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(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)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(fù)雜性及實踐性，使得貨幣理論方面的問題一直是專家、學(xué)者研究的重點(diǎn)。近年來，隨著利率、匯率改革的不斷深化以及經(jīng)濟(jì)環(huán)境的復(fù)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(dāng)前我國調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)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(yù)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(xué)準(zhǔn)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(xiàn)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(jì)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(fèi)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(jì)學(xué)發(fā)展的基礎(chǔ)上，西方學(xué)者將貨幣需求研究重點(diǎn)逐漸放在實證模型的建立與檢驗上，其中以華裔經(jīng)濟(jì)學(xué)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(jì)80 年代它逐漸被緩沖存貨模型(BSM)所代替，20世紀(jì)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(jì)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(zhǔn)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(yùn)用來研究貨幣需求問題。

Hafer、Kutan(1994)運(yùn)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(dāng)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(yù)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(jìn)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(xué)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(jìn)行了估計，結(jié)果表明我國股票市場的發(fā)展與擴(kuò)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(yù)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(yù)期匯率和外國利率。國內(nèi)學(xué)者王國松、楊揚(yáng)(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(yù)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(xiàn)中可以看出，學(xué)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(jìn)一步推進(jìn)對我國貨幣需求函數(shù)的準(zhǔn)確預(yù)估，在中國市場經(jīng)濟(jì)逐步完善并進(jìn)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(yùn)用計量模型對我國這幾十年貨幣需求的情況進(jìn)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(zhǔn)確預(yù)估以及貨幣政策正確制定和有效實施具有指導(dǎo)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(jī)會成本變量的影響，但是我國的社會主義市場經(jīng)濟(jì)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(diǎn)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(jì)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(fèi)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(xué)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(jī)會成本變量

機(jī)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(yù)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(jī)分為交易動機(jī)、預(yù)防動機(jī)和投機(jī)動機(jī)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(jī)動機(jī)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(jìn)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(jì)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(jìn)行回歸分析，而本文并未如此。主要是基于以下幾點(diǎn)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(dá)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(jì)的波動，例如1929年的大蕭條、2008年金融危機(jī)等。 Friedman(1988)，Choudhry(1996)，Carpenter和Lange(2002)等經(jīng)濟(jì)學(xué)家發(fā)現(xiàn)當(dāng)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(qiáng)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M(fèi)1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(rèn)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(dāng)復(fù)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(jī)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(jì)的實際情況出發(fā)，隨著經(jīng)濟(jì)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(jī)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(yù)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(dǎo)致貨幣需求的異常變動。中國計劃經(jīng)濟(jì)體制變革到市場經(jīng)濟(jì)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(jì)體制，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距越來越大，貧富問題也日益嚴(yán)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(jìn)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(zhǔn)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(biāo)，但自20世紀(jì)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(biāo)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(jìn)行選取時，采用了實際GDP作為主要變量。機(jī)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(jī)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(dá)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(jìn)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(jìn)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(dǎo)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(jì)學(xué)獎得主Engle和Granger對虛假回歸問題進(jìn)行系統(tǒng)分析，并提出運(yùn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)行ADF單位根檢驗，其中滯后項采用施瓦茨信息準(zhǔn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果見表3。

表3 殘差A(yù)DF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(jìn)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(jìn)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?。再從廣義貨幣量來看，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(xué)的計量分析，這樣才能保證變量之間因果關(guān)系的準(zhǔn)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(jìn)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(jì)的復(fù)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(fù)，使得Δlnmit減少；若t-1時刻lnmit小于長期均衡解，ecmi(t-1)為負(fù)，則βi4ecmi(t-1)為正，使得Δlnmit增大。這是誤差修正模型的優(yōu)點(diǎn)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(biāo)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(jī)制?？傮w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(fù)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(jìn)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(jì)環(huán)境的過于復(fù)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(jìn)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(dāng)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(fù)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(fù)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(jī)者，當(dāng)股市上漲，流動性強(qiáng)的準(zhǔn)貨幣進(jìn)入股市，而流動性較弱的未能及時進(jìn)入。從長期表現(xiàn)來看，M1流動較強(qiáng)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(dāng)股市上漲時未能及時把握時機(jī)，等這部分資金進(jìn)入股市時已經(jīng)開始朝熊市發(fā)展，也就表現(xiàn)出負(fù)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(fù)雜的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中往往正是因為一些細(xì)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(diǎn)，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(jī)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(dǎo)致CPI持續(xù)處于較高的位置，這對我國經(jīng)濟(jì)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(jìn)一步推進(jìn)利率市場化改革，提高利率對經(jīng)濟(jì)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(biāo)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(jì)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(dǎo)渠道，提高市場化程度，降低政府直接干預(yù)程度，保證市場經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)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(jī)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(yùn)行的依據(jù)，最終還是要著眼于現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)環(huán)境。特別是我國當(dāng)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(kuò)大居民的投資渠道，加強(qiáng)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(jì)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。

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