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)濟金融實際 , 分析中國貨幣需求的各項因素 . 在本文的模型中 , 我們引入了國民收入 ,實際存款 利率和投資這三個變量 ,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，實際貨幣需求 , 實際投資額，協(xié)整一 . 經(jīng)濟理論闡述在眾多的貨幣需求理論中 , 麥金農(nóng)提出了一個和發(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)濟發(fā)展和經(jīng)濟成長有負效應(yīng) , 而這四個負效應(yīng)分別為 :負收入效 應(yīng); 負儲蓄效應(yīng) ;負投資效應(yīng) ; 負就業(yè)效應(yīng) . 由于存在這些負效應(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)濟單位必須先進行一定數(shù)量的貨幣積累 , 才能進行投資 . 如果投資的意愿越強 , 對貨幣的積累需求越大 ,而貨幣積累量越多 , 實質(zhì)資本 的形成就越快 , 實質(zhì)投資率就越高 . 所以 ,在全部投資是通過內(nèi)源融資進行的

3、情況下 ,平均現(xiàn) 金余額持有量同投資 (儲蓄 )傾向正向相關(guān) .這樣 ,貨幣與實質(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 , 互相補充的互補品 ,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 , 資本積累就會通過這條渠道而產(chǎn)生 . 于是貨幣需求增加 , 會同時有實質(zhì)資本形成 率的提高 . 這個過程被稱為渠道效應(yīng) . 基于上述觀點，麥金農(nóng)認為，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際情況和經(jīng)濟形勢的發(fā)展 , 我們認為麥金農(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、求理論認為，在發(fā)展中國家里 , 貨幣需求由以下幾個因 素構(gòu)成：實際國民生產(chǎn)總值 Y,實際投資I,實際存款利率D- R* (D為名義利率，R*為物價預(yù) 期變動率 ), 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)總值比與實際貨幣需求是正相關(guān)的因為在相對落后的發(fā)展中國家 ,大都是”分割”經(jīng)濟 ,即企業(yè),政府機構(gòu)和生產(chǎn)單位相互隔絕 .在這種情況下 ,土地, 勞動力等資本品要素不存在統(tǒng)一的共同價格 , 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 , 間接金融機構(gòu)的機能也比較軟弱 , 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 . 在投資不可細分的情況下 , 投資者在投資前必須積累很大一部分貨幣 , 計劃投資規(guī)模 越大 , 所需積累的實際貨幣余額就越多 , 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)持有收入的實際收益 . 這是因為發(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,就會引致實際現(xiàn)金積累不斷增加 , 企業(yè)自源融資條件下的資本形成機會也會增多 . 但是如果貨幣的實際收益 率超過某

6、一限度 , 許多人就會以現(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 此投資率會下降 , 而實際貨幣余額 M/P 大量地迅速地增長 , 會有助于投資和總產(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)濟理論的分析，在設(shè)立模型時將國民收入,實際投資占國民收入的比重和實際存款利率作為決定貨幣需求總量的解釋變量.由于三個變量之間數(shù)量級存在差異 ,若直接回歸會存在一些潛在問題 ,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 一般物價水平 ( 改良模型中將會用到 )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-隨機擾動項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，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，因為貨幣的供給主要是由中央銀行來進行， 而貨幣的需 求則取決于流動性偏好， 尤其是投機動機。 由于流動性偏好是一種心理活動， 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)計年鑒中查得， 但

9、是由于統(tǒng)計項目的調(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)計年鑒，用M2=各項存款總額-財政存款+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)計年鑒給 出的 M2 值進行核對， 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)。2.一般物價水平數(shù)據(jù)的搜集 由于物價預(yù)期變動率不是實際指標，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， 我們選用實際物價指數(shù)代替預(yù)期

10、物價變動率的作用。 又 由于商品零售物價指數(shù)最能夠代表一般物價水平，因此，采用歷年的環(huán)比商品零售物價指數(shù)作為一般物價水平的代表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)計年鑒中直接得到4. 投資占國民生產(chǎn)總值的比重數(shù)據(jù)的搜集關(guān)于投資額的數(shù)據(jù)，可以從國家統(tǒng)計局的全國年度統(tǒng)計公報中得到，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；再用這個名義比重除以通貨膨脹率得到實 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，得到實際存款利率6. 通貨膨脹率和物價預(yù)期變動率數(shù)據(jù)的搜集由于模型中其他變量，如實際國民生產(chǎn)總值，實際投資額也要用到物價水平的數(shù)據(jù) ，而環(huán) 比物價指數(shù)更符合麥金農(nóng)的理論要求 ，因此我們選用歷年的環(huán)比物價指數(shù)作為基數(shù)，便于和其他解釋變量建立一致的標準 在此基礎(chǔ)上減1,得到通貨膨脹率由于物價預(yù)期變動率不是實際指標，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，我們選用實際的通貨膨脹率來代替物價預(yù)期變動率數(shù)據(jù)來源：中國金融年鑒、中國統(tǒng)計年鑒、全國年度統(tǒng)計公報，中國經(jīng)濟信息 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進行模擬.四. 參數(shù)估計.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準備工作：由于這些數(shù)據(jù)都是時間序列數(shù)據(jù)，因此有必要對它們進行平穩(wěn)性檢驗，觀察能否用其來進行建模。做單位根檢驗得結(jié)果如下:變量檢驗類型(c, t, q)ADF檢驗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：檢驗類型中的c,t,q分別表示帶有常數(shù)項、趨勢項和所采用的滯后階數(shù)。從這個表可以看出，4個變量的ADF值都大于5%顯著性水平下的臨界值，因此不能拒絕

15、H。,所以認為數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，有必要進一步作協(xié)整檢驗。但由于協(xié)整檢驗是針對殘差的因此有必要先對數(shù)據(jù)進行回歸得到殘差，然后再對殘差進行協(xié)整檢驗 在此之前先對數(shù)據(jù)進行回歸。定義變量LM=logM, LGDP=logGDP, IY=I/Y .進行最小二乘估計，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。考慮到實際經(jīng)濟意

16、義，投資對貨幣需求量的影響作用應(yīng)該有一定時滯效應(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，截距項以及 3個解釋變量的系數(shù)的絕對

17、值都大 于T的臨界值，應(yīng)拒絕原假設(shè)，認為各個自變量對因變量的影響是顯著的。接著上面的討論，我們進行協(xié)整檢驗，殘差e的平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(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。下面進行模型的各個步驟的檢驗：1 經(jīng)濟學(xué)檢驗從模擬的結(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。這正 好與經(jīng)濟理論當(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)濟意義的角度來

18、看，模型是合理的。2. 統(tǒng)計檢驗(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.以下進行計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：1. 多重共線性檢驗利用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，同時各個變量對應(yīng)的偏回歸系數(shù)的 T值也是顯著的，因此可以認為變量之間不存在 多重共線

19、性.2. 異方差檢驗：由于只有21個樣本,而且為時間序列數(shù)據(jù)，因此主要采取 ARCH檢驗來檢驗異方差的存 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,認為模型的隨機誤差項不存在異方差.與此同時，進行懷特檢驗(含交叉項)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+ 1.2520*IY(-3) - 0.0415*R-2.40-4.28F = 1546.242統(tǒng)計量均小于臨界值，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)域為了進一步確定究竟隨機誤差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，因此認為隨機誤差項不存在自相關(guān).通過以上的回歸及檢驗，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)比的商品零售物價指數(shù).需要說明的是，由名義存款利率減去通貨膨脹率計算出來的實際存款利率在有些年份為 負，不符合經(jīng)濟意義.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同樣，借助原模型即可得知該時間序列數(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對各項數(shù)據(jù)進行 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R的系數(shù)為負，表明實際 國民生產(chǎn)總值以及實際投資額占國民生產(chǎn)總值的比重與實際貨幣需求呈正向變動關(guān)系，而利率與實際貨幣需求呈反向變動關(guān)系，符合經(jīng)濟意義查表得T0.025(17)=2.1 10 , F0.05(3,17)=3.20 ，因為各個解釋變量和截距項系數(shù)的T值絕對值都大于T的臨界值,是顯著的，同時F值也遠大于F臨界值，所以可以認為該模型通過了 統(tǒng)計檢驗.接著進行協(xié)整檢驗(殘差e1的單位根檢驗)，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。下面進行計量經(jīng)濟學(xué)檢驗1.多重共線性檢驗利用回歸結(jié)果可以看出，F(xiàn)值和T值都顯著大于各自的臨界值，因此可以認為自變量之間不存在多重共線性。2.異方差檢驗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。，所以認為模型中不存在異方差。與此同時，進行懷特檢驗（含交叉項）的結(jié)果為:White Heteroskedasticity Test:F-statistic0.308170Probability0.956061Obs*R-squared4.228705Probability0.895725統(tǒng)計量均小于臨界值， 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，可認為殘差序列不存在異方差。3. 自相關(guān)檢驗利用上面已經(jīng)得到的回歸結(jié)果：LMP = -1.1721 + 1.1770*LYP + 127.3304*IYP