2010—2011学年第2学期中国石油大学（华东）硕士课程《中级计量经济学》论文中国货币需求的实证分析专业班级：产业经济学*****学号：S********中国货币需求的实证分析摘要：本文以1991-2009年统计数据为基础，运用协整及误差修正模型（ECM ）对影响中国货币需求的GDP 、一年期存款利率R 、CPI 、货币化率及上证指数进行实证分析，归纳总结各因素对我国货币需求的影响，提出管理层应提高货币政策的预见性、积极关注风险资产价格及制度变量对货币需求影响等相关政策建议。
关键词：货币需求；回归分析；货币政策一、 引言近年来，管理层频频出台上调存款准备金、提高利率等各种货币政策对中国经济进行宏观调控，根据客观经济形势相应地采取有效的货币政策，对促进中国经济健康有序发展有重大影响。
在此背景下针对我国目前货币需求的现状，建立计量模型对影响我国货币需求的各因素进行回归分析，对我国货币政策的制定及实施有重要意义。
二、 模型的假定（一）变量选择首先，将M1、M2分别作为被解释变量，建立两个经济模型；其次，选择五个影响我 国货币需求的主要因素，即GDP 、R （一年期存款利率）、CPI 、M2/GDP （货币化率）、SI （上证指数）进行分析。
在选择解释变量时，考虑到自由度、可得性及连续性等方面，对变量的选择作简要说明：（1）以一年期存款利率作为R 变量；（2）以M2/GDP 作为制度因素I 变量；（3）以SI 作为风险资产价格的替代变量。
考虑到SI 的可得性，本文对1991-2009年进行年度数据分析。
在此，对以下两点进行进一步说明：（1）对于持币成本R 变量，在模型假定中应反映为预期值，但考虑到相对于年度来说预期调整的时间较短，故在实际取值时假定预期值与实际值基本一致；（2）考虑到一年期存款利率R 在年度内不均衡的调整情况，本文使用年初和年末利率值的简单平均作为当年利率的替代值。
（二）模型的设定 模型设定如下：1234511m c y R p SI I λλλλλμ=++++++ (1)1234522m c y R p SI I λλλλλμ=++++++ (2)其中，m1、m2、y 分别表示实际狭义货币需求、实际广义货币需求、实际GDP 的自然 对数，而实际狭义货币量、实际广义货币量与实际GDP 为对应变量名义值与GDP 平减指数的商；R 为一年期存款年初年末平均值；p 为通胀率（CPI ）；SI 为上证指数；I 为制度变量（M2/GDP ）。
（三）数据说明1991-2009年各变量的数值如表1所示，其中m1、m2、y 来源《中国统计年鉴2011》， 经计算得到；一年期存款利率R 年初年末平均数使用《中国统计年鉴2011》金融业目录中一年期存款利率年末数计算得到；p 的数据来源为《中国统计年鉴2011》物价指数目录；上证指数SI 来源《中国证券期货统计年鉴2011》。
表1 各变量1991-2009年数值（四）分析方法选择弗里德曼的货币需求理论认为，货币需求函数是一个稳定的函数，即货币需求与其影响因素之间有着长期稳定的函数关系，货币主义的分析方法也成为货币需求实证研究中最常用的理论基础，本文的实证检验也是建立在这一理论基础之上。
本文选择了协整与误差修正模型的分析方法。
这一分析方法首先验证是否存在长期均衡关系（协整检验），在检验通过情况下，采用误差修正模型（ECM），引入动态方程，考察M1、M2响均衡水平调整的速度。
分析软件为Eviews6.0。
三、模型的估计（一）单位根检验对所有变量进行单位根检验结果（表2）表明，m1、m2、y、R、p、SI、I七个变量在5%的显著性水平下接受原假设，即七个变量存在单位根不平稳。
而在对各变量一阶差分后，∆、∆y、∆I在10%的显著性水平下拒绝原假设，其余变量在5%显著性水平下拒绝原2m假设，则七个一阶差分后的变量都是一阶单整I（1）。
表2 各变量单位根检验结果注：（1）检验形式中的c、t分别表示常数项及趋势项；（2）∆表示变量的一阶差分；（3）①、②、③分别为为显著性水平1%、5%、10%时的临界值。
（二）协整检验上面单位根检验的结果表明，所有的变量都是非平稳的，但是经过一阶差分后，变量变的平稳且单整阶数均为一，因此可以进行协整分析，进一步考察变量之间的长期关系。
本文采用Engle和Granger于1987年提出的两步检验法检验货币需求与其他变量是否存在协整关系。
第一步：对（1）、（2）两个模型用OLS进行回归，回归结果见表3-表5。
模型（1）的变量的系数在1%的水平下均显著。
模型（2）变量p及SI在10%水平下都不显著，在剔除p及SI再次回归结果表明余下的变量均在5%的水平下显著。
表3 模型（1）估计结果表4 模型（2）估计结果1表5 模型（2）的估计结果2第二步：检验残差的单整性，见表6。
模型（1）、（2）残差都在5%的显著性水平下拒绝原假设，即不存在单位根残差序列平稳。
注：（1）检验形式中的c 、t 分别表示常数项及趋势项；（2）5%的临界值查多变量协整检验ADF 所得。
至此，可得两个协整方程的如下：m1=0.623+0.780y-2.382R+0.825p+0.302×10-5SI+0.738I (3) m2=-0.939+1.036y-0.681R+0.649I (4) （三）误差修正模型（ECM ）的建立根据协整与误差修正模型的关系，在上面已经通过变量的协整检验，则以协整检验中求 得的残差作为非均衡误差加入到ECM ，并用OLS 估计相应的参数。
建立如下ECM ： 1111t t t t t t t it m ECM y R p SI I χαβδγηε-∆=⨯+∆+∆+∆+∆+∆+ （5）1222t t t t t i m ECM y R I χαβηε-∆=⨯+∆+∆+∆+ （6） 其中，ECM1、ECM2为误差修正项（ t-1表示滞后一期），分别为（3）、（4）协整方程产生的残差项，其调整系数应为负数。
ECM 回归结果见表7和表8。
表7 模型（5）的回归结果表8 模型（6）的回归结果根据回归结果，可得ECM 如下：411 1.04110.732 2.163 1.0740.276100.898t t t t t t t m ECM y R p SI I --∆=-⨯+∆-∆+∆+⨯∆+∆120.3392 1.0690.8240.598t t t t t m ECM y R I -∆=-⨯+∆-∆+∆两个模型的误差修正项在5%水平下显著且系数均为负，符合反向修正机制。
四、 实证分析的主要结论及相关政策建议（一）实证分析的主要结论1．由协整方程（3）、（4）可得，m2的收入弹性为1.036，而m1的收入弹性为0.780，比m2的收入弹性小0.256。
这与我国居民储蓄存款规模不断扩大而内需不足现象是吻合的。
这其中部分的原因是随着我国房改、医改及教育体制改革的逐步实施，居民货币的预防性需求上升较快，在这种影响下货币的交易性需求则相对较缓。
2．由方程（3）、（4）对比发现，通胀指标及上证指数只影响m1而对m2影响不显著，即通货膨胀率及风险资产价格指标在较短期影响我国货币需求量，而在较长时间内对货币的需求影响并不明显；而一年期存款率及制度变量对两方程都是显著的，且通过比较发现，利率对短期货币的需求的影响明显大于长期货币需求，这也部分地印证了近期国家为了收缩流动性而连续加息，但长期而言，加息对流动性的影响并不如短期明显，即为了收缩流动性而不断加息的效果或许会弱于管理层预期；制度变量作为影响货币需求的另一因素，不管在对M1还是M2的影响都是显著的，这为我国转型时期研究制度对货币需求乃至整个宏观经济提供了全新的视觉，这方面值得学者们的作进一步研究。
3．由ECM回归结果可得，m1、m2的调整系数分别为-1.041、-0.339，这表明，如果在t-1期m1、m2偏离均衡水平1%，在t期将分别向均衡水平反向调整1.041%、0.339%。
m1的调整速度明显高于m2。
总体而言，货币需求在短期中向均衡水平调整的水平调整的速度较快。
（二）相关政策建议本文通过协整及ECM的构建与实证分析中国狭义货币需求（M1）及实际货币需求（M2），得到中国货币需求的长期均衡关系，这对我国宏观经济制定有一定启示作用。
在实证研究结果的基础上，本文提出以下建议：1．提高货币政策的预见性。
货币政策作为宏观调控的主要手段之一，管理层根据客观经济形势相应地采取带有预见性货币政策，这对平稳经济发展及降低因货币政策的模糊性对经济的短期冲击有重要作用。
2．积极关注资产价格的影响。
协整方程的结果表明，资产价格对m1、m2影响并不相同。
近年来管理层频繁使用公开市场操作、存款准备金等措施来调控经济，其对资产价格的影响短期内较为明显，对于货币政策的制定与操作应考虑实际，综合考虑包括资产价格在内的多种因素，从而便于采取合理的货币政策以推动我国经济持续高效地发展。
3．持续关注制度变量的影响。
本文实证结果表明，制度变量对我国货币需求影响显著。
而制度变量是不断变化的，并且制度变量对货币需求的影响是不同于其他变量的，在旧的制度钝化的情况下，要持续关注新的制度变量对我国货币需求的影响。
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