回歸結(jié)果可以看出，F(xiàn)值和T值都顯著大于各自的臨界值，因此可以認(rèn)為自變量之間不存在多重共線性。2.異方差檢驗(yàn)ARCH Test:F-statistic0.138511Probability0.714111Obs*R-squared0.152726Probability0.695944查表得 臨界值 芻帖二3.841,由于Obs*R-squared=0.1527263.841，不應(yīng)拒 絕H。，所以認(rèn)為模型中不存在異方差。與此同時(shí)，進(jìn)行懷特檢驗(yàn)（含交叉項(xiàng)）的結(jié)果為:White Heteroskedasticity Test:F-statistic0.308170Probability0.956061Obs*R-squared4.228705Probability0.895725統(tǒng)計(jì)量均小于臨界值， 接受原假設(shè)，表明殘差與解釋變量不存在顯著的線性關(guān)系，可認(rèn)為殘差序列不存在異方差。3. 自相關(guān)檢驗(yàn)利用上面已經(jīng)得到的回歸結(jié)果：LMP = -1.1721 + 1.1770*LYP + 127.3304*IYP