[04]如何识别 t检验值意义 - 论文选读：我国货币需求的决定因素的实证分析

我国货币需求的决定因素的实证分析

方抗

【摘要】 本文根据凯恩斯学派和货币学派的货币需求理论，对我国1985～2003年间的广义货币需求，国民收入和利率作回归分析，并通过与易纲（1996）的货币需求模型的结果进行对比，发现国民收入和利率的变动与货币需求的变动存在显著相关性，我国目前货币需求的变动主要受收入和利率变动的影响。同时指出，在目前，货币需求变动对利率变动缺乏弹性，利率发挥货币需求变动的杠杆作用有待于进一步增强。 【关键字】 货币需求 收入 利率

一 理论回顾

最早的货币需求理论源于古典的货币数量论，主要有费雪的现金交易需求方程式和剑桥学派的现金余额需求方程式。其中费雪的现金交易方程式主要着眼于货币的交易功能，单纯的将货币视为一种商品交易的工具，从货币数量和商品交易数量的关系入手探求人们的货币需求量。而以马歇尔为代表的剑桥学派则认为公众持有货币，不仅是为了交易，还因为其储藏功能。通常人们将其收入的一部分已货币的形式储藏，公众在通常情况下所持有的货币量与收入水平保持稳定的关系。然而，他们对货币需求的理解都有一定的片面性。货币需求真正作为一种专门的理论是上世纪30年代由凯恩斯建立的。

凯恩斯抛弃了古典经济学中货币论与价值论分开分析的方法，在其《通论》中将货币论与价值论相结合，以收入，支出分析替代传统的价格分析，建立起与经济密切相关的货币需求理论。他认为，货币需求数量就是指特定时期公众愿意而且能够持有的货币的量。人们收入中为消费的部分，可以以现金的形式持有，也可以购买金融债券，现金具有流动性，金融债券可以获得利息。而人们普遍具有流动性的心理偏好，之所以有此偏好，是因为人们持币主要有三大动机：①交易动机，应付交易和日常商品开支；②预防动机，预防未预料的紧急事件的发生；③投机动机，投资其他金融资产以获取收益。凯恩斯将基于这三种动机而产生的货币需求分别称为交易需求，预防需求，和投机需求。他认为交易需求的多少，主要取决于收入，收入增加，日常开支和交易活动增加，交易需求也相应地增加。预防动机也主要取决于收入，首先，预防动机在一定的收入水平上产生的，并且其需求随收入的增加而增加。因此，基于交易动机和预防动机的货币需求都是收入的增函数：

投机动机主要取决于利率。由于债券的市场价格与利率呈反向变动，预期未来利率上升，债券价格下降，反之，预期未来利率下降，债券价格上升，人们以此买入或卖出债券，从而使投机需求发生变化。综合考虑以上因素，货币需求可表示为： M=M1+M2=L（Y）+L(i)

这里，交易性货币需求和预防性货币需求主要取决于收入，而与利率无关。但凯恩斯学派的其他学者，如美国经济学家W·鲍默尔，托宾等人，他们从不同的角度证明了货币的交易需求也同样受到利率变动的影响，并且随利率变动反向变动。1966美国经济学家E·惠伦，M·米勒和D·奥尔先后发表文章，论证了预防性货币需求与利率的弹性关系。

货币学派的首席代表M·弗里德曼在凯恩斯学派的基础上，通过对货币需求的理论论证和实证分析，认为货币需求是稳定的，但这种稳定不是绝对数量上的稳定，而是与其决

定变量间稳定的函数关系。他认为这种稳定的函数关系表现在三个方面：1，影响货币供给与货币需求的因素相互。2，在影响货币需求的变量中，最主要的因素是收入与利率，但货币需求对利率的弹性较低，对收入的弹性较大。3，货币的流通速度是一个稳定的函数。从而，货币需求的方程式可以

bc

简化为：M/P=aYi 两边同时取对数： lnM/p=lna+blnY+Clni

那么我国的货币需求又是受哪些因素影响了？这些主流的西方货币需求理论在我国是否也同样适用呢？易纲（1996）根据西方理论结合我国实际从纵向历史数据入手分析了1952年到19年我国国民收入与货币需求之间的函数关系： lnM=-20269+1.235lnY (2.59) (7.24) 2

R=0.722

其中M代表广义货币需求量，C为常数项，Y为当年GNP以近似取代收入

然而随着改革开放的深入，货币市场化程度的提高，我国在新的历史时期货币需求又是受哪些变量影响，影响程度如何呢？本文运用1985年到2003年的序时数据，根据易纲的模型形式比较分析了当前收入对货币需求的影响程度，并且引入利率这一新的变量，使模型与理论和实际更为接近，对比分析了在现阶段我国金融市场的开放程度下货币需求与收入和利率间的关系，从而为研究怎样更好的运用利率这一杠杆来调节宏观经济提供了一定的理论支持。

二 收入，利率与货币需求间的关联性的数量分析

一 指标的确立与数据的选取

本文根据中国人民银行2000年11月的银行概览中对货币的分类，将广义货币需求M2（流通中的现金+活期存款+定期存款+储蓄存款+其他存款）作为被解释变量，分别将1985年～2003年各年的GDP和同期活期存款利率作为解释变量。 统计数据如表一：

时间 1985 1986 1987 1988 19 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 m2（亿） 5198.90 6720.90 8349.70 10099.60 11949.60 15293.70 19349.90 202.10 31501.00 44827.20 60750.50 76094.90 90995.30 104498.50 1197.90 134610.40 158301.90 185007.00 221223.00 GDP（亿） 利率i(%) .4 2.68 10202.2 2.68 11962.5 2.68 14928.3 2.68 16909.2 2.68 187.9 2.16 21617.8 1.80 26638.1 1.80 34634.4 1.80 46759.4 3.15 58478.1 3.15 67884.6 1.98 74462.6 1.71 78345.2 1.71 82067.5 0.99 8.1 0.99 97314.8 0.99 104790.6 0.99 114326.5 0.72

注：数据引自《中国统计年鉴》各期，《中国金融年鉴》各期 二 模型的建立与检验

模型一：根据易纲1996年建立的货币需求模型形式，不考虑i的影响，对比分析近十年来广义货币需求M2与收入Y之间的关系，及其变化情况： lnM=lna+blnY+e(e为随机干扰项)

利用表一数据对模型一做回归分析，得表2 残差图如图1 表二：

Dependent Variable: LNM2

Method: Least Squares

Date: 10/28/04 Time: 18:04

Sample: 1985 2003

Included observations: 19

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -4.176038 0.299388 -13.94856 0.0000 LNGDP 1.399148 0.028312 49.41915 0.0000 R-squared 0.993087 Mean dependent var 10.57190 Adjusted R-squared 0.992681 S.D. dependent var 1.2223 S.E. of regression 0.104579 Akaike info criterion -1.578449 Sum squared resid 0.185925 Schwarz criterion -1.479034 Log likelihood 16.99526 F-statistic 2442.252 Durbin-Watson stat 0.447666 Prob(F-statistic) 0.000000 图一：

131211.2.1.0-.1-.28680929496Actual9800Fitted 109802Residual检验结果显示：调整过的R和F值很大，说明模型总体有很好的拟合优度；t检验（a=0.05,）显示解释变量与被解释变量间有显著相关性；DW值说明模型存在序列相关性。残差图表明，该模型不存在异方差的情况。

因此，模型一的结果说明，在我国目前，收入与货币需求有着显著相关性，DW值没有通过说明被解释变量M2可能还受其他关键因素的影响。在和易纲（1996）所做模

2

型形式相同，选取数据年份不同的前提下，我们发现R有了很大的提高，并且各解释变量的标准误有了不同程度的下降，这说明比之改革开放前，这一模型更适合我国当前的实际经济情况，本人认为，由于这一模型是建立在西方货币需求理论之上，模型假设的前提条件之一就是在一个货币化程度很高的经济体中，模型整体拟合优度的提高表明，在我国，随着改革开放的深入，货币化的进程明显加快，货币化程度较之以往有了很大的提高，收入已经成为影响我国货币需求最主要的因素。还有一个现象是，无论是易纲（1996）的模型，还是现在建立的模型结果都显示：货币需求的收入弹性都大于一，并且M2对收入的弹性相对于以前还有所提高，达到了1.399。说明在我国人们仍把货币当作是一种奢侈品，随着收入的增加，人民群众倾向于把更多的收入转化为储蓄，预防性需求对货币需求的影响很大。但模型的不足也是显而易见的，由于存在序列相关性，说明模型还不能完全真实反映出影响货币需求的全部因素，模型与真实的货币需求状况还有一定差距。根据凯恩斯和货币学派的货币需求理论，还有一个影响货币需求的重要变量，即利率，在接下来的模型中，本文将引入利率这一解释变量，看模型能否得到改善。 模型二：

设lnM=lna+blnY+clni+e

根据表一数据对模型二作回归分析得： 表三：

Dependent Variable: LNM2 Method: Least Squares Date: 10/28/04 Time: 18:05 Sample: 1985 2003 Included observations: 19

Variable C LNGDP LNI R-squared

Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

Coefficient -2.860731 1.290279 -0.286006 Std. Error 0.230683 0.020240 0.038684 t-Statistic -12.40116 63.747 -7.393325 Prob. 0.0000 0.0000 0.0000 1.2223 -2.958494 -2.809372 5102.996 0.000000

2

0.998435 Mean dependent var 10.57190 0.998239 S.D. dependent var 0.051295 Akaike info criterion 0.042099 Schwarz criterion 31.10570 F-statistic 1.957684 Prob(F-statistic)

图二：

13121110.10.05.00-.05-.10-.158680929496Actual9800Fitted 检验结果显示：首先，各变量的t检验都通过，说明M2的确与i具有显著相关性。模

2

型二的DW值有了很大的改善，为1.96，完全消除了序列相关性，调整过的R进一步提高，从图二可见模型不存在异方差，其余各项值也都表现的相当好。说明模型总体拟合水平优度显著。

模型二与目前我国实际的货币需求情况更为接近，说明利率已经成为影响货币需求的一个不可或缺的因素。根据凯恩斯的货币需求理论，利率主要影响投机性货币需求，这说明在我国，人们的持币已不仅限于交易和预防动机，投机性动机已初步形成。但同时我们可以看到，利率i的弹性系数仅为-0.28，货币需求的利率弹性很小，说明利率的变化对货币需求变化的影响还很有限。

三 结论及对策建议

综上所述，目前我国的货币需求表现出以下特征：

一，我国的货币化程度有了很大的提高，收入成为决定货币需求的最重要的因素，货币需求的收入弹性大于一，说明收入水平的变动将使货币需求产生显著的变化，并且这种变化是同方向的，这在另一方面也说明人们的收入绝大部分以货币的形式持有，并且收入增加越多对货币的渴望程度也越深。

二，货币需求对利率的弹性小，这说明虽然利率对货币需求有影响但影响程度不大。即人们的投机动机还不是强。本人认为造成这种情况的主要原因是：首先，我国金融市场还不是很健全，可供选择的金融产品不丰富。根据凯恩斯学派对货币需求的分类，货币需求的交易和预防动机是收入的函数，投机动机是利率的函数。从我国实际货币需求情况来看，收入函数表现的很明显，说明人们持币的主要动机还在前两种。而对投机动机来讲，投机行为是将金融市场上的各种金融资产进行选择组合，在一个健全的金融市场中，进行资产组合的风向标即利率，人们的资产组合行为随着利率的变化而发生变化。而利率之所以能发挥风向标的作用，健全的金融市场支撑作用是必不可缺的，只有金融市场比较健全，市场上有比较多的金融产品供投资者选择，货币资产能够随时和其它金融资产相互灵活转换，利率的变化才能及时充分地影响其它金融资产的价格，从而

9802Residual使投资者的投资决策发生变化，改变投资组合，最后改变手中的货币需求量。其次，从利率的决定因素看，目前我国的利率变动主要是由决定，并不能真实反映出货币供求关系的变化情况。正是由于利率自身决定因素的缺陷，使得市场对利率的变动表现的不是很敏感。两方面因素的共同作用，最终使得利率没能发挥出其应有的对货币需求的调节功能。

分析结果说明，要想进一步完善我国的货币需求体系，金融市场的完善是迫在眉睫的，只有尽快改变金融市场的现状，创造更多的金融产品，才能使利率市场化的脚步真正加快，也只有这样才能使利率对货币需求的调节作用真正发挥出来，使得我国的货币需求更加健康，稳定。

参考文献： 艾洪德：《货币数量研究》 东北财经大学出版社 尚华娟：《货币理论与实践》 立信会计出版社 易纲：《中国的货币﹑银行和金融市场：1984～1993》 上海三联出版社 戴国强：《中国的货币需求分析》 复旦大学出版社 陈银娥：《凯恩斯主义货币研究》 中国金融出版社

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[论文选读]点评：

一、 数据整理。我们建立ACCESS文件

04-ChinaMoneyAndGDP-1985-2003，该文件转入EVIEW 之后，即参与运算。在该文章中，第一个模型具有明显的序列自回归特点，但引入利率之后，第二个模型的效果要好一些。三个变量的线图如下：

二、 在进行对数化之后，可以看出，LOGMC与LOGGDP之间仍然有很

强的序列相关性。

三、 加入利率项之后，所得到的模型方程的各个参数估计都符合要

求，可以认为是一个较好的模型。

四、 异方差性的检验（1） - White Heteroskedasticity Test。模型的异方差性检验也非

常重要，而该模型对于异方差性的检验没有进行。这里对于对数模型进行异方差性检验 – NO CROSS TERMS检验。结果如下。因为模型的R-squared=0.044348，因此不存在异方差性。

五、异方差性的检验（2） - White Heteroskedasticity Test。模型的异方差性检验也非常重要，而该模型对于异方差性的检验没有进行。这里对于对数模型进行异方差性检验 – CROSS TERMS检验。结果如下。因为模型的R-squared=0.066507，因此不存在异方差性。

可以看出，文中得到的对数模型结果是相当好的。

。