中國(guó)最終財(cái)富持有者貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性研究
——基于宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)理的視角

閆澤濤，李 燃

（1.中共淮北市委黨校，安徽 淮北 235000；2.安徽建筑大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230601）

中國(guó)最終財(cái)富持有者貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性研究
——基于宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)理的視角

閆澤濤1，李 燃2

（1.中共淮北市委黨校，安徽 淮北 235000；2.安徽建筑大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230601）

文章基于國(guó)民收入的分配和使用，從中國(guó)經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)變量入手，在理論上分析中國(guó)國(guó)民收入、社會(huì)最終儲(chǔ)蓄率、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)中國(guó)最終財(cái)富持有者貨幣需求的影響和作用，并構(gòu)建相應(yīng)的貨幣需求函數(shù)理論模型，結(jié)合2001-2014年期間中國(guó)有關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)該函數(shù)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行了分析。所得的數(shù)據(jù)顯示：以中國(guó)國(guó)民收入、社會(huì)最終儲(chǔ)蓄率、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率為主要解釋變量的最終財(cái)富持有者貨幣需求函數(shù)在文章研究的時(shí)間區(qū)間具有較高的穩(wěn)定性。

最終財(cái)富持有者；貨幣需求；函數(shù)穩(wěn)定性

一、引 言

宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行系統(tǒng)中的微觀經(jīng)濟(jì)主體可以劃分為居民、企業(yè)、非營(yíng)利組織和政府部門。

貨幣按照流動(dòng)性強(qiáng)弱可劃分為M1和M2兩個(gè)層次，按照持幣主體的角度可劃分為企業(yè)貨幣和最終財(cái)富持有者貨幣。從社會(huì)財(cái)富分配的角度，居民、非營(yíng)利組織和政府部門為最終財(cái)富持有者。在經(jīng)典貨幣需求理論中，有些理論把貨幣作為交易性工具來研究貨幣需求問題，如馬克思的貨幣需求理論、費(fèi)雪的交易方程式以及米勒與奧爾的隨機(jī)貨幣需求模型，有些是從微觀角度把貨幣作為個(gè)人資產(chǎn)來研究貨幣需求問題，如馬歇爾與庇古的劍橋方程式和弗里德曼的貨幣需求模型，也有把貨幣既作為交易性工具，又作為個(gè)人資產(chǎn)來研究貨幣需求問題，如凱恩斯的貨幣需求模型［1-2］。對(duì)于中國(guó)貨幣需求問題，無論是早期劉偉（2005）、范從來（2007）、王少平（2004）等的研究［3-5］，還是近幾年萬曉莉（2010）、楊思群（2011）、宋一淼（2014）等的探討［6-8］，較集中的形式是把貨幣分為M1和M2兩個(gè)層次，并沿用西方經(jīng)典貨幣需求理論的邏輯框架，加入中國(guó)當(dāng)前轉(zhuǎn)型期變量，來對(duì)中國(guó)貨幣需求問題進(jìn)行研究。雖然陳彥斌、郭豫媚和陳偉澤（2015）把房地產(chǎn)泡沫和政府債務(wù)加入到理論分析模型，解釋2008年以來中國(guó)貨幣數(shù)量論失效問題［9］，張屹山、華淑蕊和趙文勝（2015）研究了中國(guó)居民家庭收入結(jié)構(gòu)和金融資產(chǎn)配置問題［10］，但還沒有突破現(xiàn)有主流貨幣需求理論邏輯主框架。美國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家米爾頓·弗里德曼認(rèn)為將最終財(cái)富持有者（對(duì)他們而言，貨幣是一種保存財(cái)富的形式）和企業(yè)（對(duì)它們而言，貨幣是一種如機(jī)械或存貨的生產(chǎn)者貨幣）區(qū)分開來是十分重要的［11］。貨幣數(shù)量多少對(duì)最終財(cái)富持有者經(jīng)濟(jì)主體非常重要，甚至可以影響到勞動(dòng)者的福利水平［12］。本文下面從宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)理的視角，進(jìn)行貨幣需求的結(jié)構(gòu)性分析，對(duì)包括居民、非營(yíng)利組織和政府部門在內(nèi)的最終財(cái)富持有者貨幣需求問題開展研究。

二、函數(shù)模型的建立

當(dāng)前主流貨幣需求理論缺乏基于國(guó)民收入分配和使用過程的貨幣需求形成的結(jié)構(gòu)性機(jī)理系統(tǒng)分析。在此，本文的貨幣需求函數(shù)模型創(chuàng)新和拓展主要體現(xiàn)在從國(guó)民收入分配和使用過程的角度，通過對(duì)最終持有者貨幣需求形成的結(jié)構(gòu)性機(jī)理進(jìn)行系統(tǒng)分析，建立最終財(cái)富持有者貨幣需求函數(shù)模型，開展關(guān)于中國(guó)貨幣需求理論探討和實(shí)證分析的探索性研究。為了使研究更易于進(jìn)行，這里先假設(shè)：①實(shí)行市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制；②企業(yè)不發(fā)行債券來籌資，企業(yè)的債務(wù)均是向銀行借款而形成的；③最終財(cái)富持有者不向銀行借款；④最終財(cái)富持有者不以實(shí)物形式來儲(chǔ)存財(cái)富；⑤宏觀經(jīng)濟(jì)均衡；⑥本國(guó)資本賬戶不開放，沒有不合規(guī)資金的流入或流出。這樣每一年的國(guó)民收入除了消費(fèi)部分，其余的便以居民、非營(yíng)利組織和政府部門所擁有的貨幣和股票形式儲(chǔ)存起來，宏觀經(jīng)濟(jì)均衡時(shí)，這部分財(cái)富便和本年度企業(yè)的投資總額相等。

（一）基于假設(shè)條件下的函數(shù)模型建立

文章先運(yùn)用增量分析方法來分析最終財(cái)富持有者貨幣增量需求的影響因素，建立最終財(cái)富持有者貨幣增量需求的函數(shù)模型，然后再建立最終財(cái)富持有者貨幣需求函數(shù)模型。

在上述假設(shè)條件下，從國(guó)民收入分配和使用來看，某年最終財(cái)富持有者貨幣增量首先取決于當(dāng)年的國(guó)民收入。因?yàn)楫?dāng)年的國(guó)民收入最先會(huì)主要以貨幣的形式流入到最終財(cái)富持有者手中，在其他條件不變的情況下，兩者具有正相關(guān)關(guān)系。其次，它取決于當(dāng)年國(guó)民收入的儲(chǔ)蓄率，在其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄率越高，最終財(cái)富持有者持有的貨幣增量越多。因?yàn)樨泿攀亲罱K財(cái)富持有者財(cái)富儲(chǔ)存的一種主要形式，兩者也具有正相關(guān)關(guān)系。再次，它取決于當(dāng)年儲(chǔ)存下來的國(guó)民收入有多少以貨幣形式，又有多少以股票形式被有關(guān)經(jīng)濟(jì)主體所持有。這又取決于當(dāng)年整個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)體中企業(yè)債務(wù)融資（指銀行借款）占整個(gè)企業(yè)融資額的比率，在其他條件不變的情況下，比率越大，最終財(cái)富持有者貨幣增量增加得越多，兩者同樣具有正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)然，在宏觀經(jīng)濟(jì)均衡的情況下，儲(chǔ)蓄下來的國(guó)民收入已轉(zhuǎn)化為當(dāng)年的投資，繼續(xù)創(chuàng)造更多的社會(huì)財(cái)富。基于這樣的分析，最終財(cái)富持有者貨幣增量與其影響因素之間的關(guān)系可以用下面的函數(shù)形式表示：

其中，ΔMri表示某年的最終財(cái)富持有者貨幣增量，yi為當(dāng)年的國(guó)民收入，si為當(dāng)年的國(guó)民收入儲(chǔ)蓄率，ri為當(dāng)年整個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)體中企業(yè)債務(wù)融資占整個(gè)企業(yè)融資額的比率，μi為各種其他因素產(chǎn)生的隨機(jī)誤差變量。顯然，式子中最終財(cái)富持有者貨幣增量ΔMri與當(dāng)年名義國(guó)民收入yi、當(dāng)年國(guó)民收入儲(chǔ)蓄率si和當(dāng)年整個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)體中企業(yè)債務(wù)融資占整個(gè)企業(yè)融資額的比率ri均成正相關(guān)關(guān)系。

在最終財(cái)富持有者貨幣增量需求函數(shù)模型的基礎(chǔ)上，我們?cè)賮斫⒆罱K財(cái)富持有者貨幣總量需求函數(shù)模型。最終財(cái)富持有者貨幣總量需求應(yīng)是各年增量的加和，可用關(guān)系式表示為：

由于總量是增量的有限項(xiàng)加和，我們可以通過貨幣增量的需求分析來研究貨幣總量的需求問題。

（二）松弛有關(guān)假設(shè)下的函數(shù)模型

（1）式和（2）式是基于嚴(yán)格假設(shè)條件下得到的。這與實(shí)際宏觀經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中復(fù)雜的商品和貨幣循環(huán)是有差距的。如果放松有些假設(shè)，我們看與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行實(shí)際情況更相符合的最終財(cái)富持有者貨幣增量需求函數(shù)模型的形式。

假設(shè)②是企業(yè)不發(fā)行債券來籌資，企業(yè)的債務(wù)均是向銀行借款而形成的。我們知道企業(yè)發(fā)行債券是企業(yè)主要的籌集資金方式之一。如果松弛假設(shè)②會(huì)減少居民、非營(yíng)利組織和政府部門所持有的貨幣，這同時(shí)會(huì)增加這些持幣主體手中的企業(yè)融資債券。假設(shè)③是最終財(cái)富持有者不向銀行借款。事實(shí)上不僅居民要向銀行借款，非營(yíng)利組織和政府機(jī)構(gòu)也要向銀行借款，這樣的話就擴(kuò)大了銀行的借貸循環(huán)和信用創(chuàng)造規(guī)模，松弛假設(shè)③會(huì)增加居民、非營(yíng)利組織和政府部門貨幣持有量。假設(shè)④是最終財(cái)富持有者不以實(shí)物形式來儲(chǔ)存財(cái)富。實(shí)際上實(shí)物也是最終財(cái)富持有者儲(chǔ)存財(cái)富的重要方式之一，如果松弛該假設(shè)會(huì)減少最終財(cái)富持有者所持有的貨幣量。

如果松弛以上假設(shè)②、③和④的話，會(huì)使得用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算出的ΔMrn和用（1）式右邊的部分計(jì)算出來的數(shù)值存在偏離。文章在此用偏離系數(shù)A來體現(xiàn)這種不一致性。在松弛假設(shè)②、③和④的條件下，函數(shù)（1）的修正形式為：

相應(yīng)函數(shù)（2）的修正形式為：

假設(shè)⑤是宏觀經(jīng)濟(jì)均衡。事實(shí)上宏觀經(jīng)濟(jì)不均衡現(xiàn)象是宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的常態(tài)，儲(chǔ)蓄和投資常不相等。如果把政府購(gòu)買也歸入消費(fèi)，按照詹姆斯·米德和希德尼·亞歷山大的吸收分析法，Y=C+S=C+I+(X-M)，在儲(chǔ)蓄S大于投資I時(shí)，出口X大于進(jìn)口M，這時(shí)并不影響（3）式，只是國(guó)內(nèi)部分貨幣所對(duì)應(yīng)的財(cái)富留存于國(guó)外；在儲(chǔ)蓄S小于投資I時(shí)，出口X小于進(jìn)口M，這時(shí)為了彌補(bǔ)進(jìn)出口差額，或是造成一國(guó)國(guó)際儲(chǔ)備的減少，或是造成一國(guó)對(duì)外借款的增加。兩種情況對(duì)一國(guó)最終財(cái)富持有者貨幣均不構(gòu)成影響。因此，松弛假設(shè)⑤并不影響函數(shù)（3）和函數(shù)（4）的形式。

三、函數(shù)模型的穩(wěn)定性分析

最終財(cái)富持有者貨幣需求函數(shù)模型能否對(duì)實(shí)際最終財(cái)富持有者貨幣需求數(shù)量變化具有很好的解釋力，并用于對(duì)未來貨幣需求進(jìn)行預(yù)測(cè)，主要依賴于需求函數(shù)模型（3）的穩(wěn)定性。因?yàn)樽罱K財(cái)富持有者貨幣總量是當(dāng)年的增量加上過去的存量，也是每年增量的加和。如果最終財(cái)富持有者貨幣增量需求函數(shù)模型（3）是穩(wěn)定的話，那么最終財(cái)富持有者貨幣總量需求函數(shù)模型（4）也將是穩(wěn)定性。本文下面準(zhǔn)備運(yùn)用中國(guó)近年來有關(guān)數(shù)據(jù)，來研究最終財(cái)富持有者貨幣增量需求函數(shù)模型（3）的穩(wěn)定性。

我們把問題考察的時(shí)間段定為2001-2014年。選取這個(gè)時(shí)間段的原因是從2001年6月起，證券公司客戶保證金計(jì)入到貨幣供應(yīng)量M2之中，此前此后的貨幣統(tǒng)計(jì)口徑差別較大。我們把表示函數(shù)自變量和因變量的數(shù)據(jù)列入表1。

表1 函數(shù)模型變量數(shù)據(jù)

表1中最終財(cái)富持有者貨幣總量是用中國(guó)的貨幣總額減掉企業(yè)存款后的余額表示。這樣處理的原因是企業(yè)庫存現(xiàn)金數(shù)量相對(duì)企業(yè)存款而言是很少的部分，而且無法進(jìn)行準(zhǔn)確統(tǒng)計(jì)，在嚴(yán)格的現(xiàn)金管理制度下，企業(yè)交易主要通過存款賬戶的轉(zhuǎn)賬支票方式進(jìn)行，企業(yè)持有貨幣的絕大部分是銀行存款。儲(chǔ)蓄率是減去最終消費(fèi)率獲得。表1中企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率是用中國(guó)工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率來替代。

在此，我們令。從圖1我們可以看出，在2002-2014年，比值A(chǔ)'基本上處于0.4～0.7的波動(dòng)幅度內(nèi)，是比較穩(wěn)定的，只是在2010年比值超出了這個(gè)區(qū)間。這可能與未考慮進(jìn)去的其他因素影響有關(guān)。通過比值A(chǔ)'可以看出中國(guó)最終財(cái)富持有者貨幣增量需求函數(shù)模型在研究的時(shí)間段內(nèi)是比較穩(wěn)定的，如果以此數(shù)據(jù)為依據(jù)可以認(rèn)為最終財(cái)富持有者貨幣需求函數(shù)模型也是比較穩(wěn)定的。

圖1 最終財(cái)富持有者持有貨幣增加額和三項(xiàng)乘積的比值曲線

四、模型穩(wěn)定性的計(jì)量分析

文章在此將通過計(jì)量分析方法對(duì)函數(shù)模型的穩(wěn)定性作進(jìn)一步的研究。下面我們使用通常的對(duì)數(shù)回歸模型來進(jìn)行實(shí)證分析，回歸模型設(shè)定為：

為了避免偽回歸問題的出現(xiàn)，在回歸之前，在此對(duì)變量的對(duì)數(shù)做單位根和協(xié)整檢驗(yàn)。運(yùn)用eviews5.0軟件對(duì)、yi、、si、ri的對(duì)數(shù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表2所列。

表2 模型（5）自變量和因變量對(duì)數(shù)的單位根檢驗(yàn)

由單位根檢驗(yàn)可以看出變量對(duì)數(shù)在10%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。文章下面對(duì)變量對(duì)數(shù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，我們用EG“兩步法”檢驗(yàn)變量對(duì)數(shù)的協(xié)整性。首先運(yùn)用eviews5.0軟件和表1數(shù)據(jù)對(duì)模型（5）進(jìn)行OLS回歸，然后對(duì)回歸的殘差序列值進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示DF=-2.438 04，小于1%的臨界值-1.968 43（檢驗(yàn)?zāi)Ｊ綖橛谐?shù)項(xiàng)、無趨勢(shì)項(xiàng)，滯后期為0）。所以殘差序列是平穩(wěn)序列，可以對(duì)模型（5）進(jìn)行回歸，回歸方程為：

方程下面括號(hào)中的數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計(jì)量值。R2和修正后R2知方程具有較好的擬合度。由F=44.842 95>F0.05(1,13)=4.67，可知方程通過顯著性檢驗(yàn)。在5%的水平下，由du(2，15)

依然用EG“兩步法”檢驗(yàn)變量對(duì)數(shù)的協(xié)整性。首先運(yùn)用eviews5.0軟件和表1數(shù)據(jù)對(duì)模型（6）進(jìn)行OLS回歸，然后對(duì)回歸的殘差序列值進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示DF=-2.307 54，小于1%的臨界值-1.968 43（檢驗(yàn)?zāi)Ｊ綖橛谐?shù)項(xiàng)、無趨勢(shì)項(xiàng)，滯后期為0），所以殘差序列是平穩(wěn)序列，可以對(duì)模型（6）進(jìn)行回歸?；貧w方程為：

由R2和修正后R2，知方程具有較好的擬合度。在5%的水平下，由du(2,15)=1.36

五、結(jié)束語

文章首先在有關(guān)假設(shè)條件下，基于國(guó)民收入的分配和使用，以及貨幣資金的流動(dòng)與循環(huán)的角度，從中國(guó)經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)變量入手，在理論上分析了國(guó)民收入、國(guó)民收入儲(chǔ)蓄率、企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)中國(guó)最終財(cái)富持有者貨幣需求的影響和作用性質(zhì)，并構(gòu)建相應(yīng)的貨幣需求函數(shù)理論模型。然后，文章結(jié)合2001-2014年期間有關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)該函數(shù)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行了分析，所得數(shù)據(jù)顯示：在放松有關(guān)假設(shè)條件下，中國(guó)最終財(cái)富持有者貨幣需求函數(shù)模型在文章研究的時(shí)間區(qū)間內(nèi)是比較穩(wěn)定的。

長(zhǎng)期以來，中國(guó)貨幣總量和國(guó)民收入的比值居高不下，許多研究針對(duì)M1和M2建立需求函數(shù)模型，運(yùn)用各種實(shí)證分析方法進(jìn)行了廣泛的探討和分析，本文建立結(jié)構(gòu)性貨幣需求函數(shù)理論模型，通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)中國(guó)居民收入的高儲(chǔ)蓄率和企業(yè)的高資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)中國(guó)高貨幣化問題具有一定解釋力。

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A Study on the Stability of M oney Demand Function of China’s Final W ealth Holders—Base on the Perspective of M acroeconom ic Operation M echanism

YAN Ze-tao1,LI Ran2
(1.Party School of Huaibei Municipal Committee of CPC,Huaibei 235000,China;2.School of Management,Anhui Jianzhu University,Hefei230601,China)

Based on the distribution and use of national income,starting with the structural variables of Chinese economy,this paper theoretically analyzes the influences of Chinese national income,final social savings rate,enterprise asset liability ratio on the money demand of China's final wealth holders.Then,the paper constructs the corresponding theory model of money de?mand function,and analyzes the stability of the function model using the relevant data in China from 2001 to 2014.The data obtained show that the money demand function of China's final wealth holders with the main explanatory variables of Chinese national income,final social savings rate,enterprise asset liability ratio has higher stability in the time interval of the study.

final wealth holder;money demand;function stability

F822

A

1007-5097（2017）10-0118-04

［責(zé)任編輯：張 兵］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.10.016

2017-05-31

2014年安徽省高校優(yōu)秀青年人才支持計(jì)劃（NO73）

閆澤濤（1972-），男，安徽阜陽人，副教授，博士，研究方向：經(jīng)濟(jì)發(fā)展與轉(zhuǎn)型，金融效率分析；李 燃（1976-），男，安徽安慶人，副教授，碩士生導(dǎo)師，博士，研究方向：財(cái)務(wù)管理，金融管理。