（应用数学专业论文）开放经济条件下货币需求的稳定性研究.pdf

摘要 在金融危机仍在蔓延的背景下，我国作为一个小型开放经济，其货币政策的制定与 实施的基础一一货币需求一一是否具有稳定性已经成为最近研究的热点问题。在当前， 研究货币需求的稳定性，尤其是我国开放经济条件下货币需求的稳定性具有十分重要地 现实意义与理论意义。 本文采用定性与定量相结合的方法，以数据为出发点，以现代先进的统计技术为工 具，在凯恩斯货币需求函数及货币主义需求函数的基础上，结合我国当前的国情，建立 了适合我国的当前国情的货币需求函数。在模型的建立和估计过程中，本文采用了a d f 单位根检验、e g 协整两步检验法、o l s 估计等统计技术。并对估计的结果进行了假设 检验，验证了货币需求函数的稳定性及其参数的显著性。结论表明e g 两步法对于建立 稳定的货币需求函数是稳定的；国外利率对于我国的货币需求函数具有一定的影响，但 不稳定；本国的利率并不能真正代表持有货币的机会成本，在这方面，通货膨胀率更适 于作为持有货币的机会成本；汇率对货币需求的稳定性具有显著性影响，其通货替代效 应说明当今我国的货币政策与外国的货币政策存在着相互影响与冲突的可能性。 本文的创新主要表现在以下几个方面： 第一，方法上创新：本文采用以宏观经济理论与现代统计分析技术相结合的方法构 建现代货币需求模型，辅助以统计软件s p s s 及e v i e w s ，用现代统计分析技术如单位根 检验、协整检验、线性回归、季节调整、参数的显著性检验以及格兰杰因素关系检验等 方法等对模型进行参数推断与检验。定性分析与定量分析相结合以定量分析为主，规范 分析与实证分析相结合以实证分析为主。第二，在模型的建立上也具有创新性：我们考 虑了开放经济条件下的货币需求函数，将标志现代经济开放特征及现代金融创新特征的 汇率纳入到货币需求函数中来，是对传统货币需求函数的一种创新。同时，考虑了国外 利率对我国货币需求的影响程度。第三，采用了比较静态分析、比较分析、弹性分析， 使分析更加透彻。第四，根据建立的模型进行了样本外预测，结果表明我们的模型适合 于短期预测，且预测结果非常精确。 关键词：货币政策稳定性 a b s t r a c t u n d e rt h ei n c r e a s i n g l ys e r i o u sf i n a n c i a lc r i s i s ，w h e t h e rc h i n a sm o n e t a r yp o l i c y s b a s i s - - n 】o n e t a r yd e n l a n d i ss t a b l e o rn o ti sb e c o m i n gt h ef o c u so fr e s e a r c h c u r r e n t l y , r e s e a r c ho nm o n e t a r yd e m a n d ，e s p e c i a l l y u n d e rb a c k g r o u n d so fo p e ne c o n o m y , i s t h e o r e t i c a l l ya n dp r a c t i c a l l ym e a n i n g f u l t h i sp a p e rs e t su pam o n e t a r yp o l i c yb a s e do nc h i n a st r u t h sw i t ht h eh e l po fm o d e m a d v a n c e ds t a t i s t i c a lm e t h o d ss u c ha se gc o i n t e g r a t i o nm e t h o d ，a d fu n i tr o o tt e s tm e t h o d a n dj o h a l l s e nm e t h o d a l lo ft h e s ew o r k sa r eb a s e do nd a t a t h e nt h ep a p e rt e s t st h es t a b i l i t y o ft h em o n e t a r yd e m a n dm o d e la n dt h es i g n i f i c a n c eo f i t sp a r a m e t e r s t h er e s u l t ss h o wt h a t t h ee gm e t h o da r eh e l p f u lf o rt h es t a b i l i t yo fm o n e t a r yd e m a n d ；f o r e i g ni n t e r e s tr a t e i sa f a c t o ra f f e c t i n gt h em o d e l ss t a b i l i t y , b u tn o ts t a b l e ；e x c h a n g er a t ei s a nk e yf a c t o rf o rt h e s t a b i l i t yo fm o n e t a r yd e m a n dm o d e l ，b u tt h ec a s hs u b s t i t u t ee f f e c ti n d i c a t e st h a t t h em o n e t a r y p o l i c i e sb e t w e e nc o u n t r ym a y c o n f l i c ta n dt h ee f f e c t so fm o n e t a r yp o l i c ym i g h tb ew e a k e n e d t h e r ea r es e v e r a li n n o v a t i o n si nt h i sp a p e r ： f i r s t l y , t h em e t h o d sa r ea d v a n c e d t h i sp a p e rc o m b i n e sm a c r o e c o n o m l ct h e o r y a i l c i a d v a n c e ds 协t i s t i c a lm e 戗l o dt os e tu pam o d e mm o n e t a r yd e m a n dm o d e lw i t h t h eh e l po f s t a t i s t i c a ls o f t w a r es u c ha ss p s sa n de v i e w s e c o n d l y , t h em o d e li s i n n o v a t i v e ：t h ep a p e rs e t su pam o d e lc o n s i d e r i n gt h eo p e n e c o n o m ya n df o r e i g ne x c h a n g e r a t e s t h i r d l y , t h i sp a p e ru s e sc o m p a r a t i v es t a t i ca n a l y s i s ，c o m p a r a t i v ea n a l y s i sa n de l a s t i c i t y a n a l y s i s ，w h i c hd e t a i l st h ea n a l y s i s f o u r t my ，t h ep a p e rm a k e sao u t o f - s a m p l ef o r e c a s t ，a n dt h er e s u l ts h o w s t h a tt h em o d e l t h a tt h i sp a p e rs e t su pi su s e f u lf o rs h o r t - t e r mf o r e c a s t ，a n d t h er e s u l t sa r ev e r ya c c u r a t e k e y w o r d s ：m o n e t a r yp o l i c y s t a b i l i t y i l 独创性声明 本人郑重声明：所提交的学位论文是本人在导师指导下独立 进行研究工作所取得的成果。据我所知，除了特别加以标注和 致谢的地方外，论文中不包含其他人已经发表或撰写过的研究 成果。对本人的研究做出重要贡献的个人和集体，均已在文中 作了明确的说明。本声明的法律结果由本人承担。 学位论文作者繇猛一一日期群：生 学位论文使用授权书 本学位论文作者完全了解东北师范大学有关保留、使用学位论文的规 定，即：东北师范大学有权保留并向国家有关部门或机构送交学位论文的 复印件和电子版，允许论文被查阅和借阅。本人授权东北师范大学可以将 学位论文的全部或部分内容编入有关数据库进行检索，可以采用影印、缩 印或其它复制手段保存、汇编本学位论文。 ( 保密的学位论文在解密后适用本授权书) 学位论文作者签名：匝 日 ， 期： 学位论文作者毕业后去向： 工作单位： 通讯地址： 指导教师签名：星缉 日 期：盆翌：生2 墨 电话： 邮编： 东北师范大学硕士学位论文 序言 1 研究背景 货币需求是各国在制定与执行货币政策时必须考虑的主要因素之一，货币需求的稳 定性直接关系到货币政策能否达到预期效应，因此，它在货币政策的制定与执行中具有 举足轻重的地位。在金融危机仍在蔓延的背景下，我国作为一个小型开放经济，其货币 政策的制定与实施的基础一一货币需求一一是否具有稳定性已经成为最近研究的热点 问题，在当前，研究货币需求的稳定性，尤其是我国开放经济条件下货币需求的稳定性 具有十分重要地现实意义与理论意义。 学术界有很多关于货币需求的重要文献。f r i e d m a n k u t t n e r ( 1 9 9 2 ) 指出，在长 期货币需求方程中存在着结构性变化。协整关系的存在是呈现阶段性特征的，并且对数 据样本期具有较强的敏感性。h e n d r y e r i c s s o n ( 1 9 9 1 ) ，b a b ae ta 1 ( 1 9 9 2 ) 等认为 模型设定错误是导致货币需求函数不稳定的主要因素。o y ac e l a s u n & m a n g a lg o s w a m i ( 2 0 0 2 ) 以1 9 9 0 - 2 0 0 1 年之间的季度数据为基础，对伊朗的货币需求及通货膨胀动态关系 进行了考察，同时检验数据是中是否存在结构性断点。国内关于货币需求的研究始于上 世纪与本世纪之交。王学伟，谭林( 2 0 0 8 ) 利用协整技术及e c m 技术对货币需求进行了研 究，他们认为长期内m 1 和m 2 的需求与实际国内生产总值、名义利率以及预期通货膨胀 率之间存在协整关系，但与股市市值之间不具有协整关系；长期内误差调整机制机制。 刘金全，张文刚，于冬( 2 0 0 6 ) 认为短期和长期货币需求函数之间的差异不但揭示了总供 给和总需求之间的互动关系，而且显示出经济运行的短期和长期调整机制。 2 研究方法 本文采用以宏观经济理论与现代统计分析技术相结合的方法构建现代货币需求模 型，辅助以统计软件s p s s 及e v i e w s ，用现代统计分析技术如单位根检验、协整检验、 线性回归、季节调整、参数的显著性检验以及格兰杰因素关系检验等方法等对模型进行 参数推断与检验。定性分析与定量分析相结合以定量分析为主，规范分析与实证分析相 结合以实证分析为主。 东北师范大学硕士学位论文 第一章、货币需求理论及模型比较 这里，我们首先回顾货币需求的相关理论，并以此为基础建立相应的货币需求理论 模型，从而为本文货币需求模型的建立提供理论基础。 1 1 货币需求的影响因素分析 要研究中国的货币函数及其稳定性，就必须搞清楚货币需求的影响因素，在这里我 们将货币需求的影响因素分为传统因素即一般因素与开放经济条件下特有的因素( 汇 率) 。其中影响货币需求的一般因素有：国民收入、利率、物价水平。而用以标志开放 经济的因素为汇率。由于汇率是本币外币价格，因素在外汇市场上，汇率的高低直接影 响着外国对本身的需求。 1 2 凯恩斯货币需求理论与模型 按照通论的分析，人们持有货币的动机包括：持币的交易动机、持币的谨慎动 机和持币的投机动机。凯恩斯以及凯恩斯主义者均认为货币需求与尺度变量( 收入、财 富) 正相关，而与持有货币的机会成本如利率等变量负相关。我们用】，表示尺度变量， 用厂表示持有货币的机会成本一利率，则凯恩斯主义模型的随机形式为： m p = 8 f ( y ，7 弦 ( 1 ) 模型( 1 ) 有多种形式，假如对模型( 4 ) 取对数，根据不同的假设可以得到不同形式的 随机形式： h 1 m = o r + h 1 p + y l n y + 西+ ( 1 a ) ，行= i n m i n 尸= o r + y l n y + 8 r + ( i b ) 模型( 1 a ) 假设名义货币需求的利率弹性不为1 ，即价格水平的变动不能引起货币需 求相同程度的变化。而模型( 1 b ) 表示货币需求与价格水平的同质性，两者同时同期同比 例变化。本文将对此模型进行检验估计来判断各个参数的显著性，从而来说明各个变量 的弹性。 1 3 货币主义的相关理论与模型 弗里德曼的货币需求函数，除了用财富或永久收入代替当期收入外，和凯恩斯传统 思想几乎没有什么两样( j a g d is hh a n d a ，2 0 0 5 ) 。 东北师范大学硕士学位论文 只要将凯恩斯货币需求函数中的尺度变量换成永久性收入就变成了弗里德曼货币 需求函数。我们用p 表示永久性收入，则弗里德曼模型为： l n m = o t + f l l n p + 7 l n y p + 务+ ( 1 c ) 彰= l n 一l np , = a o + 口，l ny p + q ，+ 鸬 ( 1 d ) 令l ny p = y p ，则( 1 d ) 变为； ，= a o + a , y p + 嘭，；+ 鸬 ( 1 e ) 本文将对以上四个模型进行估计检验，并比较哪种情况更适合中国的国情。但是， 由于永久性收入不能直接观测到，我们用适用性预期来推导永久性收入。 3 东北师范大学硕士学位论文 第二章实证分析 帚一早头1 l 止万个丌 2 1 开放经济条件下货币需求理论模型的建立 根据国内外关于货币需求的研究文献以及相关的货币需求理论，我们结合我国的国 情，参考我国货币需求的影响因素，建立适合我国现阶段国情的货币需求函数。货币需 求函数有着扎实且丰富的理论基础，并且广泛认为货币需求主要是对实际现金余额的需 求。因此，货币需求的实证研究应当收敛到一种设定形式，即实际货币余额是规模变量 ( 收入、财富或支出) 、货币的自身收益率以及持有货币的机会成本，即国内利率及( 或) 预期通货膨胀率的函数。 根据凯恩斯及弗里德曼的货币需求理论，我们的模型也将收入变量、持有货币的机 会成本即利率包含在货币需求模型中。同时，根据m u n d e l l ( 1 9 6 3 ) 猜想，考虑到我国货 币与国外货币之间的货币替代效应，我们将人民币有效汇率指数纳入到模型中去，从而 体现了开放经济条件下的货币需求函数的特征。同时，为了全方面的体现我国居民或企 业持有货币余额的机会成本，我们不仅将本国的利率纳入到模型中去，而且还将我国通 货膨胀率及美国的利率也纳入到模型中去。将其纳入到模型中是符合经济意义的，至于 是否在统计是显著，还有待于我们的估计结果。 因此，本文建立的开放经济条件下的货币需求模型为： m l = 厂( m ，绣巧，e t ，互) + 臻 ( 2 ) 因此，凯恩斯形式的开放经济条件下的货币需求模型为： h am = 口+ 声l i l 尸+ r l ny + 如+ 点幻+ 4 q + 蠡互+ ( 3 a ) 群= h a m - h a p = o r + 7 1 ny + 8 r + 磊t b r t + 皖q + 嗔乃+ ( 3 b ) 而弗里德曼形式的开放经济条件下的货币需求模型为： ，形= a o + a y y p + a r r , + 巧枇+ 4 弓+ 蠡巧+ 鸬 ( 4 ) 根据科伊克变换，可将模型( 4 ) 变换成为可估计的形式： ，形= a + 哆眇”+ a r t , 一( 1 一秒) 哆，；一。+ ( 1 一秒) ，耀l + 4 t a ，：一 氐 4 ( 1 0 ) t b r , 一。+ 嘎q - 4 ( 1 - 8 ) e , 一。+ 磊巧一4 ( 1 一矽) 乃一。+ 鸬一( 1 9 ) 鸬一。 方程( 5 ) 的估计形式为： 硝= a o + a l y t + a 2 r , + a 3 r , 一l + q ，磋l + a s t b r t + a 6 t b r t i r r 、 + a 7 q + a b e , 一l + a 9 巧+ q o 乃一l + r l , 其中，a 0 = a o o 4 东北师范大学硕士学位论文 6 1 = 仅。9 呸2q 色= 一够( 1 - 8 ) 6 4 = ( 1 - 8 ) a 5 = 每 6 6 = - 4 ( 1 - 8 ) 6 7 = 乏 a 8 = 一五( 1 - 0 ) 6 9 = 喀 6 1 0 = - a 3 ( 1 - 0 ) 碾= 以- ( 1 - 8 ) g , 一。】 本文将对模型( 3 a ) 、( 3 b ) 、( 6 ) 分别进行估计，并对其估计结果进行比较，探寻适 合我国国情的最优模型。 2 2 数据处理及属性探讨 本文为了探讨我国货币需求函数的动态调整机制，我们将采用月度数据，从而使得 数据的动态调整过程更加具精确。 2 2 1 数据来源及处理 我们选取2 0 0 2 年1 月至2 0 0 8 年1 2 月之间的月度数据作为样本。根据理论模型， 这些指标变量包括货币供给m 2 、m l 、工业增加值、工业企业商品价格指数、我国9 0 天 同业拆借市场利率以及人世币有效汇率指数。为了深入刻画货币需求的动态结构，我们 应当将时滞的计量单位或者说数据的频率精确到最小，而对于宏观经济数据而言，只有 年度、季度与月度数据，显然，只有月度数据最适合于本文的要求。也正是由于这个原 因，本文才将g d p 数据用工业增加值来代替。数据来源：货币供给量、工业企业商品价 格指数、同业拆借市场利率均来自于中国人民银网站。工业增加值根据国家统计局相关 数据计算得到；人民币有效汇率指数来自于b i s ( 国际清算银行) 数据库。所有的数据 均经过季节调整，所有变量除利率外均经价格过滤并取自然对数。各变量实际水平季度 调整前后的趋势如下图所示： 5 东北师范大学硕士学位论文 撇撇撕撕撕狮狮硼m 删狮艄撕狮撇2 0 0 3 舢嬲撕挪挪 e 亘珂e 匝亘固巨叵亘固 啪瑚4 撕2 0 0 6 柳姗撇撇2 明2 瞄2 娲册2 瞄 e 亘至亘圃e 亟圈 撇硼撕撕2 6 柳撕 e 圃 踟硼硎嬲2 0 0 6 撕确 抛硼猢撕狮2 0 0 e 亘圈e 匦五画 图1 ：各个变量季节调整前后的变化示意图 注：各个变量除利率及通货膨胀率外均以对数形式出现，其中变量名后缀为s a 的序列 表示经过季节调整后的序列。 为了检验各个时间序列变量所具有的性质，我们采用a u g m e n t e d d i c k y f u l l e r ( a d f ) 单位根检验方法对各序列的平稳性进行检验。 表1各变量的统计性检验 l g y z j z s a l m 2s al m ls ars at b rs a l r e e r s a i n fs a 均值 8 5 4 4 8 0 0 1 2 4 8 9 41 1 4 7 8 3 83 2 3 l2 5 1 5 1 34 5 6 7 7 3 00 0 3 6 t 中位8 6 2 9 6 9 1 1 2 4 9 0 21 1 4 7 0 5 43 1 5 11 7 7 7 5 54 5 5 2 9 7 40 0 3 6 9 极大 9 1 5 6 0 0 11 3 1 0 4 31 2 0 1 9 6 55 0 4 85 1 8 6 5 54 7 2 0 3 1 80 1 0 3 3 极小 7 7 3 0 6 0 01 1 9 9 4 51 1 0 1 4 4 31 7 6 l0 0 2 4 4 44 4 8 1 9 6 5- 0 0 3 6 7 标准差 0 4 2 5 0 0 60 3 0 4 5 40 2 7 8 3 9 10 7 7 31 5 2 6 3 20 0 5 3 9 6 00 0 3 8 7 偏度 0 2 8 6 1 7 90 0 6 7 9 90 0 8 6 4 5 70 2 3 90 4 6 5 1 70 8 2 7 0 7 7- 0 0 6 7 5 峰度 1 6 6 4 0 2 61 7 4 0 5 61 7 6 3 9 0 42 5 8 11 7 6 4 0 03 1 3 7 4 0 9 2 0 4 3 6 j b 检验 7 3 9 3 4 6 55 6 1 6 3 75 4 5 2 4 1 41 4 1 68 3 7 6 3 29 6 4 2 8 7 9 3 2 6 5 1 概率 0 0 2 4 8 0 40 0 6 0 3 10 0 6 5 4 6 70 4 9 3o 0 1 5 1 70 0 0 8 0 5 5 0 1 9 5 4 和7 1 7 7 6 3 21 0 4 9 1 29 6 4 1 8 3 72 7 1 42 1 1 2 7 13 8 3 6 8 9 33 0 8 6 5 样本量 8 48 48 48 48 48 48 4 根据最t j 、- - 乘估计的假设条件，被解释变量作为随机变量应当满足正态分布的假设 条件，从上表可以看出，广义货币供给量三m 2 一翩、狭义货币供给量己m 1 一黝的正态 检验的相位概率均大于0 0 5 ，即均在5 的显著性水平上不显著。因此可以作出满足正 态分布的判断，从一点来看满足最小二乘估计的条件。除了货币供给量满足正态分布外， 东北师范大学硕士学位论文 还有利率以及通货膨胀率满足正态分布。当然，最小二乘估计仅要求被解释变量为随机 变量，要求其服从正态概率分布，而要求解释变量为确定性变量，不具有概率分布。 a d f 检验中自回归的滞后阶数采用a i c 信息准则来确定。检验结果见下表： 表2各变量的平稳性检验( a d f ) 检验形1 临界5 临界 变量名舡i f 值相伴概率结论 式值值 l g y z j z s a( c ，t ，1 ) - 1 1 2 6- 4 0 7 4- 3 4 6 6o 9 1 7 8 小半稳 d ( l g y z j z s a )( c ，t ，0 ) 一1 5 3 0 4- 4 0 7 4- 3 4 6 6o 0 0 0 0 平稳 l m 2 s a ( c ，t ，1 ) 一1 3 2 5- 4 0 7 4- 3 4 6 60 8 7 4 6不平稳 d ( l m 2 s a )( c ，0 ，0 ) 一3 1 4 23 5 1 2- 2 8 9 70 0 2 7 3 ” 平稳 l m l s a ( c ，t ，0 ) 一1 3 1 3- 4 0 7 2- 3 4 6 50 8 7 7 8 不平稳 d ( l m l s a ) ( c ，0 ，0 ) 一6 6 5 03 5 1 2- 2 8 9 70 0 0 0 0 平稳 l m o s a ( c ，t ，1 ) - 2 2 6 8- 4 0 7 43 4 6 60 4 4 6 2 不平稳 d ( l m o s a ) ( c ，0 ，0 ) 一1 4 6 5 l 一3 5 1 2 - 2 8 9 70 0 0 0 1 平稳 r s a ( 0 ，0 ，2 ) - 0 3 8 5- 2 5 9 4- 1 9 4 50 5 4 2 6 不平稳 d ( r s a )( 0 ，0 ，1 ) - 8 9 8 22 5 9 4- 1 9 4 50 0 0 0 0 ” 平稳 l r e e r s a ( c ，t ，0 ) - 1 0 5 5- 4 0 7 2- 3 4 6 50 9 2 9 7不平稳 d ( l r e e r s a )( c ，t ，0 ) - 7 8 4 8- 4 0 7 4- 3 4 6 60 0 0 0 0 ” 平稳 i n f s a ( c ，t ，1 ) - 1 1 2 6- 4 0 7 4- 3 4 6 60 9 1 8 9 不平稳 d ( i n f s a )( c ，0 ，0 ) 一1 5 3 0 4- 4 0 7 4- 3 4 6 60 0 0 0 0 ”平稳 t b r s a ( c ，t ，0 ) - 1 3 2 5- 4 0 7 4- 3 4 6 60 8 8 9 6 不平稳 d ( t b r s a ) ( c ，0 ，0 ) - 3 1 4 23 5 1 22 8 9 70 0 2 5 3 ” 平稳 注：l g y z j z s a ，l m 2 s a ，l m l s a ，l m o s a ，l r e e r s a 分别为工业增加值、广义货币供给m 2 、 狭义货币供给m 1 、m 0 、实际有效汇率指数对数值的季节过滤水平值；r s a ，i n f s a ，t b r s a 分别为国内利率、通货膨胀率及国外利率季节调整值的水平值。相应的d ( 半) 表示上述变 量的一阶差分变量。检验形式( c ，t ，n ) 分别表示a d f 回归时模型中有截距项、趋势项以 及滞后阶数。c 表示有截距项，t 表示有趋势项，n 表示滞后阶数。概率值右上角的料木 表示在1 显著性水平上显著；料表示在5 显著性水平上显著；水表示在1 0 显著性水平 上显著。 从上表可以看出，所有的变量均为一阶单整，( 1 ) 变量，即其一阶差分变量为平稳变 量即1 ( 0 ) 。因此，当货币供给量对以上变量进行回归时，可以避免出现伪回归的问题。 2 3 模型的统计推断及假设检验 本文利用最小二乘法对已经建立的开放经济条件下的货币需求模型( 3 a ) ，( 3 b ) ，( 6 ) 进行统计推断。本文采用e v i e w s 5 0 软件对本文建立的开放经济条件下货币需求模型进 行估计。 7 东北师范大学硕士学位论文 3 3 1 凯恩斯模型的估计 ( 1 ) 模型( 3 a ) 的估计：以广义货币需求l m 2 一s a 为被解释变量 在估计模型( 3 a ) 时，我们分别以广义货币m 2 ，狭义货币m 1 及m o 作为被解释变量， 而以价格水平、利率、国外利率、汇率、工业增加值及通货膨胀率作为解释变量，对模 型统计推断。 估计的结果如下： 表格3模型的( 3 a ) 及其变体的估计及检验：以l m 2 一s a 为被解释变量 解释变量( 3 a ) 系数 ( 3 a ，i c ) 系数( 3 a 木水) 系数( 3 a 木木木)系 数 c一4 7 8 5 9 3 5 ”一2 1 9 5 0 1 04 3 0 0 7 6 0 ”2 9 4 1 8 7 1 ” l g y z j z s a 0 7 2 5 8 4 7 ”0 7 1 4 1 5 5 0 6 9 6 8 7 5 + ”0 6 9 6 8 8 l rs a 0 0 0 4 5 6 90 0 0 9 5 9 2 ”0 0 1 0 6 7 2 ”0 0 1 0 6 1 0 ” t b rs a 一0 0 0 9 6 9 2 ”- 0 0 0 5 4 7 4 l r e e r s a 0 7 3 3 2 0 9 0 7 1 3 1 8 9 ”0 7 7 8 9 9 2 ”o 7 8 2 1 5 5 ” i n fs a - 1 0 8 6 4 5 8 一1 4 2 4 5 2 70 2 7 7 5 5 9 + l p p i s a 1 1 0 3 4 5 0 ”1 1 5 5 4 9 20 2 9 1 9 3 6 + a r ( 1 )0 4 7 5 0 6 7 ”0 5 7 2 3 3 1 0 5 6 8 9 1 0 - - d w1 2 4 8 8 9 61 9 3 6 9 3 2i 9 9 2 3 6 01 9 8 4 0 7 1 r 2 0 9 9 4 6 5 60 9 9 5 6 6 60 9 9 5 7 1 70 9 9 5 7 1 4 f 2 5 7 5 6 9 92 6 9 2 1 5 63 8 1 3 9 4 03 8 1 i 0 5 2 a i c- 4 6 9 2 1 7 0- 4 9 1 0 5 2 7- 4 9 4 4 3 0 9- 4 9 4 3 5 5 4 注：本模型的估计思路是按照h e n d r y ( 1 9 9 5 ) 的g t s ( 从一般到个别) 估计的，目的是 找到一致的精确估计值。系数右上角的( 料水) 表示参数在1 的显著性水平上显著；( 料) 表示在5 的显著性水平上显著；( 木) 表示在1 0 的显著性水平上显著。d w 值用来检验模 型的一阶自相关性；r 2 表示模型的调整后的拟合优度；f 值为模型联合检验的f 统计量 值；a i c 表示赤池信息准则，也是模型论断的一个统计量，该值越小越好。 从基本模型( 3 a ) 的估计结果来看，虽然模型的拟合优度达到了9 9 以上，并且各变 量除了国内利率的显著性较差外，其余变量的显著性均在l 以内，乍一看该模型拟合效 果良好，可是当我们观察测度模型自相关性的d w 值时，我们看到d w 值为1 2 4 ，远远小 于2 ( 当d w 值接近于2 时，我们认为模型不存在一阶自相关性) ，这说明模型存在一阶自 相关性，因此，该模型的参数是有偏估计，非最佳线性无偏无偏估计量。 东北师范大学硕士学位论文 鉴于此，我们在模型中加入了残差项的一阶自回归项a r ( 1 ) ，也就构成了模型的第 一个变体( 6 a * ) ，也是根据h e n d r y ( 1 9 9 5 ) 思想形成的最一般的开放经济下凯恩斯货币需 求模型，其估计结果见上表的第3 列。从参数的显著性来看，常数项、通货膨胀、物价 水平及美国国库券利率的系数均显著为零。其余参数除了利率在5 的显著性水平上显著 处，其余参数均在1 的显著性水平上显著。从模型的论断统计量看，此时d w 值约为1 9 4 ， 基本上消除了自相关性。调整后的拟合优度为0 9 9 6 ，较前一个模型表现良好。但是， 该模型存在着冗余变量，需要进一步优化模型。 我们在最一般形式的模型( 3 a * ) 的基础上，对模型进行了优化精简，以期得到统计 性质更好的模型。我们将美国国库券利率与本国的通货膨胀率从模型中删除，定义新的 模型( 3 a 木木) 。模型的估计结果见上表第4 列。仔细观察该模型，我们发现无论从参数的 显著性检验还是从模型整体的诊断检验指标业看，模型都具有其它模型均可比拟的优良 统计性质。从该模型的估计可知，所有参数均为显著的。其中，截距项、工业增加值、 汇率及自回归项在1 的显著性水平上显著不为零；其余变量在5 的显著性水平上显著。 从诊断统计量来看，模型的拟合优度达到了0 9 9 5 7 ，超越了前一个模型。此时的d w 值 为1 9 9 2 3 6 0 ，比前一个模型的d w 值更接近于2 ，说明几乎没有任何一阶自相关性。而 此时的a i c 值也达到了所有模型中的最小值。因此，该模型为最优模型。 再观察模型( 3 a ，i c 料) ，该模型与前一个模型( 3 a 料) 非常相似，区别仅在于前一个模 型中衡量物价水平的变量为p p i 物价指数，而后一个模型我们用通货膨胀率作为物价变 动的代理变量。但是，由于( 3 a 木水木) 的诊断效果略输于( 3 a 木术) ，因此，我们仍然将( 3 a 术芈) 看作最优模型，第4 列估计值为最佳线性无偏估计量。 综上所述，我们认为( 3 a 水术) 为最优的开放经济条件下凯恩斯货币需求函数。在模型 通过统计检验后，我们在下面的部分进一步考察模型的经济含义，判断其是否满足前面 的基本理论。 ( 2 ) l m 2 一s a 模型的比较静态分析 根据模型( 3 a 术水) ，我们将开放经济条件下的凯恩斯货币需求模型写成如下形式： 三胞一翩= 4 3 + o 7 g 砒一s a + 0 0 1 r s a ( 3 a 料) + o 7 8 l r r e r s a 一0 2 9 l p p i s a + 0 5 7 a r ( 1 ) 从上表的各个模型的估计结果来看，无论模型的设定形式具体如何，人民币实际有 效汇率指数对广义货币需求的影响均是显著的，并且货币需求的汇率弹性介于0 7 0 8 之间，具有较大明显的影响。我们将货币需求的汇率弹性也称为货币替代效应。当人民 币升值时，无论是国内还是国外，居民持有人民币的动机明显增强，因此货币需求增加， o 东：l t ：w 范大学硕士学位论文 这是汇率的替代效应。同时，由于人民币升值，美元意味着贬值，本国居民持有的外国 资产的本币价值下降，即财富或收入下降，这又引起货币需求的减少，这是汇率升值的 财富效应。由于货币需求的汇率弹性为0 7 8 ，因此可以看出人民币汇率升值的替代效应 大于财富效应，因此综合效应为正。 由乏畿- - 0 7 0 0 知，广义货币需求的收入弹性小于1 ，约为o 7 。这与国 内外相关研究文献的结果相同，表明收入增加1 时，名义货币需求约增加0 7 。并且 该参数为正，与经济学意义相符，即货币需求与收入成正相关的关系。 等- 0 0 1 0 是货币需求的半利率弹性，与经济意义相反。按照宏观经济理论， 当利率升高时，意味着持有货币余额的机会成本增加，因此由于投机动机，人们会减少 货币持有量。但是，本模型中的半利率弹性却为正( 虽然不是很大，仅为0 0 1 ) ，这表 明我国利率仍不能很好地表示持有货币的机会成本。这是由于我国的利率长时期以来并 不是以市场形成机制为基础的市场利率，而是受到了这样或那样的制度、政策等方面的 管制。尽管我国于上个世纪9 0 年代开始了利率市场化进程，但是市场利率的波动仍然 受到较窄的浮动区间的限制，不能完全由市场来决定，因此也就不能充分地度量居民和 企业持有货币余额的机会成本。因此，应当进一步加快利率市场化的步伐，使得利率能 够成为调控经济及货币政策执行的有效工具。这也从另一方面说明了为什么当前我国的 货币政策还不宜以利率作为货币政策目标工具。 面；)l万m赢2 s a = 0 2 9 0 是货币需求的价格弹性，其值为正，符合经济学意义，当物 价水平连续上涨时，通货膨胀加剧，在名义利率不变的情况下，根据弗雪等式，= i - 石， 实际利率下降，因此持有货币余额的机会成本下降，因此人们会持有大量的货币余额。 这表明，在通货膨胀情况下，与其将货币存入银行贬值还不如取出来进行消费。 ( 3 ) 模型( 3 a ) 的估计：以狭义货币供给l m i s a 为被解释变量 同样采用h e n d r y ( 1 9 9 5 ) g t s 策略，以狭义货币需求为被解释变量，依次估计上表中 的各个模型。模型估计结果如下： l o 东北9 币范大学硕士学位论文 表格4模型的( 3 a ) 及其变体的估计及检验：以l 1 1 - s a 为被解释变量 解释变量( 3 a ) 系数( 3 a ，i c ) 系数( 3 a 料) 系数( 3 a 槲) 系数 c一4 3 0 5 0 1 1 + 1 0 1 5 2 0 9 1 4 8 6 8 7 7 l g y z j z s a 0 6 4 2 8 5 2 ”0 0 6 2 8 9 9 ”0 0 6 0 0 2 8 “0 6 0 6 1 2 9 ” rs a 0 0 1 0 5 0 6 - 0 0 0 0 2 6 4- 0 0 0 0 6 3 3 t b rs a- 0 0 0 7 3 5 9 ”0 0 0 2 4 2 5 l r e e r s a 0 7 0 1 8 8 4 一0 1 3 6 0 1 8 ”一0 1 4 0 9 1 0 +0 9 7 1 8 4 3 ” i n fs a一9 4 8 7 3 9 8 ”2 3 6 6 4 0 6 l p p i8 a9 9 4 7 6 2 3 ”一3 2 2 7 0 2 0 +一0 8 0 6 4 0 8 ”0 4 0 2 0 0 3 ” a r ( 1 ) 1 0 0 0 6 8 6 ”0 9 9 9 9 1 6 ”0 6 8 4 2 7 0 ” d w 0 7 3 7 3 9 22 1 0 3 2 0 72 0 1 5 5 4 9 91 8 2 1 6 0 3 r 20 9 9 2 1 2 00 9 9 9 2 1 80 9 9 9 2 1 70 9 9 5 0 3 5 f1 6 1 5 7 3 51 4 9 7 2 5 32 0 9 1 8 0 3 h i c- 4 4 0 8 2 9 9 - 6 8 0 4 3 6 9- 6 8 2 4 1 8 7- 5 0 0 0 3 4 6 注：本模型的估计思路是按照h e n d r y ( 1 9 9 5 ) 的g t s ( 从一般到个别) 估计的，目的是 找到一致的精确估计值。系数右上角的( 木料) 表示参数在1 的显著性水平上显著；( 料) 表示在5 的显著性水平上显著；( 木) 表示在1 0 的显著性水平上显著。d w 值用来检验模 型的一阶自相关性；r 2 表示模型的调整后的拟合优度；f 值为模型联合检验的f 统计量 值；a i c 表示赤池信息准则，也是模型论断的一个统计量，该值越小越好。 从基本模型( 3 a ) 的估计结果来看，虽然模型的拟合优度达到了9 9 以上，截距项、 国内利率的系数显著性在1 0 的显著性水平上显著，国外利率、通货膨胀、物价指数的 参数在5 的显著性水平上显著，其余变量的显著性均在1 以内，乍一看该模型拟合效 果良好，可是当我们观察测度模型自相关性的d w 值时，我们看到d w 值为o 7 4 ，远远小 于2 ( 当d w 值接近于2 时，我们认为模型不存在一阶自相关性) ，这说明模型存在一阶自 相关性，因此，该模型的参数是有偏估计，非最佳线性无偏估计量。 鉴于此，我们在模型中加入了残差项的一阶自回归项a r ( 1 1 ，也就构成了模型的第 一个变体( 3 a * ) ，也是根据h e n d r y ( 1 9 9 5 ) 思想形成的最一般的开放经济下凯恩斯货币需 求模型，其估计结果见上表的第3 列。从参数的显著性来看，常数项、通货膨胀、国内 利率及美国国库券利率的系数均显著为零。其余参数除了自回归项在1 的显著性水平上 显著处，各参数均在1 的显著性水平上显著。从模型的论断统计量看，此时d w 值约为 东北师范大学硕士学位论文 2 1 0 ，基本上消除了自相关性。调整后的拟合优度为0 9 9 9 ，较前一个模型表现良好。 但是，该模型存在着冗余变量，需要进一步优化模型。 我们在最一般形式的模型( 3 a * ) 的基础上，对模型进行了优化精简，以期得到统计 性质更好的模型。我们将美国国库券利率与本国的通货膨胀率从模型中删除，定义新的 模型( 3 a 木木) 。模型的估计结果见上表第4 列。仔细观察该模型，我们发现无论从参数的 显著性检验还是从模型整体的诊断检验指标业看，模型都具有前几个模型无可比拟的优 良统计性质。从该模型的估计可知，除利率及截距项外所有变量的系数均为显著的。其 中，工业增加值系数在5 的显著性水平上显著、汇率的显著性水平为1 0 ，自回归项及 物价指数在1 的显著性水平上显著不为零。从诊断统计量来看，模型的拟合优度达到了 0 9 9 9 ，超越了前一个模型。此时的d w 值为2 0 1 ，比前一个模型的d w 值更接近于2 ， 说明几乎没有任何一阶自相关性。而此时的a i c 值也达到了所有模型中的最小值。该模 型较为优化，但是仔细观察模型，我们发现仍有冗余变量。 再观察模型( 3 a ：i ：料) ，该模型在前一个模型( 3 a 术木) 的基础上进一步简化，将上一个 模型中的截距项及本国利率从模型中删除。模型的估计结果见表( 4 ) 的第5 列。观察模 型的回归结果，我们发现无论是参数的显著性还是方程整个诊断结果均显示出该模型为 最优模型。 综上所述，我们认为当以狭义货币供给量为被解释变量时，( 3 a 术术术) 为最优的开放 经济条件下凯恩斯货币需求函数。在模型通过统计检验后，我们在下面的部分进一步考 察模型的经济含义，判断其是否满足前面的基本理论。 ( 4 ) l m l 一s a 模型的比较静态分析 将表( 4 ) 中的( 3 a 牢术水) 写成模型为： 三m s a = 0 6 1 l g y z z s a + 0 9 7 l r r e r 一s w + o 4 0 l p p i s a + o 。6 8 a r ( 0 ( 6 a 水水木) = 丝丝! ：塑：0 6 1 0 ：丝丝l 塑：0 9 7 0 兰塑：墅：0 4 0 0 。 b l g y z j zs ab l r e e rs ab l p p is a 可以看出，狭义货币需求的收入弹性为0 6 1 ，符合经济意义检验。但是小于广义货 币需求的收入弹性，这也是符合经济学意义的。狭义货