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摘要：M2/GDP是度量一个国家金融深化和广化的重要指标，但我国的货币供应量却远在经济发展之上，于是这个比率呈现一个畸形增长的态势。
至于造成这一现象的原因，本文在通过GRANGER因果检验、二元GARCH-VECH经济模型等实证分析方法后，结果显示高储蓄率是M2/GDP 比值高的格兰杰原因，而且它们之间有GARCH波动溢出效应。
因此，本文认为，高储蓄率是这个比率偏高的一个重要原因，对此本文认为要创新金融工具，增加金融品种，分散储蓄存款，引导高储蓄额向资本市场发展，特别是债券市场的发展。
关键词：货币化；储蓄中图分类号：F822文献标识码：A一、引言在最近的20年里，我国M2/GDP比率迅速上升，远超英国、美国、日本等国家，这一史无前例的现象引起了国内外金融界的关注。
经济的货币化是指通过货币进行的经济活动比例的不断增加，而与传统的物物交换相联系的非货币化经济比例则不断下降。
货币化的关键之处在于它会引起对货币的额外需求。
改革开放以前，在广大农村地区，实物交易较为广泛地存在；其后，随着农村市场的开放，改革向城市和国有企业推进，商品交易领域的扩展和交易媒介货币化程度加深，对货币需求也迅速增加，学术界对这一现象作出了各种角度的解释。
造成我国货币化比率畸高的原因是多方面的，我们更无法从我国较高的货币化比率中得出我国的金融深化程度已经处于较高水平的结论，相反这种高货币化现象却说明我国金融发展中存在着深层次的问题。
麦金农曾用这一指标描述发展中国家和发达国家在金融发达程度方面的差距，分析发展中国家的金融深化过程。
他认为在金融深化过程中，发展中国家的货币供应量对国内生产总值的比率会不断上升，并称这一奇特的现象为“中国之谜”。
谢平、张怀清（2007）认为，银行主导的金融系统和商业银行巨额不良资产的存在是导致中国M2/GDP异常的主要因素。
易纲（1996）指出，中国M2/GDP过大是国内经济依靠货币的比率升高的结果。
此外，刘明志（2001）认为，银行等金融机构工具单一、银行不良资产比率过高导致了这一比率过高。
基于时间序列的中国货币需求函数分析摘要：国内文献关于货币需求函数的研究大多采用季度数据，本文利用1985-2011年期间的年度数据，对长期货币需求函数进行回归分析，并且利用误差修正模型分析了短期货币需求函数。
研究发现，货币需求函数长期均衡模拟效果比较良好，与实际国民收入成正比，与一年期存款利率和通货膨胀率成反比，但后两者影响较小。
而短期货币需求函数个别年份缺口比较大，表现出短期货币需求的不稳定性。
关键词：货币需求；单位根检验；协整分析；误差修正模型中图分类号：f822；f224 文献标识码：a 文章编号：1001-828x（2012）08-0-01一、引言随着我国金融市场的开放，可供居民的投资资产组合逐渐增多，在新的经济背景下，讨论影响货币需求的因素具有切实的意义，以期对政府的宏观货币政策提供相应地建议。
在宏观经济学中，对于货币需求的研究是一个渐进的过程，从凯恩斯的货币持有动机理论到弗里德曼的机会交易成本，再到后来的根据各国实际情况进行的修正，货币需求函数的模型纷繁复杂。
二、实证模型的建立本文选择1985-2011年之间27年的年度数据。
其中，名义货币需求量、名义国民总收入、通货膨胀率的数据来自于《中国统计年鉴》（2011年版）；一年期存款利率来自于中国人民银行的网站，由于自90年代以来定期存款利率调整较为频繁，每年的利率水平取每期利率的加权平均数。
模型采用修正后的货币需求方程为。
其中表示实际货币需求量，；y表示实际国民收入，；i表示利率，使用一年期存款利率来度量持有货币的成本；p表示通货膨胀率；u表示随机因素，包括收入分配、经济货币化进程等。
令，再将上式线性化后变为：（1）三、回归分析的结果首先对于各个变量进行单位根检验，看是否平稳，以避免出现伪回归。
检验结果显示，在常用的 adf 检验中lnm、lny、lni、lnp 序列及其一阶差分都不能拒绝存在一个单位根的假设，通过二阶差分，而所有变量都平稳。
中国的货币需求函数的实证分析弗里德曼货币需求理论公式文献综述对于我国货币需求函数的研究，很多国外学者投入了大量的精力。
研究结果表明，近十年来我国的信贷需求对于利率的变动更加敏感，但从利率到真实经济的传导仍然十分薄弱。
很多国内学者针对我国的货币需求函数也进行了深入的探讨。
汪红驹( xx) 运用误差修正模型估计中国1979-2000 年间的货币需求函数，证明了实际货币余额与实际GDP和利率、通货膨胀率之间存在协整关系，但是M1和M2 货币需求的误差修正模型并不稳定，即使把1996 年作为分水岭，仍然不能可靠地得出货币需求具有稳定性的结论。
易纲( xx) 则把通货膨胀率预期以及货币化因素纳入货币需求函数之中，证明了货币需求伴随着经济改革中的制度变迁而发生了变化。
王少平和李子奈( xx)所作的协整向量的约束检验表明，准货币流通速度对于货币需求的长期稳定性起着不可或缺的作用，但货币需求的长期稳定性对货币需求的短期增长和利率不具有显著的抑制效应和调节作用，货币需求缺乏内在调节机制。
变量的选取及数据的影响货币需求的变量主要有规模变量、机会成本变量和制度变量三大类。
由于制度变量很难通过数据来表示, 本文选取的变量主要是规模变量和机会成本变量，主要变量如下:狭义货币(M1)由于M2包含数据很多，相当的复杂，无法做出统计进行估计。
一般情况下，M1具有稳定的趋势，于是这里我们选取了M1作为函数估计的因变量。
国内生产总值（GDP）根据凯恩斯流动性偏好理论，收入的增加会导致交易动机和预防动机的货币需求增加，于是，国内生产总值与货币需求具有同向关系，GDP以亿元为单位。
利率（R)利率的变动对货币需求的影响是存在的, 对于投资者而言, 由于投资渠道的拓宽, 影响投资主要因素就是利率与收益率的比较,所以, 利率的变化对于投资者是非常敏感的。
实证分析序列的平稳性检验在现实经济情况中，大多数的时间序列都是非平稳的，在回归分析中可能导致“伪回归”现象出现，从而使模型不能真实地反映解释变量和被解释变量之间的关系。
---------------------------------------------------------------范文最新推荐------------------------------------------------------ 中国货币需求函数的建模论文摘要：在对中国货币需求理论研究过程中，制度变量有可能在很大程度上影响中国货币需求，但在建模时经常被忽略，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，试图找出长期稳定关系，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货币经济现象的解释能力。
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政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1 / 14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。
影响货币需求四大因素的实证分析一、货币需求模型的设定根据西方货币需求理论，一般认为影响货币需求的因素主要有三类变量：规模变量、机会成本变量以及包括制度性因素在内的其他变量。
考虑到有效数据的获得，本文主要采用前两类变量。
对于规模变量，本文采用实际GDP作为规模变量；而测度持有货币机会成本的变量有很多，本文采用利率Rt、物价消费指数CPI季度环比∏t＝CPIt/CPIt-1(CPIt以1998年为基期价格的季度消费物价指数),以及国债的增发情况Dt作为机会成本的代理变量。
同时，货币需求变量则采用狭义实际货币需求余额m1t。
由于成本最小化行为引发的局部调整模型是一个短期动态表达式。
为了能够体现变量百分比变化之间的关系，得出被解释变量与解释变量之间的弹性系数，也为了减少模型的异方差性，本文对各变量时间序列取对数，设定了如下的局部调整模型：式（1）其中，m1t为实际货币需求余额，m1t=M1t/Pt;mt-1是滞后变量；GDPt为实际国内生产总值；Rt为商业银行储蓄存款利率水平，采用一年期储蓄存款平均利率表示，若某季度先后实行多个利率，则按时间长短加权平均；∏t＝CPIt/CPIt-1是与GDP平减指数相联系的通货膨胀率；Pt采用1998年为基期的季度消费物价指数CPIt表示；Dt表示该季度国债的增发情况，Dt={1，增加国债发行量；0,不动;-1，减少国债发行量};为随机变量。
模型中含有Πt项，旨在能包含实际局部调整模型RPAM（b4=0）或名义局部调整模型NPAM（b4=-b3）。
本文原始数据的样本区间为2001年～2007年，所采用的季度数据均来源于各期的《中国人民银行统计季报》和《中国经济景气月报》，共168个样本数据。
由于数据的季节因素很强，因此，在进行实证分析之前，本文使用Eviews软件运用“同期平均法”对m1t、GDPt、Rt及CPIt进行了季节性调整，以剔除季节因素的影响。
二、货币需求模型的估计结果利用Eviews5.0软件对上述数据进行回归分析，可得到以下结果：式（2）表1 EVIEWS5.0的回归拟合结果式（2）中，给定，实际GDPt、利率Rt及滞后变量mt-1在=0.05的条件下，其t值通过显著性检验；通货膨胀率∏t和国债增发情况Dt在=0.1的条件下，其t值通过显著性检验。
中国高货币化中图分类号：f832 文献标识：a 文章编号：1009-4202（2011）03-055-02摘要近年来，我国的m2/gdp过高且逐年成上升趋势，国内学者从不同角度进行了分析。
本文在借鉴以往分析的基础上，从收入分配差距加大这一角度出发运用相关数据（基尼系数）作出实证分析，证实了收入分配差距加大使我国的m2/gdp增大。
关键词 m2/gdp 收入分配差距基尼系数一、我国货币化的发展状况根据国际通用的按货币流动性的强弱进行划分的原则，从我国具体的金融经济运行状况出发，m2/gdp即广义货币供应量对国内生产总值的比率，是金融领域用于衡量发展中国家金融深化程度的一个指标，保持合理的m2与gdp的比例关系对于维持一个经济体的健康发展具有十分重要的意义。
图1为我国1995-2008年的m2/gdp 的走势图。
从图1可以看出，我国的m2/gdp一直稳步上升。
一国的m2/gdp 往往综合反映了该国经济中深层次的结构和制度特征。
我国m2/gdp 的比例之高、发展速度之快表明我国的m2/gdp背后存在着不同于其他国家的推动因素。
（一）收入分配差距对总需求的影响收入分配差距过大会造成总需求的不足，进而对m2/gdp产生影响。
根据凯恩斯的边际消费倾向递减规律，低收入者的边际消费倾向高，高收入者的边际消费倾向低，因此，收入差距过大比然会造成总体消费倾向较低。
这造成了相对于公平收入下的消费不足，由于投资需求是引致需求，最终要依赖于消费这一最终需求，因此，消费需求不足会导致总需求不足，这样，政府为了克服总需求不足，采取扩张性的财政政策和货币政策，又会直接或间接引发货币供求的增加，又一个循环开始，收入分配差距对m2/gdp的传导机制为：m2上升引起收入差距过大，收入差距过大引起总需求不足。
然后引起gdp上升小，从而造成m2/gdp过大，同时，总需求不足使政府采取扩张性的财政政策和货币政策，这让过来又使m2上升。
（二）收入分配差距对教育投资的影响由于收入分配差距过大导致各个地区和家庭受教育的投资不同，人民受教育的机会和质量也不相同。
中国货币需求研究引言：货币需求是指个体或者整个经济体对货币的持有需求。
货币需求研究对于金融政策的制定以及货币供给的管理至关重要。
本文将以中国为例，探讨中国货币需求的主要因素，并分析对中国货币需求的影响。
一、货币需求的决定因素1.1经济体规模：经济体规模是影响货币需求的重要因素之一、随着经济体规模的扩大，国内生产总值和人们的收入都会增加，从而推动货币需求增长。
1.2人们的收入：人们的收入水平对货币需求有直接影响。
收入的增加会提高人们的消费能力和储蓄意愿，从而增加对货币的需求。
1.3利率：利率是货币需求的重要影响因素。
当利率上升时，借款成本增加，人们更愿意持有货币而不是储蓄或者消费。
因此，利率的变动对货币需求有直接的影响。
1.4通货膨胀：通货膨胀对货币需求也有重要的影响。
随着通货膨胀的加剧，人们更愿意将货币变为实物资产以保值，从而减少对货币的需求。
1.5政府财政政策：政府财政政策也会对货币需求产生影响。
例如，财政政策的刺激性政策会增加人们的收入，从而增加货币需求；而紧缩性财政政策会抑制经济增长，减少人们的收入和消费能力，进而减少货币需求。
二、中国货币需求的特点2.1人口规模庞大：中国是世界上人口最多的国家之一，拥有庞大的劳动力资源。
由于人口数量的庞大，中国的货币需求相对较高。
2.2快速经济增长：中国自开放以来，经济增长迅速，人们的收入不断增加，对货币的需求也随之增加。
2.3储蓄意愿强烈：中国人对储蓄的意愿非常强烈，这对货币需求产生了积极的影响。
人们普遍认为储蓄是稳妥的投资方式，因此持有货币的需求相对较高。
2.4金融市场不完善：中国的金融体系仍然存在不完善的问题，金融市场的发展相对滞后。
由于中国的金融市场不完善，人们将更多的资金转化为货币来保值，增加了对货币的需求。
三、中国货币需求的影响3.1经济增长：3.2通货膨胀：3.3物价稳定：适度的货币需求对物价的稳定有着重要影响。
当货币需求处于适度水平时，货币供给和货币需求相匹配，可以保持物价的稳定。
２０１８年１２月(第３２卷第１２期)Ｄｅｃ.ꎬ２０１８(Ｖｏｌ.３２ꎬＮｏ.１２)ＥａｓｔＣｈｉｎａＥｃｏｎｏｍｉｃＭａｎａｇｅｍｅｎｔӘ经济观察[ＤＯＩ]１０.１９６２９/ｊ.ｃｎｋｉ.３４１０１４/ｆ.１８１０３１０１２中国货币需求函数模型的实证分析基于货币流动性分类的 高货币化 解释闫泽涛１ꎬ２(１.中国科学院科技政策与管理科学研究所ꎬ北京１００１９０ꎻ２.淮北市委党校ꎬ安徽淮北２３５０００)收稿日期:２０１８１０３１基金项目:２０１８年度安徽省领导圈定课题(ＳＱＫＴＦ１８０６)作者简介:闫泽涛(１９７２)ꎬ男ꎬ安徽阜南人ꎬ副教授ꎬ硕士生导师ꎬ博士ꎬ研究方向:经济发展与转型ꎬ金融运行效率分析ꎮＡｎＥｍｐｉｒｉｃａｌＡｎａｌｙｓｉｓｏｆＣｈｉｎａ ｓＭｏｎｅｙＤｅｍａｎｄＦｕｎｃｔｉｏｎＭｏｄｅｌＥｘｐｌａｎａｔｉｏｎｏｆ ＨｉｇｈＭｏｎｅｔｉｚａｔｉｏｎ ＢａｓｅｄｏｎＣｌａｓｓｉｆｉｃａｔｉｏｎｏｆＣｕｒｒｅｎｃｙＬｉｑｕｉｄｉｔｙＹＡＮＺｅ￣ｔａｏ１ꎬ２(１.ＩｎｓｔｉｔｕｔｅｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙＰｏｌｉｃｙａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅꎬＣｈｉｎｅｓｅＡｃａｄｅｍｙｏｆＳｃｉｅｎｃｅꎬＢｅｉｊｉｎｇ１００１９０ꎬＣｈｉｎａꎻ２.ＰａｒｔｙＳｃｈｏｏｌｏｆＨｕａｉｂｅｉＭｕｎｉｃｉｐａｌＣｏｍｍｉｔｔｅｅｏｆｔｈｅＣＰＣꎬＨｕａｉｂｅｉ２３５０００ꎬＣｈｉｎａ)Ａｂｓｔｒａｃｔ:ＡｉｍｉｎｇａｔｅｘｐｌａｉｎｉｎｇｔｈｅｒｉｄｄｌｅｏｆＣｈｉｎａ ｓ ｈｉｇｈｍｏｎｅｔｉｚａｔｉｏｎ 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之谜ꎬ现有研究把西方货币需求主要理论和中国转型经济变量结合起来ꎬ对两８０１个层次的货币进行了研究ꎮ徐长生㊁马克(２０１５)[２]认为货币高速增长大多形成了人们储存资产的准货币ꎬ居民资产性货币需求是中国 高货币化 之谜的主要原因ꎮ贾非(２０１５)[３]认为中国超额货币供给的货币主要被工业和服务业在产业结构调整中的比例提升消化和吸收ꎮ徐源浩(２０１８)[４]等认为固定资产投资是造成中国货币供应量与通货膨胀背离的最重要原因ꎬ货币没有进入消费领域进而引发通货膨胀ꎮ卢江等(２０１８)[５]认为发行货币一部分作为货币的货币进入商品流通领域ꎬ另一部分则作为资本的货币进入商品生产和虚拟经济领域ꎬ后者吸收了大量的高增发货币ꎮ在早期的研究中ꎬＳｈｕｈｕｉＤｅｎｇａ和ＢｉｎＬｉｕｂ(１９９９)[６]㊁ＧａｎｇＹｉ.(１９９３)[７]认为中国 高货币化 之谜在于中国经济货币化水平的不断提高ꎮ通过对现有研究文献综合分析可以看出ꎬ对该现象的解释主要有四种观点:一是各种形式的经济货币化扩展和程度深化是该问题的直接原因ꎻ二是高储蓄化成为中国转型社会高发货币需求的典型力量ꎻ三是各种金融抑制力量导致货币总量中大部分转向了准货币而游离于实体经济之外ꎻ四是固定资产投资吸纳了相当多的高发货币供给ꎮ在这四个方面原因中ꎬ多种形式的经济货币化扩展和程度深化成为问题解释的一个主要内容ꎮ综合分析现有文献ꎬ笔者认为其在两个方面存在不足:一是在研究视角上ꎬ大多基于狭义货币Ｍ１和广义货币Ｍ２来进行理论分析和建立计量实证研究模型ꎮ这两者的包含关系可能使实证研究的结论不够准确ꎬ从而导致对原因的分析不够精准深入和贴近实际ꎮ二是在数据使用上ꎬ忽略了地下隐形经济ꎮ由于中国经济运行市场化程度还不够高ꎬ运行还不够规范ꎬ地下隐形经济的力量不可忽视ꎬ否则会导致对原因分析产生偏离ꎮ本文力求克服这两个方面的问题ꎬ展开理论分析和实证研究ꎬ以探求和寻找答案ꎮ当前ꎬ中国已进入经济 新常态 发展阶段ꎬ调结构促转型力度空前ꎮ本文将调整研究视角ꎬ把中国货币总量按流动性强弱分为货币Ｍ１和准货币Ｍ２Ｍ１两部分ꎬ分别展开理论模型构建和实证分析研究ꎬ并把地下隐形经济计入规模变量因素之中ꎬ以期获得更准确的结果ꎮ本文选取这种研究视角是基于四方面的考虑:一是按照马克思主义政治经济学货币理论ꎬ货币职能通常包括价值尺度㊁流通手段㊁贮藏手段㊁支付手段和世界货币五大职能ꎮ由于本文研究的是国内货币需求问题ꎬ流出国境的人民币数量在此不予考虑ꎬ因此价值尺度㊁流通手段㊁支付手段㊁贮藏手段四大职能形成国内交易性货币需求和资产贮藏性货币需求基础ꎮ二是按照凯恩斯货币理论ꎬ经济主体货币需求归为交易性需求动机和资产性需求动机ꎬ交易性货币和资产性货币共同构成了市场中的货币需求总量ꎬ由在于实际中ꎬ难以对属性做明确区分ꎬ只能根据流动性差别对其属性做近似处理ꎮ在一定时点的社会货币总存量中ꎬ货币Ｍ１包括流通中的现金和活期存款ꎬ主要执行价值尺度㊁流通手段和支付手段职能ꎬ在交易中起到计价㊁流通㊁支付等作用ꎬ这类货币被定义为交易性货币ꎻ准货币Ｍ２Ｍ１包括定期存款㊁居民储蓄存款和其他存款ꎬ主要执行的货币职能是贮藏手段职能ꎬ这类货币被定义为资产贮藏性货币ꎮ因此ꎬ货币Ｍ１可代表交易性货币指标ꎬ准货币Ｍ２Ｍ１可代表资产贮藏性货币指标[２]ꎮ三是货币既可以划分为Ｍ１和Ｍ２两层次ꎬ也可以根据流动性强弱化分为Ｍ１和Ｍ２Ｍ１两个部分ꎬ仅针对Ｍ１和Ｍ２建立理论模型并进行计量分析ꎬ可能存在对Ｍ２Ｍ１具有显著性影响ꎬ但对Ｍ１影响不显著的变量ꎬ在对Ｍ２进行实证分析时ꎬ因Ｍ２包含了Ｍ１而降低了计量回归分析中的变量显著性水平ꎬ这会影响到研究结论的准确性ꎮ四是货币第三层次Ｍ３包括金融债券㊁商业票据和可转让大额存单等ꎬ是为金融创新而设计ꎬ它们也具有一定的货币属性和功能ꎬ但在我国货币供应量统计中ꎬ只统计到了Ｍ２ꎮ本文研究步骤是:首先根据研究时段中国经济运行特征ꎬ通过理论分析构建货币Ｍ１和准货币Ｍ２Ｍ１需求模型ꎻ其次运用中国１９９２年到２０１６年间有关数据ꎬ分别对货币Ｍ１和准货币Ｍ２Ｍ１两个部分货币总量进行计量实证分析ꎬ建立经过实证检验的中国货币Ｍ１和准货币Ｍ２Ｍ１需求模型ꎬ并依据研究结论对中国 高货币化 之谜给予分类解释ꎬ探讨和寻找中国 高货币化 详细而准确的原因ꎻ最后进行文章总结ꎬ并对如何化解高货币化可能带来的经济风险和隐患提出一些仅供参考的资政建议ꎮ二㊁两类货币需求函数理论模型构建对中国货币需求问题ꎬ前期研究模型是基于改革开放初中期中国经济体制转型转轨的历史特点而设计ꎬ研究文献除了把经典货币需求理论中的规模变量㊁机会成本变量作为影响货币需求的主要因素外ꎬ还把中国经济货币化水平㊁非国有经济部门比重和价格自由化程度等制度变量纳入考察范围ꎮ１９９２年邓小平同志南巡讲话以后ꎬ中国经济改革目标明确为建立中国特色社会主义市场经济体制ꎬ经济市场化改革步伐由此大大加快ꎮ２０１６年党的十八届三中全会作出使市场在资源配置中起决定性作用和更好发挥政府作用的重大决定ꎮ近３０年来ꎬ中国各项经济市场９０１化改革措施纷纷出台ꎬ从旧体制向新体制转型力度加大ꎬ机制㊁体制和制度的转型也必然影响各种经济变量之间的因果关系调整和强弱关系的转换ꎮ古典货币理论㊁弗里德曼货币理论和凯恩斯货币需求理论是经典西方经济学货币需求理论中的代表ꎮ马克思主义货币理论则把货币职能分为五类ꎮ凯恩斯在«就业㊁利息和货币通论»中ꎬ提出货币需求三动机假说ꎮ货币需求交易动机源于人们对货币流通和支付职能需要ꎬ谨慎动机源于预防需求而对货币资产贮藏职能需要ꎬ而投机动机源于预期而贮藏货币以便投机获利的需要ꎮ首先分析我国交易性货币Ｍ１需求影响因素ꎮ作为主要执行价值尺度㊁支付手段和流通手段职能的货币Ｍ１ꎬ影响其需求的主要因素首先是国民收入ꎮ同时ꎬ本文还将地下隐形经济作为规模变量纳入考察范围ꎮ不仅年度国民收入需要交易ꎬ社会存量财富也需要交易ꎮ由于中国资本市场发展迅猛ꎬ可交易金融资产也应是影响货币Ｍ１的重要因素之一ꎮ由于中国经济市场化程度还不够成熟ꎬ物价指数和金融资产收益等有时会出现较大变动ꎬ因此物价指数和金融资产收益等机会成本对交易性货币Ｍ１需求的影响不可小视ꎮ中国仍处于体制转型深入推进过程中ꎬ转型变量必然是重要考察因素ꎮ鉴于中国非国有经济部门比重和价格自由化进程两个制度变量自２０世纪９０年代初中期以来已趋于平稳ꎬ本文在此不再对其进行考察ꎮ至于体现中国经济运行货币化进程的制度变量ꎬ本文用城镇人口占总人口的比作为影响货币Ｍ１需求的代表性制度变量ꎮ在封闭经济条件下ꎬ影响货币Ｍ１需求的因素可以不考虑国际经济交易变量ꎮ但随着中国经济持续快速发展ꎬ中国对外贸易额巨量增长ꎬ外汇储备高达３万多亿美金ꎬ汇率市场波动(这里主要是人民币兑美元的汇率)也将构成对交易性货币Ｍ１需求重要影响因素之一ꎮ其次分析我国作为贮藏资产的准货币Ｍ２Ｍ１需求影响因素ꎮ依据凯恩斯货币需求理论ꎬ人们对贮藏资产货币需求源于谨慎和投机动机ꎮ多年来ꎬ中国准货币Ｍ２Ｍ１的增长速度远高于货币Ｍ１ꎬ巨量高发货币大多以准货币Ｍ２Ｍ１形式存在ꎮ教育改革㊁医疗改革和社会保障制度改革刺激了谨慎性资产贮藏货币需求ꎮ中国发展结构性经济问题ꎬ行业发展存在着较大差距ꎬ比例失调和结构失衡为投机性货币需求提供了较多的机会和空间ꎮ因此ꎬ准货币Ｍ２Ｍ１作为主要执行资产贮藏职能的货币ꎬ在既定的社会改革背景和利益追逐空间下ꎬ其需求影响最主要因素是年国民总收入和年社会财富存量规模ꎻ地下隐形经济也能贮藏财富ꎬ但地下财富不能显示在准货币Ｍ２Ｍ１统计数据中ꎻ可交易金融资产对准货币Ｍ２Ｍ１影响不在于交易层面ꎬ而在于可交易金融资产账户保证金ꎬ可交易金融资产账户保证金计入准货币Ｍ２Ｍ１中的其他存款中ꎻ经济运行货币化程度依然可能是影响准货币Ｍ２Ｍ１的代表性制度变量ꎻ作为资产贮藏货币ꎬ其他金融资产收益率和物价指数等机会成本变量也是当然影响因素ꎻ鉴于我国经济发展良好预期ꎬ巴拉萨 萨缪尔森效应会使国际资金通过合规或非合规渠道流入我国ꎬ必将形成一部分投机性资产贮藏货币ꎬ因此人民币兑美元的汇率变化也应该成为准货币Ｍ２Ｍ１需求影响因素ꎮ基于上述分析ꎬ设中国国民收入为Ｙ１ꎬ当年全社会存量财富总额为ＬＹ１(其中Ｌ为比例系数ꎬＹ１为国民收入)ꎬ地下隐形经济规模为ＧＹ１(其中Ｇ为比例系数ꎬＹ１为国民收入)ꎬ可交易金融资产市值为Ｎꎬ其他金融资产收益率为Ｉꎬ物价指数Ｈꎬ经济货币化水平为Ｐꎬ人民币兑美元汇率为Ｑꎬ随机变量为μꎬ则货币Ｍ１需求理论模型的形式可以表示为:Ｍ１＝Ｆ(Ｙ１ꎬＬＹ１ꎬＧＹ１ꎬＮꎻＩꎬＨꎻＰꎻＱꎻμ)(１)准货币Ｍ２Ｍ１需求理论模型的形式可以表示为:Ｍ２－Ｍ１＝Ｆ(Ｙ１ꎬＬＹ１ꎬＮꎻＩꎬＨꎻＰꎻＱꎻμ)(２)三㊁实证分析和 高货币化 之谜的解释(一)理论模型简化为了满足计量回归分析自由度要求ꎬ现对货币模型进行合理简化:①依据 生命周期理论 ꎬ当期社会存量财富与当年国民收入之间成正比关系ꎬＬ具有稳定性ꎬＹ１和ＬＹ１对Ｍ１和Ｍ２Ｍ１的影响可以用变量Ｙ１表示ꎮ②中国地下隐形经济占国民收入的比例可以通过运用现金比率法计算出①ꎬ国民收入总额Ｙ２(包含地下隐形经济)作为影响中国货币Ｍ１需求的经济规模变量ꎬ系数Ｇ可以省去ꎮ③我们用股票总市值来近似代替可交易金融资产市值ꎬ由于证券公司客户保证金不归属货币Ｍ１ꎬ因此可以在(１)式Ｍ１分析中可省去Ｎꎮ④对于Ｍ２Ｍ１来说ꎬ客户保证金归属其他存款账户ꎬ中国证券公司客户保证金基本来自居民储蓄存款和机构大额定期存款ꎬ在(２)式Ｍ２Ｍ１分析中也可去Ｎꎮ⑤文章其他金融资产收益率用定期存款利率来表示ꎬ由于价格和利率存在较高的相关性ꎬ机会成本变量用利率表示ꎬ省去Ｈ变量ꎮ如果用Ｙ２表示国民收入总额ꎬ货币需求模型(１)和准货币需求模型(２)可以简化成为如下形式:Ｍ１＝Ｆ(Ｙ２ꎬＩꎬＰꎻＱꎻμ)(３)Ｍ２－Ｍ１＝Ｆ(Ｙ１ꎬＩꎬＰꎻＱꎻμ)(４)０１１(二)计量回归数据表１给出了各变量有关数据(如无特别情况ꎬ小数点后保留两位有效数字)ꎮ表１㊀变量数据年份Ｍ１(万亿元)Ｍ２Ｍ１(万亿元)Ｙ１(万亿元)Ｙｄ２(万亿元)Ｉ(％)Ｑ(％)Ｐ(％)１９９２１.１７１.３７２.７２４.３２７.９２８６１.８７２７１９９３１.６３１.８６３.５６５.５６１０.０８８３５.１０２７１９９４２.０５２.６４４.８５７.５２１１.７０８３１.４２２８１９９５２.４０３.６８６.０４８.９９１１.７０８２８.９８２９１９９６２.８５４.７６７.０８１０.２４８.９１８２７.９１３０１９９７３.４８５.６２７.８８１１.１３５.９４８２７.８３３１１９９８３.８９６.５５８.３８１１.７７４.８０８２７.８４３３１９９９４.５８７.４１８.９４１２.６５２.４３８２７.７０３４２０００５.３１８.１５９.９１１３.６８２.４３８２７.７０３６２００１５.９９９.８４１０.９３１４.８１２.４３８２７.７０３７２００２７.０９１１.４１１２.０５１５.９３２.２５８２７.６８３９２００３８.４２１３.７１１３.６６１７.８５２.２５８１９.１７４０２００４９.６０１５.８１１６.１４２０.８０２.７０７９７.１８４１２００５１０.７３１９.１５１８.５１２３.８５２.７０７６０.４０４２２００６１２.６０２１.９６２１.９０２７.８９３.０６６８９.７１４４２００７１５.２６２５.０９２７.０８３３.８２４.０７６９４.５１４５２００８１６.６２３０.９０３２.１５４０.４９３.８２６８３.１０４６２００９２２.１４３８.８８３４.８５４２.１２３.６０６７６.９５４８２０１０２６.６６４５.９２４１.１３４９.４０３３.４０６４５.８８４９２０１１２８.９８５６.１７４８.４７５８.７７１４.１５６３１.２５５１２０１２３０.８７６６.５４８５５５３.９１６５.５１３.９３６１９.３２５２２０１３３３.７３７６.９２５９.０４７１.４５３.９３６１４.２８５４２０１４３４.８１８８.０３６４.４８７７.９８３.３５６２２.８４５３２０１５４０.１０９９.１３６８.２６８１.０４２.６０６６８.６１５６２０１６４８.６６１０６.３５７４.４１８６.４９２.２５６７５.４７５７㊀㊀注:数据来源于国家统计局官网ꎻＱ表示１００美元兑换人民币ꎮ地下隐形经济占国民收入比例是用现金比率ｈ＝Ｃ－ＫＯＤ(ＫＯ＋１)Ｄ计算ꎬ其中Ｃ是现金存量ꎬＤ是活期存款存量ꎬＫＯ地上经济现金用量和地上经济活期存款之比ꎬＫＯ的计算以１９８０年为基期(罗磊ꎬ２００５)[８]ꎮ机会成本在此用２年期定期存款平均利率表示ꎬ未来一年名义汇率中间价表示理性预期人民币兑美元汇率(１００美元兑换人民币)ꎮ(三)计量回归分析和 高货币化 之谜的解释１.货币Ｍ１计量回归分析和 高货币化 之谜解释(１)货币Ｍ１计量回归分析ꎮ运用对数回归ꎬ回归模型为:ｌｏｇＭ１ｍ＝ｃｍ＋ａ１ｌｏｇＹ２ｍ＋ａ２ｌｏｇＩｍ＋ａ３ｌｏｇＱｍ＋ａ４ｌｏｇＰｍ＋ｕｍ(５)通过运用ｅｖｉｅｗｓ５.０软件(下同)对Ｍ１ｍ㊁Ｙ２ｍ㊁Ｉｍ㊁Ｑｍ和Ｐｍ对数进行单位根检验ꎬ５％显著性水平下ꎬ检验值均小于临界值ꎬ变量平稳ꎮ在单位根检验中ꎬ变量对数平稳ꎬ无需再进行对数协整检验(下同)ꎮ模型(５)回归方程为:ｌｏｇＭ１ｍ＝－２.１８＋０.４４ｌｏｇＹ２ｍ－０.００４７ｌｏｇＩｍ－０.２７ｌｏｇＱｍ＋２.７５ｌｏｇＰｍＲ２＝０.９９㊀修正后Ｒ２＝０.９９ＤＷ＝２.１０㊀Ｆ＝２９４５.５０由ｄｕ(４ꎬ２５)＝１.７０<ＤＷ＝２.１０<４－ｄｕ(４ꎬ２５)＝２.３ꎬ可知方程在５％显著性水平下没有序列相关ꎮ因Ｆ＝２９４５.５０≫Ｆ０.０５(４ꎬ２０)＝３ ４０ꎬ该方程具有显著性ꎮ由Ｒ２可知方程具有良好的拟合性ꎮ由ｔ０.０２５(２０)＝２ ２ꎬｌｏｇＩｍ㊁ｌｏｇＱｍ未能通过９５％显著性检验ꎬ由ｔ０.０５(２０)＝１.８ꎬ可知ｌｏｇＩｍ㊁ｌｏｇＱｍ也不能通过９０％显著性检验ꎬ这样删去ｌｏｇＩｍ㊁ｌｏｇＱｍꎮＭ１回归模型变为:ｌｏｇＭ１ｍ＝ｃｍ＋ａ１ｌｏｇＹ２ｍ＋ａ４ｌｏｇＰｍ＋ｕｍ(６)单位根检验已经显示变量对数平稳ꎬ对模型(６)进行回归得:ｌｏｇＭ１ｍ＝－４.３４＋０.４９ｌｏｇＹ２ｍ＋２.６８ｌｏｇＰｍＲ２＝０.９９㊀修正后Ｒ２＝０.９９ＤＷ＝１.８７Ｆ＝５９２７.５０在５％的显著性水平下ꎬ由ｄｕ(２ꎬ２５)＝１.４<ＤＷ＝１.８７<４－ｄｕ(２ꎬ２５)＝２.６ꎬ可知方程不存在序列相关性ꎮＦ＝５９２７.５≫Ｆ０.０５(２ꎬ２２)＝３.９ꎬ可知方程具有显著性ꎮＲ２表明方程具有良好的拟合性ꎮ自变量９５％水平下是显著性的ꎬ回归效果良好ꎮ(２)理论分析与Ｍ１ 高货币化 之谜的解释ꎮ２０１６年中国货币总量比１９９２年增长了６０.０２倍ꎬ其中２０１６年货币Ｍ１比１９９２年货币Ｍ１增长了４０.４８倍ꎬ而中国同期名义国内生产总值增长了３０.０９倍ꎮ中国长期以来货币Ｍ１高发到哪里去了ꎬ被何种力量吸纳?从文章货币Ｍ１实证研究相关因素结论来看ꎬ与流动最高的交易性货币Ｍ１需求相关的主要因素是包含地下经济的国民收入总额和中国经济的货币化水平ꎬ包含地下经济的国民收入总额吸纳交易性货币Ｍ１是当然因素ꎬ因此中国交易性货币Ｍ１高发部分便是被中国经济货币化水平不断深化和提高所吸纳ꎮ机会成本和汇率作为代表货币Ｍ１需求的社会投机性力量㊁投资性力量和预防性力量ꎬ但从研究结论来看ꎬ其对Ｍ１基本没有影响ꎬ交易性货币Ｍ１需求表现出明显的刚性ꎮ从系数来看ꎬ中国经济货币化水平对交易性货币Ｍ１需求的相关性远大于包含地下１１１经济的国民收入总额ꎬ这包括两方面的原因:一是本文只是选取了城镇人口占总人口的比来代表经济货币化指数ꎬ而实际上中国经济货币化内容远不止农村人口进城这么简单ꎬ生产要素货币化㊁网络经济货币化㊁虚拟经济货币化㊁房地产货币化无不在深化和提高经济运行货币化水平ꎬ成为交易性货币Ｍ１高发部分的巨大吸纳力量ꎻ二是中国不仅存在经济运行货币化程度的深化和提高ꎬ还存在社会事业运行货币化程度深化和提高ꎬ医疗市场化㊁教育产业化和社会保障货币化等无不在深化和提高社会事业运行的货币化水平ꎬ成为交易性货币高发部分的巨大吸纳力量ꎮ２.准货币Ｍ２Ｍ１进行回归分析和 高货币化 之谜解释(１)准货币Ｍ２Ｍ１计量回归分析ꎮ下面用对数回归模型来进行分析ꎬ回归模型设定为:ｌｏｇ(Ｍ２－Ｍ１)ｍ＝ｃｍ＋ｂ１ｌｏｇＹ１ｍ＋ｂ２ｌｏｇＩｍ＋ｂ３ｌｏｇＱｍ＋ｂ４ｌｏｇＰｍ＋ｕｍ(７)对模型(７)做单位根检验ꎬ５％显著性水平下ꎬ检验值均小于临界值ꎬ变量对数平稳ꎮ在单位根检验中ꎬ变量对数平稳ꎬ无需再进行协整检验ꎮ模型(７)回归方程为:ｌｏｇ(Ｍ２－Ｍ１)ｍ＝－９.２４＋１.４７ｌｏｇＹ１ｍ－０.１５ｌｏｇＩｍ＋０.８０ｌｏｇＱｍ＋０.４１ｌｏｇＰｍＲ２＝０.９９㊀修正后Ｒ２＝０.９８ＤＷ＝１.８９㊀Ｆ＝１９５４.５１在５％显著性水平下ꎬ由ｄｕ(４ꎬ２５)＝１.７<ＤＷ＝１.８９<４－ｄｕ(４ꎬ２５)＝２.３ꎬ可知方程不存在序列相关性ꎬ模型简化合理ꎮ由Ｆ＝１９５４.５１≫Ｆ０.０５(４ꎬ２０)＝３.４可知方程具有显著性ꎮ由Ｒ２数值可知方程具有良好性ꎮ由ｔ０.０２５(２０)＝２.２ꎬｌｏｇＰｍ㊁ｌｏｇＱｍ未能通过９５％显著性检验ꎮ由ｔ０.０５(２０)＝１.８ꎬｌｏｇＱｍ通过９０％的显著性检验ꎬｌｏｇＰｍ不能通过９０％的显著性检验ꎬ这样首先删去ｌｏｇＰｍꎮ进一步分析显示如果使用９５％显著性水平ꎬ把ｌｏｇＱｍ也删去的话ꎬ回归结果出现明显的序列相关性ꎬ因此在此使用９０％的显著性水平ꎬ删去ｌｏｇＰｍꎮＭ２Ｍ１回归模型为:ｌｏｇ(Ｍ２－Ｍ１)ｍ＝ｃｍ＋ｂ１ｌｏｇＹ１ｍ＋ｂ２ｌｏｇＩｍ＋ｂ３ｌｏｇＱｍ＋ｕｍ(８)对模型(８)进行回归分析ꎬ单位根检验已经显示模型变量对数平稳ꎮ模型(８)回归方程为:ｌｏｇ(Ｍ２－Ｍ１)ｍ＝－９.６７＋１.５４ｌｏｇＹ１ｍ－０.１８ｌｏｇＩｍ＋０.６５ｌｏｇＱｍＲ２＝０.９９㊀修正后Ｒ２＝０.９９ＤＷ＝１.８０㊀Ｆ＝２６５１.０１由ｄｕ(３ꎬ２５)＝１.５４<ＤＷ＝１.８０<４－ｄｕ(３ꎬ２５)＝２ ４６ꎬ可知方程在５％显著性水平下不存在序列相关性ꎮ由Ｆ＝２６５１.０１≫Ｆ０.０５(３ꎬ２１)＝３.５０可知方程显著ꎮ由Ｒ２可知方程的拟合度良好ꎮ变量的ｔ统计量绝对值均大于ｔ０.０２５(２１)＝２.１８ꎬ变量通过９５％水平下的显著性检验ꎮ回归效果非常良好ꎮ(２)理论分析与Ｍ２Ｍ１ 高货币化 之谜的解释ꎮ２０１６年中国准货币Ｍ２Ｍ１比１９９２年增长了７６.７９倍ꎮ巨量发行的中国准货币Ｍ２Ｍ１到哪里去了?从文章实证研究的结论来看ꎬ与中国流动性较弱的资产贮藏货币Ｍ２Ｍ１需求相关的主要因素是不包含地下经济的国民收入㊁机会成本和人民币兑美元汇率ꎮ从系数来看ꎬ与准货币Ｍ２Ｍ１需求相关性较大的是不包含地下经济的国民收入ꎬ这说明准货币Ｍ２Ｍ１很大部分形成了国民的贮藏资产ꎮ而由于人民币兑美元汇率代表着社会经济主体中的对准货币需求的投机性力量和投资性力量ꎬ机会成本(包含物价和利率)不仅代表社会经济主体中准货币需求的投机性力量和投资性力量ꎬ还包括预防性力量ꎬ这说明国民贮藏的货币资产绝大多数以投机性资本㊁投资性资本和预防性资本形式存在ꎮ长期以来ꎬ中国一直处于深刻社会转型时期ꎬ多种不确定因素刺激了经济主体对预防性准货币的需求ꎮ资本市场是为培育新兴经济力量服务ꎬ但是多年来中国资本市场暴涨暴跌ꎬ各种利益盘根错节交织在一起ꎬ投机力量十分巨大ꎮ多年来ꎬ中国在基础设施建设领域投资巨大ꎬ２００８年全球金融危机以后ꎬ中国４万亿投资计划加上地方及银行配套资金约２０万亿ꎬ绝大部分投入到基础设施建设领域ꎮ２０世纪９０年代以后ꎬ中国房地产市场开始爆发式增长ꎬ各种投机需求㊁投资性需求和预防性需求力量积聚于此ꎬ共同作用推动了许多大中城市房地产价格呈现普遍暴涨态势ꎬ而且无法有效遏止ꎮ资本市场㊁基础设施建设和房地产业领域的投机性需求力量㊁投资性需求力量和预防性需求力量吸纳了大量超发的准货币Ｍ２Ｍ１ꎮ而从交易性货币Ｍ１对机会成本和汇率表现出的刚性可以看出中国社会经济主体对准货币Ｍ２Ｍ１的投机性需求力量㊁投资性需求力量和预防性需求已经达到了极致化水平ꎮ四㊁结束语当前ꎬ中国经济发展进入了 新常态 ꎬ中国也正处于改革开放以来矛盾最凸现㊁结构性问题最集中的历史新时期ꎮ随着市场化改革深入发展和供给侧结构性改革全面展开ꎬ制约中国经济发展的一些结构性矛盾和制度性短板会逐步得到解决和消除ꎬ经济运行货币化和社会事业运行货币化提升空间已经越来越２１１有限ꎬ资本市场治理力度加大[９]ꎬ基础设施建设增速在减缓ꎬ房地产市场回归理性化发展已成共识ꎬ过去相当长时期以来吸纳货币Ｍ１和准货币Ｍ２Ｍ１高速扩张的巨大力量将会逐步减弱ꎬ而这些超发货币的回流将对中国经济产生较大的内生性通货膨胀风险隐患ꎬ这是不可小视的经济问题ꎮ为了提前防范这一潜在的内生性通货膨胀风险和隐患ꎬ国家应该积极采取以下几方面的应对措施:一是延缓对外经济的资本账户开放时间ꎬ为国内货币 堰塞湖 的有效化解提供稳定的内部金融市场环境ꎻ二是稳步推进房地产业发展的理性回归ꎬ严控投机炒作ꎬ同时防控房地产市场大起大落ꎻ三是控制基础设施建设盲目扩张ꎬ要根据国家实体经济发展和社会发展需要稳步推进ꎻ四是稳步推进资本市场健康发展ꎬ防止资本市场暴涨暴跌ꎬ切实保护好广大投资者投资利益ꎻ五是改变过去长期来通过货币扩张推动经济增长的发展思路和模式ꎬ积极寻找增强实体经济增长效益㊁质量和水平的发展路径和方法ꎻ六是降低企业贷款利率ꎬ降低企业税费负担ꎬ减少物流成本ꎬ增强众多实体企业的盈利能力和投资吸引力ꎬ增强实体经济企业吸纳货币的能力ꎻ七是积极打通资金流向实体经济的各个毛细血管ꎬ积极引导巨量回流货币转变为众多实体经济部门的投资资本ꎬ推进实体经济发展ꎻ八是根据国民经济发展的需要ꎬ按比例稳步控制货币发行ꎬ适时回收过多投放的货币ꎻ九是加大金融体系改革力度ꎬ建立高效率多层次资本市场体系ꎬ推进银行主导的金融体系向市场主导的金融体系转变ꎻ十是积极促进中国经济创新发展ꎬ由经济创新发展催生新经济景气周期ꎬ可以提升实体经济盈利能力ꎬ吸纳过量货币超发ꎮ总之ꎬ中国高货币化问题仅具有阶段性ꎬ是特定经济发展阶段的问题ꎬ随着各种结构性矛盾化解㊁改革问题矫正㊁经济关系理性化调整ꎬ这些高发的货币对经济和社会的影响力必将释放出来ꎬ国家经济管理部门需要对此有足够的重视ꎬ并提前采取有效应对措施给予应对和化解ꎮ注㊀释:①现金比率法ꎬ即ＧＣＲ模型ꎬ它由卡根提出ꎬ广泛用于计算多国地下规模经济ꎮ通常情况下ꎬ在地下经济中ꎬ现金是唯一支付手段ꎬ地上经济则以现金和活期存款作为支付手段ꎬ现金比率变化暗示着地下经济增减ꎮ参考文献:[１]张杰.中国的高货币化之谜[Ｊ].经济研究ꎬ２００６(６):５９６９.[２]徐长生ꎬ马克. 中国货币之谜 :基于货币需求视角的解释[Ｊ].经济学家ꎬ２０１５(８):５１２.[３]贾非.中国超额货币识别 基于产业结构调整的视角[Ｊ].经济与管理研究ꎬ２０１５(１):５０５６.[４]徐源浩ꎬ杜亚斌ꎬ张润驰ꎬ等.中国超大规模的Ｍ２为什么没有引发高通胀 基于内生视角的中国之谜剖析[Ｊ].经济学家ꎬ２０１８(４):５４６２.[５]卢江ꎬ陈弼文. 中国货币之谜 的国内解读与理论检视 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