流動性過剩的統(tǒng)計測度及基于Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸下的影響因素研究

張青青　孫際平

[摘要]:本文從貨幣供求的角度界定流動性過剩。首先以1997年1季度至2006年4季度的數(shù)據(jù)為訓(xùn)練集建立實際貨幣需求模型,然后對中國的流動性過剩情況進行測度,并以此衡量2007年、2008年我國各季度的流動性過剩情況,最后基于Logistic回歸進行了流動性過剩的影響因素研究。文章得出以下結(jié)論:(1)我國的流動性總量過剩存在季節(jié)趨勢;(2) 我國2007年和2008年仍存在過剩問題,并且流動性總量過剩系數(shù)在2007年3季度達到最大,從2007年4季度開始直到2008年4季度,流動性總量過剩系數(shù)逐漸減小;(3)影響我國流動性過剩的主要因素是外匯儲備增長率、進出口差額增長率和消費儲蓄比,且這三個因素對流動性總量過剩產(chǎn)生正方向的影響,外匯儲備對流動性總量過剩的影響程度大于進出口差額增長率和消費儲蓄比。

關(guān)鍵詞:貨幣需求 貨幣供給 流動性總量過剩系數(shù) Logistic回歸

中圖分類號:C813 文獻標示碼:A 文章編號:1006-5954(2009)10-061-03

流動性過剩問題自2002年我國開始出現(xiàn)以來引起了政策制定者和學者們的廣泛關(guān)注。近些年來,流動性過剩已成為我國貨幣金融乃至整個宏觀經(jīng)濟中備受關(guān)注的熱點和難點問題。雖然不少學者進行了理論性探討,但目前還缺乏一種成熟的測定流動性過剩的方法,對于產(chǎn)生流動性過剩的原因還沒有通過比較成熟的模型去驗證。2007年以來,世界各國普遍受到美國次貸危機的影響,有學者認為2008年中國的流動性過剩問題會出現(xiàn)拐點,也有學者認為2008年中國依然存在流動性過剩問題。本文嘗試通過統(tǒng)計方法,建立流動性供求的測度模型,并用此模型來分析我國2008年是否存在流動性過剩、過剩程度如何。之后本文試圖通過Logistic模型來研究流動性過剩的原因,這對于分析和制定人們的投資決策和政府宏觀決策具有非常重要的意義。

一、流動性過剩的統(tǒng)計測度方法

在已有的以流動性過剩為主題的研究文獻中,對流動性過剩含義的表述不盡相同。本文將流動性過剩界定為:流動性過剩是指實際的廣義貨幣供應(yīng)量顯著地多于有效經(jīng)濟產(chǎn)出所需要的貨幣數(shù)量。

根據(jù)流動性過剩的定義,涉及流動性過剩程度的測度指標應(yīng)該以有效經(jīng)濟產(chǎn)出所需要的貨幣數(shù)量為參照標準,從貨幣供求的對比關(guān)系上來考慮。要設(shè)計反映實際的廣義貨幣供應(yīng)量顯著多于實際經(jīng)濟中所需要的貨幣數(shù)量,可以用實際貨幣供應(yīng)量直接減去實際貨幣需求量,但這種方法得到的是絕對值,在各期之間不具有可比性,當然也就找不到判斷流動性過剩與否的一個可比標準。為了使其具有可比性,已有學者考慮將絕對量除以實際貨幣需求量,從而得到相對值,使指標具有可比性,并將這個指標稱為流動性總量過剩系數(shù)。其表達式如下:

流動性總量過剩系數(shù)=(實際貨幣供應(yīng)量—實際貨幣需求量)/ 實際貨幣需求量

由貨幣需求量>0知,當流動性總量過剩系數(shù)>0時,說明貨幣供應(yīng)量大于貨幣需求量;而當流動性總量過剩系數(shù)<0時則相反;流動性總量過剩系數(shù)=0時,則標志著貨幣供求正好相等。

貨幣供給量是個外生變量,在相關(guān)年鑒上可以查到其各年的名義值,將名義值除以當期的物價水平就是貨幣供給量的實際值,這里名義貨幣供給量用M2表示。貨幣需求量是個內(nèi)生變量,其值無法直接從相關(guān)年鑒中查得。我們這里采用計量方法將實際貨幣供給量估算出來。

貨幣需求理論的研究表明,貨幣主要發(fā)揮兩種職能:交易媒介職能和價值儲藏職能。相應(yīng)地,影響實際貨幣需求量的主要因素為待交易的商品價值總額和實際利率水平,建立實際貨幣需求函數(shù)如下:

實際貨幣需求量=C+X1×實際交易商品額+X2×利率水平+ ε 式(1)

式(1)中,實際交易商品額指標首先是用當期的GDP減去當期的貿(mào)易順差,即國內(nèi)商品交易額,然后除以當期的環(huán)比CPI得到;利率水平這里用指標銀行間7天期同業(yè)拆借實際利率表示,ε為隨機干擾項;C、X1、X2均為待估參數(shù)?？梢钥闯鍪?1)是一個二元回歸方程。

若想通過統(tǒng)計方法估計參數(shù)C、X1、X2,需要有實際貨幣需求量的數(shù)據(jù),但它是一個未知量,對它的估計本文采用如下處理方法:通過分析,從歷史年份中選擇出經(jīng)濟運行正常的年份;然后以經(jīng)濟運行正常年份的名義貨幣供應(yīng)量代替當年的名義貨幣需求量;最后將名義貨幣需求量調(diào)整為實際貨幣需求量。調(diào)整方法為,將當期的名義貨幣需求量除以上一期的物價水平。

二、我國流動性過剩情況的實證研究

根據(jù)上文的理論分析,本文嘗試通過擬合我國季度貨幣需求方程,取得實際貨幣需求量數(shù)據(jù),結(jié)合相應(yīng)的實際貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù),計算出樣本期間的流動性總量過剩系數(shù);在此基礎(chǔ)上,對流動性總量過剩系數(shù)進行統(tǒng)計分布研究,從而確定我國流動性過剩的判斷標準,并分析我國2007年至2008年的流動性過剩情況。

本文的實證研究涉及到兩個樣本,用于確定判斷標準的訓(xùn)練集樣本和用于分析當前流動性供求情況的分析集樣本。以1997年至2006年的季度數(shù)據(jù)(共40個)作為訓(xùn)練集樣本,選擇本文所關(guān)注的2007年至2008年的季度數(shù)據(jù)作為分析樣本。

(一)模型擬合結(jié)果

利用訓(xùn)練集數(shù)據(jù),對公式(1)進行擬合,系數(shù)估計方法采用最小二乘法,用Eviews軟件實現(xiàn),得到結(jié)果如下:

實際貨幣需求量的對數(shù)=2.632+0.316×實際交易商品額的對數(shù)-0.092×利率水平 式(2)

式(2)中,模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度達到了0.940,說明方程對數(shù)據(jù)的擬合程度很高,系數(shù)顯著性檢驗的p值非常低,在1%的顯著性下系數(shù)顯著性通過檢驗。方程擬合檢驗的F值為303.958,對應(yīng)的p值小于0.01,方程的顯著性檢驗通過。

綜合來看,我國貨幣需求函數(shù)季度模型擬合效果比較理想。

(二)流動性總量過剩系數(shù)的特征分析

圖1所示為流動性總量系數(shù)的時序圖,可以看出流動性總量過剩系數(shù)隨季度的波動不平穩(wěn),其最小值為-0.234,出現(xiàn)在2000年第4季度,最大值為0.287,出現(xiàn)在2006年第3季度。由圖1還可以看出其波動表現(xiàn)出兩種特征,即長期趨勢和季節(jié)趨勢。

我們進一步來研究流動性過剩系數(shù)波動的季節(jié)特征,將訓(xùn)練集內(nèi)的樣本按照季度分為四部分,分別計算每一季度的流動性總量過剩系數(shù)均值和方差,計算結(jié)果見表1所示:

由表1可以看出,1季度的流動性總量過剩系數(shù)最小,2季度其次,3、4季度比較大;各季度的標準差差異不大。

(三)流動性總量過剩系數(shù)的合理分布區(qū)間

鑒于流動性總量過剩系數(shù)存在長期趨勢和季節(jié)趨勢,要確定流動性總量過剩系數(shù)合理波動幅度,首先要分解出其中的隨機項,然后對隨機項進行統(tǒng)計研究。 采用的方法是對流動性總量過剩系數(shù)進行一階逐期差分和季節(jié)差分,差分后的序列進行單位根檢驗,結(jié)果如下:

由表2可以看出,在1%的顯著性水平下,單位根檢驗的t值為-3.922,小于臨界值-3.679,說明差分后的序列在1%的顯著性水平下不存在單位根,是平穩(wěn)的。

我們假設(shè)消除了季節(jié)性趨勢和長期趨勢的流動性過?？偭肯禂?shù)服從均值為0的正態(tài)分布,為此我們進行正態(tài)性檢驗,得到的檢驗結(jié)果顯示序列服從均值為0的正太分布,其方差為0.096。其中檢驗的方法是Shapiro-Wilk,檢驗統(tǒng)計量的值是1.124,自由度30,相應(yīng)的p值為0.396,大于顯著性水平0.05,可以接受序列服從正態(tài)分布的原假設(shè)。

隨機項系數(shù)的標準差為0.096,如果給定置信水平為95%,便可得出我國流動性總量過剩系數(shù)的合理波動幅度為0.188,結(jié)合其理想點0,易構(gòu)造出其合理波動區(qū)間,為[-0.188,0.188]。據(jù)此,可確定出95%的置信水平下我國流動性總量過剩與否的判斷標準:當流動性總量過剩系數(shù)>0.188時,我們有95%的把握認為存在流動性過剩,否則,不存在過剩。

(四)我國2007、2008年各季度流動性供求情況的預(yù)測

根據(jù)上面的實證分析的結(jié)果,對我國2007年1季度至2008年4季度的流動性供求情況進行分析,計算出了全部8期的流動性總量過剩系數(shù),均過剩。為此我們得出,我國在2007年和2008年存在流動性過剩,且在2007年3季度流動性總量過剩系數(shù)達到最大值,2007年4季度流動性總量過剩系數(shù)有所下降,自進入2008年以來,流動性總量過剩系數(shù)呈遞減趨勢。

三、基于Logistic回歸的我國流動性過剩影響因素分析

(一)Logistic回歸簡介

建立回歸模型時,通常因變量是連續(xù)型變量,當因變量是離散型變量時,不能用傳統(tǒng)的回歸方程進行回歸分析,可以考慮進行Logistic回歸分析。Logistic回歸與普通的多重線性回歸實際上有很多相同之處,最大的區(qū)別就在于它們的因變量不同,其它的基本差不多。如果因變量是連續(xù)的,就是普通的多重線型回歸,如果因變量是二項分布,就是Logistic回歸。

Logistic回歸的因變量可以是二類的,也可以是多類的,但是二類的更為常用。其主要用途有:一是尋找影響因素,即通過建立模型,來尋找影響某一情況發(fā)生的主要自變量;二是預(yù)測,可以根據(jù)該模型,預(yù)測在不同自變量情況下,發(fā)生某種情況的概率;三是判別,根據(jù)該模型,判斷不同自變量情況下,屬于每種既定情況的概率有多大。

進行Logistic回歸分析,首先需要界定因變量的分類,然后找出其所有的影響因素即自變量,建立模型,通過模型檢驗,剔除影響不顯著的因素,從而找到主要的影響因素。

(二)基于Logistic回歸的我國流動性過剩影響因素分析

根據(jù)第二部分中的流動性供求狀況的合理變動區(qū)間,結(jié)合我國1997年至2008年季度流動性總量過剩系數(shù)數(shù)據(jù),我們將流動性供求情況分為兩類,一是流動性總量過剩系數(shù)<0.188,表示不存在流動性總量過剩,記為0;二是流動性總量過剩系數(shù)>0.188,表示存在流動性過剩,用1表示。將流動性總量過剩系數(shù)進行上述變化以后作為Logistic回歸模型的因變量,綜合國內(nèi)外學者對我國流動性過剩的影響因素的理論分析,我們選取的流動性總量過剩的影響因素為:實際GDP增長率、外匯儲備增長率、實際利率、進出口差額增長率、消費儲蓄比,將這5個影響因素作為Logistic回歸模型的自變量,據(jù)此建立Logistic回歸模型,參數(shù)估計結(jié)果如下:

流動性總量過剩系數(shù)= -2.24—0.021×GDP+0.36×外匯增長率+0.45×實際利率+0.28×進出口差額增長率—0.34×消費儲蓄比 式(3)

對式(3)的線性方程進行顯著性檢驗,結(jié)果顯示,變量實際GDP增長率、消費儲蓄比這兩個變量顯著性檢驗未通過,我們將此剔除,重建建立模型并得到估計結(jié)果為:

流動性總量過剩系數(shù)= -2.24+0.41×外匯增長率+0.32×進出口差額增長率+0.29×消費儲蓄比式(4)

對式(4)進行模型的顯著性檢驗,結(jié)果顯示所有的變量均顯著。由式(4)輸出的結(jié)果可知,外匯儲備增長率、進出口差額增長率和消費儲蓄比是我國流動性總量過剩的主要影響因素,且三者對流動性總量過剩的影響為正,也就是說在其他條件不變的情況下,外匯儲備增長率越快、進出口差額增長越快和消費儲蓄比越高,流動性總量過剩系數(shù)越大。從數(shù)據(jù)看,外匯儲備對流動性總量過剩的影響程度大于進出口差額增長率和消費儲蓄比;從數(shù)據(jù)結(jié)果看,沒有證據(jù)表明GDP增長率和實際利率對流動性總量過剩有顯著性影響。

四、結(jié)論

本文從貨幣供求角度將流動性過剩定義為實際的廣義貨幣供給量顯著多于有效經(jīng)濟產(chǎn)出所需要的貨幣數(shù)量。從貨幣需求理論角度,以1997年1季度至2006年4季度的數(shù)據(jù)為訓(xùn)練集,通過統(tǒng)計方法,建立了實際貨幣需求模型,并以此模型估計了2007年1季度至4季度的實際貨幣需求量。本文選擇流動性總量過剩系數(shù)作為衡量流動性過剩情況的指標,并對訓(xùn)練集的流動性總量過剩系數(shù)進行了趨勢分析,并通過正態(tài)分布擬合了流動性總量過剩系數(shù)的合理變動區(qū)間。文章最后基于Logistic回歸模型,進行了流動性總量過剩的影響因素分析。綜合以上,本文得出以下結(jié)論:

(一)我國的流動性總量過剩存在長期趨勢和季節(jié)趨勢,一季度流動性總量過剩系數(shù)最小,四季度最大,各季度流動性總量過剩系數(shù)的波動區(qū)間差異不大;

(二)自2002年我國開始出現(xiàn)明顯的流動性總量過剩,2006年以后過剩程度非常嚴重,2007年和2008年仍存在過剩問題,并且流動性總量過剩系數(shù)在2007年3季度達到最大,從2007年4季度開始直到2008年4季度,雖然流動性總量過剩系數(shù)逐漸減小,但其系數(shù)值均在0.45以上,遠遠大于合理的臨界值0.188。

(三)從Logistic回歸的結(jié)果看,影響我國流動性過剩的主要因素是外匯儲備增長率、進出口差額增長率和消費儲蓄比,且這三個對流動性總量過剩產(chǎn)生正方向的影響,外匯儲備對流動性總量過剩的影響程度大于進出口差額增長率和消費儲蓄比。

■ 參考文獻

1.許滌龍,葉少波。關(guān)于流動性過剩測度的理論探討《統(tǒng)計與決策》。2000,(20)。

2.朱睿。商業(yè)銀行流動性過剩問題及對策研究[J]?！督鹑诶碚撆c實踐》。 2006,(9)。

3.苗啟虎。我國銀行體系流動性過剩原因的實證分析[J]?！逗Ｄ辖鹑凇贰?2007,(5)∶24-26。

4.裴平,黃余送。中國流動性過剩的測度方法與實證[J]?！督?jīng)濟學家》。 2008,(5)。

5.高鐵梅,梁云芳。論中國增長型經(jīng)濟周期波動及適度增長區(qū)間[J]?！督?jīng)濟學動態(tài)》。 2005,(8)。

6.石柱群,王立勇,金華森。我國潛在經(jīng)濟增長、通貨膨脹與宏觀經(jīng)濟態(tài)勢的關(guān)聯(lián)性研究[J]?！督?jīng)濟學動態(tài)》。 2005,(9)。

7.易丹輝?！稊?shù)據(jù)分析與eviews應(yīng)用》,中國統(tǒng)計出版社, 2002。

8.夏新斌,曾令華。 流動性過剩研究綜述(上)。 《技術(shù)經(jīng)濟與管理研究》。 2009,(1)。