学文网货币需求论文篇1
关键词：货币需求函数制度变量协整分析向量误差调整
货币需求函数是宏观经济理论研究中的焦点，从费雪交易方程式和剑桥方程式的古典学派，到凯恩斯的流动性偏好理论和托宾－鲍莫尔的存货模型，直至弗里德曼和梅尔茨的货币主义学派，投身于这方面研究的学者不计其数，所获得的成果也是相当可观。货币需求函数模型的建立也是***府调控货币供应量的基础性工作，也是人们研究宏观经济形势的起点。进一步讲，对中国货币需求函数的研究是非常有意义的，这是本文的出发点。
1.理论和研究方法回顾
1．1国内理论的回顾
由于国外的货币需求理论汗牛充栋，各类文献都有涉及，故本文不给予回顾，而是主要着眼于国内理论的新近发展。从国内的有关文献看，近年来的货币需求理论大多是在国外经典理论上的修补，部分学者看到国外发达市场上发展出来的货币需求理论并不能完全解释中国的货币现象，从而引入了制度变量。易纲（1991）提出旨在突出经济货币化因素的货币需求函数，他认为，中国转轨经济中货币化因素促使了超额货币需求的产生。根据其模型的推断，随着货币化程度的提高，货币化指数的影响程度必然会逐步缩小，货币化进程对超额货币需求的吸收能力也将逐渐变小。秦朵（1997）经过实证分析发现，用一般的货币数量论来解释我国改革以来的货币需求关系过于简单，仅仅构成Goldfeld和Sichel（1990）货币需求理论的一个特例，她对通用货币需求模型进行扩展时考虑了与中国经济制度有关的三方面因素：一是由计划控制造成的抑制性投资需求，二是计划体制软约束造成的过度资金需求，三是市场化改革引起的对货币的超常需求。李成（2002）在对易纲、秦朵、张杰等人的理论进行研究之后认为，中国在不同改革阶段，货币需求函数中包含的主要因素不相同，处在制度转轨期的中国货币需求函数需要做出不断修正和扩展，才能对改革中出现的新情况加以解释。改革初期货币化进程是促成货币超额需求的主要因素，90代国家控制能力又成了促使货币供应量超高速增长的主要原因，90年代末期迄今则需要新货币需求函数的出现。
另外，在选取制度变量方面比较有特色的有：郭浩（1999）从金融资产积累角度考察了货币需求。李恒光（2000）对美国和亚洲九国的情况进行了实证分析，认为金融创新不仅改变了传统的货币定义，而且也使货币需求动机和货币需求目标变量发生变化。谢富胜（2000）和焦瑾璞（2002）对证券市场的发展与货币需求函数之间的影响进行实证分析。王平权（2002）运用大量的数据和事实研究了人口因素对货币需求的影响。王松奇（2003）通过对银行、证券和保险业务内涵的重新解释，理论上解释了金融市场的发展对货币需求总量和结构的影响。
1．2国外研究方法的回顾
90年代以来，对货币需求的研究大多采用动态时间序列分析方法，考察货币需求与相关变量的长期均衡关系。LastrapesandSelgin（1994）运用向量自回归时间序列分析方法研究短期持有的实际货币需求量对货币供给量变化的反应；Darrat（1996）利用协整分析和误差修正模型做出了阿拉伯联合酋长国的长期和短期货币需求函数，值得注意的是他引入了外汇作为其中的一个因变量，以代替该国的国内资本市场收益。
H.Fujiki（1998）利用季节调整合成数据（paneldata）的方法，估计了日本货币需求的收入弹性，检验结果是强有效的。MichaelFunke（2001）利用1980～1998年间的季度数据考察了欧元区的货币需求长期有效性和短期有效性之间的联系。JunNagayasu（2003）通过对货币需求模型的稳定性检验，发现标准货币需求模型无法解释1992年以来（即日本经济泡沫破裂之后）的经济衰退现象。
1．3国内研究方法的回顾
我国目前对货币需求函数建模的方法与西方国家之间并不存在太大的差别。黄先开和邓述慧（2000）利用1980～1996的季度数据给出了Johansen检验结果，得到两个协整向量，分别对应货币市场和和商品市场相关经济变量之间的长期稳定关系，然后建立了误差调整模型。陆金海和陈浪南（2000）运用了协整分析和误差调整(ECM)分析方法，考察了货币流通速度对货币需求的影响，发现我国的货币需求同样存在长期均衡，货币需求量受货币流通速度的影响呈显著水平。汪红驹（2002）根据误差修正（ECM）模型估计了中国1979～2000年的货币需求函数，结果表明M1和M2的实际金额与实际GDP和一年期存款利率之间存在同积关系，说明长期的货币需求与实际GDP以及利率变量之间存在稳定的关系。
2.变量选取和数据说明
在对理论和研究方法的回顾过程中我们注意到，那些参考国外的经典理论并用较为现代的计量方法建立的模型，尽管在统计意义上看是成功的，但他们建模时大多忽略了制度变量，这些制度变量有可能在很大程度上影响中国货币需求；而那些对制度因素感兴趣的学者往往无法测度出制度变量或者建模技术过于陈旧，难以给出较严格的货币需求函数。因此，本文的目的是利用1998～2002年的月度数据，选取了能够代表经济结构转型和企业信贷活动规模两个方面的制度变量，通过Johansen检验，试***找出长期稳定关系，并得出经过向量误差调整（VEC）的货币需求函数。本文的贡献就在于对若干制度变量的选取和测度，使得模型更具备对中国经济现象的解释能力。本文之所以只选取代表经济结构转型和企业信贷活动规模两方面的制度变量，是因为我们在选取制度变量时，主要考虑到目前经济运行中较为突出的现象，比如经济结构转型，这是贯穿于中国经济现象的长期命题，不可忽略；而企业信贷活动扩张恰好是当前中国市场的一个特殊现象，中国市场化改革的主要特征之一是非国有经济的快速发展，国有经济分额不断下降，但投融资体制改革和银行体制改革停滞不前，对国有企业仍然有着体制性的“软预算”机制。正是这些现象，它们对货币需求影响程度有多大，把它们引入长期的货币需求函数中是否合理，就成了本文要考察的问题了。影响实际货币需求量的因素复杂而且广泛，除了以往经典理论里出现的解释变量外，要想对货币需求函数精确建模，还需要现在和后来的学者们不断挖掘尚未发现的解释变量。
以下是对本文建模所包含的变量以及数据的说明：
2.1因变量：
实际狭义货币MR=M1/P：中国人民银行将M1定义为现金+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款。我们采用M1作货币指标，而不采取M0和M2；原因在于：一、M0已经无法反映实际货币需求；二、M2包含的货币存量部分与国民生产总值这类代表社会总收入的流量指标不相匹配，通常，存量与流量之比例总是时变的，但这并不反映理论隐含的规律性。另外，我国的M2统计口径在不同年份有较多差异，从数据的可采取程度来看，也不倾向于采取M2。这里的P我们取较常用的消费价格指数。
2.2规模变量：
实际消费品零售额YR=Y/P：一般代替财富的规模变量可选用GDP,GNP，国民收入，社会商品零售总额，居民货币收入等，鉴于数据的可得性，我们采取了消费品零售额，在实际操作中是反映国民永久性收入的一个比较好的变量。
2.3机会变量：
2.3.1实际利率RR：等于一年期定期存款利率R减去通货膨胀率INF
2.3.2静态预期通货膨胀率INF：即INF=P(-1)。
2.3.3实际证券市场市价总值VALUE：
在弗里德曼的货币需求函数里，债券收益率和股票收益率是货币持有的机会成本，但由于我国的债券市场较晚开展，而且交易量较小，其对货币需求影响不大，另外，债券收益率数据在中国是相当难采集的；而股票市场的收益率由市价总值来度量，是以往的文献里较多出现的测度指标，更值得注意的是证券市场总量的急剧扩容有可能是影响货币需求量的因素。
2.4制度变量：
2.4.1国有工业产值比重RATIO：
即国有企业工业产值占工业总产值的比重，它是反映我国经济结构转轨过程的常用变量，把它归入制度变量，目的在于考察市场化程度对货币需求的影响。对于为什么选取这个指标，秦朵（1997）给出了论证，我们这里直接采用。
2.4.2企业信贷活动规模CREDIT：
谷京萍（2001）曾重点阐述了企业信贷需求过度扩张的成因，她认为企业信贷需求过度扩张在于国有企业的微观机制的改革与宏观经济***策改革的滞后二者之间的矛盾，造成了企业的投资饥渴与个人收入的超分配，企业需要大量的信贷资金来维持正常的生产以及过度的投资需求和收入分配需求，而银行信贷约束的软化使企业过度扩张的信贷需求得以实现。她由企业的资产负债表构造一个新的指标衡量企业信贷需求扩张对货币需求的影响，但这涉及到各个企业混乱的微观财务状况，统计意义并不明显。1998年，构成我国金融资产总量中，对银行债权仍占78.4％，构成金融资产总量最主要的因素仍然是银行存款贷款；而银行的资金运用中，信贷资金占到了70.4%。企业在贷款取得后一部分存在企业活期帐户和少量现金持有以待扩大投资，另一部分一般是弥补亏损，我们要测度的是这部分企业信贷占金融机构贷款的比重变化程度对货币需求的影响程度，所以大致上取CREDIT＝【（金融机构存款－居民储蓄）＋企业亏损额】÷金融机构贷款。
2.5随机因素：
随机变量u，包含其他制度变量以及数据观测误差等等，除本文选取的两个制度变量外，其他的变量还有待学者们进一步挖掘。
相应的，以上变量取对数形式后，分别为LMR=LOG(MR)，LYR=LOG(YR)，LRR=LOG(RR)，LINF=LOG(INF)，LVALUE=LOG(VALUE)，LRATIO=LOG(RATIO)，LCREDIT=LOG(CREDIT)；上述变量都经过了从名义变量到实际变量的转换，且不考虑对上述变量进行季节调整。
从而函数表达式为：
LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）；
需要说明的是，本文的所有数据都来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《中国人民银行统计季报》、《中国经济景气月报》等，数据从1998年1月至2002年12月，60个样本，这次考虑只是做1998年至2002年的函数形式，原因在于：一、以往的文献证明了，随着经济的发展和改革的深化，1994年以后的货币化程度可以在模型中忽略掉，这样做可以减少模型的复杂性（谢富胜2000）；二、满足数据统计口径的一致性，因为中国人民银行从1994年第三季度起定期公布季度数据，而月度数据在1998年以后比较容易计算和获得。三、我们认为5年符合中国5年发展计划的宏观调控周期，可视为中长期时间跨度，在这个期间内，制度变量是不可忽略的。
3.计量方法与实证分析
3．1计量方法：
由于时间序列的非平稳性，利用时间序列数据进行回归分析时，容易出现伪回归（SpuriousRegression）现象。因此在建立计量模型之前要对所有的时间序列进行单位根检验，以确定各序列的平稳性和整形阶数。本文采用增广的Dickey-Fuller检验（ADF检验）对变量进行检验。
对于1阶差分稳定的时间序列变量，采用协整分析方法可以确定各变量之间的长期稳定关系。关于协整检验研究已经发展成了两种主要的方法：一是1987年Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验；二是Johansen（1988、1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR的协整系统检验。Johansen极大似然法可以精确地检验出协整向量的数目r，因此我们采用Johansen方法。
在协整检验的基础上利用向量误差修正（VEC：VectorErrorCorrection）模型对函数进行估计。向量误差修正模型不同于误差向量调整模型（ECM），是因为它对诸变量施加了协整约束条件的向量自回归模型，并且，VEC模型只能用于有协整关系的序列建模。
3．2中国的实证：
我们利用计量软件SPSS10.0对中国的货币需求函数，即对LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）建模。
3.2.1ADF单位根检验：
在进行长期的协整分析之前，必须对时间序列进行平稳性检验，考察它们是否具备同阶整形的条件，这也是进入协整分析的前提。
ADF单位根检验结果
变量ADF检验值检验类型（c,t,n）临界值(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：检验形式(C，T，N)分别表示单位根检验方程包括常数项，时间趋势和滞后阶数；表中所列临界值为5％置信水平下的ADF检验Mackinnon统计值。
我们可以看到在95％的置信区间里，上述7个变量全部是1阶整形；可以进入下一步的协整分析。
3.2.2Johansen检验：
通过Johansen检验发现，第五个似然比统计量大于99％水平下的临界值，因而第五个原假设被拒绝，即至少有4个协整关系。我们关心有一般经济意义的协整关系式，故取经过标准化的协整系数表，如下：
表2Johansen检验结果
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%)置信水平下拒绝原假设
表3标准化协整系数
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
写成数学表达式：
LMR＝1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279
该方程式反映了序列间的某种长期均衡关系。
另外，令
VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279
对序列VECM进行单位根检验，发现它已经是平稳序列，并且在0附近上下波动，验证了协整关系是正确的。需要注意的是，VECM是向量误差修正模型的核心部分。
从协整关系看，
1、实际消费品零售额的系数为1.168161，接近于国际上的检验结果，即实际消费品零售额每变化1个百分点，货币需求量正向变化1.168161个百分点；一般而言，实际货币需求的弹性收入大于1，说明经济中的货币化进程对货币需求产生影响。但模型中的弹性系数并未偏离太多，可以大致认为，中国的货币化进程基本结束，这与以往学者们的结论一致。
2、利率与货币需求量呈正相关关系，利率每变动1个百分点，货币需求量正向变化0.3个点。但要注意到，中国利率尚为市场化，利率的变动并真正不能反映市场的需求和供给均衡，人们在持有货币时并未十分考虑利率因素，认为中央***府一旦将利率提高就意味着要紧缩经济，反而持币观望。
3、通货膨胀率与货币需求量呈正相关关系，且弹性系数相当大，将近3.5。我们知道，1998年以来，中央***府为了使经济走出通货紧缩，采取了积极财******策和稳健的货币***策，这在很大程度上改善了宏观经济状况，但也不可避免的带来了实际货币需求量的大幅增加。
4、股票市值与货币需求量呈正相关关系，说明收入效应大于替代效应，说明投资者更愿意在股市上冒险赚钱，而不是分散风险。但0.1的弹性系数并不是太大，我们尚无法推断出收入效应与替代效应孰大孰小。
5、市场化程度与货币需求量呈正相关关系，且系数相当高2.4，这也表明了市场化程度对货币的超额需求影响相当大，中国经济转轨的制度因素对实际货币需求的影响不应该忽略，这也是学者们在从事货币需求理论研究时不能绕开的问题之一。随着国有经济比重的逐渐减小，实际货币需求量将大幅的减少。
6、企业信贷扩张与货币需求量呈相关系数相当高，接近于市场化程度弹性，这与我们对企业信贷扩张对实际货币需求影响的估计相符合的。这反映了近5年里，现行体制内对国有企业的“保护冲动”仍然存在，随之而来的***府对国企资金的“软预算”和对银行的特殊“安全”准则继续存在。国企改革和银行改革任重道远。
3.2.3向量误差调整模型：
最后在协整关系的约束条件下，建立货币需求函数的向量误差调整模型，观察在长期均衡中的短期波动。采用Hendry的从一般到特殊的原则，去掉检验不显著的变量，得到向量误差调整模型。
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
从拟合度、AIC和SC等统计量上看（如附录之表4所示），模型是成功的。
从结果上看，长期系数是－0.154，修正幅度并不太大，而短期冲击值得关注，这说明在研究中国货币需求函数时既要看中长期的稳定，也不能忽视短期内的波动。我们发现：
1、短期的滞后一期的收入弹性继续存在，且影响较大，即短期内实际消费品零售额波动1个百分点，货币需求量正向波动0.47个百分点。
2、模型中忽略掉利率变量，这与中国的利率非市场化有关，因为中国***府可以坚持2～3年利率不动，短期内利率期限结构曲线是条直线。:
3、滞后一期的通货膨胀率与因变量呈负相关关系，且弹性较大，这既符合传统理论，也较好的解释了居民更愿意采用通胀率而不是利率来预期未来。
4、证券市场短期对人们的持币量影响很小，说明投资者短期内对中国证券市场不信任，容易用脚投票，短期内中国的股票市场投机性很强。
5、滞后一期和两期的市场化以及滞后一期的企业信贷扩张，它们在理论上是假设短期内不变，但我们还是将它们引入了模型，实证结果发现影响不大，这也与理论假设相符合。
4.结论
本文利用协整分析和向量误差修正模型估计了1998年1月～2002年12月间的中国货币需求函数，结果表明研究中国货币需求函数时既要看中长期的稳定，也不能忽视短期内的波动。我们发现，实际货币需求与实际消费品零售额、利率、通货膨胀率、实际证券市价总值和国有工业产值比重及企业信贷活动规模存在长期稳定关系，而在短期内利率、证券市值波动以及制度变量等一些解释变量不会对实际货币需求产生大的影响。通过分析，我们认为中国的货币化进程基本结束，利率市场化必须加快，中国经济转轨的制度因素对实际货币需求的影响不应该忽略，以及现行体制内***府对国企资金的“软预算”的现象继续存在。中国的货币需求函数建模是个复杂而又必要的工作，特别是对制度变量的挖掘，需要学者们进一步的探索。
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货币需求论文篇2
关键词：货币需求；菲利普斯曲线；协整；识别
中***分类号：F224.0文献标志码：A文章编号：1673－291X（2009）02－0061－02
一、引言
实证研究中，人们一般假设影响货币需求的变量有两种：规模变量和机会成本变量，从而将货币需求模型设定为：
M/P=f（Y，z）（1）
其中，M/P表示实际货币余额，Y表示规模变量，通常为实际国民收入，z表示机会成本变量。受到数据可得性的约束，人们不能充分考虑z中所有经济变量对货币需求的影响，而只能在短期利率r 、长期利率r 和通货膨胀率?驻p之间进行取舍，以期尽可能有效地反映持有货币的收益和成本。出于不同的研究目的，人们对具体度量指标的选择不尽相同，但主要的分析方法完全一致，都是在协整分析的基础上展开的。Banerjee，Dolado等（1993）分析英国数据，发现lnY、ln（M/P）、r 和?驻p之间存在两个协整关系，施加特定的约束条件，可以得到货币需求函数和菲利普斯曲线模型。王少平、李子奈（2004）检验了我国货币需求的随机协整性，发现其长期稳定性依赖于时间趋势，并通过比较各种货币和利率指标选择下调整系数与货币***策目标的相符程度，认为我国货币***策目标变量为M 。论文在现有研究的基础上，选择恰当的度量指标，对货币、收入、利率和通货膨胀率四个变量进行系统的协整分析。首先对这些变量进行单位根检验，而后通过施加约束条件从协整系统中识别出两个重要的长期经济关系――货币需求函数和菲利普斯曲线模型，在此基础上给出合理的经济解释。
二、样本数据选择与单位根检验
论文选择M 作为主要的分析对象，定义变量mp=ln（M /P），其中P为消费者物价指数，用其折算以反映变量的真实水平。货币需求的规模变量Y选择GDP，同样用消费者物价指进行折算以得到真实GDP，令y=ln（Y/P）。年通货膨胀率等于相邻两期价格指数的对数之差，?驻p = ln（P /P ），选择1年期利率r作为持有货币机会成本的度量。所有数据的样本区间皆为1978―2007年，主要来源于《中国统计年鉴》（1996，2008），部分数据间接引自易纲（1996）。
变量的单位根性质是进行协整分析的前提，因此进行协整分析之前，先对系统中各个变量进行预检验――单位根检验，具体结果如表1所示：
由于mp和y含有明显的线性趋势，我们使用（?啄=0，?琢≠0）和（?啄≠0）两种检验式。而r和?驻p明显不含线性趋势，我们使用（?琢=?啄=0）和（?啄=0，?琢≠0）两种检验式。它们的结论非常一致：在5%的显著水平下，不能拒绝这些变量的单位根性质。
三、协整检验和长期经济关系识别
为检验和估计货币需求及其他可能存在的长期经济关系，对mp、y、?驻p和r四个变量进行协整分析。系统明显为时间趋势所主导，而且在估计菲利普斯曲线时，需要考虑实际GDP的线性趋势，因此，进行Johansen协整检验时，这里考虑的是协整方程和变量都含线性趋势的基准模型。考虑一个n维向量序列X=（mp，y，?驻p，r）’，其中存在s个协整关系，则在这种情况下，相应向量误差修正模型（VECM）可以设定为：
?驻X =?滋 +?琢?茁'Z +?祝 ?驻X +…+?祝 ?驻X +?着 （2）
其中，Z=（X，t）'，?茁为n+1×s矩阵，每行都表示一个随机性协整向量，?琢为n×s矩阵，其元素给出相应的调整系数，?祝 （i=1，…，p-1）为n×n矩阵，?滋 为n×1矩阵，E（?着 ）=0，E（?着 ?着 '）=?赘。
我们在式（2）的基础上进行Johansen协整检验，模型的滞后阶数p=2，关于残差的检验表明，在5%的显著水平之下，不能拒绝无自相关和正态性的原假设。以此作为基准模型，Johansen检验的迹检验和最大特征值（?姿 ）检验的结果如下：
在10%的显著水平上，两个统计量的结论是一致的，四个变量之间存在两个线性***的协整关系，即s=2。由于系统中存在两个协整关系，为了从中识别出特定的长期经济关系，必须结合经济理论施加必要的约束条件。mp、y、?驻p和r 四个变量之间存在两个协整关系，自然而然的将其解释为货币需求关系和菲利普斯曲线模型，相应的识别约束分别为（0，0，1，0）?茁 =0和（1，0，0，0）?茁 =0，前者约束通货膨胀率?驻p不进入货币需求函数，后者约束菲利普斯曲线模型与真实货币余额mp无关，从而?茁的两列?茁 和?茁 的估计分别对应两个长期经济关系的参数。此外进一步约束协整方程中的线性趋势项不出现在货币需求方程中，原因在于很难对货币需求函数中的线性趋势赋予合理的经济解释。标准化后，两个长期经济关系分别为：
mp=1.023y-1.875r+0.017t+v （3）
（0.0159）（0.314）（0.014）
?驻p=-0.097y+1.521r+0.010t+v =0.097（y-0.103t）+1.521r+v （4）
（0.064）（0.126）（0.006）
括号内为对应系数的渐近标准差。式（4）中菲利普斯曲线模型表明，y的年增长速度约为10.3%，由于受到短期动态调整的影响，稍高于9.07%的平均水平。从长期来看，1%的y高于其平均水平的增长对应着0.097%的通货膨胀，而1%的长期利率变动与1.521%的价格变动相对应，后者的显著关系颇有些出人意料。式（3）的货币需求关系中，y和r 的系数与经济理论完全吻合，1%的长期利率增加意味着长期内真实货币需求降低1.875%，而y和mp接近对等的变化似乎意味着货币需求函数中mp对y具有一阶齐次性，将其表示为过度识别约束：
0 0 1 01 1 0 0?茁 =0（5）
检验该约束条件的LR统计量的值为，LR=0.01=x（1），在此约束条件下对长期经济关系重新估计，除式（4）中y的系数设定为1外，其他系数及渐近标准差都没有显著变化。
我们检验能否进一步施加约束条件，将货币流通速度-（mp-y）表示为利率r的线性函数，该假设被显著拒绝，LR=16.34>6.61=x（1）。但如果不限定货币需求函数中y的一阶齐次性，则可以约束时间趋势项系数为零，LR=0.36=x（1），此时估计的两个长期关系分别为：
mp=1.213y-1.705r+v （6）
（0.014）（0.324）
?驻p=-0.136y+1.485r+0.014t+v =-0.136（y-0.102t）+1.564r+v （7）
（0.059）（0.133）（0.005）
就货币需求函数的两种估计结果而言，式（3）和（6）皆很好地反映了一个经济现象――改革开放我国货币流通速度不断降低，但前者认为这是一个确定的时间趋势，后者则将其表示为国内总支出y的函数。但从式（4）和（7）两种菲利普斯曲线模型的估计结果来看，显然式（4）更加可靠，因为产出高于其平均趋势对应的通常是经济繁荣阶段，从而通货膨胀会轻微上升，这与式（4）完全吻合，但与式（7）相互矛盾，正基于此，我们认为前者更加合理。事实上，论文也从另一个侧面反映了关于货币需求函数随机性协整设定的合理性，这与王少平、李子奈（2004）的检验结论完全一致，但我们借助另一个长期关系，从经济含义角度对此予以了证实。
四、结论
论文在不同的识别条件下对mp、y、?驻p和r 四个变量之间的长期经济关系进行了检验和识别。Johansen检验表明系统存在两个协整关系，基于特定的约束条件识别出货币需求关系和菲利普斯曲线模型。利用菲利普斯曲线模型的现实含义，论文从另一个角度证实了关于中国货币需求函数随机性协整设定的合理性，并在此基础上给出两种经济关系的估计结果。
参考文献：
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[5]张晓峒．计量经济分析[M]．北京：经济科学出版社，2000．
货币需求论文篇3
货币需求理论是货币理论的核心内容。自从世界上出现中央银行、自从中央银行在保持货币***策***性的经济体中承担重要宏观调节职能以来，货币需求分析就一直是货币当局寻求最优化货币***策调节方案的理论出发点。货币***策具有短期和微调两个基本特性，这使得货币***策的执行方式与财******策的执行方式具有明显的差别。但尽管如此，货币***策和财******策作为两大宏观调节工具，它们的目标却大体相同，那就是，在稳定和持续发展的前提下，尽可能通过工具变量影响社会总支，出使整个社会的生产扩张尽可能地达到其可能性边界。
在现代经济中，无论是实物商品、劳务商品还是金融商品，它们都以货币为核心形成循环或对流。一个国家或地区的金融业越发达，金融商品种类越丰富，交易越活跃，这一特殊商品所吸引的货币就越多，投机性货币需求在各个微观主体总货币需求中所占的比重就越高。因此，在对一个经济体的总体货币需求进行分析和估量时，一个重要任务就是要以一定的经济发展初始条件为考察基点，注意其经济金融化过程中金融商品与传统的实物商品、劳务商品之间的对比关系的变化，对总体货币需求规模和结构性因素进行较切合实际的估计，为货币***策的调节方案提供理论依据。在现实生活中，实物商品是由企业提供的，劳务商品是由家庭部门提供的，而金融商品是由金融机构及***府部门提供的。***府部门提供的***府债券也是金融商品的重要构成部分之一，但鉴于本文的论题因而在后面的分析中将其省略，这样，我们就可以集中考察除***府债券之外的其他金融商品的供给主体――银行、证券、保险业务发展对货币需求的影响。
二、货币需求理论概述
货币需求是指在一定时期内社会各部门在既定的社会经济技术条件下，对货币需求量的总和，是中央银行进行宏观调控的决策依据。在资本主义经济发展过程，主要经济学家对货币的需求都做过自己的研究，如费雪、马歇尔、庇古、凯恩斯、弗里德曼和麦金农。本文简要介绍凯恩斯的流动性货币需求理论、弗里德曼的永久性货币需求理论和麦金农的引入金融深化的货币需求理论。
凯恩斯认为，人们之所以会对货币有需求，是因为持有货币可以给人们带来流动性偏好，而利息便是人们放弃流动性偏好的报酬。他认为人们在得到收入时要进行两次选择，第一次是根据时间偏好确定消费与储蓄的比例，即在现在消费还是未来消费之间进行选择；第二次是在储蓄总量确定后，对具体储蓄形式的选择，即流动偏好的选择。他认为人们对货币的需求主要取决于三种动机：交易动机、防御动机和投机动机。交易动机和防御动机都和人们收入有关，收入越多，人们由这两者而持有货币的数量便会增加。而投机动机却和利率成反比，当利率升高时，人们便会把货币投入到资本市场，获取投资利益。因此，对货币的需求就会降低；反之，当利率降低时，人们担心利率升高会造成其证券价值损失，便会把证券换成货币，从而对货币的需求升高。因此货币需求与人们的收入和市场利率之间有如下关系：
M=MI+M2=L1(Y)+L2(r)，其中M1为由交易动机和预防动机决定的货币需求，是收入Y的函数；M2为投机性货币需求，是利率的函数。其后的凯恩斯学派在此框架内，对于货币交易需求、预防需求和投机需求作了进一步的扩展。在前人的基础上，凯恩斯不仅将利率的因素引入了货币需求，而且明确了将货币的两大功能结合起来，即交易媒介和贮藏手段。
1956年弗里德曼发表《货币数量论的重新表述》著名论文，提出了自己的现代货币数量论模型。这个现代货币数量论模型认为个人的实际货币需求量取决于：持久性收入，它具有高度稳定性，所以该模型所表示的是一个相当稳定的货币需求函数；非人力财富在总财富中所占的比重，这个比例愈小，则对货币的需求愈大；各种非人力财富的预期报酬率，它包括货币、债券、股票各种金融资产和各种物质财富(资本品、不动产、耐用消费品等)等各种有形资产的预期报酬率；其他不属于收入方面的因素。弗里德曼认为，以上影响货币需求的因素是就个人实际货币需求来说的，如果去掉Y、W在各单个财富持有者之间分配上的影响，这个货币需求函数也可运用于整个社会。弗里德曼的研究结果表明货币需求主要受实际持久性收入的影响，受利率的影响不明显，货币流通速度随着货币供给量的波动而发生变动。
麦金农认为，靠自身积累的储蓄一投资者，购置实质资本扩充生产，必须将实际现金余额积累到一定规模。这表明，投资倾向将会明显地影响对实际货币余额的需求。而且，对实际货币余额的需求，同实际产量的增长率之间有着正相关关系，它们也要受持有货币的实际收益的强烈影响。
在这些经济学家的分析中，主要从宏观方面讨论了经济中货币需求的决定因素，而很少涉及金融机构和金融市场对货币需求的影响。麦金农在金融深化和金融改革对货币需求理论方面则做出突出贡献，分析不发达国家的金融市场的不完全所造成货币需求的影响。而现实社会，随着金融市场的不断发展，金融机构的数量越来越多，金融产品和金融工具不断丰富，金融业务越来越广泛，金融对人们的经济生活的作用越来越突出。因此有必要在分析货币需求时，着重考虑金融业务活动对货币需求的影响。接下来，我们来讨论银行、证券、保险业务活动对货币需求的影响。
三、我国金融业务活动对货币需求的影响
证券(股票和债券)的发行和交易都要求一定的货币与之相对应，证券发行规模越大，市场交易越活跃，这类金融商品引致的货币需求就越多。对资本市场与货币需求中间联系的研究，经济学家主要从三条路径对股市状况与货币需求之间的关系进行了论证：一是财富效应，股市上涨，人们收入增加，相应地货币需求也会增加；二是交易余额效应，股市交易越活跃，交易量越大，需要的媒介货币也就越多；三是替代效应，股票价格上涨会使得人们对自己的资产结构进行调整，作为非生利资产的货币在人们资产组合中的相对比重将下降，这会在一定程度上降低人们的货币需求。无论股市行情是好还是坏，财富效应和交易余额效应的货币需求强度总是大于替代效应产生的货币需求强度，正是由于这一点，可以认定：证券市场的状况同货币需求是正相关关系。但是在我国现阶段，由于证券市场不完善，证券法律不健全，证券产品单一，投资证券的主要目的主要是投机，因此随着股票交易量的增加，人们的投机欲望和投机行为就会增强，这时货币需求和股市状况主要表现在第二种，即交易余额效应，而财富效应和替代效应则表现得不太明显。这也说明了现阶段，在我国特定的国情条件下，证券业务活动和货币需求是成正比关系。
保险公司发行保单，保单实际是预防性货币需求的集中化、社会化表现。在一个发达的保险市场环境中，讲信誉、高质量的保险服务会产生理赔支出同保费收入大体相抵的情况。在这种条件下，保险公司的利润
将主要来自保单销售资金的运营收益。并且，在这样的市场环境下，保单也同样存在着二级市场，因此，货币需求就会由投保人预防性货币需求和保单转让市场所必需的交易余额需求共同构成。当人们的对将来的不确定增加时，就会产生预防性货币需求，人们为了尽可能防止不确定性的损失，就会产生对保单的需求，保单的需求会促使保险市场的发展。而另一方面，保险市场的发展，使人们可以更好地防范将来的不确定所带来的损失，从而在一定程度上降低了人们持有货币来预防不确定的需求，这样也会就使人们的货币需求减少。另外，保险市场越发达，人们就可以采取投保的方式来弥补由于各种决策行为如投资失误所造成的不必要的损失，相应地就可以刺激人们过多的投机行为。因为投机者可以通过投保的方式来把自己损失限定在一定的范围内，这样投机行为的增加就必然就会提高人们持有货币的动机，就会造成货币需求的增加。通过分析，保险市场的发展和货币需求成反向关系，在一定程度上保险市场的发展是由于人们对将来各种不确定性规避行为所促使的，而保险市场的发展同w者规避投机风险的作用，而主要是起到规避将来不确定性的作用，这样保险市场业务活动将会降低中国的预防性货币需求，从而降低总的货币需求量。
商业银行是参与信用货币创造的金融机构，除了需要业务费用这种***财务安排产生的直接货币需求外，商业银行与证券机构、保险机构相比，它们的业务活动主要是迂回地同货币需求问题相联系。这里所说的“迂回”，一是指通过影响客户的行为，二是指通过货币供给行动来间接对全社会的货币需求发挥影响。在负债业务中，商业银行利用存款利率变动及某些负债业务创新(如美国上世纪80年代出现的大额可转让存单)能够对客户的货币需求行为产生极大影响。负债业务的核心内容是吸收存款，存款利率变动和人们手持现金的关系是众所周知的负相关关系；以贷款业务为主要内容的资产业务同货币需求则为正相关关系；商业银行肩负的支付清算汇兑等业务对全社会的货币资金周转速度能产生很大影响，这类金融服务的效率越高，对应一定经济总量的货币需求就越少，因此，这类业务的效率同货币需求是负相关关系。以上三类业务对货币需求的影响只是一种十分简单的因果关系说明，这些因果关系如果不加人体制、***策及商业银行行业等约束条件，就没有多大的解释意义。例如，我们说银行存款利率变动同人们手持现金类货币需求是负相关关系时，在一个充分竞争的金融环境里，任何一家商业银行很难随心所欲地运用利率手段以获取尽可能大的市场份额。而且，从全社会角度考察，中短期利率实际是中央银行操控的工具变量，商业银行通常是被动地适应中央银行的调节行动。所以，我们在考察商业银行业务活动对货币需求的影响时，从上面所说的“迂回”的角度，分析其在一定条件下的资产业务、负债业务对全社会的货币需求产生的综合效应，也许更具有现实意义。
货币需求论文篇4
关键词：凯恩斯；流动性偏好理论；利率；货币需求
利率***策是发达市场经济国家货币***策的主要手段，利率也是发达市场经济国家货币***策的中介目标。近年来，随着我国利率市场化改革的不断深化，利率***策的作用也越来越明显，利率“微调”已经成为我国宏观经济平稳运行的重要保证。但与发达国家相比，我国的利率***策对宏观经济调控的效果仍然十分的有限，我国的货币***策依旧过多的依赖银行存款准备金调整、信贷配额等方式，而这些方式又过多依赖于***府对市场的直接干预，容易使得经济运行偏离市场机制的轨道。本文根据凯恩斯的流动性偏好理论，从货币需求与利率相互作用机制的视角，阐释了我国利率***策弱有效性的原因。
一、 凯恩斯流动性偏好理论中的货币需求与利率解析
与传统经济学家对货币需求的看法不同，传统西方经济学者大都没能突破这样一个定性思维枷锁即：只从货币交易的媒介功能来考查社会为了完成一定商品流通需要有多少货币，由此决定货币的需求。凯恩斯流动性偏好理论则从资产选择的角度对影响货币需求的因素进行了全新的分析，从而开辟了货币需求研究的新领域（凯恩斯，1999）。凯恩斯指出流动性货币其实可以看成是人们能够获得的许多资产形式中的一种类型，除了货币资产外，人们还可以获得如股票、债券或者固定资产等资产类型，人们所要做的是选择以不同的方式来组合自己的资产。但货币与其他形式的资产相比有具有自己独特的性质，既流动性，凯恩斯发掘了这种资产的异质性，并指出人们持有货币同持有其他形式资产之间的不同之处。人们持有货币即拥有了资产的流动性，而流动性的资产能够及时的满足人们的三种动机：也即凯恩斯流动性偏好理论所提出的交易动机、预防动机与投机动机。这三种动机心理越强，人们对货币的需求也越大，从交易动机、预防动机来看，这两种动机主要取决人们收入的大小，令这两种动机所决定的货币需求为L1=L1（Y），>0。（L1由收入决定的货币的交易需求与预防需求之和）。从投机动机来看，货币资产能够满足人们以上三种动机，但是却损失了持有其他资产形式的收益：利息，而利率则衡量了这种收益的大小。人们总是希望能通过资产“低买高卖”来获得盈利（或资本利得）。当利率下降时，人们预期利率会上升的心理增加，人们有放弃货币流动性而选择其他资产的偏向，这时对货币的需求下降；当利率上升时，人们预期利率会下降的心理增加，人们有持有货币流动性而放弃其他资产的动机，这时对货币的需求上升（许彩玲，2006）。由此可见，利率是人们选择以货币形式持有资产的心理杠杆。在极端情况下，利率低到所有的人都预期利率将要上升，货币的投机需求就变的无限大，生息资产将毫无市场，从而导致利率的进一步下降，这也就是凯恩斯的“流动性陷阱”。L2=L2（i），>0（L2为投机性货币需求）。从式中容易看出凯恩斯认为利率与投机需求是存在反比关系的，利率的升降直接引发货币投机需求的波动。综合以上分析可得到凯恩斯的货币需求函数： =L1（Y）+L2（i），（其中为实际货币需求量）。收入与货币需求同向变动下利率与货币需求成反向变动的。而货币需求对利率弹性的大小则只能决定于人们心理预期，利率的变动能使较多的人改变预期则弹性大，反之，弹性则小。基于市场利率的较***动性，人们心理预期决定的“安全利率”亦为不确定因素，在利率对货币投机需求的影响下凯恩斯货币需求函数具有不稳定性。
二、 基于流动性偏好理论的货币***策传导机制与有效性
西方国家大多采取的相机决策的货币***策，既反周期的货币***策。在经济过热时紧缩货币供给提高利率以控制总需求的过度膨胀；而在经济衰退时增加货币供给降低利率以刺激投资增加总需求。凯恩斯的流动性偏好理论正是相机决策货币***策的理论基础。凯恩斯认为，投资需求是对社会有效需求的一种反应，有效需求则是社会经济活动的主要动力，利率的大小决定了投资需求的大小，而利率的大小则通过货币供给与货币需求决定。发达市场经济国家通过调节市场货币供应量来影响利率，并通过利率来调控投资从而达到对整个宏观经济进行调控的目的。以低利率***策为例，凯恩斯以利率为中介的货币***策传导机制可表示如下：M（货币供应量）r（利率）I（投资）Y（产出/就业）（蒋瑛琨等，2005；孟杭妮，2009）。可见，货币供应量引起的货币供求关系的变化以及利率对其的反映灵敏程度是货币***策是否有效以及货币***策传导机制是否畅通前提条件。而利率对货币供求关系变化反应的灵敏程度则在于流动性偏好理论中的投机需求偏好，既货币需求同利率的相互依存关系。在IS-LM曲线上货币需求对利率的弹性越大，则LM曲线越平坦，货币***策的效果就越弱。当货币需求对利率的弹性接近无限大时，货币***策的效果就近乎为零，也即陷入了“流动性偏好陷阱”。如***1表示货币***策有效时的LM曲线，***2表示陷入“流动性偏好陷阱”时货币***策的零效果。
凯恩斯认为在危机和萧条时期，由于货币需求较高的利率弹性，增加的货币供应量常常落入“流动性陷阱”，也就是说，在经济萧条时期，货币***策是一种软弱无效的***策工具。凯恩斯认为，在经济危机时，以货币***策来推动经济发展就好比把牛拉动河边，农民能把牛拉到河边，但并不能强迫牛和水。在经济衰退时期必须要发挥***府的主动财******策的作用。因此，凯恩斯货币***策是具有两面性的，既凯恩斯认为货币***策可以用来对付经济过热，但对于经济衰退却没有多大的效用。
三、 凯恩斯流动性偏好理论对中国的弱有效性
客观评价凯恩斯流动性偏好理论中关于利率与货币需求关系的论述是具有历史里程碑意义的，但其理论在西方经济实践中并没有得到太多的应正，而于我国来说利率对货币需求的影响力也是比较弱的，我们亦从货币需求的流动性偏好出发，分三个方面来说明：
（1）投机需求内核的缺失与利率收入效应的强化。据凯恩斯的流动性偏好理论，投机需求是利率调节货币需求的最有效点，随着我国经济的发展人们收入的增加，边际效用递减规律的普遍性使人们用于消费的边际效用和投资于生产的边际生产力都有所下降，人们也渐渐将投资目标转向了生息资产以获取利息与资本利得，投机性需求在我国的货币需求中逐渐占有了一席之地。但我国的投机需求却与凯恩斯的投机需求确有些相异之处。公开市场业务的国债买卖是国家调节货币供给的重要手段，也是投机性需求的重要所在，因此凯恩斯把人们的资产选择简化为货币资产与国家债券。而于我国的现实情况来看，除了国债还应有企业债券与股票等生息资产。但国债并不是我国居民与企业的主要的投资方向，我国的国债主要还只是在各个商业银行间买卖，因此我国失去了利率作用于投机需求的最重要的内核，这也是我国投机需求一直不能壮大发展与国债不能有效调节基础货币的重要原因。另外，利率与货币投机需求之间因资本利得而此消彼长的关系是替代效应，我们还应该从利率与货币投机需求之间的收入效应看两者之间的关系，利率上升表示人们获得的利息上升，人们的财富收入也增加，而收入增加，人们对货币的需求也会增加，因此，收入效应会使得货币需求同利率成正向关系。可见利率的变化对投资需求的收入效应与替代效应的作用是相反的，一般情况下，利率的替代效应要大于收入效应，利率和投机需求之间也主要表现为负向关系，但由于我国的利率市场化改革还没有完成，我国的基准利率制度也不够完善，利率的大小主要还是有***府行***命令来决定，不能有效的反应市场供需的变化，人们无法形成对利率变化的有效预期，因此，我国利率变化对投机需求的引导作用较弱，也即我国利率对投机需求的替代效应较小，而收入效应较大，其结果甚至能使我国的利率与投机需求的关系与凯恩斯理论相反，即利率下降时人们无法形成利率会上升的预期，替代效应微弱，无法刺激投机需求的上升，但却会因为利率下降降低了人们的收入，从而使得投机性货币需求减少。
（2）投机性需求的弱势地位使利率功能缺乏用武之地。虽然投机性需求在我国的货币需求中逐渐占有了一席之地。但现阶段我国交易性需求与预防性需求依然占货币需求的绝大部分，我国的经济发展水平与我国的货币化程度决定了我国货币投机需求的弱势地位。凯恩斯指出，交易性需求、预防性需求与投机需求分别由收入和利率决定，但是三者是有一定联系的，它们的比例关系随着经济的发展而不断变化。在经济发展的初级阶段，限于人们收入的有限性与交易性需求的必须性，预防性需求只能在满足了交易性需求后还有赢余的情况下才作考虑，随着经济的发展人民生活水平的提高，人们的财富不断增加，在满足了交易性需求后，保持一定的流动性货币在手中以预防未来的不确定支出在显得必要，而只有到了前两种需求都得到满足后货币的投机需求能得以凸现。这时利率与投机需求进一步的与总体货币需求的关系才显化出来。改革开放近30年我国的经济发展取得了举世瞩目的进步，我国人民的生活水平与收入都得到了极大的提高，虽然少数地区的经济发展还相当落后，但总体上我国人民的生活水平已经解决了温饱水平而向着全面的小康社会发展。因此，从收入水平上看我国的收入增量应更多的转向投机需求，而实际上我国的货币需求总体上依然是交易性需求与预防性需求占主导地位，而这是由我国的特殊经济国情所决定的。一是我国的货币化程度过高加大了交易性货币需求。由于我国市场经济体系还不健全，市场的信用制度还不完善，人们对于信用卡等非现金交易的使用还不够普及，交易性货币需求依然旺盛；市场经济的发展使的非国有企业快速发展，而非国有企业更倾向向与现金交易，而不愿意银行中有起交易的记录，这也大大增加了交易性货币需求。二是福利制度的不完善使得我国预防性需求过大。现阶段人们的收入水平都有了很大的提高，但与国外相比，我国的医疗、养老、保险、教育制度都很不完善，这些都大大加大了我国人民对未来的不确定性支出，这也是我国储蓄存款高居不下的一个关键原由。因此，我国人民空不出太多的资金来满足投机需求。这些都决定了我国投机性货币需求的弱势地位。
（3）利率对交易性需求与预防性需求的弱有效性。凯恩斯曾经指出虽然利率主要影响投机需求，但利率对收入的影响会间接的影响到交易性需求与预防性需求，若利率降低，则收入增加，人们保持现款的机会成本也减少，人们的未来预期也变的更美好，因此交易动机的货币需求与预防性需求也随之而增加。只是这种影响比利率对投机需求的影响要小的多，因此可以忽略不计。不过与凯恩斯理论不同的是，鲍莫尔、托宾与惠伦等人认为不能忽视交易性需求与预防性需求同利率之间的弹性关系。事实也证明许多发达市场经济国家交易性需求与预防性需求同利率之间是有显著关系的。但我国的交易性需求、预防性需求与利率的关联似乎无以上论述的那样显著。按鲍莫尔、托宾与惠伦的理论，人们为交易性需求与预防性需求而保持在手中的货币或银行存款，不一定都要随时执行交易与预防性支出任务，在这段时间内没有执行任务的交易性需求与预防性需求资金是闲置的，人们可以用这些资金进行短期的投资，而利率则是选择最优交易性需求与预防性需求的抉择依据，利息与交易成本的变化决定了货币需求的变化。但这套理论在我国的现实意义不强，首先，我国的资本市场不健全，可供我国居民选择金融投资品非常缺乏，现有的金融投资品预期收益太低，风险太大，所以居民即使有闲置的货币在手中也只会把它们存入银行，从而转化为预防性货币需求，利率也就无用武之地。其次，交易性需求对流动性的要求是非常大的，非流动性资产的变现时间不一定能满足随时突发的交易性需求，而预防性需求则更具有突发性，一旦发生需要的资金往往比较大，因此人们一般不会把预防资金用于投资而宁愿损失资金闲置的利息收入。再次，消费者某一时间的收入都不会太大，资金没有成规模，对其的运作成本相对就大。因此利率对交易性需求与预防性需求的影响在我国都不会太大，最主要的还是受我国的货币化程度与收入的影响。
四、 结语
如前所述，我国的利率调控对货币需求的影响力是比较弱的，这就使得我国货币***策缺乏有效的传导基础。我国的LM曲线十分的陡峭甚至斜率为负如***3、***4。
在这样的情况下我国的货币***策效果就十分微弱甚至同凯恩斯所论述的效果相反，因此我国在运用IS-LM模型来解释宏观经济运行，以及宏观经济的***策选取时应考虑我国流动性偏好的弱势基础，对于我国宏观经济***策的效果应有个正确的认识。我国应进一步完善我国市场经济建设的微观经济环境，为我国的宏观经济***策调控打下坚实的微观基础。我国应深化金融市场改革，表现在货币市场上就是要继续推行利率市场化改革，建立具有权威性的基准利率，要以市场为主导来决定利率水平，加大利率对货币需求的反应程度；表现在资本市场上则要完善我国债券市场的发展，不断创新金融交易产品使我国居民的投资渠道不再单一，提高我国居民的投机性偏好。另外，要完善我国的社会保障制度，使得人们“敢于花钱”，降低人们的因预防性动机而持有的货币，促进我国货币需求的结构向更为合理、优化的方向发展。
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基金项目：***人文社科基地重大项目（项目号：2009***D630003）；***人文社会科学研究一般项目（项目号：11YJC790202）。
作者简介：徐清，南开大学经济学院博士生。
货币需求论文篇5
[论文摘要]股票市场与货币***策调控之间存在互动关系，而且越来越密切。股票市场的发展深刻影响着货币的供给需求、货币***策传导机制和货币***策调控目标，而货币***策通过货币供应量变化、利率变化等调控手段也在影响着股票市场。在我国股市深刻变化的今天，对股票市场与货币***策调控的关系进行研究具有重要意义。
股票市场与货币***策调控之间存在互动关系，而且越来越密切。股票市场的发展深刻影响着货币的供给需求、货币***策传导机制和货币***策调控目标，而货币***策通过货币供应变化、利率变化等调控手段也在影响着股票市场。在我国股市深刻变化的今天，对股票市场与货币***策调控的关系进行研究具有重要意义。
一、文献回顾
关于股票市场与货币***策调控的研究，近年来越来越受到各国***府和学者的关注。
(一)在关于股票市场与货币***策传导效应的关系方面
陆蓉(2003)通过构建向量误差修正模型进行脉冲反应分析和方差分解，度量了股票市场的货币***策效应，她认为货币***策目标能否实现，很大程度上取决于货币市场与资本市场的一体化程度。楚尔鸣(2005)进一步的实证分析表明，中国货币***策通过货币供应量作用于股票市场的效应明显，但传导过程中的“q”渠道和“财富效应”渠道等并没有充分发挥作用。宋宸刚、谭晓蓉(2001)还对股市泡沫的产生及其对货币***策传导效应的影响作了分析，这个研究对当前股市或许具有现实意义。
具体深入到货币***策传导有效性方面，苟文均(2000)分析了资本市场有效传导货币***策的条件，探讨了货币***策变革的基本方向。栾怡(2001)开始注重资本市场的发展对货币***策有效性的影响。江其务(2001)、许祥秦(2001)在研究中国货币***策失效问题时提到股票市场的因素，进而陈柳钦(2002)系统分析了资本市场发展对货币***策的影响，并重点阐明了我国资本市场有效传导货币***策的阻碍因素。刘志阳(2002)则从实证分析的角度提出货币***策的股市传导机制模型并进行检验，得出结论：货币***策与资本市场的相关度在逐步增强，这使得资本市场对货币***策的有效性产生了较大冲击；当局应对现有货币***策框架进行调整，重点是货币***策中介目标的利率取向和最终目标的股价参考。刘岭(2003)进一步通过分析不同货币***策传导机制，讨论了QFII对中国货币***策有效性的影响。许崇正(2003)则详细分析了中国股票市场传导货币***策低效的原因，并且与陈建新(2003)提出了扭转中国股市传导货币***策低效的对策。
(二)在股票市场与货币***策调控目标的关系方面
1．与最终目标的关系研究。Borio.C(1994)认为在一个有效的资本市场中，央行没有理由去关注资产价格的波动。只有当资产价格波动影响到货币***策最终目标时，货币***策才应干预资本市场。而国内学者钱小安(1998)在研究了资产价格变动对货币***策的影响后指出，资产价格变化对货币需求的稳定性、货币***策的执行会产生较大的冲击，应在确定货币***策目标、运用货币***策等方面作出相应的调整。Friedman(2000)通过对美国股票价格在一个较长时期中对通货膨胀和产出的影响进行实证分析，认为股票价格对产出和通货膨胀的影响并不显著。但就我国情况，谢平、焦瑾璞(2002)认为1999年下半年开始的货币***策机制紧缩效应与股票市场的关联在增强。央行为提高稳健货币***策的有效性应当关注股票市场的发展。同期，易纲等人(2002)借助模型分析发现，货币数量与通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格，而且在一定意义上取决于股市。当股市价格偏离稳态越来越远时，经济运行将是不安全的。因此，央行制定货币***策应同时考虑股市价格和商品与服务的价格，但是央行的根本目标仍是维护币值的稳定。较权威的中国人民银行研究局课题组(2002)的研究报告也认为对股市波动央行应关注但没必要盯住。
2．与中介目标的关系研究。货币需求方面：Friedman(1988)认为股票市场通过财富效应、资产组合效应、交易效应和替代效应对货币需求产生影响。Friedman&McComac(1991)分析了美国和日本的股票价格与货币需求的关系，结果显示股票价格对货币需求具有负向影响。国内学者易行健等人(2004)实证检验了我国股票市场发展对货币需求的影响，估计了包含股票市场成交额的季度货币需求函数，得出我国股票市场成交额减少了各个层次货币需求的结论。进而赵明勋(2005)实证检验了我国股票市场对货币需求的综合效应，结果表明股票市场的发展倾向于减少狭义和广义的货币需求，且对广义货币需求的影响小于对狭义货币需求的影响。
具体到股票二级市场，据石建民(2001)、高莉、樊卫东(2001)的实证研究表明，股票二级市场对货币需求具有统计显著性，为正相关关系。股票二级市场对M1需求的影响要大于对M2的影响。
货币供给方面：周英章、孙崎岖(2002)对中国1993—2001年股市价格波动与货币供应量之间的关系进行实证研究，发现二者之间存在着长期稳定的均衡关系，但股市价格波动明显领先于货币供应量且对货币供应结构的稳定性构成较强的正向冲击，从而加大了央行货币调控的难度，削弱了宏观需求管理的有效性，故建议货币***策应密切关注股价波动。在股票价格对各层次的货币供应量影响方面，王维安、杨靖(2003)通过对中国1999～2002年的实证分析认为，股价变化引起的替代效应和转换效应是存在的，替代效应作用于短期，而转换效应会在一段时滞后显现。金德环、李胜利(2004)则进一步研究了中国股市价格和货币供应量的关系，实证结果显示股市价格和M0、M2之间存在着长期稳定的协整关系，它可以用货币供应量M0和M2来解释，但股价变化不是引起货币供应量变化的原因。
(三)在股票市场与利率手段的关系方面
Rigobon＆Sack(2001)实证检验的结果表明，标准普尔500指数每升降5％就可能导致利率升降25个基本点，利率对股市波动的反应强烈。国内学者王***波、邓述慧(1999)通过分析央行利率***策对股票市场的短期和长期影响，发现利率***策在短期和长期上对股价波动幅度、股票成交量等都有显著的影响，只是对股票市场的短期影响有反常现象，而长期影响则是稳定的。但是高俊峰(2004)在分析利率***策对我国股市的短期和长期效应后，则认为我国利率***策对股市的短期效应非常明显，但长期效应与理论分析有出入。他认为长期效应还要受资本市场和货币市场的完善程度、相互间沟通程度以及长短期证券工具的丰富程度的制约，而这恰是我国的不足。具体到利率调整对股票交易量的影响方面，李敏、金光(2004)通过实证分析认为该影响存在时滞，这一时滞约在15到30天之间；而且利率调整不对股票交易量产生决定性影响。
三、二者的互动分析
股票市场和货币***策调控二者之间存在互动关系：
(一)股票市场对货币***策调控的影响
1．股票市场对货币***策传导机制的影响。货币***策股票市场传导的财富效应和资产负债表效应，它们所成立的前提是：金融市场是完全竞争市场，货币市场和资本市场是一体的，没有阻滞。也就是说，要具有充分发展的金融市场，这样的市场资金配置效率高，现实中欧美等发达国家的金融市场接近于此。
近两年我国股票市场成功地进行了股权分置改革，实现了国有股和法人股的全流通，流通市值占GDP的比重迅速上升，股市规模进一步扩大，股市发展态势良好，这是有利因素。但种种制约因素使我国的证券市场并没有呈现出明显的财富效应来响应央行货币***策的传导：①货币市场和资本市场相互分割，一体化程度不高，货币和证券两种资产自身的联接效应以及两种资产价格的联接效应还有市场之间市场交易的非对称信息对称化效应不明显。②我国股票市场投机性太强，股票价格易***纵，上市公司信息披露造假，市场信用体系并不健全，相关的法律法规急需完善。③市场规模尚需进一步扩大。
2．股票市场的发展对货币***策调控最终目标的影响。传统意义上货币***策最终目标是维持物价稳定，促进经济增长。这种只关注实体经济价格水平，不顾及虚拟经济资产价格的目标取向，在货币***策的实施过程中遭受到越来越多的尴尬和无奈。事实证明：股票价格已不能再排除在货币***策视野范围之外。随着资本市场在社会经济生活中日益重要、流通市值占GDP比重日益提高以及股指和GDP的相关度日益加强，货币***策通过股票市场的财富效应和资产负债表效应对实体经济的影响必然会日益加深，这其中作为主要表现形式的股价波动对央行货币***策调控最终目标的完善已提出迫切要求。
3．股票市场的发展对货币***策调控中介目标的影响。我国将货币***策中介目标定为货币供应量，与其相应的操作手段是基础货币。货币供应量取决于基础货币投放的多少和货币乘数的大小。股票市场的发展将深刻影响货币供应量。因为伴随其发展，大量社会闲置资金将进人股市，银行、企业和居民的原有货币需求将发生变化，从而基础货币在他们之间的分配比例也将改变，这将影响基础货币的创造能力。而且由于股票价格的上涨，居民会减少现金持有，更多地进行证券投资，从而造成流通中现金漏损减少，货币乘数增大。股票市场的发展还将使居民、企业、机构投资者和商业银行通过货币市场和资本市场进行资金配置的互动加强，这将影响商业银行超额准备金的稳定性，从而影响货币***策的执行效力。可行的解决方法是在货币***策的调控方式上更多的采用利率手段，因为货币市场的利率变化将通过股票市场的财富效应和资产负债表效应对实体经济产生影响，从而帮助央行实现货币***策意***。
(二)货币***策调控对股票市场的影响
货币***策调控对股票市场的影响，集中体现在股票价格的变动上。上文提及的货币***策的利率调控手段，实质上就是央行通过利率变化来改变货币和证券这两种资产的相对价格，从而吸引资金由货币市场流向资本市场，最终影响股票价格。货币供应量的变化同样会对股票价格产生影响。当央行增加货币供应量时，居民手中持有的现金将增加，货币的边际收益下降，而就短期看居民出于交易动机和预防动机的货币需求变化不大，投机需求则会出现较大变化，于是股票价格将被推高。
四、***策建议
为了实现我国股票市场和货币***策调控的良好互动，***府应在如下三个方面调整完善***策：
1．央行在制定货币***策时应关注股价波动
2006年来我国股市发展迅猛，资本市场在国家经济生活中的位置愈发重要，股指与GDP的相关度也在加强，这意味着股票市场的财富效应和资产负债表效应会日益明显。而央行将股票价格纳入货币***策视线将适逢时机。
2．推进利率市场化改革
股票市场的深入发展将使作为我国货币***策中介目标的货币供应量越来越不具有可控性、可测性和相关性。利率手段将成为可行的目标取向。而这要求***府有力推进利率市场化改革，形成合理的利率风险结构和期限结构，以有效联接货币市场和资本市场。
3．加强货币市场和资本市场的互动
货币需求论文篇6
关键词：电子货币 中央银行 货币***策
一、电子货币的概念和种类
（一）电子货币的概念
截至目前，对于电子货币尚没有十分确切的定义。根据巴塞尔银行监管委员会的标准，电子货币是指零售支付过程中的支付手段,借助于各类销售终端,通过公开网络,产生的一种储值产品和预支付机制。
在实际操作中， 我们也可以把电子货币理解为:它是一种依据当事人之间的约定而使用的，以电子数据为存在形式，以法定货币单位为计算单位并能够兑换成法定货币的电子支付结算工具。
（二）电子货币的种类
1.账户依存型电子货币。账户依存型的电子货币是指以特定账户为载体，只能在不同账户中流动的电子支付结算货币。这类电子货币不能脱离账户而***存在，只能在账户间流动，因此不能像现金一样直接由所有者掌握和支配并进行直接支付，而只能在账户管理者的协助下用于转账结算。
2.现金型电子货币。现金型电子货币不像账户依存型电子货币那样必须信赖于银行账户而存在，而是像现金一样由使用者直接控制和掌握，在实际使用中也可以像现金那样用于直接支付，这种电子货币比账户依存型电子货币更类似现实货币。根据其赖以存在的技术环境的不同，现金型电子货币可分为IC( Integrated Circuit)卡型电子货币和网络现金型电子货币。
二、电子货币对中央银行的挑战
（一）对中央银行***性的挑战
货币***策是中央银行为了实现特定的经济目标而采取的各种控制和调节货币供应量和信用量的方针、措施的总和。不同经济条件的国家必然会实施不同的货币***策。同一国家在不同经济发展时期的不同发展阶段，其环境也会发生较大变化，因而也会采用不同的货币***策。这就是货币***策的***性。
电子商务交易平台和电子金融市场的开放性，全天候和无地域限制，使得电子货币全球化。网络银行通过计算机网络可以瞬间使巨额资金从地球的一端传到另一端，大量资金的突发性转移会加剧金融市场的波动，而网络快速传递的特性会使波动迅速扩大。所以，货币***策难以***。
（二）电子货币对中央银行货币垄断发行权的冲击
一般而言，各国的货币都是由其中央银行代表国家垄断发行，中央银行对货币的垄断发行权是一国货币主权最重要的内容之一。中央银行垄断货币发行权，实质上就控制了基础货币量，进而影响到长期利率、短期利率等其他经济指标。正是由于垄断了货币发行权，才使中央银行有可能成为商业银行的银行，并对国民经济具有决定性的影响。但是，电子货币的出现冲破了中央银行的货币垄断发行权，使传统法币在流通中被电子货币所部分替代。到目前为止，绝大部分的电子货币是由其他金融机构甚至是非金融性的经济实体所发行。
（三）电子货币对中央银行铸币税的影响
所谓铸币税是指中央银行从货币的发行和铸造中所获得的收入，即货币的面值超过生产成本的那部分收入。铸币税是中央银行收入的核心部分，也是国家财***收入的组成部分之一。因此，电子货币即便只是逐步取代法币，对于有庞大预算赤字的国家也会形成相当大的压力。根据国际清算银行(Bis)的预测，电子货币在流通条件下可能导致铸币税收人减少占GDP的比重，同时，铸币税收入是弥补中央银行操作成本的最主要资金来源，铸币税收入的减少将严重削弱中央银行的经济基础，进而间接影响其调控一国货币***策的***地位，以及实施货币***策的有效性。对于发展中国家而言，由于其现金使用的范围更为广泛，中央银行的管理成本比较高，电子货币对中央银行收入及其***性的影响将更加突出。
三、电子货币对货币***策的影响
（一）电子货币对货币定义的影响
货币是商品经济的产物，原是从商品中分离出来的充当一般等价物的特殊商品。随着商品生产的发展和交换的扩大，货币形式又不断地演进。在金融电子化的推动下，货币出现了新的形态，如信用卡、电子货币等，这是一种依托全球和网络银行产生的虚拟的无货币实体的数字符号。网络货币是货币在计算机网络中的存在形式。网络货币随着网络银行的产生而产生，随着网络银行的发展而发展。这对传统的货币内涵将产生深远影响。电子货币的发展使传统货币观对货币用途的界定有了改变,传统货币观对货币不同用途存在确定的相当稳定界限，而电子货币的发展将打破这种界限，对其进行冲击。
（二）电子货币对货币需求的影响
1.货币需求动机界限模糊。对货币需求的分析是从货币的不同用途来分析影响货币需求的因素。无论是在凯恩斯货币需求理论中划定的界线为持有货币的不同动机,还是弗里德曼货币需求理论中表现为不同财富结构和各种资产预期收益的机会成本的组合,传统的货币需求理论都假设货币在不同用途之间存在确定的界限,而且这种界限是相当稳定的,各自影响的因素也是完全***的。然而,网络银行的发展使得这种界限的划定变得非常困难。电子信息技术的发展使得各种不同用途的货币之间转换十分容易。借助于发达的金融创新工具,人们在需要货币进行各种交易时,流动性的需求可以立即被满足。电子货币的发展大大降低了各种不同用途的货币的转换成本,使处于不同动机的各种货币需求之间的界限也就越来越模糊。
2.货币投机性需求增多。在弗里德曼货币需求理论中，货币、债券和股票的预期回报率之间存在明显差异，也会因电子货币出现后强大的流动性不断缩小。可以预见,随着网络银行的进一步发展和电子货币的普及,对货币需求的影响会日益增大。
3.货币流通速度加快，利率波动加剧。网络银行和电子货币的发展对货币的流通速度也产生了重要影响。根据货币数量论,电子货币的替代作用使得利用现金进行交易的次数减少,因而对传统货币的需求减少。一方面，流通中通货的减少加快了货币的流通速度;另一方面，电子货币在信用创造方面的作用,又使得对货币的需求处于不稳定状态,导致利率波动。根据凯恩斯的货币需求理论,货币需求与利率直接相关,利率的波动反过来又导致货币需求的不稳定。无论认为货币流通速度的稳定与否,现代化的网络支付体系和电子货币的出现则加快了货币的流通速度和加剧了利率的波动。因此，增大了货币需求量的计量难度。
（三）电子货币对货币供给的影响
1.基础货币。当电子货币作为新的现金货币形式加入到基础货币行列时,则可能使得基础货币虚拟化,从而减少流通中的通货。对于金融机构的存款准备,各国法律都有明确的规定。而对于电子货币余额是否要求一定比例的法定准备,目前仍存在较大争议。大多数国家对电子货币余额无准备金要求,但也有一些国家,如日本则要求发行者缴纳相当于其发行的电子货币余额50 %的准备金。但总的来看,电子货币有减少法定准备金的趋势。另外,由于网络技术的运用大大降低了银行进行资产转换的成本,银行可充分利用电子货币的高流动性,满足特殊情况下出现的流动性不足问题。在超额准备的存款利率不变或降低的情况下,作为银行为应付流动性而自愿持有的超额准备金将会降低;反之,则根据由此带来的机会成本与资金运用的收益进行比较抉择。
2.货币乘数。基础货币是货币供给的源泉,货币供给量可以数倍于基础货币,我们称这个倍数为货币乘数,它可以表示为:m =1 + krd + e + k + t・rt
rd：活期存款法定准备金率,由中央银行决定；Rt：定期存款法定准备金率,由中央银行决定；E：超额准备金率,由商业银行决定；T：定期存款与活期存款比率,由社会公众决定；K：为现金与活期存款比率,由私人部门―包括个人与公司的行为决定；
由此可见,货币乘数是由中央银行、商业银行和社会公众共同决定的。大多数国家中央银行的主要资产是通货。首先，电子货币对通货的大规模取代，势必使中央银行的资产负债规模大为缩减。其次，超额准备金的持有会降低商业银行的贷款规模，减少利息收入。电子货币的发展使社会公众的现金使用量减少,从而使商业银行能够减少超额准备金的持有量，因而e 会呈减少趋势。最后，人们不断增加电子货币的持有量而减少现金的持有量，导致k 不断下降,而受定期存款利率的影响。电子货币中贷记卡等信用货币的使用，会减少人们对活期存款的需求。为了获得更多的利息收益，人们将更多地选择定期存款，使t呈上升趋势，由于这些因素的相互作用，短期内货币乘数不会产生太大的变化。
四、结语
电子货币的出现是信息***的产物。电子货币的产生和流通使实体货币与观念货币发生分离。真实货币演变为虚拟货币，是新技术***和网络经济发展的必然结果，它有效地解决了市场全球化的大背景下，如何降低“信息成本”和“交易费用”的问题。网络和电子货币的出现加快了市场全球化，加强了全球经济的联系，人们通过网络和电子货币可以更快更省地处理经济事务，所有的这些都大大降低了信息搜寻成本，减少了交易费用，节余了更多的社会财富，提高了资源化配置的范围和效率。
与此同时，我们应更加清醒地认识到电子货币对中央银行的挑战以及对相关货币***策的影响，从而使电子货币朝有利于金融稳定和国家经济发展的方向发展。
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货币需求论文篇7
一、相关文献综述
(一)国外有关文献的研究
1970年代中期以前，人们普遍认为，不论货币如何被定义，货币需求函数都是稳定的，但自1976年戈德菲尔德(Coldfeld)在其著名论文“货币失踪现象的研究”中对货币主义的货币需求稳定的假定条件提出疑问时，人们对货币需求函数的稳定性的信念发生了动摇。阿提斯和路易斯、科格兰、阿伦分别对美国和英国20世纪90年代后期的货币需求进行了研究，验证了戈德菲尔德的判断。他们发现，传统的货币需求函数对货币需求的预测值低估或高估了实际货币需求。基于以上认识，人们认为，金融创新对货币当局实施货币***策带来了重大影响。泊多尔斯基((Fodolski，1986)认为在金融创新的条件下，由于大量金融资产的流动性和货币替代性增强，使得“货币”的定义变得困难和不稳定。如果为了建立货币***策的货币目标，而需要对货币进行定义，那么选择什么口径的货币就十分重要。金融创新可能导致不同口径的货币供给的需求函数发生不同移动。由于金融资产种类的增多，而这些资产的利率又是富有弹性且与货币市场利率相关，使得货币当局在信贷需求对总体利率水平的反应上的影响能力变得更为有限。金融创新带来的货币需求曲线的移动和斜率变化是不确定、不可预测的，这成为货币控制的主要问题。在此情况下，基于使用货币数量增长作为中介目标来实施货币***策，就必须对其持怀疑的态度。
(二)国内有关文献的研究
目前中国对金融创新的研究还不充分，富有重要理论意义和***策意义的研究成果少。国内的金融创新研究多以西方国家作为研究对象，但在对金融创新的一般论述中都涉及到了中国的金融创新情况。例如，叶翔(1994)、生柳荣(1998)、李健(1998)、杜婕(1999)、谢亦(1999)、苑德***(2000)、王仁祥(2001)等，刘红奇(1999)、唐文琳(1999)还专门对中国的金融创新进行了研究。他们按照我国金融创新的历史逻辑对我国的金融创新作了经验性的分析，但遗憾的是，由于缺乏系统的、数理性的分析，他们虽然作了大量的研究，但由于缺乏大量的数据和合理的分析方法的支持，可信度都不太高。
二、金融创新对货币需求的影响
货币需求是货币***策选择的出发点，研究金融创新所带来的货币需求、货币需求量和货币需求稳定性的变化，是考察创新对货币***策影响的基础。具体而言，金融创新对货币需求的影响集中表现在以下两个方面：
(一)金融创新减弱了货币需求，改变了货币结构
随着经济的发展、发展规模的扩大和在通货膨胀下物价水平的上升，人们对货币绝对数量的需要会增加，但是金融创新却通过金融电子化和金融工具多样化减弱了这种货币需求，使得人们在既定的总资产中以货币形式保有资产的欲望降低，在经济活动中对货币的使用减少，因而导致货币在广义货币和金融资产中的比重下降。究其原因，主要有三：
1、金融工具的创新涌现出了大量货币性极强的新型信用工具和新型存款种类，如银行商业票据，流动资金承兑票据、NOW(可转让支付命令帐户)、货币市场互惠基金、超级可转让支款单帐户等。这些新型的金融工具在很大程度上满足了人们的流动性需要，减弱了人们对货币的流动性偏好，导致了货币需求的下降。
2、金融创新所带来的金融电子化和支付结算系统的***，缩小了狭义货币，特别是现金的使用范围，使人们的交易性货币需求大大下降。例如，随着多功能信用卡、自动电子柜员机、自动转帐服务、电子化资金转移系统(EFT)等的普及和广泛应用，使快捷便利成为了现代支付系统的特征，数秒之内完成一笔跨地区、跨国界的巨额支付已非难事，货币周转速度加快。转帐结算成为社会经济生活中最普遍使用的支付方式，最大限度地节约了现金的使用，在金融创新活跃的国家甚至出现了号称“无现金社会”的迹象。随着货币流通速度的加快，对活期存款的需求也大为减少，人们用少量货币便可以完成大量的经济活动。这种变化通过货币结构比率可以明显地反映出来。按照国际货币基金组织的口径，货币结构比率包括三项内容，一是通货占货币的比率(C／M)；二是货币占广义货币的比率(M／QM+M)；三是广义货币占金融资产的比率(M+QM／Assets)。下表列出了西方发达的五个国家金融创新高潮前后的货币结构比率表。
表中数据表明，20世纪60年代以来，各国的通货与货币之比都有下降的趋势，发达国家的c／M之比从平均0.309降至0.224，而货币占广义货币的比率(M／M+QM)也从平均0.661下降到了0.316。金融创新的发展大大加快了货币的流通速度，使得人们对货币的交易需求大大下降。
3、金融创新带来的金融市场高度发达的证券化趋势，使资本市场和介于资本市场货币市场之间的金融工具普遍兼备安全性、流动性和盈利性，具有较高的投资价值，因而日益受到公众的青睐，成为人们资产选择的主要对象。特别是由于他们能给持有者带来较多的收益，提高了持币的机会成本，使得人们在其资产组合中尽量减少货币的持有量，增加非货币性的金融资产，因而其结果也是货币需求减少，货币在总资产中的比重下降。
(二)降低了货币需求的稳定性
金融创新对货币需求稳定性的影响主要通过两条途径发生：
1、金融创新改变了人们持有货币的动机，引起货币需求构成的变化。由于金融创新中出现了诸多流动性很强的金融工具，可以在很大程度上满足人们的流动性偏好，从而改变了人们持有货币的动机，引起货币需求构成的变化。借用凯恩斯的流动性偏好理论，就是人们对货币的交易性动机和预防性动机减弱，而投机性动机增强，表现为用于媒介商品和劳务交易的商业性货币需求比重下降，而用于投机获利的金融性货币需求比重上升。从货币需求稳定性角度分析，由于商业性货币需求受规模变量(主要是收入)的影响较大，规模变量短期内的相对稳定性决定了商业性货币需求具有可以预测和相对稳定的特点。而金融性货币需求则主要取决于机会成本和个人预期等因素，市场利率的多变性和人们心理预期的无理性导致了金融性货币需求具有变幻莫测和很不稳定性的特征。因此，商业性货币需求比重的下降和金融性货币需求比重的上升，将会减弱货币需求的稳定性。
2、金融创新使货币需求的决定因素变得更为复杂和不稳定，各因素的影响力及其与货币需求的函数关系不确定性更为明显，从而降低了货币需求的稳定性。例如，金融创新使得市场利率更为复杂多变，而货币需求的利率弹性亦不稳定；又如货币流通速度虽有加快的表现，但这种加快并非是匀速或呈线性运动，而是更为扑朔迷离，难以把握和测算，市场利率和货币流通速度的多变性和不稳定性，使微观货币需求和宏观货币需求的稳定性都有所下降。
三、金融创新对货币供给的影响
金融创新对货币供给的影响是全面而深刻的，其中最突出的是以下几点：
(一)金融创新扩大了货币供给的主体
按照西方正统的货币理论，只有商业银行才有创造存款货币的能力，因为只有商业银行才能接受可签发支票的活期存款。但金融创新中出现了诸多与活期存款类似的新型负债帐户，这些帐户具有较强的存款派生能力；而金融业务的综合化和金融机构的同质化趋势，模糊了存款货币银行(商业银行)和非存款货币银行(非银行金融机构)之间的业务界限，混淆了这两大类金融机构在存款货币创造功能上的本质区别。特别是随着存款证券化程度的提高和金融市场的发达，“脱媒”现象日益严重，商业银行的存款大量流失，非银行金融机构将其诱变为自己存款的能力大大增加，这使得存款货币的创造不再局限于商业银行，各类非银行金融机构也都有创造存款货币的功能，随着创新的深入，这种能力还有不断增强的趋势。因此，金融创新以后，在开始混业经营的国家里，货币供给就由中央银行(提供通货)和商业银行(提供存款货币)二级主体，扩展为中央银行、商业银行和非银行金融机构三级主体。
(二)金融创新加大了货币乘数，增强了金融机构创造货币的能力
由于任何一个时点上的货币供应量，都可以看作是基础货币和货币乘数这两类集合变量的乘积，因此，在中央银行提供的基础货币既定时，货币乘数是至关重要的关键性变量。在20余年的金融创新中，各国的货币乘数几乎无一例外地增大了。根据国际货币基金1986——1994年对16个样本国家货币乘数的调查，美、日、德、英、法五个发达国家的货币乘数从平均5.53增至到了12.80。金融创新之所以出现加大货币乘数的作用，主要是因为创新改变了货币乘数的主要决定因素，这些因素一般公认的是通货比率、定期存款比率、法定存款准备金率、超额准备金率四个，创新使这四个因素都发生了不同程度的变化：
1、降低了通货比率。通货比率是指公众所持有的通货(现金)与其持有的活期存款的比率。通货比率与货币乘数之间是反比关系。通货比率，主要取决于可支配收入、持币的机会成本、金融制度的发达程度和其他非经济因素(公众偏好、支付习惯等)。金融创新从提高持币机会成本和促进金融制度发达这两个方面，对通货比率产生向下的压力。前者是通过提高通货以外的金融资产报酬率而增大持币机会成本，使公众减少通货持有量；后者则是通过提高转帐结算的速度与便利程度，降低成本费用，改变社会支付习惯等，使公众愿意保有活期存款而相应减少现金持有。在通货比率的下降中，货币乘数反比例升高。
2、定期存款比率有所变化。该比率是指公众所保有的定期存款与其保有的活期存款之间的比率。定期存款比率与货币乘数存在着反方向的变动关系。在金融创新中，非存款性金融工具大量涌现，发达的金融市场提高了银行存款以外其他金融资产的安全性、流动性和盈利性，当银行定期存款作为价值贮藏手段的吸引力降低时，公众在资产组合的调整中就会将一部分定期存款转换为证券类金融资产，从而使得定期存款比率降低，加大货币乘数。
3、法定存款准备金率的实际提缴率下降。虽然法定存款准备金率是由中央银行确定的，在货币乘数的决定因素中经常被视为外生变量，即不受经济体系内部因素的支配，然而金融创新对这类观点的存在前提及实践结果却提出了挑战。由于各国中央银行一般都对不同计提对象采取差别准备金率，这就为金融创新通过模糊计提对象界限。减少商业银行活期存款实际计提的法定准备金提供了余地。
4、银行超额储备下降。超额储备是指银行保有的全部存款准备金中减去法定准备金的部分，在存款货币的创造中与法定准备金具有同样的倍数收缩功能，因而同货币乘数是反方向变动关系。金融创新主要从三个方面减少了银行保有超额储备的意愿：一是因收益较高的银行放款与投资机会增多，加大了保有超额储备的机会成本；二是因同业拆借市场十分发达，降低了借人准备金的价格而提高了便利程度；三是公众对通货的偏好减弱，银行保有库存通货的需求量下降。三方面影响之和便是降低了超额储备比率，从而加大了货币乘数。
(三)货币供应的内生性增强
货币供应的内生性，主要是指其受经济体系的内部因素的支配程度，它与中央银行的可控性是此消彼长的关系。金融创新一方面通过发挥减少货币需求、充分动用闲置资金、节约头寸、加快货币流通速度等作用，改变货币供应的相对量；另一方面通过扩大货币供应主体，加大货币乘数、创造新型存款货币等对现实货币供应产生决定性影响，致使货币供应在一定程度上脱离了中央银行的控制而越来越多地受制于经济体系内部因素的支配。这样，在经历了金融创新以后，货币供应量不再是完全受中央银行绝对控制的外生变量子，除基础货币以外，它受经济变量和金融机构、企业、居民行为等内生因素的支配性大大增强。货币供应内生性的增强，严重削弱了中央银行对货币供应的控制能力和控制程度。
四、结论
综上所述，金融创新对货币***策产生了重大而强有力影响，在很大程度上甚至改变了传统的货币供求机制。不少文献认为，这种改变是导致货币***策失效和金融监管困难的主要原因，从宏观上看是不利的，有的学者据此提出了必须控制创新的建议。笔者认为，金融创新对于货币***策的影响，不能简单地用“有利”还是“不利”来定论。事实上，金融创新对货币***策的影响利弊兼而有之。上述分析可知，创新对货币***策的影响并非都是不利的，其有利的一面不仅存在，而且还是重大的。金融创新对货币***策的有利影响具体有以下几个方面：一是减弱了人们的货币需求，可以相对节约货币，节约流通费用，更重要的是减轻了中央银行货币供应的压力；二是扩大了货币乘数，在既定的货币总量下，可以减少中央银行基础货币的投放；三是通过融资证券化和金融市场的发达，有利于中央银行公开市场操作，可以扩大操作空间和调控范围，提高操作反应的灵敏度，增强操作力度和效果；四是金融工具多样化和信用方式多元化，可以通过非货币性渠道满足社会投融资需求，从而减轻经济增长中通货膨胀的压力。
当然，创新对货币***策的不利影响也是不容忽视的，主要表现在：一是降低了货币需求和货币乘数的稳定性，使货币供求的机制变得十分复杂而多变，从而加大了确定货币供应增长率的难度，中央银行对货币的数量亦不易进行准确的控制。二是扩大了货币供应主体，增强了货币供应的内生性，从而削弱了中央银行对货币供应的控制能力，并使这种控制能力在增加或减少货币供应时存在着差异，即中央银行增加货币供应的能力大于其减少货币供应的能力。这种控制力的差异，不完全是中央银行本身的问题，更重要的是在金融创新的环境中减少货币供应有很大的内生阻力。
正确认识并把握创新对货币***策影响的两面性，具有重要的意义：一则可以使我们对创新的利弊有更为全面深刻的认知，金融创新不仅对经济社会的影响在总体上是利大于弊，而且对货币***策的影响同样是利弊兼存；二则可以促使中央银行调整对金融创新的态度和做法，改变以往的反对或敌视的态度，而采用积极的态度去引导创新，在制定和实施货币***策时充分考虑这种两面影响，认真研究如何扬利除弊以缓解其不利影响，充分利用和发挥其积极影响，保证货币***策的顺利实施。
参考文献：
[1]王传伦.西方财***金融思想发展[M].成都：西南财经出版社，1991.
[2]李健.金融创新与发展[M].北京：中国经济出版社，1998.
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[5]Friedman，M.，theRoieofgonetaryPolicy，AmericanEconomicReview，March1968
货币需求论文篇8
【关键词】 通货膨胀;福利成本;MIU模型;CIA模型;OLG模型
在全球通货膨胀的大背景下,中国也未能幸免。在经历长达5年的经济超过两位数高速增长、低通胀之后,2007年初中国的物价开始持续攀升,CPI从2007年1月份的2.2%,上涨到2008年4月份的8.5%,2008年2月份更是高达8.7%,创11年来月度数据新高。
一、中国通货膨胀福利成本的实证研究成果
在现有研究中,一般都基于美国的经济背景,改革开放以来,中国经济迅速发展,走出了一条相对独特的中国式发展之路。对此***策意义极强的基础性问题,从客观上提出了研究中国经济在改革开放过程中通货膨胀福利成本度量问题的必要性。至20世纪90年代初,我国学者对通货膨胀的分析,局限于通货膨胀的指标分析,如通货膨胀变动率、隐形通货膨胀率等。到90时代中期,逐渐利用计量经济学模型或投入产出模型进行总量和结构分析,测算相关***策变化对国民经济、部门价格水平以及价格总水平的影响。
龚六堂、邹恒甫和叶海云利用龚和邹(2001)的框架,把消费者的财富引入效用函数,给出了货币供给的改变对经济不确定影响的分析。基于美国1900～1994年和我国1978～2000年的数据,计算了当消费者对社会地位或财富的看重程度不同时,经济增长率分别以收入度量和以消费度量的福利损失,指出人们对社会地位的追求愿望对经济增长有正影响。通过比较中美两国的通货膨胀福利成本的数据,得出通货膨胀对中国经济的影响比对美国经济的影响显著。欧俊和李花采用Bailey(1956)的方法,得出如下结论:一是半对数型货币需求下通胀福利成本为GDP的0.5%,双对数型货币需求下该成本为GDP的0.9%;二是若通货膨胀率由1.2%上升到2%,人民银行保持实际利率0.05%不变,即名义利率从1.25%调整到2.05%,则变化后的通货膨胀福利成本为GDP的1.3%和1.15%。
其他学者在这方面的研究主要集中于金融创新对货币需求与通货膨胀福利成本的影响(谢赤,2002)、混合型通货膨胀的生成路径及其社会福利成本(王再文、李刚、李远富,2004)等方面,这些都只是提出了理论思路,未给出定量分析。北京大学宋国青教授从负利率问题入手,细致地研究了通货膨胀等因素对百姓金融资产造成的影响。在其向《证券市场周刊》提供的研究报告中指出:由于通货膨胀,居民资产减少了7000亿。
陈彦斌、马莉莉用消费者剩余、MIU 模型及CIA 模型这三种方法对中国通货膨胀的福利成本进行了计算,得到在中国10 %通胀率的福利成本约为产出水平的4%。Lucas使用美国经济数据得到10%通胀率的福利成本约为收入的1.64%,说明通货膨胀对中国经济的影响比对美国经济的影响更大。蔡万旭利用McCallum-Goodfriend模型,求解出1992～2008年我国通货膨胀的福利成本介于GDP的0.5699%～1.8732%之间,利用Bailey的方法,得到的通货膨胀福利成本介于GDP的0.5635%～1.8055%之间。从其研究中看到,我国通货膨胀的福利成本并不大,完全没有必要对通货膨胀过于紧张。
二、未来中国通货膨胀福利成本的研究思路
1.现有研究中没有涉及我国的现状。我国目前仍处于市场化的转型阶段,美国市场化程度已经非常高了,简单的模型套用是否行得通,能否加入市场化水平指标或者我国特有的国情因素,这些都会影响到对我国通货膨胀福利成本的估计。
2.在货币需求模型中,采用了M1作为名义货币量,与Lucas的分析一致。用M1作为估计量是否恰当,是否可以用加权的货币总量来代替M1,即给各种货币资产赋予不同的权重,加总后作为新的名义货币量进入模型,重新对通货膨胀的福利成本进行估计,这也是将来可以继续进行研究的方向。
参考文献
[1]龚六堂,邹恒甫,叶海云.通货膨胀与社会福利损失[J].财经问题研究.2005(8)
[2] Robert E.Lucas.JR.Inflation and Welfare[J].Econometrica, 2000(4)
[3]欧俊,李花.中国通货膨胀福利成本计量初探[J].财经论坛.2006(12)
[4]陈彦斌,马莉莉.中国通货膨胀的福利成本研究[J].经济研究.2007(4)
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