体制变迁下的我国居民部门货币需求研究

张浩

（中央财经大学 金融学院，北京 100081）

根据主体的不同，我国货币需求主要可以划分为居民部门货币需求，企业部门货币需求以及政府部门货币需求。其中，居民部门的货币需求是指家庭在日常生活中作为资产持有，或者出于应付生活消费中发生的货币支出所持有的货币额。自1979年改革开放以来，随着经济的发展和人民生活水平的提高，我国居民部门逐渐成为货币需求最主要的持有主体，并成为影响总货币需求变化的主导性力量。因此，分析居民部门货币需求的变化的特点和规律，是把握我国货币需求整体变化趋势和特征的关键，具有重要的研究价值。

1 体制变迁中的我国居民货币需求变化及特点

（1）居民货币需求快速增长，并成为货币需求的主体

改革开放以后，国民收入以及社会财富的总体分配格局都发生了巨大变化。农村家庭联产承包责任制的实行以及农副产品收购价格的多次提高，增加了农民家庭收入在国民收入分配中的比重；城市中以“放权让利”为特征的经济体制改革所推行的一系列提高职工工资水平的措施，使城乡企业职工收入高速增长；价格改革中“暗补”转为“明补”措施的推行，使得居民收入普遍增加；非国有经济成分在整个经济中比重的增大，更提高了在其中就业的职工及企业主的收入。凡此种种改革的综合结果，都使得在国民收入初次分配中居民所得的比重不断上升。

（2）预防性和投资性货币需求快速增长

改革开放以来，我国居民可支配收入的提高使得居民货币需求能力提高，居民需求动机变得更加丰富和多样化。当前我国居民货币需求动机变化的特点主要表现为：

一是体制变迁引发的预防性货币需求快速增长，并逐渐成为我国货币需求重要的组成部分。二是随着金融市场的快速发展，居民投资性货币需求也有了明显的增加。

（3）居民货币需求内部结构差异不断扩大

在计划经济下，我国居民货币需求内部差异主要表现在城乡结构上，并且这种结构差异一直保持在4.5倍左右。1979年改革开放之后，居民货币需求内部这种稳定的结构关系很快发生了改变。在改革的初期，农村经济体制的改革使得农民收入快速增长，农民持币增长明显快于城市居民持币增长幅度，城乡居民货币需求之间的差距开始缩小，城镇居民与农村居民货币持有量之比持续下降，截至1983年年底时达到最小，为3.03倍。之后随着我国经济改革重心从农村转向城市后，城镇居民货币需求增速逐渐超过农村居民部门，城镇居民与农村居民间的货币需求差距又再次扩大。

（4）居民货币需求影响因素不断丰富

在改革开放之前，我国居民货币需求主要以交易性动机为主，并且货币需求量主要受居民货币收入多少的影响。根据上文，随着30年来货币化及金融市场的发展，我国居民货币需求的预防动机和投资动机有了明显的增长，货币需求的影响因素也不仅仅限于居民货币收入，储蓄存款利率、金融资产收益等市场化因素也对居民货币需求的变化产生影响。

2 我国居民部门货币需求的实证分析

2.1 居民货币需求实证模型的选择与说明

一般来说，货币需求函数的自变量主要包括规模变量（以S表示）和机会成本变量（以OC表示）以及制度变量等其他变量（以IN表示）三类指标。并且，根据弗里德曼（1991）的研究，在货币需求函数的线性展开中，半对数的函数形式要优于其他形式。因此，本文采用（1）式这一最基本的货币需求函数模型来进行研究：

其中，Mht和St都是相关变量 t期的期末值，a0为常数项，a1、a2和a3分别是规模变量、机会变量和其他变量的系数，其中a1反映了居民货币需求的规模弹性，ε是误差项。在具体计量方法的选择上，本文采用协整和误差修正这一近年来在货币需求分析中使用最广泛的方法。其中，协整理论最早是由罗伯特·恩格尔和克莱夫·格兰杰（Engle and Grange,1987）提出，协整关系则反映的是各变量之间的长期均衡关系。如果变量间存在这种长期均衡关系，则即使在短期中变量的波动可能会与均衡相背离，但均衡的力量最终还是会把它们带回到长期关系中。误差修正模型则反映了短期中的这一调整过程。具体地，若（1）式是经过估计后获得的长期货币需求函数，残差项ε就是误差修正模型中的误差修正项，该模型的具体形式为：

系数x反映的是因变量1nMht向其长期均衡值调整的情况。 杰格迪什·汉达（Jagdish handa，2005）指出，误差修正模型最吸引人的特征在于，“长期货币需求与其动态短期形式相分离，但对两者可同时进行计量估计”。另外，该方法对非平稳数据使用简单OLS回归时容易遇到的伪回归问题能够较好地解决，这也是它在货币需求的实证研究中被大范围使用的重要原因。

2.2 变量选择和数据来源

2.2.1 时间区间的选择

根据前文，在经济体制改革过程中，我国居民货币需求发生了较大的改变，不同时期之间缺少可比性，因此实证分析中在时间的选取上不宜选取跨度较大的时间段。同时，还考虑到一些影响居民货币需求的关键变量（如居民对未来收入和价格的预期）的数据可得性，本文实证分析的时间段选取2001～2009年，数据为季度数据。

2.2.2 变量选取与数据来源

（1）居民部门货币需求

本文选择居民部门的货币需求（Mh）作为研究对象，具体包括居民持有现金和居民持有储蓄存款。其中，居民储蓄存款直接选取自《中国人民银行统计季报》公布的季度《存款性公司概览》中的“储蓄存款”，居民持有现金根据表1中居民持有现金占各层次货币供应量中现金得比重折算而成。

（2）居民部门的可支配收入

根据上文分析，影响居民部门货币需求的规模变量为居民部门的可支配收入。目前，我国关于居民收入的统计有两类：一类是按照城乡划分，分别统计城镇居民家庭人均可支配收入和农村居民家庭人均纯收入；另一类是以法人单位（不包括乡镇企业、私营单位和个体工商户）在职职工为对象，统计职工总工资和平均工资。与第一类相比，第二类统计的范围较小，不具有代表性，因此我们采用第一类统计数据，并将城乡居民收入在分别乘以各自人口权重后相加，构成我国居民人民可支配收入的代理变量，记为Y。

表1 各变量的ADF单位根检验结果

表2 残差的单位根检验

（3）机会成本变量

货币需求函数的的机会成本变量一般包括两个组成部分，即货币自身的收益率和除货币以外的其它替代资产的收益率。对于我国居民部门货币需求，货币自身的收益率指的是居民的个人储蓄存款利率率。目前，我国居民储蓄存款利率包括活期存款利率和定期存款利率，其中，定期存款利率中按期限不同，又可以划分为3个月、6个月、1年，2年、3年和5年及以上共六类。这些利率虽然存在一定的差异，但各存款利率之间存在相近的变化趋势，因此本文只选取一年期整存整取定期存款利率1年期居民储蓄存款利率代表货币自身的收益率，并用字母i。同时，由于居民持有货币的规模为季度末数据，因此我们选取季度末时点上的利率值代表该季度的利率。对于我国居民部门货币需求，其它替代资产主要是指股票和债券，相应替代资产收益率是指股票的收益率和债券收益率。其中，债券主要是指国债，而国债又以面向机构的记帐式国债为主，公众所能购买的凭证式国债比重较低，鉴于此，我们略去国债以及国债收益率对于居民货币需求的影响。而对于股票，随着90年代以后我国股票市场快速发展，股票价格已经成为影响我国居民货币需求的重要因素，因此在居民货币需求分析时不能忽略股票收益变化对于居民货币需求的影响，本文以股票流通市值的季度末值与去年同期股票流通市值之差再与去年同期股票流通市值之比作为股票收益率的代理变量，并记为Re。

(4)其他变量

根据上文，影响我国居民部门货币需求的其他变量主要包括居民对未来收入以及价格变化的预期和居民部门的内部收入结构。其中，对于居民对未来的收入以及价格变化的预期的变量，本文选取中国人民银行2001年开始公布的《城镇储户收入与物价扩散指数表》中“未来收入信心指数”（Index of Future Income Confidence，记为 FIC）和“未来物价预期指数”（ Index of Future Price Expectation，记为 FPE）作为代理变量。关于收入的分配结构，根据上文，我国的居民货币需求的内部结构特点主要表现为城乡结构扩大和城市内部结构扩大两个方面，但考虑到数据的可获得性，本文用农村居民家庭人均纯收入与城镇居民人均可支配收入之比来替代居民货币需求的内部结构，记为CX。

3 居民货币需求函数的实证检验

3.1 单位根检验

判断一组变量的时间序列之间是否存在协整关系，首先要对各时间序列进行单位根检验。本文用增广的迪基-福勒（augmented Dickey-Fuller，ADF）单位根检验方法，即分别对变量 LMh、LY、i、RE、FIC、FPE 和 CX 的时间序列以及这些变量一阶差分后的时间序列进行单位根检验。若一时间序列是平稳的过程，则表示为I（0）；若它在一阶差分后变成平稳过程，则称该时间序列为单位根过程，表示为I（1）。本文利用Eviews6.0软件，具体检验结果如表1。

从表1的单位根检验结果中可以看出，样本区间内，在10%的显著水平下，各变量原序列的ADF绝对值均小于10%临界值的绝对值， 表明 LMh、LY、i、RE、FIC、FPE 和 CX的原序列均存在着单位根，这些序列是非平稳的。但对于各变量的一阶差分序列的ADF绝对值大于10%临界值的绝对值， 表明 LMh、LY、i、RE、FIC、FPE 和 CX 的差分不存在单位根，皆都服从I（1）过程，这暗示了居民部门货币需求余额与相关经济变量之间存在协整关系的可能性。

3.2 估计长期居民货币需求函数

Engle和Granger(1987)认为，即使两个或者多个变量都是非平稳时间序列，但它们间的某个线性组合却可能是平稳的，此时OLS分析得到的系数是一致估计值，该回归的残差可用于检验变量间是否存在协整关系。

第一步，用最小二乘法估计长期货币需求结构的方程，并通过逐步剔除相关性较差的因素后，最终得到以下回归结果：LMh=2.481+1.162LY-0.085i-0.001FIC+0.002FPE+0.027CX

R2=0.996 D·W=1.44

其中，R2=0.996，D·W=1.44，表明不存在自相关。RE 未能通过显著性检验被剔除。剩余解释变量的系数都在1%的水平上通过显著性检验，而且估计的符号与理论预测基本一致。各项结果符合计算要求，回归效果良好，回归残差、被解释变量实际值和拟合值见图1。

第二步，对方程的残差ε进行单位根检验，见表2，其ADF检验值均小于临界值，可以在1%的显著性水平上拒绝单位根假设，说明残差ε是平稳过程。由于方程的残差是平稳的，所以长期居民货币需求函数可以看做协整的，它们表示居民货币需求与居民可支配收入、一年期定期存款，金融市场收益率、收入分配结构之间存在长期稳定的关系。

3.3 误差修正模型及短期居民货币需求函数

协整检验所获得的均衡关系反映的是变量间的长期静态关系，微观经济主体还将根据经济变量的短期变化向长期均衡的货币持有量进行调整，这就是短期动态的货币需求函数。根据Hendry的“一般向特殊”的动态建模原则，从滞后两期的模型开始删除不显著的变量，得到居民货币需求的误差修正模型如下：

ΔLMh=0.046-0.127ECMt-1-0.015Δi+0.096ΔCX-0.016ΔFIC-0.23ΔLYt-2

R2=0.535 adjustedR2=0.442 D·W=1.642

从上式可以看出，误差修正模型的各项检验都能通过，误差修正项的系数也显著为负，说明长期均衡关系对短期波动有明显的修正作用，但是居民部门短期货币需求函数的递归残差平方累计和（CUSUMQ）在2006～2007年间出现了达到或超过5%临界值的现象（图2），因此短期居民部门货币需求存在一定的不稳定现象。

3.4 主要实证结论

从居民部门货币需求同相关经济变量的长期关系来看：居民部门货币需求与居民可持续收入、一年期定期存款利率、之间存在长期稳定的协整关系。从具体变量看：（1）居民部门货币需求需求具有高收入弹性，这反映虽然近年来我国居民金融资产结构不断调整，但居民的大部分收入的增加仍然以现金和存款尤其是储蓄存款的形式持有；（2）利率率变动对居民部门货币需求之间保持一定的负相关关系，但影响相对较弱。（3）对未来收入与价格预期对居民货币需求存在一定影响，但并不显著。根据长期居民货币需求函数中各变量的符号可知，随着对未来收入预期的好转，或者对未来价格预期下降，我国居民部门会相应减少一定的货币持有量以适应预期变化。

从我国居民部门短期动态货币需求函数来看：（1）ECMt-1项的系数通过显著性检验，但系数较小，这个说明居民部门货币需求在短期具有向长期均衡水平调整的动态调节机制，但调整速度较慢；（2）除误差修正项外，居民部门货币需求短期变动主要由定期存款利率、对未来收入预期以及收入分配差距的变动决定，其余变量滞后值的变动对于居民短期货币需求的影响都没有通过显著性检验；（3）我国居民部门短期动态货币需求函数稳定性相对较差，其中不稳定性主要集中在2006～2007年之间，而这一时期正是我国资本市场由上证指数由1163点 （2006年1月1日）快速上升到6124点（2007年10月16日）的阶段，因此我们可以推测我国居民部门短期不稳定性可能主要源于我国金融市场的快速发展。

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