開放框架下的中國(guó)貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性問題研究

開放框架下的中國(guó)貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性問題研究

一、問題的提出貨幣供應(yīng)量作為我國(guó)貨幣政策的中介目標(biāo)，一般來說需要事先根據(jù)貨幣需求函數(shù)來預(yù)測(cè)貨幣需求總量。因此，若貨幣需求函數(shù)不穩(wěn)定，中央銀行就難以準(zhǔn)確預(yù)測(cè)貨幣需求的變動(dòng)趨勢(shì)，從而無法合理設(shè)定貨幣供應(yīng)量目標(biāo)，最終也就很難實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出增長(zhǎng)和價(jià)格總水平穩(wěn)定的目標(biāo)。這樣看來，穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)①是中央銀行通過控制貨幣供應(yīng)量來對(duì)經(jīng)濟(jì)施加影響以及調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要先決條件。問題是，近年來，中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)日趨復(fù)雜和金融體系不斷演化。尤其是，我國(guó)對(duì)外開放程度的不斷加大、經(jīng)濟(jì)對(duì)外依存度的持續(xù)提高，以及我國(guó)逐步邁向更靈活的匯率制度等，都有可能影響到我國(guó)貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性。因此，在這種背景下對(duì)貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性進(jìn)行研究顯然是很有必要的。但綜觀國(guó)內(nèi)外對(duì)我國(guó)貨幣需求進(jìn)行研究的大量文獻(xiàn)，筆者發(fā)現(xiàn)大部分文獻(xiàn)完全忽視了這一問題徑直對(duì)貨幣需求函數(shù)展開了這樣或那樣的討論，而少數(shù)涉及到這一問題的研究則基本上未有定論。首先，這些研究中相當(dāng)一部分完全是在封閉框架下進(jìn)行的，并未涉及到匯率和國(guó)外利率。譬如汪紅駒(2002)的估計(jì)結(jié)果說明M1和M2都具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)，但它們的短期誤差修正模型并不穩(wěn)定。張勇和范從來(2006)的研究表明M1的短期需求函數(shù)具有穩(wěn)定性，但M2的短期需求函數(shù)不具有穩(wěn)定性。葉光(2009)也認(rèn)為我國(guó)1978年至今貨幣需求函數(shù)并不穩(wěn)定。其次，另有少部分在開放框架下②進(jìn)行的研究則注意到了伴隨著我國(guó)對(duì)外開放的逐漸深入和對(duì)外依存度的逐步提高，匯率和國(guó)外利率對(duì)我國(guó)貨幣需求函數(shù)可能會(huì)產(chǎn)生影響，并開始將這些因素納入到貨幣需求函數(shù)的討論中。其中，較典型的如易行健(2006)的研究結(jié)果表明，在開放經(jīng)濟(jì)條件下我國(guó)仍然存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)，且人民幣名義有效匯率指數(shù)的上升將通過貨幣替代效應(yīng)與資本流動(dòng)效應(yīng)顯著減少國(guó)內(nèi)居民與企業(yè)對(duì)人民幣的需求。而宋金奇和雷欽禮(2009)的研究結(jié)果則表明我國(guó)貨幣需求與利率、收入、匯率變動(dòng)率之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，而去除匯率變動(dòng)變量后它們之間卻不存在協(xié)整關(guān)系，這意味著匯率變動(dòng)是影響我國(guó)貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定的關(guān)鍵變量。問題是，盡管這些研究已經(jīng)考慮到了開放框架下匯率等因素對(duì)我國(guó)貨幣需求函數(shù)的影響，但是它們都忽視了在其較長(zhǎng)的樣本期跨度內(nèi)，匯率特別是匯率制度所發(fā)生的某些明顯變化，以及這種變化使得匯率數(shù)據(jù)生成過程(DGP)可能會(huì)發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變③，而這一點(diǎn)很有可能會(huì)影響到貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性。事實(shí)上，目前已有部分較新的文獻(xiàn)開始注意到這一問題。譬如，伍戈(2009)就曾經(jīng)以2005年匯率形成機(jī)制改革為分界點(diǎn)引入虛擬變量，試圖研究匯改對(duì)貨幣需求的影響。其結(jié)果顯示無論從長(zhǎng)期還是短期來看，人民幣匯率本身的變化都沒有顯著地影響貨幣需求，但人民幣的升值預(yù)期倒是引致了更多的貨幣需求。另外，吳平勇等(2007)和萬曉莉等(2010)以類似的方法做了研究。遺憾的是，上述文獻(xiàn)的處理方法卻是直接根據(jù)某些重要經(jīng)濟(jì)事件發(fā)生的時(shí)點(diǎn)來設(shè)定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，而這種處理方法存在的最大缺陷是無法將結(jié)構(gòu)突變檢測(cè)內(nèi)生化。這樣帶來的問題是，某些經(jīng)濟(jì)事件沖擊雖然當(dāng)時(shí)看似很重大，但是未必真的能夠?qū)ψ兞康臄?shù)據(jù)生成過程(DGP)產(chǎn)生影響，或者未必即刻引致數(shù)據(jù)生成過程發(fā)生改變。由此，如果仍然直接主觀地將其設(shè)定為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，很可能會(huì)使結(jié)果產(chǎn)生一定的偏誤(項(xiàng)后軍、潘錫泉，2010)。故匯率是否會(huì)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變以及這種結(jié)構(gòu)突變是否會(huì)影響貨幣需求函數(shù)的結(jié)構(gòu)及其穩(wěn)定性，是在開放框架下納入?yún)R率進(jìn)行貨幣需求函數(shù)研究所無法回避的問題。此外，還有一點(diǎn)需要注意的是，以往絕大多數(shù)研究都認(rèn)為貨幣需求函數(shù)的影響變量是同階的④(劉金全等，2006；胡維波，2007；等等)；而近年來卻有少量研究(伍戈，2009)注意到了某些變量并不是同階的。因此，本文考慮到發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的情況下變量可能會(huì)出現(xiàn)的不同階情況，將利用邊限檢驗(yàn)(BoundsTesting)方法無需變量必須是同階的優(yōu)點(diǎn)，運(yùn)用考慮結(jié)構(gòu)突變(Bai-Perron內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)方法)的ARDLECM模型對(duì)開放框架下的貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行研究。最后，綜觀以往的文獻(xiàn)，不難發(fā)現(xiàn)大部分研究都是采用年度數(shù)據(jù)或是季度數(shù)據(jù)，而這樣一來，很可能導(dǎo)致一些計(jì)量方法的運(yùn)用會(huì)因樣本量較少而出現(xiàn)偏誤。因此，本文采用2000年1月-2009年12月的月度數(shù)據(jù)為樣本更為精細(xì)地刻畫各變量對(duì)貨幣需求函數(shù)的影響。二、貨幣需求函數(shù)的模型設(shè)定和計(jì)量方法介紹(一)模型的設(shè)定傳統(tǒng)貨幣需求理論認(rèn)為，影響貨幣需求的因素主要有規(guī)模變量、機(jī)會(huì)成本變量。規(guī)模變量是用來衡量經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中利用貨幣進(jìn)行交易的規(guī)模，通常取決于財(cái)富、收入等。機(jī)會(huì)成本變量是指人們因持有貨幣而放棄其他資產(chǎn)所獲得的收益，通常取決于利率、通貨膨脹率和其他資產(chǎn)的平均收益率等。而在開放經(jīng)濟(jì)框架下，Bahmani-Oskooe和Shin(2002)、Wang(2005)等均指出匯率和國(guó)外利率實(shí)際上也是影響貨幣需求函數(shù)的不可忽視的重要因素。除此之外，制度因素也是影響貨幣需求函數(shù)的一個(gè)基本因素，易行健(2006)認(rèn)為制度因素的缺失不僅會(huì)使長(zhǎng)期貨幣需求方程中收入彈性較高，還會(huì)導(dǎo)致貨幣需求的短期動(dòng)態(tài)方程擬合度較低。有鑒于此，本文將參考以往的研究方法，同時(shí)也為了與已有的研究進(jìn)行對(duì)比分析，故將上面所分析的各種影響因素均納入到貨幣需求函數(shù)中；同時(shí)類似于目前的絕大部分研究，本文也采用半對(duì)數(shù)線性形式，構(gòu)建開放條件下我國(guó)貨幣需求函數(shù)的模型為：(二)計(jì)量方法介紹1.Bai-Perron內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定Bai-Perron(1998，2003)內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)方法不同于以往的結(jié)構(gòu)突變檢測(cè)方法，它克服了以往只能檢測(cè)1個(gè)(Perron,1989;ZivotandAndrews,1992)或2個(gè)(GarciaPerron,1996:LumsdaineandPapell,1997;LeeandStrazicich,2003)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的局限性，能更有效地檢測(cè)出數(shù)據(jù)生成過程是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變以及結(jié)構(gòu)突變發(fā)生時(shí)點(diǎn)和次數(shù)。其主要思路和方法具體如下：考慮帶有m個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的多重線性回歸方程如下：于是Bai和Perron(1998)根據(jù)大樣本理論，提出了檢測(cè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的眾多統(tǒng)計(jì)量，主要包括SupF統(tǒng)計(jì)量、Dmax統(tǒng)計(jì)量(UDmax和WDmax統(tǒng)計(jì)量)、BIC和LWZ信息準(zhǔn)則、SupF(l+1|l)序列統(tǒng)計(jì)量。與此同時(shí)，Bai和Perron(2003)還進(jìn)一步對(duì)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行了蒙特卡洛模擬，得到統(tǒng)計(jì)量的臨界值，且建議使用UDmax和WDmax統(tǒng)計(jì)量作為是否發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的依據(jù)，SupF(l+1|l)序列統(tǒng)計(jì)量作為判斷發(fā)生結(jié)構(gòu)突變次數(shù)的依據(jù)⑤，鑒于篇幅的原因，這里就不一一介紹各檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的詳細(xì)內(nèi)容了⑥。2.邊限檢驗(yàn)法(BoundsTest)和ARDL協(xié)整檢驗(yàn)方法介紹自回歸分布滯后方法(ARDL)是由Charemza和Deadman(1992)最早提出，經(jīng)過Pesaran和Smith(1998)、Pesaran和Shin(1999)、Pesaran等(2001)等逐步完善和推廣。其協(xié)整檢驗(yàn)的主要思想是由邊限檢驗(yàn)法(BoundsTest)確定變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系(協(xié)整關(guān)系)，然后在協(xié)整關(guān)系存在的前提下估計(jì)變量間的相關(guān)系數(shù)。在考慮滯后效應(yīng)的模型中具有很好的應(yīng)用性，而且具有非常好的小樣本性質(zhì)和處理不同階的獨(dú)特能力。具體步驟為：首先對(duì)各差分變量進(jìn)行充分滯后，并利用AIC或SBC準(zhǔn)則選擇最佳的滯后期；然后利用邊界臨界值進(jìn)行檢驗(yàn)(BoundsTest)，判斷變量間是否存在長(zhǎng)期平穩(wěn)關(guān)系，如果平穩(wěn)，則將其引入無約束誤差修正模型；再利用AIC或SBC準(zhǔn)則并結(jié)合其他診斷標(biāo)準(zhǔn)最終確定ARDL模型的形式；最后估計(jì)出變量間的長(zhǎng)期協(xié)整和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。三、人民幣名義有效匯率內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)(一)數(shù)據(jù)來源及處理本文選取2000年1月至2009年12月的月度數(shù)據(jù)作為分析樣本。雖然我國(guó)現(xiàn)行的貨幣供應(yīng)量主要分為狹義貨幣M1和廣義貨幣M2兩大類。但是廣義貨幣M2的統(tǒng)計(jì)口徑比狹義貨幣M1更為廣泛，它不僅包括狹義貨幣M1，還包括單位定期存款、儲(chǔ)蓄存款、外匯存款和貨幣市場(chǎng)共同基金。此外，考慮到現(xiàn)有眾多文獻(xiàn)(HaferandJansen，1991；易行健，2006；等等)普遍認(rèn)為采用廣義貨幣M2能夠更好地反映貨幣政策實(shí)施的長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)沖擊，本文將選取廣義貨幣M2估計(jì)貨幣需求函數(shù)。由于我國(guó)沒有公開的月度GDP數(shù)據(jù)，遵從一般文獻(xiàn)的做法，本文采用工業(yè)增加值作為GDP的代理變量。廣義貨幣需求M2、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI的原始數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，M2和GDP經(jīng)CPI平減成實(shí)際值后取對(duì)數(shù)，以消除異方差，并進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，以消除季節(jié)因素的影響。本文采用一年期銀行定期存款利率作為我國(guó)居民持有貨幣的機(jī)會(huì)成本，數(shù)據(jù)來自國(guó)際貨幣基金組織，當(dāng)發(fā)生利率調(diào)整時(shí)，按當(dāng)月利率具體執(zhí)行天數(shù)進(jìn)行加權(quán)平均得到月度數(shù)據(jù)。制度因素參考麥金農(nóng)(1997)、易行健(2006)和王元(2009)等的方法，采用M2與GDP的實(shí)際值之比⑦。國(guó)外利率FR，取美國(guó)三年期政府債券利率作為代理變量，并進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，以消除季節(jié)因素的影響。匯率采用人民幣名義有效匯率NEER，轉(zhuǎn)化成以2000年1月為基期(2000.01=100)的數(shù)據(jù)，因?yàn)槿嗣駧琶x有效匯率是以貿(mào)易份額為權(quán)重的加權(quán)匯率，較雙邊匯率更能有效反映出匯率的真實(shí)變動(dòng)對(duì)物價(jià)的影響。這里采用間接標(biāo)價(jià)法，數(shù)值變大表示人民幣升值，反之則表示貶值。國(guó)外利率FR與人民幣名義有效匯率NEER的數(shù)據(jù)均來自于國(guó)際貨幣基金組織國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)在線數(shù)據(jù)庫(IMF)。(二)名義有效匯率內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)運(yùn)用Bai-Perron(1998，2003)提出的內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)方法對(duì)人民幣名義有效匯率進(jìn)行檢驗(yàn)，通過Gauss8.0軟件程序得到結(jié)果如表1。由表1可以得到，盡管Sup(1)為2.6293，在統(tǒng)計(jì)上不顯著，但根據(jù)Perron的建議，當(dāng)時(shí)間序列數(shù)據(jù)備則假設(shè)為一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)時(shí)，Sup(1)容易接受原假設(shè)，檢驗(yàn)勢(shì)下降的缺陷，所以我們不采用Sup(1)統(tǒng)計(jì)量，采用更高階的Sup(m)統(tǒng)計(jì)量(m≥2)。從表1可以得到Sup(2)，Sup(3)統(tǒng)計(jì)量分別在10%和1%顯著性水平顯著，表明名義有效匯率確實(shí)存在多個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。另一方面，UDmax統(tǒng)計(jì)量和WDmax統(tǒng)計(jì)量分別在10%和1%顯著性水平顯著，拒絕不存在結(jié)構(gòu)突變的原假設(shè)，說明名義有效匯率至少存在一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。表1中的序列統(tǒng)計(jì)量選擇了名義有效匯率存在2個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，而LWZ信息準(zhǔn)則和BIC信息準(zhǔn)則卻選擇了名義有效匯率存在3個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。根據(jù)Perron的建議，當(dāng)各統(tǒng)計(jì)量選擇的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)個(gè)數(shù)不一致時(shí)，以序列統(tǒng)計(jì)量選擇的結(jié)構(gòu)突變個(gè)數(shù)作為標(biāo)準(zhǔn)。因此，從我們的檢驗(yàn)結(jié)果來看，名義有效匯率在樣本期內(nèi)確實(shí)發(fā)生了兩次結(jié)構(gòu)突變，突變時(shí)點(diǎn)分別為2003年4月和2005年9月，而并非現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為的2005年7月匯改政策發(fā)生時(shí)點(diǎn)。至此，上述Bai-Perron檢驗(yàn)已表明，樣本期間內(nèi)名義有效匯率數(shù)據(jù)生成過程確實(shí)發(fā)生了兩次結(jié)構(gòu)突變，意味著某些經(jīng)濟(jì)沖擊確實(shí)對(duì)名義有效匯率數(shù)據(jù)生成過程產(chǎn)生了實(shí)質(zhì)影響，但這種影響是否會(huì)導(dǎo)致數(shù)據(jù)生成過程發(fā)生改變——變?yōu)橼厔?shì)平穩(wěn)過程，抑或仍為單位根過程，這是需要進(jìn)一步加以重新分析的問題(Bai-Perron檢驗(yàn)本身并不能判斷數(shù)據(jù)生成過程的變化)。(三)包含內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變的人民幣名義有效匯率數(shù)據(jù)生成過程的重新分析在上述Bai-Perron(1998，2003)內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)已檢測(cè)出結(jié)構(gòu)突變時(shí)點(diǎn)的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步應(yīng)用王少平和李子奈(2003)關(guān)于已知結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)情況下的數(shù)據(jù)生成過程分析方法和步驟，對(duì)名義有效匯率數(shù)據(jù)生成過程進(jìn)行重新分析。四、考慮結(jié)構(gòu)突變的貨幣需求函數(shù)ARDL-ECM模型協(xié)整檢驗(yàn)和實(shí)證估計(jì)(一)考慮結(jié)構(gòu)突變的貨幣需求函數(shù)ARDL-ECM模型設(shè)定考慮到一些經(jīng)濟(jì)沖擊使名義有效匯率在樣本期內(nèi)發(fā)生了兩次結(jié)構(gòu)突變，因此，為反映出結(jié)構(gòu)突變后人民幣名義有效匯率的作用效果，參考Susanti(2001)、Kunitomo(2005)等的處理方法在2003年4月和2005年9月結(jié)構(gòu)突變處分別引入虛擬變量DT1、DT2。當(dāng)時(shí)間t＜2003：04時(shí)，DT1=0，反之，DT1=1；當(dāng)時(shí)間t＜2005：09時(shí)，DT2=0，反之，DT2=1。并進(jìn)一步參考王宇雯(2009)等的做法，將虛擬變量DT1、DT2分別與人民幣名義有效匯率的交互形式也作為解釋變量引入ARDL-ECM模型中，分別記為：DUMLNNEER1=DT1×LNNEERDUMLNNEER2=DT2×LNNEER因此，根據(jù)ARDL-ECM模型和貨幣需求函數(shù)理論模型，結(jié)合考慮名義有效匯率發(fā)生結(jié)構(gòu)突變這一特征，將本文的ARDL-ECM模型設(shè)定為：(二)考慮結(jié)構(gòu)突變的貨幣需求函數(shù)ARDL-ECM模型邊限協(xié)整檢驗(yàn)(BoundsTest)運(yùn)用Microfit4.1軟件對(duì)貨幣需求函數(shù)的回歸模型進(jìn)行Peasran邊限協(xié)整檢驗(yàn)(BoundsTesting)(最優(yōu)滯后期根據(jù)AIC/SBC準(zhǔn)則選擇)，得到檢驗(yàn)結(jié)果如表2。表2結(jié)果表明，在不含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí)F統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整的原假設(shè)；在含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí)F統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整的原假設(shè)。運(yùn)用Microfit4.1軟件計(jì)算得到廣義貨幣需求M2不含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí)ARDL模型形式為ARDL(1，0，0，0，0，0，0，0)(最優(yōu)滯后期根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則判斷)和含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí)ARDL模型形式為(1，0，0，0，0，0，0，0)。其相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表3所示。從表3的ARDL模型估計(jì)結(jié)果來看，不包含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí)，其截距項(xiàng)系數(shù)統(tǒng)計(jì)量并不顯著。此外，包含趨勢(shì)項(xiàng)與不包含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí)，其他變量的系數(shù)估計(jì)值及相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量相似，但包含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí)，截距項(xiàng)的系數(shù)顯著性得到明顯改善，且趨勢(shì)項(xiàng)系數(shù)統(tǒng)計(jì)量也相當(dāng)顯著，估計(jì)結(jié)果得到明顯改善。故我們有理由認(rèn)為包含趨勢(shì)項(xiàng)的ARDL估計(jì)結(jié)果相對(duì)于不包含趨勢(shì)項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果來說顯得更為合理，因此，下文也僅以包含趨勢(shì)項(xiàng)的ARDL(1，0，0，0，0，0，0，0)為基礎(chǔ)來建立貨幣需求函數(shù)的長(zhǎng)期協(xié)整方程和ARDL-ECM模型。(三)考慮結(jié)構(gòu)突變的貨幣需求函數(shù)ARDL-ECM協(xié)整方程與向量誤差修正模型估計(jì)Peasran邊限協(xié)整檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量表明貨幣需求函數(shù)存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則選取最優(yōu)滯后期為5期，估計(jì)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系和短期誤差修正模型。運(yùn)用Microfit4.1軟件進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到長(zhǎng)期協(xié)整方程如式(11)(括號(hào)中為t統(tǒng)計(jì)量，下同)。在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系估計(jì)的基礎(chǔ)上，根據(jù)Granger定理，一定存在描述貨幣需求從短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型。運(yùn)用Microfit4.1軟件估計(jì)，得到廣義貨幣需求M2相應(yīng)的ARDL-ECM向量誤差修正模型為式(12)。五、實(shí)證結(jié)果分析從人民幣名義有效匯率的Bai-Perron內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)結(jié)果來看，其在樣本期內(nèi)發(fā)生了兩次結(jié)構(gòu)突變，突變時(shí)點(diǎn)分別為2003年4月和2005年9月，而且從長(zhǎng)期協(xié)整方程可以看出這兩次結(jié)構(gòu)突變對(duì)廣義貨幣需求產(chǎn)生了顯著不同的影響⑧。具體表現(xiàn)在，盡管人民幣名義有效匯率在2003年4月⑨發(fā)生第一次結(jié)構(gòu)突變前其系數(shù)為-0.02383，似乎表明人民幣名義有效匯率對(duì)貨幣需求具有顯著的負(fù)向影響，也似乎確證了廣義的“資產(chǎn)組合調(diào)整效應(yīng)”，但發(fā)現(xiàn)其系數(shù)統(tǒng)計(jì)量并不顯著，也就意味著這樣的影響效應(yīng)并不具有真正的實(shí)質(zhì)作用。與此同時(shí)，在2003年4月-2005年9月這一樣本期間(第一次結(jié)構(gòu)突變后到第二次結(jié)構(gòu)突變前)，盡管長(zhǎng)期協(xié)整方程顯示人民幣名義有效匯率對(duì)廣義貨幣需求的影響作用由于2003年第一次結(jié)構(gòu)突變的緣故發(fā)生了些許變化，但這種改變依然沒有對(duì)其產(chǎn)生實(shí)質(zhì)影響(主要表現(xiàn)為2003年4月結(jié)構(gòu)突變處的虛擬變量與匯率交叉項(xiàng)系數(shù)統(tǒng)計(jì)量依舊不顯著)。但是，人民幣名義有效匯率對(duì)廣義貨幣需求的影響在2005年9月第二次結(jié)構(gòu)突變后卻發(fā)生了顯著變化，其對(duì)廣義貨幣需求的彈性系數(shù)為0.002263，且在統(tǒng)計(jì)上非常顯著。這表明人民幣名義有效匯率在第二次結(jié)構(gòu)突變(2005年9月)后，其值每上升1個(gè)單位(升值1個(gè)單位)，將會(huì)引起廣義貨幣需求增加0.002263個(gè)單位。這可能是由于2005年7月21日，匯制的改革引發(fā)了人民幣對(duì)美元名義匯率的持續(xù)升值，并促使人民幣名義有效匯率迅速升值，與此同時(shí)還引致了對(duì)人民幣將繼續(xù)升值的強(qiáng)烈預(yù)期，而使得大量短期資本(投機(jī)熱錢)流入國(guó)內(nèi)，在一定程度上促進(jìn)了對(duì)貨幣的需求。此外，這個(gè)時(shí)期國(guó)內(nèi)居民為了避免美元等外幣的相對(duì)貶值而帶來的財(cái)富損失，同時(shí)也為了獲得相應(yīng)的升值性套利收益，也會(huì)降低對(duì)外幣的需求而增加對(duì)人民幣的需求。這些因素共同作用促進(jìn)了對(duì)人民幣的貨幣需求。然而，這些結(jié)論與易行健(2006)、宋金奇和雷欽禮(2009)等沒有考慮結(jié)構(gòu)突變，以及部分文獻(xiàn)(萬曉莉等，2010；劉金全等，2006；吳平勇等，2007；伍戈，2009；等等)考慮到結(jié)構(gòu)突變，但卻是根據(jù)經(jīng)濟(jì)政策的實(shí)施(譬如，2005年7月匯改政策的實(shí)施以及更早一些的東南亞金融危機(jī)，等等)直接主觀設(shè)定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的研究得到的結(jié)論存在顯著差異⑩。這意味著既有的研究，包括未考慮結(jié)構(gòu)突變，或者是考慮了結(jié)構(gòu)突變但卻僅僅只是根據(jù)經(jīng)濟(jì)事件主觀設(shè)定結(jié)構(gòu)突變進(jìn)行研究得到的結(jié)論是值得商榷的。進(jìn)一步地，從長(zhǎng)期協(xié)整方程還可以看出，在開放框架下，匯率的這種結(jié)構(gòu)突變對(duì)貨幣需求函數(shù)雖然在某些時(shí)點(diǎn)產(chǎn)生了沖擊(擾動(dòng))，但是這種沖擊(擾動(dòng))尚不足以改變我國(guó)貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性。且收入依然是影響廣義貨幣需求的主要因素之一，其彈性系數(shù)為0.83457；但是相比以往胡維波(2007)和葉光(2009)等的結(jié)論略顯偏低。究其原因可能是因?yàn)橄啾人麄兊难芯勘疚募尤肓酥贫纫蛩?，而制度因素的變化?huì)影響居民和企業(yè)的交易性和預(yù)防性需求，在一定程度上削弱了收入對(duì)貨幣需求的影響。利率對(duì)廣義貨幣需求有顯著的負(fù)向影響，其彈性系數(shù)為-0.00824，相對(duì)于收入彈性較低。這種高收入彈性低利率彈性的原因一方面可能是由于近些年來我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、迅速、穩(wěn)定的增長(zhǎng)對(duì)貨幣需求以及貨幣政策的實(shí)施起到了較大的促進(jìn)作用，引起對(duì)貨幣的極大需求；而另一方面對(duì)于我國(guó)現(xiàn)階段的利率情況而言，其市場(chǎng)化程度依舊不高，貨幣與其他金融資產(chǎn)之間相互替代性較弱。正是由于這些因素，最終導(dǎo)致對(duì)貨幣需求的影響呈現(xiàn)出較高的收入彈性和較低的利率彈性的特點(diǎn)。這也與既有大多數(shù)研究得到的結(jié)論較為一致。此外，制度因素對(duì)廣義貨幣需求也存在顯著的正向影響，其彈性系數(shù)為0.80847。這一實(shí)證結(jié)果與易行健(2006)和吳平勇等(2007)的研究結(jié)論較為一致。究其原因，可能是因?yàn)槲覈?guó)教育體制、住房體制和醫(yī)療體制改革等一系列改革措施的實(shí)施及其實(shí)施過程中出現(xiàn)的某些問題，使得很多家庭不得不增強(qiáng)對(duì)貨幣的預(yù)防性需求(為住房、醫(yī)療、教育等大量?jī)?chǔ)蓄)，從而引起對(duì)整體貨幣的需求。而國(guó)外利率的彈性為-0.00358，這一點(diǎn)與國(guó)內(nèi)外學(xué)者的大多數(shù)研究結(jié)論較為一致。當(dāng)國(guó)外利率上升時(shí)，國(guó)內(nèi)居民更傾向于持有更多的外幣資產(chǎn)或國(guó)外資產(chǎn)，以獲得更高的收益。這也體現(xiàn)了一定的貨幣替代效應(yīng)和資本流動(dòng)效應(yīng)，且與現(xiàn)實(shí)情況某種程度上較為吻合，主要表現(xiàn)為，我國(guó)目前資本項(xiàng)目已實(shí)現(xiàn)了部分可兌換，打破了以往利率市場(chǎng)長(zhǎng)期受政府管制的局面；但開放程度還不夠，故國(guó)外利率的變動(dòng)只能夠?qū)ξ覈?guó)貨幣需求產(chǎn)生較為微弱的影響。進(jìn)一步分析表3的ARDL模型估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，廣義貨幣需求受其自身滯后慣性的影響較為顯著，其彈性系數(shù)為0.1921；收入對(duì)廣義貨幣需求具有顯著的正向影響，其彈性系數(shù)為0.67425；利率的彈性系數(shù)為-0.00666；制度因素也對(duì)廣義貨幣需求產(chǎn)生顯著的影響，其彈性系數(shù)為0.65316；國(guó)外利率對(duì)廣義貨幣需求有顯著的負(fù)向影響，其彈性系數(shù)為-0.00289。而人民幣名義有效匯率對(duì)貨幣需求的影響在兩次結(jié)構(gòu)突變前后具有顯著的差異：第一次結(jié)構(gòu)突變前后，人民幣名義有效匯率對(duì)廣義貨幣需求雖存在一定影響，但其系數(shù)統(tǒng)計(jì)量并不顯著，而在第二次結(jié)構(gòu)突變(2005年9月)后，人民幣名義有效匯率對(duì)廣義貨幣需求產(chǎn)生了顯著的正向影響，其彈性系數(shù)為0.00183。此外，其相應(yīng)的短期動(dòng)態(tài)誤差修正模型顯示，雖然人民幣名義有效匯率的兩次結(jié)構(gòu)突變對(duì)貨幣需求函數(shù)的短期動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)也造成了一定的沖擊(擾動(dòng))，但是這種沖擊(擾動(dòng))同樣也并未使其短期動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)偏離均衡值，即貨幣需求函數(shù)仍然具有較強(qiáng)的自我修正能力，修正系數(shù)為-0.8079。與此同時(shí)，短期動(dòng)態(tài)誤差修正模型還表明廣義貨幣需求在樣本期內(nèi)受其自身的滯后慣性、收入、國(guó)內(nèi)利率、國(guó)外利率、第二次結(jié)構(gòu)突變后的人民幣名義有效匯率以及制度因素等的顯著影響。利率短期內(nèi)對(duì)廣義貨幣需求具有顯著的負(fù)向影響，而人民幣名義有效匯率在兩次結(jié)構(gòu)突變前后卻表現(xiàn)出不同的影響作用，這與模型估計(jì)得到的自回歸分布滯后方程和長(zhǎng)期均衡方程得到的結(jié)論也較為一致。這表明人民幣名義有效匯率不僅影響長(zhǎng)期貨幣需求，而且對(duì)其短期動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)也具有顯著的影響。這與宋金奇和雷欽禮(2009)認(rèn)為匯率變動(dòng)只影響長(zhǎng)期貨幣需求而不影響短期貨幣需求的動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)的觀點(diǎn)不一致。出現(xiàn)這一差異的原因，一方面可能是由于他們采用1994-2007年的季度數(shù)據(jù)，沒有應(yīng)用能夠更為精細(xì)地刻畫貨幣需求動(dòng)態(tài)變化的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，而最為關(guān)鍵的原因可能是其在進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)沒有考慮到人民幣匯率經(jīng)歷了匯率體制改革后發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變的情況。六、結(jié)論與政策建議本文運(yùn)用Bai-Perron(1998，2003)內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)方法和考慮結(jié)構(gòu)突變的ARDL-ECM模型方法，對(duì)開放框架下的我國(guó)貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)論如下：第一，Bai-Perron內(nèi)生多重結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)人民幣名義有效匯率在樣本期內(nèi)發(fā)生了兩次結(jié)構(gòu)突變，突變時(shí)點(diǎn)分別為2003年4月和2005年9月。對(duì)于前者，現(xiàn)有文獻(xiàn)基本上完全忽視；而對(duì)于后者，本文明顯地和現(xiàn)有部分文獻(xiàn)直接根據(jù)匯改時(shí)點(diǎn)主觀設(shè)定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)有所差異。第二，人民幣名義有效匯率在結(jié)構(gòu)突變前后對(duì)貨幣需求影響的實(shí)證分析表明，其對(duì)我國(guó)貨幣需求的長(zhǎng)短期影響效應(yīng)在兩次結(jié)構(gòu)突變前后產(chǎn)生了顯著差異，具體表現(xiàn)為：人民幣名義有效匯率在第一次結(jié)構(gòu)突變前以及第一次結(jié)構(gòu)突變后到第二次結(jié)構(gòu)突變前均未能對(duì)廣義貨幣需求產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響。但特別值得注意的是，人民幣名義有效匯率在第二次結(jié)構(gòu)突變(2005年9月