货币需求论文范文

今天小编为大家推荐《货币需求论文范文(精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。在当前欧元区货币政策的操作实践中，实际货币缺口也已经成为了测度货币供求失衡的主要指标。近年来，国内也有一些学者对我国的实际货币缺口进行了相关分析，但迄今为止，对于我国实际货币缺口与主要宏观经济变量之间影响关系的研究比较少见。对我国实际货币缺口进行估计和分析，问题是如何构建适当的货币需求函数对我国货币需求的长期均衡水平进行估算。

第一篇：货币需求论文范文

我国货币需求函数的实证分析

[摘 要]文章以1995～2004年的季度数据对我国的货币需求函数进行了实证研究，建立了不同水平的货币需求模型，结果表明国内生产总值、利率、股票市场、预期通货膨胀均影响我国的货币需求；在对模型进行稳定性检验后，发现我国的货币需求是不稳定的，井由此判断货币供应量已经不适宜继续作为我国货币政策的主要中介目标。

[关键词]货币需求；货币需求函数；实证分析；稳定性检验

[作者简介]李冠军，广西师范学院管理科学学院教师，硕士，广西南宁530001

货币需求问题关系到货币政策的具体实施，特别是我国以货币供应量作为货币政策主要的中介目标，货币需求稳定与否直接关系到我国货币政策的实施效果，货币需求所涉及的变量与我国货币政策采用什么变量作为观测指标体系息息相关。本文采用1995—2004年的季度数据对我国货币需求问题进行实证研究，一方面看我国货币需求主要受哪些因素的影响，另一方面看我国货币需求是否稳定。

一、我国货币需求函数的基本形式

通过分析，影响我国货币需求的因素有以下：

1．国内生产总值(GDP)。从经济学的理论上来讲，GDP值越大，对货币的需求就越大，而且它对各层次的货币需求是同方向的。

2．利率(R)。虽然我国利率还没有完全市场化，但我国的利率市场化进程已经在进行。1996～2005年，人民银行对存贷款利率进行了9次调整。以建立现代企业制度为目标的我国国有企业改革，正在加紧进行，随着经营机制的转变，利率的变动必将对国有企业的投资决策产生影响。目前，中国非国有经济部门在GDP和工业总产值中所占比率均已超过50％，这些部门的投资决策对利率调整的反映是敏感的。另外，随着投资渠道的拓宽，储蓄不再是居民投资的唯一方式，在决定资金投向时，会更多地对不同投资方式的收益率进行比较。因此，利率的变化会对货币需求产生影响。一般来讲，利率的变化同货币需求是反向的。

3．股市总市值(SV)。一般来讲，股市市值增加，对货币需求增大。不过股市市值的高低对不同层次的货币需求是不一样的，市值增加，对货币M1的影响大于对货币M2的影响，因为M2中的储蓄会转化为其他形式的金融资产。

4．预期通货膨胀(Pe)。在居民和企业都是理性的假定条件下，预期通货膨胀与货币需求应该是反方向变化的。

5．随机因素(U)。随机因素包括政策变化、金融创新活动等不易获得量化指标的因素及其他未考虑到的影响货币需求的因素。

综上，我国货币需求函数的基本形式为：

M1d：(GDP，R，SV，Pe，U)

(1)

M2d：(GDP，R，SV，Pe，U)

(2)

式中：Mid代表对货币M1的需求，M2d代表对货币M2的需求，GDP代表国内生产总值，R代表利率，SV代表股市总市值，Pe代表预期通货膨胀，U代表随机因素。

二、关于数据的说明

本文研究的是1995年以后的中国货币需求，中国人民银行从1994年第3季度开始定期向社会公布季度数据。本文选取的数据样本区间为1995年第一季度至2004年第四季度，共40个样本值。

1．由于得到的M1、M2和GDP数据是季度数据，为消除季节变动的影响，用censusX—11法对它们进行了季节调整。调整后的变量分别表示为M19a、M2sa和GDPsa。

2．利率选取的是一年期贷款利率，用R1表示。这是因为我国利率的制定一般是先确定一年期利率，然后，以它为基准再确定其他期限的利率水平，而贷款利率对货币需求的影响较存款利率更为明显。

3．股市总市值(SV)是沪深两个股票交易市场的市值之和。计算方法为股市市值=∑发行股数X每股市价(市价采用的是期末值)。

4．预期通货膨胀采用静态预期形式，即Pe=п(t-1)，其中п为通货膨胀率。原因有二：一是从理论上看，季度货币需求依赖于前一季度的实际通胀率；二是国内居民的储蓄行为也反映了这种形式有一定的合理性。在我国反映通货膨胀率的指标主要有居民消费价格指数(CPI)、商品零售价格指数(RPI)和GDP缩减指数。本文用RPI来反映通货膨胀水平。这里令Pe：BPI(—1)。需要说明的是，Pe＝BPI(—1)中的Pe不代表真正的预期通货膨胀率，只是代表反映预期通货膨胀水平的一种指标的预期值。

5．以上原始数据均来自《中国人民银行统计季报》。

三、我国货币需求函数的回归分析

假定货币需求与货币供给是均衡的。对所有变量取对数，利用线性回归方程进行估计，假设货币需求函数如下：

按照(3)式，根据处理后的数据，利用Eviews4．0软件用最小二乘法(OLS)进行回归。本文采用的数据样本区间是1995年第1季度至2004年第4季度。回归结果如下(括号中为T检验值)：

1．关于回归结果的总体检验

从以上回归结果来看，各样本区间所得到的关于M1、M2的样本决定系数R2、D.W检验值和F检验值都不错，各变量系数的T检验也显著。为了避免“伪回归”，对(4)、(5)式的残差进行单位根检验，结果见表1。从表1可以看出(4)、(5)式的残差都通过单位根检验。所以，(4)、(5)式不存在“伪回归”。

接着再对以上方程的稳定性进行检验，对它们用累积和检验(CUSUM)与累积平方和检验(CUSUMSQ)进行参数稳定性检验，结果如图1至图4所示。

根据参数稳定性检验结果，发现：无论是狭义货币MI还是广义货币M2的需求模型在整个样本区间都是不稳定的。

2．对回归结果的分析

通过(4)、(5)式的回归系数，我们可得出以下结论：

第一，GDP与各层次货币需求存在正向关系。当GDP增加时，居民和企业的财富增加，从而以银行储蓄形式来持有其财富的需求也会上升。货币M1和M2的这一弹性系数大于1，这可能是新一轮货币化进程造成的结果。根据易纲(1996年)的研究，我国在20世纪90年代中前期货币化进程基本结束，在其后许多研究都支持这种观点。但是最近几年我国的金融创新和发展又开始进人新的高潮，货币化的情况再次出现也属正常。

第二，货币M1、M2的需求与贷款利率之间存在着较明显的反向关系。这是加入WTO后，我国利率市场化进程加快的一个表现。

第三，货币M1、M2的需求与股市市值之间存在着较明显的关系。从弹性系数的比较可以发现，股票市场对M1层次的货币需求大于对M2层次的货币需求。我们也发现这一弹性系数还比较小，并

且其波动是很明显的，这和我国实际情况是比较相符的。首先，我国股市规模虽然发展速度较快，但总规模还是相对较小，就SV／GDP这一比值来说，西方国家这一比值平均水平在90％以上，美国更高达150％左右。其次，我国股票市场中可流通的股票占其总股票数额的比例不到三分之一，所以股票市场对货币需求的影响目前肯定不会太大。另外，我国股票市场投机现象严重，市场操作不规范等情况都使得股市波动比较剧烈。

第四，预期通货膨胀对货币需求的影响与理论不相符合，货币M1、M2的需求与预期通货膨胀水平成正向关系，但是与我国实际情况比较相符。我国在1998年以后出现通货紧缩，通货膨胀率在绝大多数时间都是负值，而且商品和投资市场需求的萎缩使得货币需求减少，所以货币需求与预期通货膨胀的正向关系出现在我国是有它的现实背景的。这也证实了“在我国现实经济中已经出现了非一致性预期结构的特征”(夏斌，廖强，2001年)的论断。(4)、(5)式中还反映了一种情况，货币MI的预期通货膨胀的弹性系数大于货币M2的预期通货膨胀的弹性系数。范从来在《通货紧缩时期货币政策研究》(2000年)一书中认为通货紧缩所反映的货币量紧缩主要是现实流通货币量的紧缩，而从中国的情况来看，与现实流通货币相近的是M1。从这个角度来看，货币M1的预期通货膨胀的弹性系数大于货币M2的预期通货膨胀的弹性系数在我国应该是正常的。另外，笔者在对本文所用的货币需求的实证研究中还发现货币需求与预期通货膨胀的关系是从负向关系逐渐变为正向关系的，这种变化发生时段在1999～2000年。

四、回归分析的结论

通过对我国货币需求模型的回归分析，我们可得到以下结论：

1．1995—2004年我国货币调控方式发生了变化，注重用利率杠杆调节经济，我国各层次的货币需求受到利率变动的影响，随着利率市场化进程的深入，利率对货币需求的影响程度不断增大。这一结果说明我国在这一阶段不存在流动性陷阱，既不存在货币需求的利率弹性无限大的情况，也说明近年的货币政策是有一定效果的。

2．我国股票市场已经对我国的货币需求产生影响，尽管其弹性值很低，但从股市的规模来看其相对影响并不是很小。另外，股票市场对货币需求影响的波动性较大。随着我国股票市场的逐渐规范化和资本市场的快速发展，这一弹性值在未来应该会呈上升态势。

3．我国通货紧缩时期货币需求与预期通货膨胀成正向变化，这种情况跟货币经济学理论中所讲的预期通货膨胀与货币需求呈反向变化不一致。我们注意到这种预期对货币需求的影响呈增长趋势，公众的心理预期因素是中央银行在未来货币政策执行过程中应该特别注意的。

4．我国的货币需求稳定性变差。我国的货币需求结构已经发生变化，近几年金融管制的放松和金融创新活动的迅速发展已经使我国的货币需求稳定性变差。在1995-2004年这个时段我们不能得到各层次货币的比较稳定的货币需求模型。另外，为了进一步证实这种推断，对能找到的用季度数据所做的关于货币需求的实证研究文献中所用的货币需求模型进行检验，结果发现在样本区间：1995年第1季度至2004年第4季度这些货币需求模型同样出现稳定性变差的情况，而且这些模型包括了回归模型、协整分析与误差修正模型和局部调整模型。

五、我国货币需求稳定性变差的原因分析

1．中国自1995年以后，物价水平的主要趋势一直是下降，这降低了对交易媒介的需求。

2．中央银行在1996年以后9次变动利率，这必然使货币需求的结构发生变化。

3．受社会福利体制改革和就业压力加大的双重影响，居民普遍对未来经济走势和收入的不确定性增加，出于预防性动机，增加储蓄。我们可以从利率不断下调而居民储蓄额却不断上升的这一事实看出。

4．加入WTO(世界贸易组织)带来的影响。我国于2001年12月正式加入WTO。在这前后我国已经为适应WTO进行了很多的政策修订和各项改革活动。在这之后，我国的市场化程度、对外开放程度和金融创新的步伐加快，金融管制逐渐放松，投资主体更加多元化，投资工具更加多样化，货币替代的趋势呈上升态势，致使国内企业和居民的货币需求动态地发生变化。

以上的变化都使得我国货币需求变得不稳定，并与其他宏观金融指标之间的相关性逐渐减弱。所以，从货币需求不稳定的角度，可以判断货币供给量已不适宜作为我国货币政策的主要中介目标。国内不少学者也得出相同的结论，如夏斌、廖强在2001年发表《货币供应量不宜作为当前我国货币政策的中介目标》一文明确提出此观点。事实上近两年央行的货币政策中越来越重点突出通货膨胀率目标，也显示出我国的货币政策中介目标从货币供给量向通货膨胀目标转换。

[责任编辑：皓 生]

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作者：李冠军

第二篇：关于我国货币需求与实际货币缺口的经验研究

在当前欧元区货币政策的操作实践中，实际货币缺口也已经成为了测度货币供求失衡的主要指标。近年来，国内也有一些学者对我国的实际货币缺口进行了相关分析，但迄今为止，对于我国实际货币缺口与主要宏观经济变量之间影响关系的研究比较少见。对我国实际货币缺口进行估计和分析，问题是如何构建适当的货币需求函数对我国货币需求的长期均衡水平进行估算。从国内现有的关于我国货币需求函数估计的研究来看，普遍的做法都是在封闭经济条件下考察收入、利率以及通货膨胀率等传统的交易规模和机会成本变量对货币需求所产生的影响。作为有益的尝试，本文将通过分析我国货币需求的主要影响因素，在检验传统的交易规模与机会成本变量对货币需求影响的同时，加入对股票价格变动以及开放经济条件下货币替代现象的考虑，运用局部调整模型对我国货币需求函数进行估计并计算出实际货币缺口，以此考察近年来我国实际货币供求状况的变动特征及其与实际利率、实际有效汇率之间的影响关系，获得有关货币政策操作在货币供求关系与宏观经济调控有效性方面的经验依据和政策启示。

作者：邓 创 石柱鲜 孙 皓

第三篇：中国微观货币需求函数实证分析

[摘要] 货币需求作为货币政策中重要的变量一直受到人们的关注，至今已发展出多种货币需求理论函数。然而人们并没有将宏观货币需求和微观货币需求加以区分，而是笼统的讨论货币需求函数。本文旨在从理论上区分开宏观货币需求函数和微观货币需求函数，并对中国的微观货币需求函数进行实证分析。

[关键词] 微观货币需求 单位根 协整检验

一、宏观货币需求与微观货币需求划分的理论依据

货币根据职能划分，主要可以分为两大类：一类是流通中的货币，即作为流通手段和支付手段的货币；另一类是退出流通中的货币，即作为价值储藏手段的货币。因此从这个角度而言，对于货币需求也应该相应分为两类：一类是对流通中货币的需求；一类是对作为价值储藏手段的货币的需求。

从宏观的角度考查货币需求时，此时货币需求实际上指的是流通中的货币需求，这从马克思货币必要量公式及费雪方程式这两个经典的宏观货币需求函数都可以看出。因此作为宏观货币需求函数，它的函数形式为:M=f（Y,V,Pe）。式中Y代表国民收入，V代表货币流通速度，Pe代表通货膨胀预期。那么这就产生一个问题：为什么从宏观角度考查货币需求时，货币需求实际指对流通中货币的需求？实际上这与分析的目的有关。从宏观角度考查货币需求，是为货币当局确定合理的货币供给量，进而实现货币及商品市场总供需的均衡。根据经济理论，市场需求引出市场供给，市场供给要求货币使之实现，因而提出对货币的需求，这种需求显然是对流通中货币的需求。之后，货币需求引出货币供给，货币供给作为总需求的载体决定了总需求的多少，但这个货币供给显然只是现实流通的货币。所以说，市场的供求关系与处于流通状态的货币供求关系是相对应的。既然货币当局的根本目标是总供需的平衡，那么对货币需求的着眼点必然就要放在流通中的货币需求。

当从微观角度把握货币需求时，个人的意愿及判断将发生作用。此时货币需求不仅包括宏观货币需求中流通中的货币需求，还包括了对价值储藏货币的需求，通过持币成本与收益的变化来影响微观经济主体的货币需求。正是加入了这种需求，使得自变量的内容发生了很大的变化。从剑桥、凯恩斯、弗里德曼的微观分析中可以看出，r已经成为自变量；另一方面V在考查微观货币需求时已经消失。因此作为微观货币需求函数，它的函数形式为：M=f(Y,r,Pe)。式中Y代表规模变量，如收入和财富，r代表利率， Pe代表通货膨胀预期。

所以从理论上，有必要将货币需求区分为两个角度，即宏观角度和微观角度。

二、我国微观货币需求函数的形式

1.基本变量:

从理论上说，决定微观货币需求函数的变量可以分成两大类。一类是规模变量，另一类是机会成本变量。具体而言如下：

(1)规模变量:主要指国内生产总值(Y)和财富(S)。一般而言，国内生产总值越高，货币需求越高；财富可以用股票市值来衡量，一般而言，股票市值越高，货币需求越高。

(2)机会成本变量:主要指利率(r)和通货膨胀预期(Pe)。利率反映了微观经济主体的持币的机会成本，一般而言，利率越高，货币需求越低;通货膨胀预期也反映了持币的机会成本，同样，通货膨胀预期值越高，货币需求越低。

(3)随机因素:如经济制度等。

2.分析数据:

(1)分析时期从1998年第二季度至2005年第二季度，样本数据共29个。选择这一时期原因一是从1994年开始，中国人民银行开始公布季度数据，二是利率市场化的程度加深，可以将对微观货币需求有重要影响的利率因素加入到计量模型当中。

(2)计量分析的假设条件是货币供需平衡，即当期货币需求量等于货币供给量。因此本文的货币需求量采用M1的数值；国内生产总值为名义值。以上数据均来自于各期《中国人民银行统计季报》。

(3)股市市值为深、沪两市的总和，数据全部来自于中国证监会网站。

(4)利率采用一年期存款利率。数据来自于中国人民银行网站。

(5)通货膨胀预期采用适应性预期，即本期的预期通货膨胀率为上期的通货膨胀率。

(6)由于M1、Y、S是季度数据，因此需要进行季节调整，显示出序列潜在的趋势循环分量，从而真实地反映经济时间序列运动的客观规律。本文运用X-11消除了数据的季节趋势。

三、我国微观货币需求函数的回归分析

下面首先对各时间序列进行单位根检验，以判断序列的平稳性；然后对时间序列进行格兰杰因果检验，找出影响被解释变量的重要因素，同时将不重要的因素排除掉；之后进行多变量的Johansen协整检验，以判断各时间序列是否存在稳定的长期均衡关系。如果确实存在这种稳定的均衡关系，则可以运用经典的回归方法对计量模型进行估计。最后给出估计结果。

1.时间序列的平稳性检验：

对于时间序列数据样本，如果直接运用普通最小二乘法进行回归分析的话，很可能出现“伪回归”的现象。因此，在建模前有必要对各时间序列数据进行平稳性检验。平稳随机序列一般在均值附近呈现不规则运动，但该序列变量会经常回到均值而不会长期偏离。由于现实中的宏观经济变量基本上都是非平稳时间序列，因此这里运用ADF检验来考察时间序列的平稳性。检验结果如表1。

表注:①*，**，***分别表示所在行的变量序列在1%，5%，10%的显著水平下拒绝变量序列具有单位根的假设，即变量序列为非平稳序列；(C,T,N)中的C表示ADF检验时含常数项(C=0表示不含常数项），T表示含趋势项(T=0时表示不含趋势项)，N表示滞后阶数，其选取使得回归残差不存在自相关，即DW值等于2左右通过，同时遵循AIC信息准则。②变量序列前的“Ln”表示对变量序列水平值取对数值；D Ln(M1)、D Ln(Y)、D Ln(S)、D Ln(R)、D (P)分别表示Ln(M1)、Ln(Y)、Ln(S)、Ln(R)、P的一阶差分序列。

表1的测算结果显示，Ln(M1)、Ln(Y)、Ln(S)、Ln(R)、P序列在1%的显著性水平下本身并不是平稳的，但他们的一阶差分是平稳的，即是I(1)型平稳序列。这表明序列本身是发散的，一般不可能遵从一种长期均衡的关系，但I(1)序列之间存在长期均衡关系。

2.格兰杰因果检验:

通过格兰杰因果检验可以识别模型中的有效变量。只有相同性质的时间序列作格兰杰因果检验在经济意义上才可解释，由于上述的五个变量都是一阶差分平稳序列，因此可以作格兰杰因果检验。

从表2中可以看出:Ln(Y)是Ln(M1)的格兰杰原因的概率为91.56%，因此Ln(Y)是一个有效的解释变量；Ln(S)是Ln(M1)的格兰杰原因的概率为95.2%，因此Ln(S) 是一个有效的解释变量；Ln(R)是Ln(M1)的格兰杰原因的概率接近100%，因此Ln(R)是一个有效的解释变量；P是Ln(M1)的格兰杰原因的概率为23.94%，此数值过小，因此可以认为通货膨胀预期并不是一个有效的解释变量。

通过以上分析可以初步建立如下模型:

lnM1=α＋β1lnY+β2S-β3lnR(i=1,2,q)式中各变量含义如前，为截距，为回归系数。

3.协整检验：

为了避免“伪回归”的出现，还需要对上述时间序列进行协整检验。協整性揭示了序列间一种长期稳定的均衡关系，代表一种长期趋势。协整检验从检验的对象上可分为两种：一种是基于回归系数的协整检验，另一种是对回归残差的协整检验。对于双变量而言，一般运用对回归残差的协整检验，而对于多变量而言，一般用Johansen检验（JJ检验）来判断序列之间的长期均衡关系。根据AIC准则得出各序列的最优滞后步长为1。表3给出了Johansen协整检验结果。

注：*（**）表示在5%（1%）的显著水平上拒绝原假设。

协整检验结果表明：在1%的显著水平上存在着一个协整向量。这说明确实存在某种经济机制制约着序列Ln(M1)、Ln(Y)、Ln(S)、Ln(R)之间的相互变动，就长期而言，它们的线性组合有着向均衡收敛的趋势。

至此,可以对计量模型进行回归分析。回归结果的估计式如下:

lnM1=-4.897156+1.383983lnY+0.120061lnS-0.156644lnR

（-8.357111)(27.66443)(2.306363)(-2.439845)

F=481.3937R2=0.982984调整后的R2=0.980942DW=1.281

以上回归方程中，第一行括号内数字为t值。通过上面的回归方程我们可以看出:

(1)R2和调整后的R2有很高的数值,表明方程的拟合程度很好。

(2)方程通过了显著性水平为1%的F检验，表明方程在总体上都是高度显著的。

(3)方程中的截距和回歸系数都通过了显著水平为1%的t统计检验。

(4)DW值为1.281，处于难以确定的DW区域，因此必须使用LM自相关检验。经检验，方程不存在一阶自相关。

四、回归分析的结论

通过上述对我国微观货币需求函数的实证分析，我们可以得出如下结论:

1.我国利率市场化的改革已初见成效

回归分析表明，利率已经成为微观货币需求函数中一个重要的变量，通过利率的变化来影响微观经济主体的货币持有量。式中利率前的负号也说明实证结果与预期理论一致，利率是一个有效的解释变量。

2.微观经济主体的财富因素开始成为影响货币需求函数的重要变量

随着中国金融市场的快速发展，人们意识到资产选择的重要性，普遍开始进行金融资产的投资，而投资的方向大部分集中于股市。人们手中股票市值的不断波动直接影响着人们的货币需求。当然从回归结果上看，该项的弹性值很小，这说明目前我国的资本市场还有待发展。随着资本市场的进一步发展，可以预见，该项弹性值是会逐步升高的。

3.通货膨胀预期并没有进入到最终的微观货币需求函数当中

我国目前仍处于计划经济向市场经济的转化过程当中，人们市场化的意识仍需有待加强，人们形成通货膨胀预期的习惯尚未完全形成，这一时期人们普遍存在着“货币幻觉”。因此，现在的微观货币需求函数中并不包含通货膨胀预期。随着经济市场化程度的不断加深以及随之而来的由“普通人”向“经济人”的转变，可以预期在未来的微观货币需求模型中通货膨胀预期将会成为重要的解释变量。

4.影响我国微观货币需求的最重要因素还是收入，弹性值达到了1.38

货币需求的收入弹性之所以高，主要在于支付方式、成本等原因，微观经济主体更偏好流动性较高的货币的需求。

5.今后在制定货币政策时，不仅要关注收入等规模变量，同时要对股票市场行情的变化及金融市场的基准利率给予特别关注，加强现阶段货币政策的有效性。

参考文献:

[1]吴卫华:中国货币需求函数的协整分析.上海财经大学学报，2002年第2期

[2]王莉:中国货币需求函数的误差修正模型估计.1995～2004.上海金融，2005年第10期

[3]王效天焦方义:中国长期货币需求函数的实证分析.学术交流，2002年第1期

[4]谢富胜戴春平:中国货币需求函数的实证分析.金融研究，2000年第1期

注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。

作者：鲁　健