我國貨幣需求函數(shù)的影響因素
——基于1992-2012年的數(shù)據(jù)

王三興，王會云

(安徽大學 經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601)

貨幣政策和財政政策是國家宏觀調(diào)控的重要手段，由于貨幣政策特有的復雜性及實踐性，使得貨幣理論方面的問題一直是專家、學者研究的重點。近年來，隨著利率、匯率改革的不斷深化以及經(jīng)濟環(huán)境的復雜多變，國家采用的政策手段也逐漸趨于靈活，貨幣政策已經(jīng)成為當前我國調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟的重要工具。貨幣理論中貨幣政策的有效性需要眾多假設(shè)條件，其中貨幣供應(yīng)量的穩(wěn)定性就是其中一個重要的因素。而對于貨幣供應(yīng)量的研究大多歸于研究貨幣需求函數(shù)方面，在一定程度上可以說正確預測貨幣需求函數(shù)是有效實施貨幣政策的關(guān)鍵所在，因此科學準確地分析貨幣需求函數(shù)的影響因素顯然具有重要的意義。

一、文獻回顧

我國早期的貨幣需求理論探索是建立在馬克思貨幣理論基礎(chǔ)上的，但是隨著改革開放的深化和社會主義市場經(jīng)濟體系的建立及西方貨幣理論發(fā)展的影響，我國對貨幣需求理論的研究也逐漸偏向定量化分析，這也成為我國目前貨幣需求理論分析的主流方式。西方貨幣理論發(fā)展至今已有一百多年，大致可以劃分為三個重要階段。首先是以劍橋方程、費雪方程、凱恩斯貨幣需求理論為代表的第一階段；其次是以弗里德曼為代表的新貨幣理論的第二階段；第三階段是在計量經(jīng)濟學發(fā)展的基礎(chǔ)上，西方學者將貨幣需求研究重點逐漸放在實證模型的建立與檢驗上，其中以華裔經(jīng)濟學家鄒至莊局部調(diào)整模型(PAMs)為代表。由于PAMs存在不足，在20世紀80 年代它逐漸被緩沖存貨模型(BSM)所代替，20世紀90年代以來隨著時間序列數(shù)據(jù)研究方法的發(fā)展，協(xié)整理論被廣泛地應(yīng)用在宏觀經(jīng)濟問題上，而依據(jù)該理論發(fā)展起來的誤差修正模型(ECM)，能更準確地說明變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，因此也被大量運用來研究貨幣需求問題。

Hafer、Kutan(1994)運用誤差修正模型檢驗了中國1952～1988年的年度數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示，當采用國民收入縮減指數(shù)而不是零售物價指數(shù)時，貨幣需求與實際國民收入、一年期定期存款利率以及預期通貨膨脹率存在協(xié)整關(guān)系。汪紅駒(2002)利用1979～2000年的年度數(shù)據(jù)對貨幣需求函數(shù)進行了估計，指出M1實際余額與實際GDP、一年期定期存款之間存在協(xié)整關(guān)系，廣義貨幣需求(M2)實際余額與實際GDP、通貨膨脹率和一年期定期存款之間存在協(xié)整關(guān)系，但M1、M2的短期動態(tài)模型并不穩(wěn)定。蔣瑛琨、趙振全和劉艷武(2005)則發(fā)現(xiàn)1994年之前中國的M1、M2的短期動態(tài)方程比較穩(wěn)定。部分學者結(jié)合股票市場來分析貨幣需求函數(shù)，易行健(2004)從實證研究的角度出發(fā)，對包含股票市場成交額的季度貨幣需求函數(shù)進行了估計，結(jié)果表明我國股票市場的發(fā)展與擴張減少了貨幣需求。肖衛(wèi)國、袁威(2011)考察了1999～2010的月度數(shù)據(jù)，指出通脹預期、股票價格和人民幣匯率是影響長期貨幣需求的重要因素。

在資本完全流動的情形下，匯率對貨幣需求的影響也不容忽視。Arango，Nadiri(1981)研究表明貨幣需求明顯依賴預期匯率和外國利率。國內(nèi)學者王國松、楊揚(2006)利用1982～2004年度數(shù)據(jù)考察了匯率、國外利率與我國貨幣需求函數(shù)的關(guān)系，結(jié)果表明人民幣實際匯率對M2有顯著影響。萬曉莉、霍德明、陳斌開(2010)考察了我國貨幣需求在1987～2008年的特征，發(fā)現(xiàn)只有在考慮預期匯率和國外利率的條件下我國的長期貨幣需求才是穩(wěn)定的。

從上述文獻中可以看出，學者們對貨幣需求與利率、股市、通貨膨脹率、匯率等多種影響因素的分析雖有涉及，但全面系統(tǒng)分析還比較缺乏，為了進一步推進對我國貨幣需求函數(shù)的準確預估，在中國市場經(jīng)濟逐步完善并進一步融入全球金融一體化的背景下，我們試圖從理論和實證上對貨幣需求與多種變量的因果關(guān)系做出分析，并且運用計量模型對我國這幾十年貨幣需求的情況進行系統(tǒng)分析，希望能夠?qū)ω泿爬碚摰陌l(fā)展，也對貨幣需求函數(shù)準確預估以及貨幣政策正確制定和有效實施具有指導意義。

二、我國貨幣需求的主要影響因素

一般而言，貨幣需求函數(shù)主要受到規(guī)模變量、機會成本變量的影響，但是我國的社會主義市場經(jīng)濟也是影響貨幣需求量的重要制度性變量。下文的數(shù)據(jù)分析主要是針對前兩個變量做重點分析，但在模型設(shè)計時也充分考慮制度性變量。

(一)規(guī)模變量

規(guī)模變量是指那些反映社會經(jīng)濟發(fā)展水平的有關(guān)變量，如收入、產(chǎn)量、財富等，一般采用收入水平Y(jié)作為規(guī)模變量。收入是影響貨幣需求量的主要因素，劍橋方程、費雪方程、流動性偏好理論方程等都顯示兩者之間的正相關(guān)關(guān)系。借鑒國內(nèi)外學者實證分析的經(jīng)驗和結(jié)果，在本文我們采用實際國內(nèi)生產(chǎn)總值表示收入水平。

(二)機會成本變量

機會成本變量是指人們?yōu)槌钟胸泿哦鴵p失持有其他資產(chǎn)所獲得的收益，它包含了多個因素，有貨幣替代資產(chǎn)收益率、國內(nèi)外利率、通貨膨脹率、預期通貨膨脹率、匯率、股票市值等，其中利率、通貨膨脹率是最為重要的兩個因素。

1.利率。在凱恩斯的貨幣需求理論中，他將貨幣需求動機分為交易動機、預防動機和投機動機三大類，前兩類由收入決定，與貨幣需求量成正相關(guān)關(guān)系。投機動機主要由利率決定，成反比關(guān)系。但在實際中，利率有存款利率和貸款利率兩種，本文將在對需求函數(shù)的構(gòu)造時進一步具體分析。

2.通貨膨脹率。弗里德曼在考慮貨幣需求函數(shù)時將眾多變量作為影響因素，而通貨膨脹率就是其中重要的變量。在經(jīng)濟領(lǐng)域中有名義變量與實際變量之分，通貨膨脹造成了大量實際變量被高估，為了正確估計變量之間的關(guān)系就必須剔除名義變量的影響，這樣才能找到變量之間的真正關(guān)系。許多文章都把CPI作為實際的貨幣需求的因素之一進行回歸分析，而本文并未如此。主要是基于以下幾點原因：首先，本文在計算時均采用實際量，已經(jīng)把CPI的影響剔除；其次，我國目前還是一個農(nóng)業(yè)大國，城鎮(zhèn)化還沒有達到一定水平，可以說絕大多數(shù)人考慮貨幣需求時對CPI的影響基本忽略；最后，在計算CPI的一攬子商品中，人們基本生活必需品的權(quán)重存在一定程度的偏差。

3.股票市場。長期以來股市的起伏不定都會帶來經(jīng)濟的波動，例如1929年的大蕭條、2008年金融危機等。 Friedman(1988)，Choudhry(1996)，Carpenter和Lange(2002)等經(jīng)濟學家發(fā)現(xiàn)當把證券市場加入到貨幣需求函數(shù)中，貨幣需求函數(shù)將表現(xiàn)出很強的穩(wěn)定性和解釋力。趙明勛(2005)基于1994～2004年的季度數(shù)據(jù)對我國股票市場與貨幣需求相關(guān)性的實證研究指出，股市上漲傾向于減少M1和M2需求，且對M2需求的影響小于對M1需求的影響。隨著1990年、1991年上海證券交易所、深圳證券交易所的相繼成立，股票市場經(jīng)過了二十年的快速發(fā)展，對我國貨幣需求函數(shù)的影響不容忽視。

4.外匯儲備。伴隨中國對外貿(mào)易的快速增長，我國近些年的外匯儲備呈幾何級數(shù)增加，蒲艷萍、李權(quán)(2006)分析外匯儲備對我國貨幣供應(yīng)量的影響時指出，從長期來看M2增長率與外匯儲備指數(shù)存在協(xié)整關(guān)系，短期內(nèi)外匯儲備增長率對貨幣供應(yīng)增長率的影響顯著；唐平(2007)則認為，外匯儲備量增加越多，貨幣需求越大。而且在人們選擇持有人民幣還是外匯的時候，就存在兩者之間的比例問題，這勢必會影響貨幣需求。

5.匯率。匯率對貨幣需求函數(shù)的影響肯定存在，但具體關(guān)系的確定卻相當復雜。一方面，匯率與利率、通貨膨脹率之間存在密切的關(guān)系，另一方面，匯率也受改革開放、加入WTO、匯率機制改革等多方面因素的影響。無論存在何種相關(guān)關(guān)系，從我國經(jīng)濟的實際情況出發(fā)，隨著經(jīng)濟開放程度的不斷加大以及人民幣匯率改革的深化，我國貨幣需求將會越來越顯著地受到國外利率和匯率的影響。特別是在2005年7月21日人民幣匯率改革機制真正啟動以來，截至2012年12月31日，1美元兌人民幣匯率已升值到6.2855，相對于2005年7月21日的8.27，累計已升值了23.99%。依據(jù)貨幣替代理論，這種單邊升值所造成的升值預期將增加對我國的貨幣需求，為此本文也將匯率作為自變量，來考察匯率對貨幣需求量的影響。

(三)制度性變量

制度性變量是我國貨幣需求形成和變動的一個重要的因素，固定的制度因素對應(yīng)于貨幣需求量不變的部分，而制度的變遷則會導致貨幣需求的異常變動。中國計劃經(jīng)濟體制變革到市場經(jīng)濟體制，引起貨幣需求量巨大的變化，特別是改革開放以來，我國已形成了具有中國特色的二元經(jīng)濟體制，城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展的差距越來越大，貧富問題也日益嚴重。為突出我國發(fā)展的特色，在這里采用基尼系數(shù)來考察。

三、貨幣需求模型的構(gòu)造

在對貨幣需求理論及各種影響變量綜合分析基礎(chǔ)上，我們試圖對貨幣需求函數(shù)模型進行具體探討。

各個參數(shù)的確定是貨幣需求函數(shù)形式設(shè)定的基礎(chǔ)，只有準確分析各參數(shù)自身的特性及其之間的關(guān)系才能為模型分析創(chuàng)造一個良好的開端。我國曾經(jīng)主要采用M0作為貨幣指標，但自20世紀90年代以來逐漸被狹義貨幣量M1和廣義貨幣量M2所取代，而且下面的數(shù)據(jù)分析也是采用1992～2012年的數(shù)據(jù)，故采用M1和M2作為貨幣指標分別分析，并加以比較。同時還要考慮通貨膨脹的影響，取m1=M1/P，m2=M2/P。

在對規(guī)模變量進行選取時，采用了實際GDP作為主要變量。機會成本變量涉及多個變量的選取，特別是對狹義貨幣量與廣義貨幣量在利率上的確定。M1=M0+活期存款，M2=M1+定期存款+儲蓄存款+其他存款，這是它們的定義。根據(jù)定義，考慮到不同利率對它們影響的程度，在本文中M1關(guān)于利率機會成本的衡量采用活期存款利率re，M2采用一年期定期存款利率rd。

理論和經(jīng)驗表明，對數(shù)或半對數(shù)線性模型可以較好地反映實際貨幣需求函數(shù)，因此貨幣需求模型表達式設(shè)為：

lnm1t=β10+β11lnyt+β12lnret+β13lnet+β14lnvMt+β15lngt+β16lnfrt+ε1t

(1)

lnm2t=β20+β21lnyt+β22lnret+β23lnet+β24lnvMt+β25lngt+β26lnfrt+ε2t

(2)

其中：m1t是實際狹義貨幣量，m2t是實際廣義貨幣量，yt是實際國內(nèi)生產(chǎn)總值，ret是活期存款利率，rdt是一年期定期存款利率，et是實際人民幣匯率，vMt是股票市場總值，gt是基尼系數(shù)，frt是外匯儲備量，βi為回歸系數(shù)。在貨幣需求函數(shù)中，利率與基尼系數(shù)均采用了統(tǒng)計年鑒中的數(shù)值，并未對它們進行任何調(diào)整，主要原因是基尼系數(shù)本身就是一個相對值，而利率是由于在中國人們儲蓄時基本考慮名義利率，對通貨膨脹率引起的名義利率下降分析較少。綜合多種因素的考慮，貨幣需求函數(shù)就采用了上式來進行分析。

四、數(shù)據(jù)分析

在涉及時間序列數(shù)據(jù)分析時，我們經(jīng)常會由于沒有考慮到時間序列的穩(wěn)定性，從而導致貨幣需求模型可能存在虛假回歸問題。2003年諾貝爾經(jīng)濟學獎得主Engle和Granger對虛假回歸問題進行系統(tǒng)分析，并提出運用協(xié)整分析法來處理非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)。一般而言，具體的檢驗分析需要經(jīng)過平穩(wěn)性的單位根檢驗和協(xié)整檢驗，并根據(jù)檢驗的結(jié)果作進一步分析。

本文所用數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(1992～2012)，《中國人民銀行年報》(1992～2012)，《中國金融年鑒》(1992～2012)，下面對數(shù)據(jù)進行分析。

(一)單位根檢驗

根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，首先對各時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，判斷各變量的穩(wěn)定性。借助Eviews6.0軟件對各變量的原值和一階差分進行ADF單位根檢驗，其中滯后項采用施瓦茨信息準則(SIC)確定。檢驗的結(jié)果見表1。

表1 各變量的ADF單位根檢驗

由表1各個變量檢驗的結(jié)果可以看出，各變量的水平檢驗在5%顯著水平下的臨界值時均為非穩(wěn)定的時間序列，接受單位根的假設(shè)；但是所有變量的一階差分是顯著拒絕原假設(shè)，也即是穩(wěn)定的時間序列。因此所有的變量都是一階單整序列，此時可以采用Engle-Granger兩步法來對貨幣需求模型各變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗。

(二)協(xié)整關(guān)系檢驗

最為經(jīng)典的協(xié)整關(guān)系檢驗的方法是在1987年Engle和Granger提出的兩步檢驗法，首先用普通最小二乘法估計方程并計算非均衡誤差，然后再考察殘差的單位根從而確定各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。按照兩步檢驗法的原理，利用Eviews 6.0軟件對我國貨幣需求函數(shù)進行最小二乘法回歸可求得靜態(tài)回歸方程為：

lnm1t=1.2242+0.7361lnyt-0.2845lnret+0.0498lnvMt+0.1218lnet-0.0091lngt+0.0571lnfrt

t-統(tǒng)計值(1.0756)(47809)(-7.1045) (1.8969) (1.1414) (-0.0369) (0.7469)

(3)

lnm2t=-2.2467+1.2792lnyt-0.1600lnrdt-0.0268lnvMt-0.0153lnet+0.0918lngt-0.0311lnfrt

t-統(tǒng)計值(-3.0782)(13.0895)(-9.3942)(-1.5493)(-0.2377)(0.5698)(-0.6216)

(4)

經(jīng)過回歸分別求得貨幣需求量狹義和廣義的兩個需求函數(shù)，但有些變量對貨幣需求的影響較小，而且變量之間可能存在線性相關(guān)，結(jié)果如表2所示。

表2 各因素相關(guān)關(guān)系

從表2看出，國民收入與股市市值、外匯儲備存在高度的相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.9595、0.994，而且股市市值和外匯儲備對貨幣需求量的影響都較小，現(xiàn)在進一步剔出這兩個變量，重新回歸可得方程為：

lnm1t=-0.2250+0.9292lnyt-0.2913lnret+0.1914lnet-0.0413lngt

t-統(tǒng)計值(-0.3640)(23.8034)(-7.0004)(1.8785)(-0.1940)

(5)

lnm2t=-1.4794+1.174lnyt-0.1555lnrdt-0.0452lnet-0.0756lngt

(6)

對方程(5)和(6)的殘差進行單位根檢驗，結(jié)果見表3。

表3 殘差ADF單位根檢驗結(jié)果

從表中可知，方程(5)、(6)的殘差均在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明殘差不存在單位根，是平穩(wěn)序列。因此，方程(5)、(6)的回歸不是虛假回歸，為協(xié)整方程，分別代表nmlt,lnm2t的長期貨幣需求函數(shù)。

(三)Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果表明貨幣需求量與各變量存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進一步驗證。本文采用組檢驗方法，通過分析選取最優(yōu)滯后長度，并統(tǒng)一選取滯后長度P=3對各變量進行驗證，得到結(jié)果見表4。

首先從狹義貨幣量來說。狹義貨幣量m1與國內(nèi)生產(chǎn)總值yt、實際匯率et在5%的顯著性水平下互為Granger原因。在10%的顯著性水平下，狹義貨幣量m1t是活期存款利率ret、基尼系數(shù)gt的Granger原因，這和前面貨幣需求函數(shù)采用的經(jīng)驗?zāi)Ｐ陀幸欢ǔ潭鹊牟町悺Ｔ購膹V義貨幣量來看，實際國內(nèi)生產(chǎn)總值yt、一年期定期存款利率rdt在5%的顯著性水平下是實際廣義貨幣量m2的Granger原因，而實際人民幣匯率et與實際廣義貨幣量m2t在5%的顯著性水平下是互為Granger原因。但在10%的顯著性水平下，基尼系數(shù)gt不是實際廣義貨幣量m2t的Granger原因，實際廣義貨幣量m2t也不是基尼系數(shù)gt的Granger原因。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

從上述結(jié)果分析可知，貨幣需求函數(shù)在選取關(guān)系模型時，不能完全依靠前人的研究成果，更多需要科學的計量分析，這樣才能保證變量之間因果關(guān)系的準確性以及模型對實際問題的反映更加吻合。在前文采用的模型中，把基尼系數(shù)作為制度性因素來考慮它對貨幣需求量的影響存在一定問題，現(xiàn)在把基尼系數(shù)這一因素去掉重新回歸可得結(jié)果：

lnm1t=-0.1328+0.9258lnyt-0.2909lnret+0.1820lnet

t-統(tǒng)計值(-0.3460)(27.3275)(-7.2058)(2.0938)

(7)

lnm2t=-1.3065+1.1674lnyt-0.1554lnrdt-0.0619lnet

t-統(tǒng)計值(-6.2192)(102.5763)(-9.7377)(-1.1601)

(8)

此外還可以通過Eviews 6.0軟件對回歸方程的擬合值、實際值進行比較，擬合的效果也比較理想。

(四)誤差修正模型(ECM)

由于經(jīng)濟的復雜性，貨幣需求量的長期穩(wěn)定性與短期的波動性相互存在，為了描述短期貨幣需求函數(shù)的波動性，建立如下的誤差修正模型：

Δlnm1t=β10+β11Δlnyt+β12Δlnret+β13Δlnet+β14Δecm1(t-1)+ε1t

(9)

Δlnm2t=β20+β21Δlnyt+β22Δlnret+β23Δlnet+β24Δecm1(t-1)+ε2t

(10)

其中ecmi(t-1)為誤差修正項。從理論上分析，一般βi4的值小于零，因此若t-1時刻lnmit大于長期均衡解，ecmi(t-1)為正，則βi4ecmi(t-1)為負，使得Δlnmit減少；若t-1時刻lnmit小于長期均衡解，ecmi(t-1)為負，則βi4ecmi(t-1)為正，使得Δlnmit增大。這是誤差修正模型的優(yōu)點所在。

通過對上述模型最小二乘法回歸，可得到回歸方程為：

Δlnm1t=0.0458+0.7431Δlnyt-0.1340Δlnret+0.2653Δlnet-1.1830ecm1(t-1)

t-統(tǒng)計量(1.696304)(4.740665)(-3.553753)(2.617612)(-6.621204)

(11)

Δlnm2t=0.0182+1.0579Δlnyt-0.1413Δlnrdt+0.0142Δlnet-0.8225ecm2(t-1)

t-統(tǒng)計值(0.8148)(7.5889)(-4.8241)(0.1855)(-3.2994)

(12)

從回歸方程可知，兩方程的擬合優(yōu)度還是可以接受的，其他檢驗整體方程的統(tǒng)計指標也較好，誤差修正項系數(shù)分別為-1.1830 和-0.8225，符合反向修正機制。總體而言，該回歸方程是可以被接受的。

五、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

1.在回歸方程中，國民收入對貨幣需求的影響呈顯著的正相關(guān)，利率對貨幣需求的影響存在著負相關(guān)，這與理論分析也是吻合的。但股票市值、基尼系數(shù)、匯率對狹義貨幣需求和廣義貨幣需求的影響并不一致，這主要是由于我國貨幣市場與資本市場的發(fā)展進程和我國目前社會發(fā)展的現(xiàn)實情況之間存在一定程度的不協(xié)調(diào)，以及我國經(jīng)濟環(huán)境的過于復雜所致。

2.股票市值對貨幣需求的影響存在不確定性。米爾頓·弗里德曼(1988)根據(jù)美國1961～1986 年的季度數(shù)據(jù)，對股票價格的貨幣需求效應(yīng)進行了實證分析，研究表明美國的股票價格對貨幣需求正相關(guān)；而范方志、趙明勛(2005)在《當代貨幣政策: 理論與實踐》一書中則利用向量自回歸和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，指出股票流通市值與M1、M2的需求成負相關(guān)。從上面的回歸方程來看，股票市值與M1正相關(guān)，與M2負相關(guān)，這在一定程度上是由于M1、M2的流動性不同，以及我國股市的不穩(wěn)定，存在大量的投機者，當股市上漲，流動性強的準貨幣進入股市，而流動性較弱的未能及時進入。從長期表現(xiàn)來看，M1流動較強能夠迅速做出反應(yīng)，與股市有著一致的動向，表現(xiàn)正相關(guān)，而M2缺乏流動性，當股市上漲時未能及時把握時機，等這部分資金進入股市時已經(jīng)開始朝熊市發(fā)展，也就表現(xiàn)出負相關(guān)。

3.我國外匯儲備的快速增長并不像理論上那樣能夠?qū)ω泿判枨髱盹@著影響，或許可以從外匯儲備增加的原因來加以分析。外匯儲備增加主要來源于經(jīng)常項目順差，而經(jīng)常項目順差的一個重要組成部分貿(mào)易項目順差已經(jīng)計算在GDP之內(nèi)。

4.經(jīng)過格蘭杰因果關(guān)系檢驗以及誤差修正模型的分析，無論是從長期看還是從短期來分析貨幣需求函數(shù)，M1相比M2，各個因素的彈性系數(shù)更小，也就是說各個因素的變化對M1的影響更小，表明M1的穩(wěn)定性較M2要好。

雖然在模型中有一些變量對貨幣需求量的影響系數(shù)非常小，但在復雜的經(jīng)濟環(huán)境中往往正是因為一些細小的變量造成巨大的損失，這也是本文采用多個因素來分析貨幣需求函數(shù)的原因。在實際考察貨幣需求函數(shù)時，關(guān)鍵在于綜合各個變量對需求量的整體影響，從宏觀上把握問題的要點，這樣才能更好地制定及執(zhí)行宏觀政策。

(二)政策建議

1.利率是貨幣政策調(diào)控的重要工具，利率對貨幣需求的影響僅次于國民收入，必須加大對利率的重視程度。2008年金融危機以來我國股市一直起伏不定，此外一些民用商品(生活必需品)由于熱錢的涌入，導致CPI持續(xù)處于較高的位置，這對我國經(jīng)濟的長期穩(wěn)定發(fā)展造成一定的影響。期間，國家對利率的多次調(diào)整對股市、民生問題等方面所起的作用并不明顯，這都說明我國利率改革過程中存在問題，我國必須進一步推進利率市場化改革，提高利率對經(jīng)濟的杠桿作用，充分發(fā)揮利率的政策效應(yīng)。

2.貨幣政策的使用，采用M1作為中介目標更為理想。首先，從貨幣需求模型的長短期回歸結(jié)果可以看出，M1的穩(wěn)定性更好。這樣，在一個相對穩(wěn)定的貨幣政策框架下，經(jīng)濟環(huán)境的穩(wěn)定性也就有一定的保證，這反過來保證了M1的穩(wěn)定性。其次要想保證貨幣政策發(fā)揮其功效，必須疏通傳導渠道，提高市場化程度，降低政府直接干預程度，保證市場經(jīng)濟的穩(wěn)定運轉(zhuǎn)。第三就是貨幣政策應(yīng)該充分結(jié)合CPI和GDP等因素的實際情況相機調(diào)整。

3.無論是長期還是短期貨幣函數(shù)，根據(jù)貨幣需求確定貨幣政策運行的依據(jù)，最終還是要著眼于現(xiàn)實經(jīng)濟環(huán)境。特別是我國當前處于改革的深水區(qū)，必須加快制度創(chuàng)新。一方面提高政策的可信度，另一方面深化金融改革，增加金融產(chǎn)品，擴大居民的投資渠道，加強金融監(jiān)管，保證廣大群眾的利益。而在實際的操作中，可以嘗試從西方國家的經(jīng)濟歷程中找到些許的線索，為我國各方面的改革做出指引，這對處于改革深水區(qū)的我們或許可以起到一定的作用。

參考文獻：

[1]S Arango, M I Nadiri. Demand For Money In Open Economics[J].Journal of monetary Economics，1981，(7):69-83.

[2]S Carpenter, J Lange. Money Demand and Equity Markets[C].Finance and Economics Discussion Series,2003.

[3]T Choudhry. Real stock prices and the long-run money demand function: evidence from Canada and the USA[J]. Journal of International Money and Finance, 1996, 15(1):1-17.

[4]M Friedman. Money and the Stock Market[J]. Journal of Political Economy, 1988,96(2):221-245.

[5]S Hafer, A M Kutan. Economic Reforms and Long-run Money Demand in China: Implications for Monetary Policy[J]. Southern Economic,1994,60(4):936-945.

[6]范方志,趙明勛.當代貨幣政策：理論與實踐[M].上海:上海三聯(lián)書店,2005.

[7]蔣瑛琨,趙振全,劉艷武.中國貨幣需求函數(shù)的實證分析[J].中國軟科學,2005，(2):24-31.

[8]李子奈,潘文卿.計量經(jīng)濟學[M].北京:高等教育出版社,2010.

[9]蒲艷萍,李 權(quán).外匯儲備對我國貨幣供應(yīng)量的影響[J].統(tǒng)計與決策,2006，(8):99-201.

[10]唐 平.基于多變量的中國貨幣需求函數(shù)實證分析[J].財經(jīng)科學,2007，(6):9-15.

[11]萬曉莉,霍德明,陳斌開.中國貨幣需求長期是否穩(wěn)定?[J].經(jīng)濟研究,2010，(1):39-54.

[12]王國松,楊 揚.國際資本流動下我國貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性檢驗[J].財經(jīng)研究,2006，(10):17-26.

[13]汪紅駒.用誤差修正模型估計中國貨幣需求函數(shù)[J].世界經(jīng)濟,2002，(5):55-61.

[14]肖衛(wèi)國,袁 威.股票市場、人民幣匯率與中國貨幣需求[J].金融研究,2011，(4):52-64.

[15]項后軍,孟祥飛,潘錫泉.開放框架下的中國貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性問題研究[J].經(jīng)濟評論,2011，(5):47-56.

[16]謝富勝,戴春平.中國貨幣需求函數(shù)的實證分析[J].金融研究,2000，(1):24-29.

[17]易行健.關(guān)于中國股票市場對貨幣需求總量與結(jié)構(gòu)影響的分析[J].經(jīng)濟科學,2004，(6):38-47.

[18]趙明勛.中國股票市場發(fā)展與貨幣需求實證研究[J].財貿(mào)研究,2005，(2):60-67.