導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇貨幣需求論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

貨幣需求函數是宏觀經濟理論研究中的焦點，從費雪交易方程式和劍橋方程式的古典學派，到凱恩斯的流動性偏好理論和托賓－鮑莫爾的存貨模型，直至弗里德曼和梅爾茨的貨幣主義學派，投身于這方面研究的學者不計其數，所獲得的成果也是相當可觀。貨幣需求函數模型的建立也是政府調控貨幣供應量的基礎性工作，也是人們研究宏觀經濟形勢的起點。進一步講，對中國貨幣需求函數的研究是非常有意義的，這是本文的出發點。

1.理論和研究方法回顧

1．1國內理論的回顧

由于國外的貨幣需求理論汗牛充棟，各類文獻都有涉及，故本文不給予回顧，而是主要著眼于國內理論的新近發展。從國內的有關文獻看，近年來的貨幣需求理論大多是在國外經典理論上的修補，部分學者看到國外發達市場上發展出來的貨幣需求理論并不能完全解釋中國的貨幣現象，從而引入了制度變量。易綱（1991）提出旨在突出經濟貨幣化因素的貨幣需求函數，他認為，中國轉軌經濟中貨幣化因素促使了超額貨幣需求的產生。根據其模型的推斷，隨著貨幣化程度的提高，貨幣化指數的影響程度必然會逐步縮小，貨幣化進程對超額貨幣需求的吸收能力也將逐漸變小。秦朵（1997）經過實證分析發現，用一般的貨幣數量論來解釋我國改革以來的貨幣需求關系過于簡單，僅僅構成Goldfeld和Sichel（1990）貨幣需求理論的一個特例，她對通用貨幣需求模型進行擴展時考慮了與中國經濟制度有關的三方面因素：一是由計劃控制造成的抑制性投資需求，二是計劃體制軟約束造成的過度資金需求，三是市場化改革引起的對貨幣的超常需求。李成（2002）在對易綱、秦朵、張杰等人的理論進行研究之后認為，中國在不同改革階段，貨幣需求函數中包含的主要因素不相同，處在制度轉軌期的中國貨幣需求函數需要做出不斷修正和擴展，才能對改革中出現的新情況加以解釋。改革初期貨幣化進程是促成貨幣超額需求的主要因素，90代國家控制能力又成了促使貨幣供應量超高速增長的主要原因，90年代末期迄今則需要新貨幣需求函數的出現。

另外，在選取制度變量方面比較有特色的有：郭浩（1999）從金融資產積累角度考察了貨幣需求。李恒光（2000）對美國和亞洲九國的情況進行了實證分析，認為金融創新不僅改變了傳統的貨幣定義，而且也使貨幣需求動機和貨幣需求目標變量發生變化。謝富勝（2000）和焦瑾璞（2002）對證券市場的發展與貨幣需求函數之間的影響進行實證分析。王平權（2002）運用大量的數據和事實研究了人口因素對貨幣需求的影響。王松奇（2003）通過對銀行、證券和保險業務內涵的重新解釋，理論上解釋了金融市場的發展對貨幣需求總量和結構的影響。

1．2國外研究方法的回顧

90年代以來，對貨幣需求的研究大多采用動態時間序列分析方法，考察貨幣需求與相關變量的長期均衡關系。LastrapesandSelgin（1994）運用向量自回歸時間序列分析方法研究短期持有的實際貨幣需求量對貨幣供給量變化的反應；Darrat（1996）利用協整分析和誤差修正模型做出了阿拉伯聯合酋長國的長期和短期貨幣需求函數，值得注意的是他引入了外匯作為其中的一個因變量，以代替該國的國內資本市場收益。

H.Fujiki（1998）利用季節調整合成數據（paneldata）的方法，估計了日本貨幣需求的收入彈性，檢驗結果是強有效的。MichaelFunke（2001）利用1980～1998年間的季度數據考察了歐元區的貨幣需求長期有效性和短期有效性之間的聯系。JunNagayasu（2003）通過對貨幣需求模型的穩定性檢驗，發現標準貨幣需求模型無法解釋1992年以來（即日本經濟泡沫破裂之后）的經濟衰退現象。

1．3國內研究方法的回顧

我國目前對貨幣需求函數建模的方法與西方國家之間并不存在太大的差別。黃先開和鄧述慧（2000）利用1980～1996的季度數據給出了Johansen檢驗結果，得到兩個協整向量，分別對應貨幣市場和和商品市場相關經濟變量之間的長期穩定關系，然后建立了誤差調整模型。陸金海和陳浪南（2000）運用了協整分析和誤差調整(ECM)分析方法，考察了貨幣流通速度對貨幣需求的影響，發現我國的貨幣需求同樣存在長期均衡，貨幣需求量受貨幣流通速度的影響呈顯著水平。汪紅駒（2002）根據誤差修正（ECM）模型估計了中國1979～2000年的貨幣需求函數，結果表明M1和M2的實際金額與實際GDP和一年期存款利率之間存在同積關系，說明長期的貨幣需求與實際GDP以及利率變量之間存在穩定的關系。

2.變量選取和數據說明

在對理論和研究方法的回顧過程中我們注意到，那些參考國外的經典理論并用較為現代的計量方法建立的模型，盡管在統計意義上看是成功的，但他們建模時大多忽略了制度變量，這些制度變量有可能在很大程度上影響中國貨幣需求；而那些對制度因素感興趣的學者往往無法測度出制度變量或者建模技術過于陳舊，難以給出較嚴格的貨幣需求函數。因此，本文的目的是利用1998～2002年的月度數據，選取了能夠代表經濟結構轉型和企業信貸活動規模兩個方面的制度變量，通過Johansen檢驗，試圖找出長期穩定關系，并得出經過向量誤差調整（VEC）的貨幣需求函數。本文的貢獻就在于對若干制度變量的選取和測度，使得模型更具備對中國經濟現象的解釋能力。本文之所以只選取代表經濟結構轉型和企業信貸活動規模兩方面的制度變量，是因為我們在選取制度變量時，主要考慮到目前經濟運行中較為突出的現象，比如經濟結構轉型，這是貫穿于中國經濟現象的長期命題，不可忽略；而企業信貸活動擴張恰好是當前中國市場的一個特殊現象，中國市場化改革的主要特征之一是非國有經濟的快速發展，國有經濟分額不斷下降，但投融資體制改革和銀行體制改革停滯不前，對國有企業仍然有著體制性的“軟預算”機制。正是這些現象，它們對貨幣需求影響程度有多大，把它們引入長期的貨幣需求函數中是否合理，就成了本文要考察的問題了。影響實際貨幣需求量的因素復雜而且廣泛，除了以往經典理論里出現的解釋變量外，要想對貨幣需求函數精確建模，還需要現在和后來的學者們不斷挖掘尚未發現的解釋變量。

以下是對本文建模所包含的變量以及數據的說明：

2.1因變量：

實際狹義貨幣MR=M1/P：中國人民銀行將M1定義為現金+企業活期存款+機關團體部隊存款+農村存款+個人持有的信用卡類存款。我們采用M1作貨幣指標，而不采取M0和M2；原因在于：一、M0已經無法反映實際貨幣需求；二、M2包含的貨幣存量部分與國民生產總值這類代表社會總收入的流量指標不相匹配，通常，存量與流量之比例總是時變的，但這并不反映理論隱含的規律性。另外，我國的M2統計口徑在不同年份有較多差異，從數據的可采取程度來看，也不傾向于采取M2。這里的P我們取較常用的消費價格指數。

2.2規模變量：

實際消費品零售額YR=Y/P：一般代替財富的規模變量可選用GDP,GNP，國民收入，社會商品零售總額，居民貨幣收入等，鑒于數據的可得性，我們采取了消費品零售額，在實際操作中是反映國民永久性收入的一個比較好的變量。

2.3機會變量：

2.3.1實際利率RR：等于一年期定期存款利率R減去通貨膨脹率INF

2.3.2靜態預期通貨膨脹率INF：即INF=P(-1)。

2.3.3實際證券市場市價總值VALUE：

在弗里德曼的貨幣需求函數里，債券收益率和股票收益率是貨幣持有的機會成本，但由于我國的債券市場較晚開展，而且交易量較小，其對貨幣需求影響不大，另外，債券收益率數據在中國是相當難采集的；而股票市場的收益率由市價總值來度量，是以往的文獻里較多出現的測度指標，更值得注意的是證券市場總量的急劇擴容有可能是影響貨幣需求量的因素。

2.4制度變量：

2.4.1國有工業產值比重RATIO：

即國有企業工業產值占工業總產值的比重，它是反映我國經濟結構轉軌過程的常用變量，把它歸入制度變量，目的在于考察市場化程度對貨幣需求的影響。對于為什么選取這個指標，秦朵（1997）給出了論證，我們這里直接采用。

2.4.2企業信貸活動規模CREDIT：

谷京萍（2001）曾重點闡述了企業信貸需求過度擴張的成因，她認為企業信貸需求過度擴張在于國有企業的微觀機制的改革與宏觀經濟政策改革的滯后二者之間的矛盾，造成了企業的投資饑渴與個人收入的超分配，企業需要大量的信貸資金來維持正常的生產以及過度的投資需求和收入分配需求，而銀行信貸約束的軟化使企業過度擴張的信貸需求得以實現。她由企業的資產負債表構造一個新的指標衡量企業信貸需求擴張對貨幣需求的影響，但這涉及到各個企業混亂的微觀財務狀況，統計意義并不明顯。1998年，構成我國金融資產總量中，對銀行債權仍占78.4％，構成金融資產總量最主要的因素仍然是銀行存款貸款；而銀行的資金運用中，信貸資金占到了70.4%。企業在貸款取得后一部分存在企業活期帳戶和少量現金持有以待擴大投資，另一部分一般是彌補虧損，我們要測度的是這部分企業信貸占金融機構貸款的比重變化程度對貨幣需求的影響程度，所以大致上取CREDIT＝【（金融機構存款－居民儲蓄）＋企業虧損額】÷金融機構貸款。

2.5隨機因素：

隨機變量u，包含其他制度變量以及數據觀測誤差等等，除本文選取的兩個制度變量外，其他的變量還有待學者們進一步挖掘。

相應的，以上變量取對數形式后，分別為LMR=LOG(MR)，LYR=LOG(YR)，LRR=LOG(RR)，LINF=LOG(INF)，LVALUE=LOG(VALUE)，LRATIO=LOG(RATIO)，LCREDIT=LOG(CREDIT)；上述變量都經過了從名義變量到實際變量的轉換，且不考慮對上述變量進行季節調整。

從而函數表達式為：

LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）；

需要說明的是，本文的所有數據都來源于《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國人民銀行統計季報》、《中國經濟景氣月報》等，數據從1998年1月至2002年12月，60個樣本，這次考慮只是做1998年至2002年的函數形式，原因在于：一、以往的文獻證明了，隨著經濟的發展和改革的深化，1994年以后的貨幣化程度可以在模型中忽略掉，這樣做可以減少模型的復雜性（謝富勝2000）；二、滿足數據統計口徑的一致性，因為中國人民銀行從1994年第三季度起定期公布季度數據，而月度數據在1998年以后比較容易計算和獲得。三、我們認為5年符合中國5年發展計劃的宏觀調控周期，可視為中長期時間跨度，在這個期間內，制度變量是不可忽略的。

3.計量方法與實證分析

3．1計量方法：

由于時間序列的非平穩性，利用時間序列數據進行回歸分析時，容易出現偽回歸（SpuriousRegression）現象。因此在建立計量模型之前要對所有的時間序列進行單位根檢驗，以確定各序列的平穩性和整形階數。本文采用增廣的Dickey-Fuller檢驗（ADF檢驗）對變量進行檢驗。

對于1階差分穩定的時間序列變量，采用協整分析方法可以確定各變量之間的長期穩定關系。關于協整檢驗研究已經發展成了兩種主要的方法：一是1987年Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗；二是Johansen（1988、1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR的協整系統檢驗。Johansen極大似然法可以精確地檢驗出協整向量的數目r，因此我們采用Johansen方法。

在協整檢驗的基礎上利用向量誤差修正（VEC：VectorErrorCorrection）模型對函數進行估計。向量誤差修正模型不同于誤差向量調整模型（ECM），是因為它對諸變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型，并且，VEC模型只能用于有協整關系的序列建模。

3．2中國的實證：

我們利用計量軟件SPSS10.0對中國的貨幣需求函數，即對LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）建模。

3.2.1ADF單位根檢驗：

在進行長期的協整分析之前，必須對時間序列進行平穩性檢驗，考察它們是否具備同階整形的條件，這也是進入協整分析的前提。

ADF單位根檢驗結果

變量ADF檢驗值檢驗類型（c,t,n）臨界值(5%)

LCREDIT-2.314544（c,t,3）-3.4904

LCREDIT-5.620754（c,o,1)-2.9127

LMR-3.068633（c,t,3）-3.4904

LMR-7.944472（c,0,1)-2.9127

LYR-4.586632（c,t,3）-3.4904

LYR-4.920526（c,0,1)-2.9127

LRR-2.580948（c,0,3）-2.9137

LRR-7.757722（c,0,1)-2.9127

LINF-3.187362（c,0,3）-2.9137

LINF-5.890185（c,0,1)-2.9127

LVALUE-0.879052（c,t,3）-3.4904

LVALUE-4.635321（c,0,1)-2.9127

LRATIO-0.366660（c,0,3）-2.9137

LRATIO-7.611158（c,0,1）-2.9127

注：檢驗形式(C，T，N)分別表示單位根檢驗方程包括常數項，時間趨勢和滯后階數；表中所列臨界值為5％置信水平下的ADF檢驗Mackinnon統計值。

我們可以看到在95％的置信區間里，上述7個變量全部是1階整形；可以進入下一步的協整分析。

3.2.2Johansen檢驗：

通過Johansen檢驗發現，第五個似然比統計量大于99％水平下的臨界值，因而第五個原假設被拒絕，即至少有4個協整關系。我們關心有一般經濟意義的協整關系式，故取經過標準化的協整系數表，如下：

表2Johansen檢驗結果

EigenvalueLikelihoodRatio5%CriticalValue1％CriticalValueHypothesizedNo.ofCE(s)

0.756385221.3992124.24133.57None**

0.529316140.905794.15103.18Atmost1**

0.45029497.9522568.5276.07Atmost2**

0.42446163.8450647.2154.46Atmost3**

0.34331132.3555329.6835.65Atmost4*

0.1279038.38445215.4120.04Atmost5

0.0101890.5837653.766.65Atmost6

注：*(**)表示在5%(1%)置信水平下拒絕原假設

表3標準化協整系數

LMRLYRLRRLINFLVALUELRATIOLCREDITC

1.0000001.168161

(0.36872)0.301516

(0.06185)3.514679

(0.83901)0.109613

(0.10296)2.413601

(0.39713)-2.832221

(0.57258)-37.75279

寫成數學表達式：

LMR＝1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

該方程式反映了序列間的某種長期均衡關系。

另外，令

VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

對序列VECM進行單位根檢驗，發現它已經是平穩序列，并且在0附近上下波動，驗證了協整關系是正確的。需要注意的是，VECM是向量誤差修正模型的核心部分。

從協整關系看，

1、實際消費品零售額的系數為1.168161，接近于國際上的檢驗結果，即實際消費品零售額每變化1個百分點，貨幣需求量正向變化1.168161個百分點；一般而言，實際貨幣需求的彈性收入大于1，說明經濟中的貨幣化進程對貨幣需求產生影響。但模型中的彈性系數并未偏離太多，可以大致認為，中國的貨幣化進程基本結束，這與以往學者們的結論一致。

2、利率與貨幣需求量呈正相關關系，利率每變動1個百分點，貨幣需求量正向變化0.3個點。但要注意到，中國利率尚為市場化，利率的變動并真正不能反映市場的需求和供給均衡，人們在持有貨幣時并未十分考慮利率因素，認為中央政府一旦將利率提高就意味著要緊縮經濟，反而持幣觀望。

3、通貨膨脹率與貨幣需求量呈正相關關系，且彈性系數相當大，將近3.5。我們知道，1998年以來，中央政府為了使經濟走出通貨緊縮，采取了積極財政政策和穩健的貨幣政策，這在很大程度上改善了宏觀經濟狀況，但也不可避免的帶來了實際貨幣需求量的大幅增加。

4、股票市值與貨幣需求量呈正相關關系，說明收入效應大于替代效應，說明投資者更愿意在股市上冒險賺錢，而不是分散風險。但0.1的彈性系數并不是太大，我們尚無法推斷出收入效應與替代效應孰大孰小。

5、市場化程度與貨幣需求量呈正相關關系，且系數相當高2.4，這也表明了市場化程度對貨幣的超額需求影響相當大，中國經濟轉軌的制度因素對實際貨幣需求的影響不應該忽略，這也是學者們在從事貨幣需求理論研究時不能繞開的問題之一。隨著國有經濟比重的逐漸減小，實際貨幣需求量將大幅的減少。

6、企業信貸擴張與貨幣需求量呈相關系數相當高，接近于市場化程度彈性，這與我們對企業信貸擴張對實際貨幣需求影響的估計相符合的。這反映了近5年里，現行體制內對國有企業的“保護沖動”仍然存在，隨之而來的政府對國企資金的“軟預算”和對銀行的特殊“安全”準則繼續存在。國企改革和銀行改革任重道遠。

3.2.3向量誤差調整模型：

最后在協整關系的約束條件下，建立貨幣需求函數的向量誤差調整模型，觀察在長期均衡中的短期波動。采用Hendry的從一般到特殊的原則，去掉檢驗不顯著的變量，得到向量誤差調整模型。

D(LMR)＝－0.4710102847×D(LMR(－1))－0.4330927203*D(LMR(－2))＋0.1503427887×D(LYR(－1))－0.8126287334×D(LINF(－1))＋0.053675543×D(LVALUE(－1))＋0.05528580046×D(LVALUE(－2))＋0.1052109636×D(LRATIO(－1))＋0.1682600795×D(LRATIO(－2))－0.3706352754×D(LCREDIT(－1))＋0.02635528142－0.153780584×VECM

其中，VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

從擬合度、AIC和SC等統計量上看（如附錄之表4所示），模型是成功的。

從結果上看，長期系數是－0.154，修正幅度并不太大，而短期沖擊值得關注，這說明在研究中國貨幣需求函數時既要看中長期的穩定，也不能忽視短期內的波動。我們發現：

1、短期的滯后一期的收入彈性繼續存在，且影響較大，即短期內實際消費品零售額波動1個百分點，貨幣需求量正向波動0.47個百分點。

2、模型中忽略掉利率變量，這與中國的利率非市場化有關，因為中國政府可以堅持2～3年利率不動，短期內利率期限結構曲線是條直線。:

3、滯后一期的通貨膨脹率與因變量呈負相關關系，且彈性較大，這既符合傳統理論，也較好的解釋了居民更愿意采用通脹率而不是利率來預期未來。

4、證券市場短期對人們的持幣量影響很小，說明投資者短期內對中國證券市場不信任，容易用腳投票，短期內中國的股票市場投機性很強。

5、滯后一期和兩期的市場化以及滯后一期的企業信貸擴張，它們在理論上是假設短期內不變，但我們還是將它們引入了模型，實證結果發現影響不大，這也與理論假設相符合。

4.結論

本文利用協整分析和向量誤差修正模型估計了1998年1月～2002年12月間的中國貨幣需求函數，結果表明研究中國貨幣需求函數時既要看中長期的穩定，也不能忽視短期內的波動。我們發現，實際貨幣需求與實際消費品零售額、利率、通貨膨脹率、實際證券市價總值和國有工業產值比重及企業信貸活動規模存在長期穩定關系，而在短期內利率、證券市值波動以及制度變量等一些解釋變量不會對實際貨幣需求產生大的影響。通過分析，我們認為中國的貨幣化進程基本結束，利率市場化必須加快，中國經濟轉軌的制度因素對實際貨幣需求的影響不應該忽略，以及現行體制內政府對國企資金的“軟預算”的現象繼續存在。中國的貨幣需求函數建模是個復雜而又必要的工作，特別是對制度變量的挖掘，需要學者們進一步的探索。

參考文獻：

【1】郭浩，1999，“從金融資產積累角度對貨幣需求的考察”，《城市金融論壇》，第5期，P16-22.

【2】谷京萍，2001，“企業信貸需求對貨幣需求的影響”，北京大學中國經濟研究中心碩士論文，指導老師易綱教授.

【3】黃先開、鄧述慧，2000，“貨幣市場和商品市場共同均衡下的貨幣需求建模與預測”，《系統工程理論與實踐》，第5期，P46-53.

【4】焦瑾璞，2002，“股價變動對貨幣供求影響增大---關于中國股票市場對貨幣政策影響的實證研究”，中國人民銀行《中國股票市場發展與貨幣政策完善》課題組.

【5】李成、趙鵬，2002,“貨幣需求實證分析和區域貨幣政策建議”,《西安交通大學學報（社會科學版）》，第6期，P27-33.

【6】李恒光，2000，“金融創新和貨幣需求函數變動的相關性分析”，《云南財貿學院學報》，第4期，P5-12.

【7】陸金海、陳浪南，2000，“中國貨幣需求函數長期均衡實證分析”，《廈門大學學報（哲學社會科學版）》，第1期，P63-68.

【8】秦朵，1997，“改革以來的貨幣需求關系”，《經濟研究》，第10期，P16-25.

【9】汪紅駒，2002，“用誤差修正模型估計中國貨幣需求函數”，《世界經濟》，第5期，P55-61.

【10】王平權，2002，“人口和貨幣需求論”，《人口與經濟》，第5期，P59-63.

【11】王松奇，2003，“中國銀行、證券、保險業務發展對貨幣需求的影響”，《西南金融》，第4期，P9-13.

【12】謝富勝、戴春平，2001，“中國貨幣需求函數的實證分析”，《金融研究》,第1期，P24-29.

【13】易綱，1996，“中國金融資產結構分析及政策含義”，《經濟研究》，第12期，P21-26.

【14】Ali-F.DarratandSulimanMOsman,1994,VolatilityofMoneyGrowthandtheU.S.VelocityPuzzle:SomefurtherResults,JournalofBusiness,May.

【15】EngelRF,HendryDF,andRichardJF.,1983,Exogeneity.Econometrica51,277-304.

篇2

一、 理論背景

在15―16世紀，發現新大陸后，隨著美洲大量的財富流入，歐洲的物價快速上升，J.博丹認為物價快速上升的原因是白銀的大量流入，貨幣增加，而商品數目不變，導致貨幣貶值，商品價格上漲。隨后，意大利經濟學家B.da萬薩蒂、G.蒙塔納里、以及大經濟學家D.李嘉圖也對這一歷史現象做了類似的分析。

直到近代，貨幣數量論，注重對貨幣流通量與商品價格及貨幣價值關系的質的認定礎上，進一步開始量的分析，并有美國的天文學家 紐科姆提出了初始的方程式：

其中R為貨幣流通量，V為通貨總量的流通速度，K為通過貨幣交易的商品量與勞務量，P為物價水平。美國經濟學家凱默勒認為上述公式存在一個缺陷，貨幣是特殊的商品，在流通速度，那么其他的商品也應該存在“周轉速度”，1907年，凱默勒將公式演變為：

其中，M為商品數量，S為商品周折率。隨后，費雪對上述方程做了進一步的改進，提出了著名的費雪方程：

其中，M為貨幣供應量，其值等于現金和活期存款，T為交易總量。在假定V和T在短期內不變的前提下，對上述等式兩邊取對數求導，就可以得到通貨膨脹率等于貨幣供應增長率的結論。隨后，馬歇爾提出了劍橋方程，凱恩斯提出了“真實余額”數量方程。雖說上述方程理論能夠在一定程度上解釋通脹行為，但是缺乏了人們行為和預期的因素。隨著市場結構的完善，人們的行為和預期對經濟的影響增大，上述方程已經不能滿足人們對經濟研究的需求。

在1952年，弗里得曼提出了現代貨幣數量論方程：

其中，M表示貨幣持有者手中保存的貨幣量，d表示貨幣流動流動速度，P表示平均物價水平，y表示永久性收入；w表示非人力形式的財富在總財富中所占的比例；r表示一組預期收益率，例如股票債券預期收益率；1tEπ+表示預期通貨膨脹變動率；u表示除收入以外的其他可能影響貨幣效用的因素，如個人偏好等。弗里德曼理論描述的是個人對貨幣的需求影響，除了考慮商品和服務之外，還納入了能力和知識等無形的財富，具有較完善的理論框架，并且其認為將上述變量改為全國平均值，則能夠反映全國人們對貨幣需求?；诖耍瑢⒁粐械木用竦呢泿判枨蠹涌偪梢缘玫饺珖用駥ω泿诺男枨?，將一國所有企業對貨幣的需求加總可以得到全國企業對貨幣的需求。

二、文獻綜述

居民消費價格指數（CPI）是一個反映居民家庭一般所購買的消費商品和服務價格水平變動情況的宏觀經濟指標，反映了居民購買商品和服務的價格變動情況，從而從一定程度上度量了社會通貨膨脹率。但是對中國通貨膨脹理性預期和適應性預期的研究則較少。

Scheibe（2005）運用適應性和理性的菲律普斯曲線分別研究中國通貨膨脹的性質，其研究表明較之適應性預期，理性預期更加符合中國的通脹行為；Funke（2005）的研究則表明新凱恩斯混合菲律普斯曲線對于中國的通貨膨脹具有很好的解釋力，隨后，王洪濤也得出了類似的結論。雖說上述作者得出的結論相近。但是也不乏質疑之聲，王少平（2001）的研究顯示，適應性預期不符合中國的通脹行為；而王曦與陳淼（2013）則利用同業拆借數據分析了拆借市場通脹行為，其結果顯示：該市場符合預期性假設，理性預期則未能通過模型檢驗（雖說這只是拆借市場的結論，但也具有一定的代表性，其結論仍然值得重視）。

從同一個經濟主體、數據采集、模型分析，不同的學者研究研究中國通脹行為的結論卻大相徑庭，這不得不讓人深思，在閱讀了大量的相關文獻后，筆者總結了3個原因：其一，從計量經濟模型考慮，計量模型都是從假設的基礎上建立的，模型越復雜，其假設也越多或者越嚴格；而假設則是從現實中精簡提煉出來的，小部分主體并不符合該假設，其隱藏著不符合現實的一面，而這部分由假設與現實的差距而產生的誤差算入模型中隨機誤差項是不合適的，因為模型設置中的隨機誤差項只是包含了除模型之外的能對因變量產生影響的次要自變量。因此，越復雜的模型往往伴隨由假設而產生的不可避免的誤差也就越多，甚至這些誤差可能會因為不同的實際情況而相互疊加，脫離實際而形成理論空中樓閣，賈文（2003）的研究成果也涉及到此類；其二，楊繼生（2009）在其論文中提到的部分論文中沒有考慮到市場中微觀個體行為的影響；其三，現階段研究通貨膨脹的工具主要是菲律普斯曲線，從原始的菲律普斯曲線到現今的新凱恩斯混合菲律普斯曲線，曲線愈加完善，也更加符合經濟實情，尤其是在新凱恩斯曲線中加入了廠商主觀折現因子，融入了廠商企業家的心理因素，使其說服力更強，但是，在國民經濟核算中有4個部門，排除企業之外還有居民，政府，國外部門，就算考慮封閉的濟，不考慮政府的宏觀調控，還有居民部門，居民的最終消費是可以一定程度上從需求方拉動通貨膨脹（Opper，1997；HUh和Jang，2007；范志勇，2008），所以，僅僅考慮菲律普斯曲線來研究中國通脹行為是不足的。

因此，本文嘗試采用經典的VAR模型，基于現代貨幣數量論，分離通貨膨脹的兩個主體，從居民（需求）和企業（供給）兩個角度研究中國通脹行為，以便取得簡單且可靠的研究成果。

三、正文

1.模型與變量選擇

本文選擇VAR模型進行分析。VAR具有很強的通用性，是時間序列模型中的經典模型，但是其不以金融經濟理論為基礎的特性，使得該模型可以在一定程度上任意添加其它的解釋變量，削弱了對經濟現象的解釋力。所以本文以現代貨幣數量論為基礎，選擇主要分析變量，克服了上述的缺點，使本文中VAR模型回歸系數同樣具有最小二乘法回歸系數的作用。

在回歸模型中， 1tEπ+為預期通貨膨脹，選用居民消M價格指數（CPI）度量；在張思成（2008）《中國通脹慣性與貨幣政策啟示》一文中選擇了幾個度量通貨膨脹的重要指標進行研究，該研究結果顯示這些指標除了具有相同的趨勢之外，分別納入模型后研究的結果也幾乎一致，因此并不需要太過拘泥于對通貨膨脹度量指標的選擇。所以本文選擇了日常生活中最為常見的CPI作為通脹的度量指標。

做VAR模型分析首先需要對時間序列數據進行平穩性檢驗，人們檢驗序列平穩性一般以是否具有單位根作為判斷標準，本文以ADF檢驗結果為分析依據，如表1所示：RET、INV，都在1%的置信水平下拒絕原假設，不存在單位根。故可以用于模型分析，但是CPI不能拒絕原假設，存在單位根。根據VAR模型的特性，必須使3個變量同時處于平穩狀態才可以進行模型分析，因此需要對3個變量做相同的處理，使得3變量同時處于平穩狀態。

本文數據來源于中國統計局官網，從2008年1月到2016年8月共104個樣本，且模型的擬合以及所有的檢驗都運用R語言處理。

2.模型估計結果及分析

表2給出了模型中所有的特征根的值，結果顯示所有的特征根均在單位圓內，證明模型的穩定性，具有研究的價值。

在居民與企業貨幣需求方程中理性預期系數估計值分別為3.719和6.21，適應性預期參數估計值為-6.762（-2.446-4.316）和-11.143（-5.531-5.612），且檢驗系數均顯著，這表明中國通貨膨脹存在向前看的理性預期和向后看的適應性預期，其中理性預期系數估計值為正數，適應性預期系數估計值負數。適應性預期減少貨幣需求，理性預期增加貨幣需求。這是由于過去的通貨膨脹，已經減少了人民的財富值，現期為了自己增加財富，只能將手中部分的貨幣投入銀行或用于投資，進而減少對貨幣的需求；而預期的通貨膨脹，會在未來減少人民的財富值，為了減少財富的損失，只能在現期將手中的貨幣消費出去或者購買物品保值，從而增加貨幣的需求，符合經濟理論中理性人的假設。

且上述數值還說明向后看的適應性預期對居民和企業貨幣需求的影響強于向前看的理性預期，并且適應性預期是理性預期的兩倍左右。這一結果除了表示我國通脹行為存在新凱恩斯混合菲律普斯曲線的典型特征之外，還進一步說明了人民銀行公布并切實執行貨幣政策，只能減緩通脹速度，并不能消除通貨膨脹。

最后，從整個模型分析，無論是由成本推動的通貨膨脹，還是有需求拉動的通貨膨脹，都會同時增加企業居民這供給和需求雙方的貨幣需求量，進而通過2tLCPI+方程的機制，成為引起下一輪混合通貨膨脹的原因。且通脹預期對企業貨幣需求的影響幾乎為居民的2倍，也就是說，在通貨膨脹的螺旋上升過程中，企業貨幣需求的增長速度將是居民貨幣需求的2倍。那么，通貨膨脹經過幾輪螺旋上升后，企業將成為推動通貨膨脹的主力軍

四、結論

本文基于現代貨幣數量論，利用VAR模型，中國簡化為居民和企業兩個部門，從供給和需求兩個方面具體討論了中國通貨行為的特點，結合本文中通貨膨脹對居民和企業貨幣需求影響的實證結果，得到了三點簡單可靠的結論：第一，中國通貨膨脹存在向前看的理性預期和向后看的適應性預期；第二，向后的適應性預期對貨幣需求的影響強于向前的理性預期，前者是后者的兩倍；第三，通脹率引起企業對貨幣需求的增長率是居民貨幣需求的兩倍左右。 注（0～0.001’***’，0.001～0.01’**’，0.01～0.05’*’，0.05～0.1’ .’）

參考文獻：

[1] 王宏濤. 理性預期機制下的資產價格波動對通貨膨脹預期的動態影響[J]. 企業經濟， 2013，（5）：147-150

[2] 王少平，涂正革. 預期增廣的菲律普斯曲線及其對中國的適用性檢驗[J]. 中國社會科學，2001，（4）：76-85

[3] 王曦，陳淼.理性預期還是適應性預期：基于同業拆借市場的檢驗[J].學術研究，2013，（1）：75-81

[4] 賈文. 認識計量經濟模型應走出五大誤區[J].財經科學，2003，（3）：100-104

[5] 楊繼生. 通脹預期、流動性過剩與中國通貨膨脹的動態性質[J].經濟研究，2009（1）：106-117

[6]范志勇. 中國通貨膨脹是工資成本推動的嗎？―基于超額工資增長率的實證研究[J]. 經濟研究，2008，（8）：102-112

[7] 徐偉康. 對《消費者價格指數與生產者價格指數：誰帶動誰？》一文的質疑[J]. 經濟研究，2010，（5）：139-148

[8] 賀立平，樊綱，胡嘉妮. 消費者價格指數與生產者價格指數：誰帶動誰？[J]. 經濟研究， 2008，（11）：16-26

[9] 楊子暉，趙永亮，劉建華. CPI與PPI傳導機制的非線性研究：是正向傳導還是反向倒逼？[J]， 經濟研究，2013，（3）：83-95

[10] Scheibe J. and Vines D. A Phillips Curve for China[J]. CEPR Discussion Papers 4957，2005，（2）：39-45

[11] Funke M. Inflation in Mainland China-Modelling a Roller Coaster Ride[J]. BOFIT Discussion Papers， 2005，（3）：26-32

篇3

在現代經濟中，無論是實物商品、勞務商品還是金融商品，它們都以貨幣為核心形成循環或對流。一個國家或地區的金融業越發達，金融商品種類越豐富，交易越活躍，這一特殊商品所吸引的貨幣就越多，投機性貨幣需求在各個微觀主體總貨幣需求中所占的比重就越高。因此，在對一個經濟體的總體貨幣需求進行分析和估量時，一個重要任務就是要以一定的經濟發展初始條件為考察基點，注意其經濟金融化過程中金融商品與傳統的實物商品、勞務商品之間的對比關系的變化，對總體貨幣需求規模和結構性因素進行較切合實際的估計，為貨幣政策的調節方案提供理論依據。在現實生活中，實物商品是由企業提供的，勞務商品是由家庭部門提供的，而金融商品是由金融機構及政府部門提供的。政府部門提供的政府債券也是金融商品的重要構成部分之一，但鑒于本文的論題因而在后面的分析中將其省略，這樣，我們就可以集中考察除政府債券之外的其他金融商品的供給主體――銀行、證券、保險業務發展對貨幣需求的影響。

二、貨幣需求理論概述

貨幣需求是指在一定時期內社會各部門在既定的社會經濟技術條件下，對貨幣需求量的總和，是中央銀行進行宏觀調控的決策依據。在資本主義經濟發展過程，主要經濟學家對貨幣的需求都做過自己的研究，如費雪、馬歇爾、庇古、凱恩斯、弗里德曼和麥金農。本文簡要介紹凱恩斯的流動性貨幣需求理論、弗里德曼的永久性貨幣需求理論和麥金農的引入金融深化的貨幣需求理論。

凱恩斯認為，人們之所以會對貨幣有需求，是因為持有貨幣可以給人們帶來流動性偏好，而利息便是人們放棄流動性偏好的報酬。他認為人們在得到收入時要進行兩次選擇，第一次是根據時間偏好確定消費與儲蓄的比例，即在現在消費還是未來消費之間進行選擇；第二次是在儲蓄總量確定后，對具體儲蓄形式的選擇，即流動偏好的選擇。他認為人們對貨幣的需求主要取決于三種動機：交易動機、防御動機和投機動機。交易動機和防御動機都和人們收入有關，收入越多，人們由這兩者而持有貨幣的數量便會增加。而投機動機卻和利率成反比，當利率升高時，人們便會把貨幣投入到資本市場，獲取投資利益。因此，對貨幣的需求就會降低；反之，當利率降低時，人們擔心利率升高會造成其證券價值損失，便會把證券換成貨幣，從而對貨幣的需求升高。因此貨幣需求與人們的收入和市場利率之間有如下關系：

M=MI+M2=L1(Y)+L2(r)，其中M1為由交易動機和預防動機決定的貨幣需求，是收入Y的函數；M2為投機性貨幣需求，是利率的函數。其后的凱恩斯學派在此框架內，對于貨幣交易需求、預防需求和投機需求作了進一步的擴展。在前人的基礎上，凱恩斯不僅將利率的因素引入了貨幣需求，而且明確了將貨幣的兩大功能結合起來，即交易媒介和貯藏手段。

1956年弗里德曼發表《貨幣數量論的重新表述》著名論文，提出了自己的現代貨幣數量論模型。這個現代貨幣數量論模型認為個人的實際貨幣需求量取決于：持久性收入，它具有高度穩定性，所以該模型所表示的是一個相當穩定的貨幣需求函數；非人力財富在總財富中所占的比重，這個比例愈小，則對貨幣的需求愈大；各種非人力財富的預期報酬率，它包括貨幣、債券、股票各種金融資產和各種物質財富(資本品、不動產、耐用消費品等)等各種有形資產的預期報酬率；其他不屬于收入方面的因素。弗里德曼認為，以上影響貨幣需求的因素是就個人實際貨幣需求來說的，如果去掉Y、W在各單個財富持有者之間分配上的影響，這個貨幣需求函數也可運用于整個社會。弗里德曼的研究結果表明貨幣需求主要受實際持久性收入的影響，受利率的影響不明顯，貨幣流通速度隨著貨幣供給量的波動而發生變動。

麥金農認為，靠自身積累的儲蓄一投資者，購置實質資本擴充生產，必須將實際現金余額積累到一定規模。這表明，投資傾向將會明顯地影響對實際貨幣余額的需求。而且，對實際貨幣余額的需求，同實際產量的增長率之間有著正相關關系，它們也要受持有貨幣的實際收益的強烈影響。

在這些經濟學家的分析中，主要從宏觀方面討論了經濟中貨幣需求的決定因素，而很少涉及金融機構和金融市場對貨幣需求的影響。麥金農在金融深化和金融改革對貨幣需求理論方面則做出突出貢獻，分析不發達國家的金融市場的不完全所造成貨幣需求的影響。而現實社會，隨著金融市場的不斷發展，金融機構的數量越來越多，金融產品和金融工具不斷豐富，金融業務越來越廣泛，金融對人們的經濟生活的作用越來越突出。因此有必要在分析貨幣需求時，著重考慮金融業務活動對貨幣需求的影響。接下來，我們來討論銀行、證券、保險業務活動對貨幣需求的影響。

三、我國金融業務活動對貨幣需求的影響

證券(股票和債券)的發行和交易都要求一定的貨幣與之相對應，證券發行規模越大，市場交易越活躍，這類金融商品引致的貨幣需求就越多。對資本市場與貨幣需求中間聯系的研究，經濟學家主要從三條路徑對股市狀況與貨幣需求之間的關系進行了論證：一是財富效應，股市上漲，人們收入增加，相應地貨幣需求也會增加；二是交易余額效應，股市交易越活躍，交易量越大，需要的媒介貨幣也就越多；三是替代效應，股票價格上漲會使得人們對自己的資產結構進行調整，作為非生利資產的貨幣在人們資產組合中的相對比重將下降，這會在一定程度上降低人們的貨幣需求。無論股市行情是好還是壞，財富效應和交易余額效應的貨幣需求強度總是大于替代效應產生的貨幣需求強度，正是由于這一點，可以認定：證券市場的狀況同貨幣需求是正相關關系。但是在我國現階段，由于證券市場不完善，證券法律不健全，證券產品單一，投資證券的主要目的主要是投機，因此隨著股票交易量的增加，人們的投機欲望和投機行為就會增強，這時貨幣需求和股市狀況主要表現在第二種，即交易余額效應，而財富效應和替代效應則表現得不太明顯。這也說明了現階段，在我國特定的國情條件下，證券業務活動和貨幣需求是成正比關系。

保險公司發行保單，保單實際是預防性貨幣需求的集中化、社會化表現。在一個發達的保險市場環境中，講信譽、高質量的保險服務會產生理賠支出同保費收入大體相抵的情況。在這種條件下，保險公司的利潤

篇4

股票市場與貨幣政策調控之間存在互動關系，而且越來越密切。股票市場的發展深刻影響著貨幣的供給需求、貨幣政策傳導機制和貨幣政策調控目標，而貨幣政策通過貨幣供應變化、利率變化等調控手段也在影響著股票市場。在我國股市深刻變化的今天，對股票市場與貨幣政策調控的關系進行研究具有重要意義。

一、文獻回顧

關于股票市場與貨幣政策調控的研究，近年來越來越受到各國政府和學者的關注。

(一)在關于股票市場與貨幣政策傳導效應的關系方面

陸蓉(2003)通過構建向量誤差修正模型進行脈沖反應分析和方差分解，度量了股票市場的貨幣政策效應，她認為貨幣政策目標能否實現，很大程度上取決于貨幣市場與資本市場的一體化程度。楚爾鳴(2005)進一步的實證分析表明，中國貨幣政策通過貨幣供應量作用于股票市場的效應明顯，但傳導過程中的“q”渠道和“財富效應”渠道等并沒有充分發揮作用。宋宸剛、譚曉蓉(2001)還對股市泡沫的產生及其對貨幣政策傳導效應的影響作了分析，這個研究對當前股市或許具有現實意義。

具體深入到貨幣政策傳導有效性方面，茍文均(2000)分析了資本市場有效傳導貨幣政策的條件，探討了貨幣政策變革的基本方向。欒怡(2001)開始注重資本市場的發展對貨幣政策有效性的影響。江其務(2001)、許祥秦(2001)在研究中國貨幣政策失效問題時提到股票市場的因素，進而陳柳欽(2002)系統分析了資本市場發展對貨幣政策的影響，并重點闡明了我國資本市場有效傳導貨幣政策的阻礙因素。劉志陽(2002)則從實證分析的角度提出貨幣政策的股市傳導機制模型并進行檢驗，得出結論：貨幣政策與資本市場的相關度在逐步增強，這使得資本市場對貨幣政策的有效性產生了較大沖擊；當局應對現有貨幣政策框架進行調整，重點是貨幣政策中介目標的利率取向和最終目標的股價參考。劉嶺(2003)進一步通過分析不同貨幣政策傳導機制，討論了QFII對中國貨幣政策有效性的影響。許崇正(2003)則詳細分析了中國股票市場傳導貨幣政策低效的原因，并且與陳建新(2003)提出了扭轉中國股市傳導貨幣政策低效的對策。

(二)在股票市場與貨幣政策調控目標的關系方面

1．與最終目標的關系研究。Borio.C(1994)認為在一個有效的資本市場中，央行沒有理由去關注資產價格的波動。只有當資產價格波動影響到貨幣政策最終目標時，貨幣政策才應干預資本市場。而國內學者錢小安(1998)在研究了資產價格變動對貨幣政策的影響后指出，資產價格變化對貨幣需求的穩定性、貨幣政策的執行會產生較大的沖擊，應在確定貨幣政策目標、運用貨幣政策等方面作出相應的調整。Friedman(2000)通過對美國股票價格在一個較長時期中對通貨膨脹和產出的影響進行實證分析，認為股票價格對產出和通貨膨脹的影響并不顯著。但就我國情況，謝平、焦瑾璞(2002)認為1999年下半年開始的貨幣政策機制緊縮效應與股票市場的關聯在增強。央行為提高穩健貨幣政策的有效性應當關注股票市場的發展。同期，易綱等人(2002)借助模型分析發現，貨幣數量與通貨膨脹的關系不僅取決于商品和服務的價格，而且在一定意義上取決于股市。當股市價格偏離穩態越來越遠時，經濟運行將是不安全的。因此，央行制定貨幣政策應同時考慮股市價格和商品與服務的價格，但是央行的根本目標仍是維護幣值的穩定。較權威的中國人民銀行研究局課題組(2002)的研究報告也認為對股市波動央行應關注但沒必要盯住。

2．與中介目標的關系研究。貨幣需求方面：Friedman(1988)認為股票市場通過財富效應、資產組合效應、交易效應和替代效應對貨幣需求產生影響。Friedman&McComac(1991)分析了美國和日本的股票價格與貨幣需求的關系，結果顯示股票價格對貨幣需求具有負向影響。國內學者易行健等人(2004)實證檢驗了我國股票市場發展對貨幣需求的影響，估計了包含股票市場成交額的季度貨幣需求函數，得出我國股票市場成交額減少了各個層次貨幣需求的結論。進而趙明勛(2005)實證檢驗了我國股票市場對貨幣需求的綜合效應，結果表明股票市場的發展傾向于減少狹義和廣義的貨幣需求，且對廣義貨幣需求的影響小于對狹義貨幣需求的影響。

具體到股票二級市場，據石建民(2001)、高莉、樊衛東(2001)的實證研究表明，股票二級市場對貨幣需求具有統計顯著性，為正相關關系。股票二級市場對M1需求的影響要大于對M2的影響。

貨幣供給方面：周英章、孫崎嶇(2002)對中國1993—2001年股市價格波動與貨幣供應量之間的關系進行實證研究，發現二者之間存在著長期穩定的均衡關系，但股市價格波動明顯領先于貨幣供應量且對貨幣供應結構的穩定性構成較強的正向沖擊，從而加大了央行貨幣調控的難度，削弱了宏觀需求管理的有效性，故建議貨幣政策應密切關注股價波動。在股票價格對各層次的貨幣供應量影響方面，王維安、楊靖(2003)通過對中國1999～2002年的實證分析認為，股價變化引起的替代效應和轉換效應是存在的，替代效應作用于短期，而轉換效應會在一段時滯后顯現。金德環、李勝利(2004)則進一步研究了中國股市價格和貨幣供應量的關系，實證結果顯示股市價格和M0、M2之間存在著長期穩定的協整關系，它可以用貨幣供應量M0和M2來解釋，但股價變化不是引起貨幣供應量變化的原因。

(三)在股票市場與利率手段的關系方面

Rigobon＆Sack(2001)實證檢驗的結果表明，標準普爾500指數每升降5％就可能導致利率升降25個基本點，利率對股市波動的反應強烈。國內學者王軍波、鄧述慧(1999)通過分析央行利率政策對股票市場的短期和長期影響，發現利率政策在短期和長期上對股價波動幅度、股票成交量等都有顯著的影響，只是對股票市場的短期影響有反常現象，而長期影響則是穩定的。但是高俊峰(2004)在分析利率政策對我國股市的短期和長期效應后，則認為我國利率政策對股市的短期效應非常明顯，但長期效應與理論分析有出入。他認為長期效應還要受資本市場和貨幣市場的完善程度、相互間溝通程度以及長短期證券工具的豐富程度的制約，而這恰是我國的不足。具體到利率調整對股票交易量的影響方面，李敏、金光(2004)通過實證分析認為該影響存在時滯，這一時滯約在15到30天之間；而且利率調整不對股票交易量產生決定性影響。

三、二者的互動分析

股票市場和貨幣政策調控二者之間存在互動關系：

(一)股票市場對貨幣政策調控的影響

1．股票市場對貨幣政策傳導機制的影響。貨幣政策股票市場傳導的財富效應和資產負債表效應，它們所成立的前提是：金融市場是完全競爭市場，貨幣市場和資本市場是一體的，沒有阻滯。也就是說，要具有充分發展的金融市場，這樣的市場資金配置效率高，現實中歐美等發達國家的金融市場接近于此。

近兩年我國股票市場成功地進行了股權分置改革，實現了國有股和法人股的全流通，流通市值占GDP的比重迅速上升，股市規模進一步擴大，股市發展態勢良好，這是有利因素。但種種制約因素使我國的證券市場并沒有呈現出明顯的財富效應來響應央行貨幣政策的傳導：①貨幣市場和資本市場相互分割，一體化程度不高，貨幣和證券兩種資產自身的聯接效應以及兩種資產價格的聯接效應還有市場之間市場交易的非對稱信息對稱化效應不明顯。②我國股票市場投機性太強，股票價格易縱，上市公司信息披露造假，市場信用體系并不健全，相關的法律法規急需完善。③市場規模尚需進一步擴大。

2．股票市場的發展對貨幣政策調控最終目標的影響。傳統意義上貨幣政策最終目標是維持物價穩定，促進經濟增長。這種只關注實體經濟價格水平，不顧及虛擬經濟資產價格的目標取向，在貨幣政策的實施過程中遭受到越來越多的尷尬和無奈。事實證明：股票價格已不能再排除在貨幣政策視野范圍之外。隨著資本市場在社會經濟生活中日益重要、流通市值占GDP比重日益提高以及股指和GDP的相關度日益加強，貨幣政策通過股票市場的財富效應和資產負債表效應對實體經濟的影響必然會日益加深，這其中作為主要表現形式的股價波動對央行貨幣政策調控最終目標的完善已提出迫切要求。

3．股票市場的發展對貨幣政策調控中介目標的影響。我國將貨幣政策中介目標定為貨幣供應量，與其相應的操作手段是基礎貨幣。貨幣供應量取決于基礎貨幣投放的多少和貨幣乘數的大小。股票市場的發展將深刻影響貨幣供應量。因為伴隨其發展，大量社會閑置資金將進人股市，銀行、企業和居民的原有貨幣需求將發生變化，從而基礎貨幣在他們之間的分配比例也將改變，這將影響基礎貨幣的創造能力。而且由于股票價格的上漲，居民會減少現金持有，更多地進行證券投資，從而造成流通中現金漏損減少，貨幣乘數增大。股票市場的發展還將使居民、企業、機構投資者和商業銀行通過貨幣市場和資本市場進行資金配置的互動加強，這將影響商業銀行超額準備金的穩定性，從而影響貨幣政策的執行效力?？尚械慕鉀Q方法是在貨幣政策的調控方式上更多的采用利率手段，因為貨幣市場的利率變化將通過股票市場的財富效應和資產負債表效應對實體經濟產生影響，從而幫助央行實現貨幣政策意圖。

(二)貨幣政策調控對股票市場的影響

貨幣政策調控對股票市場的影響，集中體現在股票價格的變動上。上文提及的貨幣政策的利率調控手段，實質上就是央行通過利率變化來改變貨幣和證券這兩種資產的相對價格，從而吸引資金由貨幣市場流向資本市場，最終影響股票價格。貨幣供應量的變化同樣會對股票價格產生影響。當央行增加貨幣供應量時，居民手中持有的現金將增加，貨幣的邊際收益下降，而就短期看居民出于交易動機和預防動機的貨幣需求變化不大，投機需求則會出現較大變化，于是股票價格將被推高。

四、政策建議

為了實現我國股票市場和貨幣政策調控的良好互動，政府應在如下三個方面調整完善政策：

1．央行在制定貨幣政策時應關注股價波動

2006年來我國股市發展迅猛，資本市場在國家經濟生活中的位置愈發重要，股指與GDP的相關度也在加強，這意味著股票市場的財富效應和資產負債表效應會日益明顯。而央行將股票價格納入貨幣政策視線將適逢時機。

2．推進利率市場化改革

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論文關鍵詞：外匯儲備適度規模比例法成本一收益法儲備需求函數法

一、經典外匯儲備規模決定理論

20世紀6o年代以來，西方學者對外匯儲備規模進行了深入研究，其中具有代表性的包括卡包爾提出的描述法，特里芬等提出的比例法，海勒和阿格沃爾提出的成本一收益法，貨幣主義提出的貨幣需求決定法及弗倫克爾等提出的外匯儲備需求函數法。這些經典的儲備規模決定理論為研究我國的外匯儲備規模提供了基本的理論分析框架。

1．描述法。20世紀70年代中期，卡包爾等經濟學家提出了外匯儲備規模的描述分析法，認為影響一國外匯儲備需求的因素有六個方面：一是儲備資產質量；二是各國經濟政策的合作態度；三是國際收支調節機制的效力；四是政府采取調節措施的謹慎態度；五是一國所依賴的國際清償力來源及穩定程度；六是國際收支動向及其經濟狀況。這一方法的缺點是難以建立較為精確的量化模型，只是簡單地定性分析外匯儲備規模。

2．比例法。比例分析法是根據外匯儲備與某些經濟變量的比例關系來計算適度儲備規模。常用的比例包括以下幾種：一是儲備／進口比率，由美國經濟學家特里芬提出，把滿足進口貿易需要作為衡量外匯儲備的標準，該比率的適度值是在20％～40％之間。從時間來看，最低外匯儲備應能支持至少三個月的進口需求量，標準值是能滿足3～6個月的進口需要。二是儲備／短期外債比率，反映了一國的快速償債能力，國際警戒線為100％，如果低于這一標準會打擊投資者信心，引起資本外逃，導致金融危機。如果外匯儲備超過短期外債余額的5倍，則會因大量資源閑置而帶來經濟損失。三是儲備／外債余額比率，反映了外匯儲備對全部外債的清償力，警戒線為30％，一般以30％～50％為宜。四是儲備／廣義貨幣比率，由約翰遜等(1958)提出，他認為國際收支是一種貨幣現象，國際收支順差表示本國貨幣需求過度，逆差表示國內貨幣供給過多，一般該比率以25％為適度。五是儲備／國內生產總值比例法，反應一國經濟規模對外匯儲備的需求量。比例分析法的優點是初步建立了衡量外匯儲備的量化指標，但指標過于簡單，不能全面反映影響外匯儲備需求的多種因素。

3．成本一收益法。這一理論應用西方經濟學中的邊際分析法，認為當持有儲備的邊際成本和邊際收益相等時即達到最佳儲備規模，以海勒和阿格沃爾的研究為代表。海勒(1966)認為，持有外匯儲備的收益即一國調節國際收支時付出的調整成本，持有儲備的機會成本是將這些儲備資產換成其他資產時可能帶來的投資收益。外匯儲備的最優規模即是持有儲備的邊際調整成本和邊際機會成本相等的點。在海勒模型的基礎上，阿格沃爾(1971)建立了一個發展中國家的儲備需求模型。他認為，發展中國家的外匯儲備要既能在固定的匯率上融通國際收支逆差，又能使該國持有儲備的收益與成本相等，因此發展中國家需要更多的外匯儲備。在他的模型中成本和收益都用產量表示，即持有儲備的機會成本指用儲備購買進口必需的投入后能生產出來的那部分國內產品，持有收益指一國出現收支逆差時由于持有儲備而避免的不必要的調節所節省的國內產出。成本一收益法對于機會成本的計算很難精確量化，很難進行具體的操作，而且這一方法僅考慮了預防性及交易性付匯需求，未考慮償債性及平抑外匯市場波動的儲備需求，具有一定的片面性。

4．貨幣需求決定法。該理論由貨幣主義學派布朗和約翰遜等經濟學家提出，認為國際收支不平衡本質上是一種貨幣現象，國內貨幣供給超過需求時會引起多余貨幣外流，形成國際收支逆差，在固定匯率制度下會引起國際儲備的減少，因此，外匯儲備需求主要由國內貨幣增減決定。

5．儲備需求函數法。儲備函數法的關鍵是要合理地構建儲備需求模型，而構建模型的方法也是逐漸完善的，從靜態分析到動態分析，從均衡研究到非均衡研究。弗倫德斯較早地用多元回歸法詳細分析了出口收益率的不穩定性、外匯儲備的機會成本、收益率及變動率、政府改變匯率的意愿及收入水平等十大因素對儲備／進口比例的決定作用，建立了一個較為全面的發展中國家的儲備需求函數，但這一模型在實證檢驗時未能取得理想結果。英國學者弗倫克爾(1974)建立了儲備需求的雙對數模型，根據這一模型，一國的外匯儲備需求由進口傾向、國際收支的波動及進口額決定。這兩位學者的模型都以靜態分析為主，未能反應儲備需求和相關因素的長期動態關系。為彌補這一不足，埃尤哈(1976)采用滯后調整模式建立了發展中國家的動態儲備需求函數，主要選取的變量為經濟體的開放度、外匯存款的利率、出El創匯的變動率和預期的出口收入。2o世紀70年代末，國外學者開始采用非均衡方法來研究外匯儲備需求問題，即事先并不假定外匯儲備的實際持有量等于需求量(許承明，2001)。從20世紀80年代以后，以弗倫克爾和艾德沃茲(1983)為代表的學者開始利用非均衡模型研究外匯儲備規模，弗倫克爾用動態調整模型研究了發展中國家和發達國家外匯儲備的需求函數以及外匯儲備實際持有量向需求量調整的速度問題；艾德沃茲研究了一國貨幣市場非均衡對外匯儲備需求及其動態調整的影響。儲備需求函數法不再拘泥于影響外匯儲備的單項因素，對各類因素與外匯儲備的關系也做出了更為準確的描述，并且引入了動態分析過程。這一方法的主要缺陷在于無法克服變量間的多重共線性，且當變量是非平穩時間序列時會出現偽回歸，容易形成錯誤判斷。2o世紀90年代，格蘭杰和恩格(1987)提出的協整理論提供了一種研究非平穩時間序列長期均衡的有效方法，此后，西方學者開始用這一方法重新構建外匯儲備的動態需求模型。

二、我國學者對適度儲備規模的研究

1、我國~1-9-儲備規模的描述分析。王國林(2003)參考了IMF判斷儲備不足的五大標準，用描述法研究了我國當前的外匯儲備狀況，這五個標準為：國內利率的高低；對國際交易的限制；經濟政策的首要目標；匯率的穩定性；新增儲備的主要來源。王國林認為，考慮到通脹因素，我國當前的實際利率并不算高，隨著金融體制改革步伐的深化，對外交易的限制不斷放松，外匯市場相對穩定，外債在1999年出現凈流出，而外匯儲備則穩定增長，因此，新增儲備不可能主要靠信用安排的外債，我國也從未把累積儲備作為經濟政策的首要目標，所以我國外匯儲備是充足的。

2．我國外匯儲備規模的比例分析。王元龍(2oo3)、陳德勝(2005)對我國的儲備／進口比率、儲備／短期外債比率、儲備／外債余額比率進行了研究，從計算結果看，這三個比率在2o世紀90年代初期基本處于適度區間內，中期以后開始猛增，2OOO年已遠高于上限，此后，除了儲備／短期外債比率在2002年降至5．4倍，已接近安全區間外，其他兩個指標仍有增大趨勢。陳德勝(2OO5)認為如果以25％作為儲備／廣義貨幣(M2)比率的安全警戒線，我國1985—2004年的比率基本在警戒線以下，但在2OO4年已達23．8％，大有突破警戒線的趨勢。儲備／國內生產總值比率的適度值也沒有統一的標準，(2004)認為外債總額占GDP的比例在8％以下是安全的，而外匯儲備應保持在當年外債余額的2o％一30％，這樣推算外匯儲備占GDP的比例上限為2．4％；胡智(2006)認為適度的比例區間為2．4％～4％，我國的外匯儲備在1994年以后遠超過了按這一標準計算出的適度儲備區間。比例法分析的研究結論說明我國的外匯儲備已超過適度規模。

3．我國外匯儲備規模的成本一收益分析。根據阿格沃爾模型，吳麗華(1997)計算出，我國1996年外匯儲備的理論值應為670億美元，而當年實際外匯儲備為1050億美元。(2004)計算得出，2OO2年中國外匯儲備規模應為492．04億美元，而實際值為2864．0r7億美元，實際值和適度值有很大差距，其中可能的原因是阿格沃爾模型主要反映了彌補國際收支逆差所需的交易性和預防性外匯儲備需求，未考慮其他需求，因此用該模型計算出的外匯儲備適度值偏低。高豐(2OO3)運用引入償債需求后的阿格沃爾模型計算了我國從1990—2OO2年適度外匯儲備值，結論是：在1996年前，我國外匯儲備實際值低于理論值；1997年后則高于理論值，且差距逐漸增加；到2OO2年高出理論值1137．212億美元。蘇紅(2004)對阿格沃爾模型進行了更為全面的修正，除了交易需求、預防需求、償債需求等基本需求外，還引入了進口依存度、經濟增長速度、通貨膨脹率、國內外實際利差、對外融資能力、財政赤字率、持有外匯的機會成本等因素，計算得出我國近年來的外匯儲備適度規模小于實際規模，且差值逐年增大。如果考慮人民幣在資本項目下的自由兌換及加入wro等因素的影響，在模型中加入外匯儲備的制度性需求后，我國2OO2年的外匯儲備實際值仍高于理論值，但差值有所減少。直接運用阿格沃爾模型計算出的我國外匯儲備理論值遠低于實際值，但在我國學者引入其他因素對模型進行修正后，外匯儲備的實際規模仍高于理論規模，因此，根據成本一收益法的計算結論是我國外匯儲備規模偏高。

4．我國外匯儲備規模的貨幣需求分析。根據貨幣需求理論，貨幣需求主要由國民收入、預期通貨膨脹率和利率等因素所決定，因此我國學者的研究思路是先結合上述變量建立貨幣需求方程，再將估計出的貨幣需求量值帶人外匯儲備需求模型中，通過回歸分析確定模型中各變量的數量關系，若貨幣需求變量解釋顯著則說明貨幣因素會對外匯儲備規模產生影響。許承明(2001)和劉振彪(2004)分別用誤差糾正方程和協整系統方程估計出貨幣需求量，代人外匯儲備的需求方程中，都得出了和貨幣主義觀點相一致的結論：即從短期動態看，中國的國際儲備需求會受到貨幣政策的影響。貨幣市場的非均衡對外匯儲備的數量變化具有顯著的影響，貨幣的過度供給將使外匯儲備向下調整；過度需求將使外匯儲備向上調整。

5．我國外匯儲備規模的需求函數分析。在經典外匯儲備函數的基礎上，我國學者用回歸分析、時間序列分析等多種方法對外匯儲備及相關變量的截面數據和時間序列數據進行了研究，探討了影響外匯儲備需求的顯著因素，圍繞這些因素構建了外匯儲備的靜態及動態需求模型。在這些模型的基礎上，描述了我國外匯儲備實際規模和適度規模的偏差及這種偏差的調整過程。

三、基本結論

1．分析框架和方法的差異。2o世紀6o年代的定性分析法對外匯儲備的適度規模沒有量化估計，只是一種定性判斷；比例法僅把經濟規模、貿易規模、外債規模及貨幣需求等單一因素作為衡量外匯儲備是否適度的標準。這兩種早期理論都沒有采用均衡的分析方法。20世紀70年代的國際儲備決定理論開始引入均衡的概念，認為影響儲備的各類因素達到均衡時所確定的規模才是適度規模，但對均衡的理解出現分歧。成本一收益法認為當持有儲備的邊際收益等于邊際成本時即達均衡，而儲備函數法則認為當儲備的供給等于需求時才會達到均衡狀態。由于國際儲備的供給主要來源于國際收支順差，所以確定儲備適度規模的關鍵在于合理確定其需求。以后的學者順著這一脈絡繼續進行研究，通過計量模型尋找影響外匯儲備需求的主要因素，并準確描述其影響方向和程度。早期的儲備需求理論暗含的基本假設是外匯儲備的持有量等于需求量，這樣實際得到的是外匯儲備持有量函數，它可以在一定程度上反映外匯儲備需求，但并不是嚴格意義上的需求函數。20世紀80年代以后的學者突破了這一假設，認為適度儲備規模的實現需要經過～個動態調整過程，結合動態調整方程和持有量函數，他們運用非均衡的方法確定了外匯儲備的需求方程。協整理論產生后，決定外匯儲備規模的各種因素的長、短期均衡關系又在協整系統方程和誤差糾正方程的基礎上重新構建?？梢?，不同的分析框架方法所確定的國際儲備適度規模存在著很大差異。

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在全球通貨膨脹的大背景下,中國也未能幸免。在經歷長達5年的經濟超過兩位數高速增長、低通脹之后,2007年初中國的物價開始持續攀升,CPI從2007年1月份的2.2%,上漲到2008年4月份的8.5%,2008年2月份更是高達8.7%,創11年來月度數據新高。

一、中國通貨膨脹福利成本的實證研究成果

在現有研究中,一般都基于美國的經濟背景,改革開放以來,中國經濟迅速發展,走出了一條相對獨特的中國式發展之路。對此政策意義極強的基礎性問題,從客觀上提出了研究中國經濟在改革開放過程中通貨膨脹福利成本度量問題的必要性。至20世紀90年代初,我國學者對通貨膨脹的分析,局限于通貨膨脹的指標分析,如通貨膨脹變動率、隱形通貨膨脹率等。到90時代中期,逐漸利用計量經濟學模型或投入產出模型進行總量和結構分析,測算相關政策變化對國民經濟、部門價格水平以及價格總水平的影響。

龔六堂、鄒恒甫和葉海云利用龔和鄒(2001)的框架,把消費者的財富引入效用函數,給出了貨幣供給的改變對經濟不確定影響的分析。基于美國1900～1994年和我國1978～2000年的數據,計算了當消費者對社會地位或財富的看重程度不同時,經濟增長率分別以收入度量和以消費度量的福利損失,指出人們對社會地位的追求愿望對經濟增長有正影響。通過比較中美兩國的通貨膨脹福利成本的數據,得出通貨膨脹對中國經濟的影響比對美國經濟的影響顯著。歐俊和李花采用Bailey(1956)的方法,得出如下結論:一是半對數型貨幣需求下通脹福利成本為GDP的0.5%,雙對數型貨幣需求下該成本為GDP的0.9%;二是若通貨膨脹率由1.2%上升到2%,人民銀行保持實際利率0.05%不變,即名義利率從1.25%調整到2.05%,則變化后的通貨膨脹福利成本為GDP的1.3%和1.15%。

其他學者在這方面的研究主要集中于金融創新對貨幣需求與通貨膨脹福利成本的影響(謝赤,2002)、混合型通貨膨脹的生成路徑及其社會福利成本(王再文、李剛、李遠富,2004)等方面,這些都只是提出了理論思路,未給出定量分析。北京大學宋國青教授從負利率問題入手,細致地研究了通貨膨脹等因素對百姓金融資產造成的影響。在其向《證券市場周刊》提供的研究報告中指出:由于通貨膨脹,居民資產減少了7000億。

陳彥斌、馬莉莉用消費者剩余、MIU 模型及CIA 模型這三種方法對中國通貨膨脹的福利成本進行了計算,得到在中國10 %通脹率的福利成本約為產出水平的4%。Lucas使用美國經濟數據得到10%通脹率的福利成本約為收入的1.64%,說明通貨膨脹對中國經濟的影響比對美國經濟的影響更大。蔡萬旭利用McCallum-Goodfriend模型,求解出1992～2008年我國通貨膨脹的福利成本介于GDP的0.5699%～1.8732%之間,利用Bailey的方法,得到的通貨膨脹福利成本介于GDP的0.5635%～1.8055%之間。從其研究中看到,我國通貨膨脹的福利成本并不大,完全沒有必要對通貨膨脹過于緊張。

二、未來中國通貨膨脹福利成本的研究思路

1.現有研究中沒有涉及我國的現狀。我國目前仍處于市場化的轉型階段,美國市場化程度已經非常高了,簡單的模型套用是否行得通,能否加入市場化水平指標或者我國特有的國情因素,這些都會影響到對我國通貨膨脹福利成本的估計。

2.在貨幣需求模型中,采用了M1作為名義貨幣量,與Lucas的分析一致。用M1作為估計量是否恰當,是否可以用加權的貨幣總量來代替M1,即給各種貨幣資產賦予不同的權重,加總后作為新的名義貨幣量進入模型,重新對通貨膨脹的福利成本進行估計,這也是將來可以繼續進行研究的方向。

參考文獻

[1]龔六堂,鄒恒甫,葉海云.通貨膨脹與社會福利損失[J].財經問題研究.2005(8)

[2] Robert E.Lucas.JR.Inflation and Welfare[J].Econometrica, 2000(4)

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中圖分類號：F091.348　文獻標識碼：A　文章編號：1005－2674(2012)02－019－06

后凱恩斯主義經濟學(Post Keynesian Economics)是當代凱恩斯主義的一個重要分支，代表了強烈反對處于主流地位的新古典經濟理論和新古典綜合派的一般均衡分析方法，并努力為宏觀經濟分析提供可供選擇的多種研究方法而聯合在一起的經濟學家們的觀點。后凱恩斯主義經濟學特別是其在美國的分支(又被稱為后凱恩斯主義貨幣學派)，發展了凱恩斯在其著作中提出的不確定性、貨幣非中性、資本主義經濟運行的不穩定性思想，強調資本主義經濟的不穩定性在于不確定性和同貨幣――信用有關的那些問題，將凱恩斯的貨幣經濟思想發展為一種非均衡的宏觀經濟學分析框架，并運用該框架來分析資本主義現實經濟中的種種問題。2008年的美國金融風暴以及引發的全球經濟危機再次驗證了后凱恩斯主義經濟學提出的理論觀點，因此，這一學派的影響力必將進一步擴大。

一、生產的貨幣理論

在新古典經濟學的機械均衡的世界里，產量、就業及收入的實際水平是由真實部門的各種因素(資本、勞動、資源和技術等)決定的，貨幣供應量的變化只決定各種經濟變量的名義水平，而不能決定其實際水平。這就是說，貨幣是中性的，它充其量也只是罩在實際經濟部門之上的一層薄薄的面紗。新古典經濟學通常把經濟分成兩個部門，即實際部門和貨幣部門。實際上，生產要素之間的相互作用決定了各種經濟變量的實際值；在貨幣部門，貨幣的供給和需求以及流通速度(貨幣數量論)決定了各種經濟變量的名義值(價格水平)。新古典經濟學的“兩分法”抹殺了實物經濟和貨幣經濟之間的根本區別，它所研究的東西實質上就是在確定性條件下運行的物物交換，如果有貨幣的話，也只是作為交換的媒介在事后引進的。在新古典的沒有貨幣(或者貨幣只是買賣的中介)的確定性世界里，經濟體系會自動實現充分就業均衡。新古典經濟學的這種“兩分法”遭到凱恩斯的猛烈抨擊，他明確表示要打破這種兩分法，而使物價論與社會全體之產量及就業量發生密切接觸。在《通論》緒論中，他這樣寫道：“當我開始寫《貨幣論》時，我還遵循傳統路線，把貨幣看作是供求通論以外的一種力量。當該書完成時，我已有若干進步，傾向于把貨幣理論推展為社會總產量論?！迸c新古典經濟學貨幣理論的嚴重分歧使凱恩斯主張以微觀和宏觀兩分法代替新古典的兩分法，他提出了生產的貨幣理論，用以解釋有效需求在以不確定性為特征的世界中的波動。后凱恩斯主義者發展了凱恩斯關于貨幣非中性的觀點。他們提出，無論是長期還是短期，貨幣都是影響真實部門的一個重要因素。

后凱恩斯主義經濟學的貨幣理論是從凱恩斯關于分析使用貨幣的企業家經濟的方法演變而成的，該理論強調，資本主義是在不確定條件下的信用――貨幣經濟中運行的。因此對于現代資本主義的任何理論分析，如果不考慮貨幣的特殊性，以及貨幣在實踐上賴以發生作用的金融機構，那么這種理論就必然是干枯的，與現實沒有什么聯系。保羅?戴維森指出，企業家經濟“是一個有著兩項顯著不同的特征的體系”。首先，組織生產的是“一群企業主，他們付錢雇傭了生產要素，然后期望從產品的銷售中得到金錢補償”。第二，“不存在自動的機制保證付給生產過程中的投人要素的貨幣將被花費在工業品上。因此，企業主永遠無法確定他們能收回所有的貨幣生產成本。”維多利亞?奇克也指出：“《通論》代表著一個生產經濟模型，它使用貨幣，在時間中穿行，受到不確定性和出錯的可能性約束?！?/p>

與新古典經濟學強調貨幣的流通手段的職能不同，后凱恩斯主義者強調的是貨幣的貯藏手段的職能，因為貨幣是在不確定的世界中把現在與未來聯系在一起的東西。資本主義社會最基本的經濟活動是資本家為賺取利潤而進行的投資和生產活動。貨幣就是投資和生產得以實現和順利進行的必不可少的工具。在非物物交換的經濟中，由于不確定性不間斷地存在于所有的市場中，儲存貨幣就必然成為抵御不確定性的一種不可或缺的手段。這是因為貨幣作為一種特殊的資產，雖然具有零收益，但同時具有極大的流動性，這種流動性是其他資產所不具備的。所謂貨幣的流動性，是指貨幣無論作為一般等價物的特殊商品還是作為一般的法定支付能力隨時隨地(包括即期和延期)都能進行支付和償還債務。由于其材料的屬性(如體積小、自然損耗少等)，保藏貨幣的費用很低，甚至微不足道的，貨幣的這一特征與流動性結合在一起，使貨幣成為財富或價值的貯藏手段。貨幣之所以被用來作為貯藏手段，主要是因為未來的不確定性。這正如凱恩斯所強調的那樣，如果不確定性完全不存在，那么就無需在交易需求之外再保持一定量的現金，所有的閑置現金將自動地轉化為長期的盈利性資產，而貨幣作為財富貯藏手段的作用也就不復存在了。如果不是因為存在不確定性，凱恩斯問道：“為什么在瘋人院之外的每一個人都想把貨幣當作財富貯藏手段呢?”英國后凱恩斯主義者喬治?沙克林也指出：貨幣由于其所提供的流動性，可以推遲作出具有深遠影響的決定，貨幣是不確定性世界中的購買力的短期寄居所。

一旦貨幣作為貯藏手段退出了流通領域就存在導致危機的可能性，關于這一點馬克思早已指出過。后凱恩斯主義者則發揮了凱恩斯在《通論》第17章所講的關于現代貨幣的兩個特征思想，說明了為什么貨幣會影響真實部門的實際產出和就業，以及為什么資本主義的通常情況是有效需求不足。貨幣的第一個特征是：其生產彈性等于或幾乎等于零。這就是說，貨幣不是生長在樹上，它不像其他商品那樣，其需求增加和價格提高會使其供應量增加。在不兌現紙幣流通或者實行管理通貨的國家，紙幣的生產或發行都由國家嚴密控制，對于私人企業來說，絕對沒有生產紙幣權力，貨幣的生產彈性只能等于零。貨幣的第二個特征是：其替代彈性等于或幾乎等于零。這就是說，貨幣是獨一無二的，它不像其他商品那樣，其需求增加和價格提高會減少自身的需求量和增加其替代品的需求量。貨幣的替代彈性等于零是由于貨幣本身并無效用，它的效用來自于交換價值。作為一般購買力的代表，它可以換回任何其他商品，但其他商品中卻不具備這種效用。因此，人們不愿用其他商品來替代貨幣，貨幣的交換價值越高，人們越不愿用其他商品來替換貨幣，從而對貨幣的需求就越大。貨幣的這兩個特性對解釋有效需求失靈的起著決定作用：對于面臨更大的不確定性而引起的對靈活性需求的增加，即貨幣需求的增加，在貨幣供給不變的情況下，一方面會導致貨幣的價格――利息

率――上升；另一方面會導致非貨幣生產及相應的勞動力需求的減少。在這兩種情況下，貨幣都會對實際產出和就業產生決定性影響，正像凱恩斯所說的那樣，“貨幣是以一種實質性的和特殊的方式進入經濟體系之中的。”

后凱恩斯主義者不僅強調不確定性世界中貨幣的貯藏手段職能，他們還把注意力集中到了不確定性世界中貨幣的支付手段職能以及由此產生的債務問題上。從貨幣的這一職能產生的信用關系到資本主義發展到了極致――資本主義在本質上和根本上是一種信貸經濟。生產者之間、消費者之間以及生產著和消費者之間的相互欠債，貨幣資本的借貸關系，彌漫于每一個角落，從而形成一個接著一個的支付的鎖鏈，一旦個別人不能按期償還債務，這在不確定性條件下是必然的，這個互相連接在一起的支付鎖鏈就會從某一個環節中斷，從而引發金融危機。海曼?明斯基的金融不穩定性假說就是建立在貨幣經濟的信用和債務關系基礎上的，用以說明資本主義社會之所以頻繁爆發金融危機的原因。該假說既是一個資本主義經濟周期的模型，借以說明了金融危機與經濟周期發展的內在聯系；同時，它還表明金融危機是與金融自身內在的特征緊緊相關的，即不穩定性是現代金融制度的基本特征。美國后凱恩斯主義經濟學家、約翰斯?霍普金斯大學經濟系教授羅伯特?巴伯拉將明斯基的觀點總結為這樣兩句話：“經濟的長期健康發展使人們愿意去承擔越來越大的風險。當許多人進行風險賭博時，一絲沮喪之情便可引發災難性的后果?！彼麑?008年美國房地產市場暴跌列為“明斯基式危機”的一個經典案例。他指出，1966年至2002年間，房地產價格持續上漲，這反過來使主流經濟學家和房主們以為，房價永遠不會下跌。隨著房價上漲，人們在房地產市場里加大賭注，其形式就是次級抵押貸款、抵押再融資和復雜的金融衍生品。從2004年6月開始，為抑制通貨膨脹，美聯儲決定提高利率，聯邦基金利率最終達到5.25％。貸款利率提高后，人們對房地產的需求下降，導致價格回落。與此同時，拖延還款的現象顯著增加。首先被拖欠的貸款就是所謂的風險貸款或次級貸款。在貸款市場繁榮時，許多銀行利用抵押貸款發放擔保債券。當房屋價格下跌、消費者開始拖欠還貸時，投資者發現最好的做法就是拋出手中的債券。這樣一來，問題在短時間就轉移到銀行方面：它們沒有充足的資金應對這股拋售浪潮。許多銀行成為犧牲品。與此同時，債務成本提高，資產貶值使得許多家庭受到財產損失，從而造成消費、投資和信貸活動的相應縮減。

二、貨幣需求的融資動機

新古典經濟學認為，利率由投資和儲蓄這兩個實物因素決定，并調節投資和儲蓄使之相等，貨幣的供求不會影響實際利率，因此，貨幣是中性的。在《通論》中，凱恩斯對新古典經濟學的利率理論進行了批駁，并提出了全新的流動性偏好理論。凱恩斯認為，利率不是由投資和儲蓄決定的，而是由貨幣供求決定的。貨幣需求由交易動機、謹慎動機和投機動機組成。其中，交易動機和謹慎動機主要和收入相關，投機動機主要和利率相關。貨幣供給是由貨幣當局決定的貨幣數量。利率是一種價格，它使得公眾愿意持有的貨幣量恰恰等于現存的貨幣量。因此，貨幣的供求變化使利息率發生變化，而后者的變化通過影響資本邊際效率的變動傳遞到實際部門中去。后凱恩斯貨幣學派對凱恩斯在《通論》中的這些觀點，特別是對凱恩斯在《貨幣論》和《通論》發表一年后的幾篇論文提出的觀點加以補充和發展，提出了貨幣需求的融資動機新說。

早在《貨幣論》中，凱恩斯就與貨幣數量論作了徹底的了斷。他明確區分了工業和家庭這兩個部門為交易動機所持有的貨幣量，并指出兩者持有貨幣的動機不一樣，家庭部門主要是為消費的目的而持有貨幣，而工業部門持有貨幣的目的是為了生產和投資。馬歇爾的“劍橋方程式”只適合于前者，因為它是相對穩定的，且與收入保持固定的比例，這一方程式被凱恩斯形容為是一種“坐著的貨幣”。而后者由于經濟形勢的變化和未來的不確定性具有更大的波動性。這就是說，兩者的流通速度是不同的。凱恩斯因而否認了貨幣數量論和現代貨幣主義的一個主要信條，即在貨幣量和國民收入的名義水平之間存在著穩定的聯系，因此貨幣需求函數是穩定的或是可預測的。在《通論》中，凱恩斯沒有提及這一觀點，這被后凱恩斯主義經濟學家認為是從《貨幣論》上的一種倒退。然而，在《通論》發表的一年之后，凱恩斯在《就業通論》、《利率的替論》和《利率的“事前”理論》等3篇文章中明確提出融資動機(finance motive)的概念，將其作為傳統的交易需求之外的一種貨幣需求。他說，“我現在認為，當初我在分析貨幣需求的各種源泉時，如果能更加強調這一點就好了”。凱恩斯的貨幣需求的融資動機理論沒有受到新古典綜合學派的重視，但卻被后凱恩斯主義加以大大的發展。

后凱恩斯主義強調貨幣需求的“融資動機”，將其稱之為“第四種貨幣需求”。西德尼?溫特勞布甚至提出了貨幣需求七動機說。他認為，在現代經濟生活中，貨幣需求的動機可以擴展為七個：(1)產出流量動機；(2)貨幣――工資動機；(3)金融流量動機；(4)還款和資本化融資動機；(5)預防和投機動機；(6)彌補通貨膨脹損失的動機；(7)政府需求擴張動機。其中，除了第5項和第7項外，貨幣需求的其他動機都與融資動機有關。而一旦將貨幣需求的融資動機引入未來不確定性下的資本主義貨幣―金融體系的分析框架，就會得出貨幣非中性和資本主義經濟不穩定的結論。

所謂貨幣需求的融資動機，是指企業家在進行投資決策和實際完成投資這一時間間隔內產生的貨幣需求。這是發生在實際投資進行之前對貨幣的需求，它同計劃的投資有關，因為在進行投資之前，必須確保相應的資金供給，它是為了當前的投資決策所需要的一筆預先提供的現金。對出于融資動機的貨幣需求似乎適用暫時或非常短的時期，但是這種旨在為建設項目提供資金的“暫時性”的貨幣需將會特別巨大，特別是在經濟高漲期更是如此。事前投資的急劇增加造成了對事前資金需求的顯著增加，而除非銀行愿意按現行利息率提供更多的資金――這是不可能的，這種資金需求是不可能在不導致利息率上升的情況下得到滿足的。這正如凱恩斯所指出的那樣：“在企業家籌措資金的時候和實際進行投資的時刻之間，存在著一個空位期，在這個空位期，存在著對流動性的額外需求，但是卻不存在著它的額外供應”。利息率上升最終會導致實際產出的下降和失業的增加。在靈活偏好理論中加入融資性需求，這意味著在存量貨幣中加入流量貨幣，這樣就必然導致存量和流量的矛盾，從而造成利息率的不確定性和波動性。保羅?戴維森指出，在“融資動機”存在的情況下，IS－LM模型是不穩定的。因為由于“融資動機”的存在，投資增加必然導致貨幣需求的增加，也就是說商品市場與貨幣市場是相互聯系的，IS曲線和LM曲線也是相互影響的，當融資動機導致IS曲線移動時，LM曲線也隨之移動。

三、內生貨幣供給理論

貨幣供給的內生性是指貨幣供給的數量由經濟主體的需要內生決定的，中央銀行不能有效地控制貨幣供應量，而只能被動地適應經濟生活中對貨幣的需求。如果中央銀行只是部分地滿足了對于貨幣需求的增

加――這是更為可能的情況，那么，發生在貨幣部門中的變化就會通過利息率的變化外溢到實際部門中去。在后凱恩斯主流經濟學和貨幣主義的貨幣理論中，貨幣供給被視為由中央銀行決定的外生變量。不同之處僅在于它們對貨幣數量論以及貨幣供應量與名義收入水平之間聯系的強度有不同的解釋。后凱恩斯主義貨幣經濟學家從不同角度分析了貨幣的創造過程，提出了內生貨幣供給理論。這一理論完全是與主流經濟學所信奉的貨幣數量論對立的。正如斯蒂芬?羅西斯指出的那樣，一個充分發展了的內生貨幣供給理論需要毫不含糊地在三個方面直截了當地拒絕貨幣數量論：(1)拒絕資本主義經濟自然趨于長期充分就業均衡的概念；(2)拒絕關于貨幣需求是人均實際收入或一般物價水平的穩定函數的論點；(3)拒絕貨幣數量論中的由貨幣供應量到名義收入或一般物價水平的因果鏈的箭頭。后凱恩斯主義的內生貨幣供給理論的代表是溫特勞布－卡爾多模型。

溫特勞布模型是以他著名的工資定理為基礎的。根據這一定理，工資率的任何過度增加都將通過某種在單位勞動成本之上的事先決定的和穩定的加成而導致物價的上漲。由單位勞動成本的增加所導致的名義收入的增加將造成在既定實際產出水平上的交易貨幣(信貸)的需求的增加。溫特勞布假定貨幣的流通速度不變，那么要維持實際產出和就業水平，就必須完全滿足對貨幣的需求。因此，箭頭的指向是這樣的：貨幣工資上升成本提高利潤加成價格水平上升貨幣需求增加貨幣供應量增加。后凱恩斯主義者的這種觀點完全不同于貨幣主義者的觀點，后者認為，是貨幣供給量的變動造成了價格變動，所以箭頭的指向完全是相反的。

如果中央銀行斷然拒絕增加貨幣供應，過度的貨幣需求就會引起利息率的上升，并導致預料之中的凱恩斯式的結果，即通過乘數的作用，投資的減少將導致實際產出和就業的減少。在較低的實際產出水平上，貨幣需求將會減少，這就迫使貨幣的需求和供給實現相等，這一調整過程是通過實際產出和就業的減少來完成的。同樣的分析也可以應用于這樣一種情況，即貨幣供應量的增加只能部分地滿足貨幣的需求。在這種情況下，實際產出和就業就會下降，但下降程度比貨幣供應完全不增加時為少。在上述任何一種情況下，由于貨幣供應沒有或部分地滿足了貨幣需求的增加，物價水平將會提高，而產出和就業減少。這是溫特勞布對滯漲問題的解釋。在這里，滯漲是由溫布勞特的工資定理加上中央銀行的頑固態度所造成的。

尼古拉斯?卡爾多認為，在信貸――貨幣經濟中，任何時候貨幣供給量是由貨幣需求來決定，即貨幣供給直接隨著公眾對現金和銀行存款的“需求”變化而變化，這就是說，貨幣供應是內在的和受需求驅使的。他提出了決定貨幣供給變化的兩個因素：貨幣收入變化率與工資膨脹率。貨幣收入變化率是建立在比溫特勞布的單一工資理論廣泛得多的基礎之上，它取決于這樣一些因素：(1)需求壓力；(2)國內投資；(3)出口：(4)財政政策；(5)工資上漲率；(6)公共部門借貸需求的變動，等等。貨幣收入率和通脹率的變動使名義收入發生變動，從而導致貨幣需求量發生變動。如果不想引起災難性的經濟后果，貨幣當局除了滿足由名義收入變動引起的貨幣的交易需求的變動外，別無其他選擇。這意味著貨幣需求創造自己的供給。另一方面，利息率(貼現率)不是由競爭性金融市場上的供給和需求的相互作用而內生決定的，而是由中央銀行確定和管理的外生決定的貨幣的基本價格。利息率不是一個因變量，而是一個完全處于中央銀行控制下自變量。貨幣政策的目標是確定利息率，而不是貨幣存量。這意味著，中央銀行對貨幣供應量實際上并沒有控制能力?？傊泿判枨笫敲x收入的函數，而利息率則由中央銀行決定。貨幣需求的變化是利息率變化所導致的生產和收入水平變化的結果，利息率對“持有貨幣的愿望”沒有直接影響，只有因收入水平的變化所引致的間接影響。換言之，由貼現率變化所導致的利息率的變化對投資有直接影響，通過乘數――加速數模型，它又對收入造成了影響。因果關系的鏈條是這樣的：利息率下降投資增加收入按倍數增加貨幣需求增加。由此引出的貨幣需求的變化必須由作為“最后貸款人”的中央銀行予以充分滿足。

卡爾多的模型假定，在中央銀行所制定的和維持的任何利息率水平上，貨幣供給曲線的彈性是無限大的或是水平的。這意味著，貨幣需求創造了自己的供給，而這種供給能完全滿足經濟對貨幣的需求。這是對薩伊定律在貨幣部門的反用。問題恰恰就出在這里：如果內生的貨幣供給是完全有彈性的，金融部門的行為就沒有特別重要的意義，它僅是被動地適應實際部門發展的節奏而已。但實際上，在未來不確定性的資本主義貨幣――信用經濟中，貨幣供給往往不能完全適應信貸貨幣的需要。這意味著，資本主義金融體系是不穩定的和金融市場是非均衡的。由此必然會爆發資本主義金融危機和債務危機，并引發經濟周期性波動。

篇8

楊旭（1974-），男，北京人，講師，博士，主要從事宏觀經濟學和計量經濟學理論研究。E-mail：

摘要：

貨幣供給是內生的還是外生的？對此問題的回答直接影響到一國貨幣政策的制定思路與實施效果，因此需要我們給出清晰的回答。目前，對于我國貨幣供給內生與否的問題雖然已多有論述，但都存在明顯的不足?！巴馍f”缺少實證檢驗，“內生說”雖有大量的實證檢驗，但所采用的格蘭杰因果檢驗法存在嚴重的缺陷，這包括：（1）它偏離了經濟學關于判斷貨幣供給內生或外生的標準；（2）它在確定解釋變量時具有太大的隨意性。為此，本文首先明確了判斷標準；其次使用TSLS方法對我國貨幣的供求函數同時進行了估計。按照明確后的標準，估計的結果顯示我國貨幣供給在現階段依然是外生的。最后澄清了關于貨幣外生供給的一些誤解。

關鍵詞：貨幣供給；內生性與外生性；兩階段最小二乘法（TSLS）；單位根檢驗

中圖分類號：F830.6文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2012）12-0052-08

我國的貨幣供給究竟是一個內生變量還是一個外生變量？對這個問題的回答直接影響到我國貨幣政策的制定思路與實施效果。如果貨幣供給是外生的，就意味著央行可以主動地、相機抉擇地控制一國的貨幣數量，進而影響一國的整體經濟。如果貨幣供給是內生的，則意味著央行無法單方面地控制貨幣數量，因此單純的貨幣政策無法產生可預計的結果，對經濟的干預需要央行與政府共同綜合運用貨幣、財政和收入政策。顯然，如果央行主觀認為貨幣是外生的，但客觀上卻是內生的，那么貨幣政策的效果必將大打折扣，甚至對經濟體產生有害的影響。所以，需要對我國貨幣供給內生與否的問題給出明確的答案。本文通過實證方法對此問題進行了探討。

一、文獻綜述

在主流經濟學的視野里，任何一種商品，其均衡價格與數量都是由其供給與需求共同決定的。貨幣也不例外，它的價格（即利率）與數量（貨幣余額）也是由它的需求與供給決定的。但比較特殊的是，主流的經濟學教科書大多認為，貨幣的供給是外生的，即貨幣的供給曲線是垂直的[1]-[2]。

然而，在經濟學的發展歷程中，關于貨幣供給是內生還是外生的問題一直爭論不休。認為貨幣供給是外生決定的信條是來自于現代宏觀經濟學的鼻祖凱恩斯與貨幣主義的宗師弗里德曼，由此二人在經濟學的地位不難理解為什么“貨幣外生論”能夠成為主流觀點；與此同時，認為貨幣供給是內生的學者也是為數眾多，這包括：銀行主義學派中的圖爾、威爾遜、富拉頓等；馬克思的理論實際上也認為貨幣供給是內生的；熊彼特以及撰寫《貨幣論》時的凱恩斯本人也持有此類觀點；后期有卡爾多和“拉德克利夫報告”、格利、肖、托賓以及后凱恩斯主義者戴維森、溫特勞布、明基斯、摩爾、羅西斯等[3]。當然，在認為貨幣供給是內生的各種理論之間也有區別，例如，后凱恩斯主義者中有些學者認為供給曲線是水平的，這種觀點被稱為“適應性內生供給說”（accommodative endogeneity）[4]。而同學派中的其他學者則認為貨幣的供給曲線是具有正斜率的曲線，這種觀點則被稱為“結構性內生供給說”（structural endogeneity）[5]。

我國學者對這一問題也有廣泛的探討，同樣也有兩種觀點。

1.認為我國的貨幣供給是外生的

這部分學者可以分為兩類：一類是直接表明自己的立場；另一類則是以隱含的方式表明著自己的立場。前者如，史永東[6]使用Granger檢驗的方法檢驗出我國的M1或者M2對于GNP是外生的；魏巍賢[7]使用由Engle等[8] 提出的關于“弱外生性、強外生性，以及超外生性”的檢驗方法（簡稱EHR方法），檢驗出我國的貨幣變量是經濟活動的弱外生變量。

以隱含的方式表明著自己立場的學者則包括了目前所有試圖估計我國貨幣需求函數的學者（雖然他們有些人并沒有意識到這一點）。原因是，這些學者對貨幣需求函數的估計都采用的是單方程的估計，而如果貨幣供給是內生的，那么用單方程進行估計就是錯誤的。

因為如果貨幣供給是內生的，即貨幣供給曲線是傾斜的，那么用單方程估計就會產生系統性的偏差。所以，目前所有估計我國貨幣需求函數的學者們，無論是有意的還是無意的，都屬于貨幣供給外生論者[9] -[16]。

2.認為我國的貨幣供給是內生的

這部分學者，按照研究方法的不同也可以分為兩類：（1）以定性分析方法為主。包括：巴曙松分析了我國經濟轉軌期間貨幣乘數的內生機制[17]；孫伯銀認為，我國“1997年前貨幣供給是政治內生性為主，1997年后貨幣供給轉向市場內生性”[18]。崔建軍的分析則說明貨幣供給內生與否取決于貨幣的發展形態、相應的供給機制，以及整個社會的基本經濟制度，而目前我國的貨幣供給是內生的[19]。王國松論證了我國基礎貨幣的供給存在制度內生性，信貸供給存在需求內生性，從而認為我國貨幣供給具有較強的內生性[20]。（2）以定量分析為主，或定量定性相結合。如一些學者等使用Granger檢驗方法檢驗出我國的貨幣供給是內生的[21]-[23]。

二、現有研究的不足

在筆者看來，無論是“外生論者”的研究，還是“內生論者”的研究都有較為嚴重的缺陷。首先，對此問題的研究不能只限于定性分析，因為有些通過定性分析確認的作用機制（如內生性的機制）即使存在，也還有一個作用力是否顯著的問題。其次，無論是“外生論者”還是“內生論者”，目前的定量分析大多使用“格蘭杰因果檢驗”的方法，但該方法在檢驗貨幣供給內外生問題上存在著很大的缺陷。具體原因是，使用該方法進行檢驗是遵循如下一個基本的邏輯：一個變量X如果是某個系統A的內生變量，則在系統A中，一定存在某些變量是引起X變化的原因。因此如果用“格蘭杰因果檢驗”的方法在“系統A”中，找出了一些變量確實能夠“格蘭杰引起”變量X的變化，那么就說明變量X是系統A中的內生變量。這一邏輯雖然不錯，但在研究貨幣供給量內生與否的問題時，如何確定一個合理的“系統邊界”是一項關鍵而困難的工作。因為一個變量是否為內生變量，主要取決于該變量所處的系統邊界在何處。如果把整個地球作為研究系統，那么所有的經濟變量都將是內生的。而在研究貨幣供給的內生性問題時，應該將其放置于一個多大的系統中才恰當？并沒有人給出令人滿意的答案。正是由于存在著這樣一個障礙，所以導致了在這一類研究中，在確定哪些變量是“格蘭杰引起”貨幣供給量的問題上，存在一定的任意性，例如，李曉華等檢驗出“物價和投資”是貨幣供應量的格蘭杰原因[21] ；寧詠用“經濟增長率”作為外生解釋變量來檢驗是否“格蘭杰引起”了貨幣供給增長率的變化[22]；黃武俊和陳漓高用“匯改后凈國外資產增量變化”來檢驗是否“格蘭杰引起”基礎貨幣增量變化[23]。此外，魏巍賢使用的EHR方法[7]其實也存在同樣的問題。這種對系統邊界確定的隨意性導致上述檢驗結果差異很大。例如，史永東[6]、魏巍賢[7]檢驗的結果是貨幣供給是“弱外生”的。而其他人，如，寧詠[22]、李曉華等[21]的檢驗結論卻是相反的。

筆者認為對貨幣供給內生與否的研究，首先應該有一個明確的判斷標準。有許多文獻將中央銀行能否完全控制貨幣供給量作為判斷的標準。這樣的定義其實是不恰當的，因為關于什么是“完全控制”？并沒有準確的定義。實際上，即使是“內生變量”也是可以控制的，比如，某商品的市場價格（這是一個標準的內生變量），也可以通過稅收、最高限價與最低限價等方法來控制。所以，正是由于存在這樣一種不恰當的定義與判斷標準，才使得關于這方面的討論觀點林立、糾纏不清。關于貨幣供給是否是內生的，筆者認為，應該從經濟學最基本的觀點出發給出判斷條件。這個條件的內容就是：在“利率—貨幣數量”的系統（坐標圖）中，供給曲線是否垂直。或者說，貨幣供給是否與利率有關，如圖1所示。

本文即是按此邏輯，利用我國的季度數據，以聯立方程回歸為工具，同時估計出我國的“貨幣供給函數”與“貨幣需求函數”，之后通過檢驗“貨幣供給函數”中的“利率”與“貨幣數量”之間是否存在顯著相關關系的方法，驗證我國貨幣供給到底是內生還是外生的。

三、貨幣供求函數形式的確定

要進行聯立方程的回歸，首先需要確定貨幣需求函數與供給函數的具體形式。

1.確定貨幣需求函數的具體形式

在筆者所閱讀的文獻中，所有試圖對我國貨幣需求函數進行估計的工作中，無論是采取凱恩斯主義還是貨幣學派的理論，引入的變量都可分三類：規模變量、機會成本變量，以及制度變量。用公式表示：

其中，MP表示實際貨幣余額；S表示規模變量；OC表示機會成本變量；IN表示制度變量。

只是在選擇具體的指標時，不同的學者有不同的看法，如，易綱引入的是“實際GDP、利息率、對通貨膨脹的預期，貨幣化指數（城市人口比例）以及國際收支余額”[9]；易行健引入的是“實際GDP、一年期存款利率、通貨膨脹率，以及麥金農的金融深化指標”[13]；蔣瑛琨等使用了“實際GDP、存款利率、中國經濟貨幣化程度”三個指標[15]；王曉芳與王學偉使用的是“實際GDP、一年期定期存款實際利率、股市市值、預期通貨膨脹率”[16]。

目前尚沒有一個標準去評判到底誰的選擇是正確的。李少斌與劉朝陽考察了五種形式的貨幣需求函數，認為效果都不錯，但變量越多，“協整關系”的可能形式也就越多，因此不建議使用變量過多的函數形式[24]。本文的主要目的只是探討貨幣供給的外生與否的問題，因此本文采取的策略是：先確定一個基本的函數形式，然后嘗試幾種變形，以期待得到一個相對穩定的結論。具體的工作如下。

本文在選擇貨幣需求函數所需引入變量的問題上，持以下觀點：

（1）所選變量均采用“名義量”。這包括：被解釋變量選擇的是名義貨幣供給量“M1”，規模變量選取的是“名義GDP”，以及名義利率等等。這樣做，一方面可以不用單獨考慮價格因素，從而可以減少解釋變量的數目，增加自由度；另一方面，由于是做聯立方程的回歸，有些變量是同時被引入到兩個方程，因此在考慮兩個方程的變量選擇時，名義量更合適。

（2）對于規模變量的選擇，本文認同貨幣主義的觀點，認為應該引入“持久性收入”更合適。具體的處理，見后面的計量過程。

（3）對于制度變量，本文認為沒有必要引入。因為所有的制度變量對貨幣需求的影響都已經體現在貨幣收入的大小里了。例如，原來我國的貨幣化程度低，家庭不用自己買房子、看病統籌醫療等等，這些因素對貨幣需求顯然是有影響，但其作用機制并不是獨立的，而是首先使得家庭的貨幣收入低下，然后影響貨幣需求的行為，所以沒有必要單獨加入制度變量。持有類似觀點的學者還有何運信[25]。由于本文的計量研究使用的是季度數據，因此在較大時間范圍才起作用的制度因素也不應被引入。實踐中，許多人加入此類變量，其目的之一是為了使得回歸的擬合程度更高。但從本文后面的計量研究的結果看，沒有這個變量，回歸的擬合依然很高，甚至是更高，因此有理由認為不需要引入制度變量。

（4）對于體現機會成本的變量，本文嘗試三種選擇：一是只引入利率；二是同時引入利率和上證指數；三是引入利率和上證指數的滯后值。具體的利率指標，本文選用“一年期銀行貸款利率”，而不是其他學者經常使用的“一年期國債收益率”或“一年期存款利率”。原因如下：

①不使用“國債收益率”的原因。

主流經濟學教科書在解釋利率與貨幣需求之間的關系時，犯了“合成謬誤”的錯誤。具體而言，布蘭查德[1]與多恩布什[2]的教科書是這樣解釋的：當債券收益率提高時，人們會放棄所持有貨幣，轉而購買債券，從而貨幣需求下降。因此，利率與貨幣需求是負相關的。這個結論對于個體而言是正確的，但對于整體就不一定了。因為如果一個家庭所購買的債券是從其他家庭或非銀行機構的手中購買的，那么總體的貨幣需求量沒有改變。只有當家庭或企業是從央行或銀行手中購買債券時，總體的貨幣需求才會下降。所以，只有當一國貨幣當局所進行的公開市場業務的規模達到一定水平時，用債券收益率來做貨幣需求的解釋變量才是合理的。而我國央行目前對債券買賣的規模相對而言并不是很大。所以本文沒有使用“債券收益率”

②不使用“存款利率”的原因。

首先，考慮到“利率變量”是要同時被引入到供給函數和需求函數這兩個方程之中的。而在貨幣的供給過程中，顯然商業銀行的貸款行為直接的是與貸款利率相關，所以在供給函數中沒有理由引入存款利率。其次，在貨幣的需求方面，引入貸款利率同樣可以解釋得通。例如，當貸款利率上升時，企業與家庭的貸款就會下降，從而造成對貨幣需求的下降。反之亦然。所以，本文認為利率變量使用“貸款利率”更合適。

③引入“股票指數”的原因。

近年來，股票已經成為我國家庭與企業重要的金融資產保存形式，2007年滬深股市的總市值更是超過了我國當年的GDP，因此，買賣股票的行為與人們對貨幣的需求之間應該存在著很大的關系。但是，二者之間究竟是什么樣的關系，筆者并未做深入研究，因此無法具體說明二者應該是正相關還是負相關。雖然已有學者對此問題進行了研究，如張笑冰[26]、王曉芳與王學偉[16] 等，但結果并不一致。正是這種不確定性導致本文嘗試兩種情況：引入當期股指、引入滯后一期的股指。

根據上述討論，本文確定以下三種貨幣需求函數形式：

其中，M是名義貨幣需求量；Y是名義收入；r是銀行貸款名義利率；SI是股票指數；SI（-1）是滯后一期的股指?！?、-”分別表示理論上已明確的Y和r分別與M之間的關系方向；因“股指SI”與M的關系不明，所以標為問號“？”。

2.關于貨幣的供給函數

根據上述論證，本文認為“貨幣的供給函數”可構造為如下的一般形式：

3.貨幣供求函數的計量模型

綜合以上分析，本文所構造的貨幣的供求函數方程組的一般形式可表示如下三個模型。

模型一：

模型二：

模型三：

對于實際的計量分析，需要給出具體的函數形式，本文將具體的形式設定為：

模型一：

模型二：

模型三：

四、計量分析

本文將以聯立方程組（6）—（6）″式為基礎，使用2004—2009年的季度數據進行回歸分析。

1.數據處理

第一，對于“名義收入（Y）”，由于是季度數據，所以該序列呈現明顯的季節波動，該波動將嚴重影響回歸的質量，因此在進行回歸分析之前，需要進行季節性調整。本人使用X11對原序列進行調整，之后再進行對數處理。

第二，對于“利率r”，本文使用“一年期貸款名義利率”。由于該變量沒有現成的季度數據，所以本文先構造該變量的月度數據，然后再構造成季度數據。在構造月度數據的過程中，采用加權平均的方法，比如，2006年8月份，前19天利率為5.85，從第20天開始變為6.12，那么該月的平均利率=5.85×19/31+6.12×（1-19/31）≈5.95。從月度數據向季度數據轉換時，使用Eviews的自動轉換功能（加權平均）。

第三，法定準備率（ ）也需要進行手工處理，方法及過程“利率”的處理方法相同。

第四，股票指數。本文選用上證指數在每個季度的最大值。

第五，貨幣數量使用M1。

數據總結如表1所示。

2.各變量的平穩性檢驗

3.應用兩階段最小二乘法（TSLS）估計供求函數的各項參數

需求函數和供給函數的估計結果如表2、表3所示。

4.模型殘差的平穩性檢驗

經檢驗，三個模型的需求函數及供給函數的殘差都是平穩的，因此可以說三個模型都不太可能出現“偽回歸”的問題。當然三個模型拒絕“偽回歸”的可能性是不一樣的，相對而言，模型三以更大概率拒絕。同時考慮其他的顯著性指標后，筆者認為模型三最可靠。因此，如果要估計我國貨幣的需求函數，可以考慮使用模型三中需求函數的形式（這里只給出結果，如需檢驗過程，請與作者聯系）。

5.計量結果

首先，三個模型的擬合度都很高，主要變量都通過了顯著性檢驗（常數項除外），各項系數的正負號也與理論預計的相一致，而且殘差經檢驗都是平穩的，所以可以認為這些模型的建立是成功的。

其次，計量結果顯示，在考察期內，三種模型都顯示出：貨幣供給函數中利率系數的估計量都沒有通過顯著性檢驗。因此，無法拒絕“利率前的系數是零”的結論。換言之，在（r，LnM1）的坐標系中，貨幣供給曲線最有可能的形態是垂直的。因此，本文得出結論：在現階段我國的貨幣供給依然可視為外生變量。

6.對可能的批評提供的補充說明

（1）三個模型中的貨幣供給曲線的常數項都沒有通過顯著性檢驗，因此如果去除掉結果會怎樣？筆者對三種情況都進行了嘗試。結果是利率同樣不顯著。

（2）如果表示機會成本的變量中引入“通貨膨脹”變量，結果會怎樣？本人對三種情況都進行了嘗試。結果是：通貨膨脹變量本身都不顯著，而且利率依然不顯著。原因是，上述研究使用都是名義量，價格變化的因素已經包含其中了。

（3）如果使用其他利率變量，結果會怎樣？筆者使用一年期存款利率，結果是一樣的，而且顯著程度均有所下降。

（4）貨幣的供給曲線會不會是非線性的？有可能，但筆者沒有進行研究。

由于篇幅所限，上述計量的過程省略。

五、總結

根據本文計量分析的結果，目前我國的貨幣供給依然是一個外生變量。其中的原因很復雜，但直接原因顯然只能是：商業銀行的貨幣供給行為對利率不敏感。因為如果貨幣供給是內生的，即供給曲線是一條向右上方傾斜的曲線，那么就意味著，當利率上升時，商業銀行會多提供貸款。而現實中，一方面貸款利率的提高不一定意味著“利差”的擴大；另一方面，貸款利率的上升在提高了收益的同時也加大了貸款的風險。因此，兩方面原因導致商業銀行的貨幣供給行為對利率并不敏感。此外，在我國，存貸款利率還不能完全反應出市場的供求，這也是我國貨幣供給外生性的另一個重要原因。

貨幣供給的外生性意味著，在短期內我國的央行依然可以通過相機抉擇的貨幣政策干預社會的經濟生活。但與此同時，一些關于“貨幣外生供給”似是而非的論斷也需要做出澄清：

1.貨幣供給具有外生性并不意味著貨幣政策的中間變量應該選擇貨幣數量

一個變量是否適于作為央行的中間目標與該變量是否為內生變量沒有關系。在許多國家中，作為中間目標的“利率”本身就是一個內生變量。雖然有越來越多的國家把利率（而不是貨幣數量）作為中間變量，但主要原因是貨幣數量的信息不容易獲得，決策者在得到該信息時會有較長的時滯與信息失真，因此控制起來難度很大；相反，對利率信息的獲悉則非常便捷，因此調控起來相對容易得多。所以，本文在論證了我國貨幣供給依然是外生變量之后，并不認為應該將貨幣數量作為中間目標。

2.貨幣供給具有外生性并不意味著一國的央行在貨幣供給上可以“為所欲為”

央行在決定貨幣供給量時一定有自己的目標，如通貨膨脹率目標、經濟增長目標、匯率目標等等。因此，絕不可能在貨幣供給上“為所欲為”。但這樣一來是否出現矛盾？因為通常許多人認為“貨幣供給外生論”等同于認為央行可以任意移動垂直的供給曲線。這里需要澄清的是：判斷一個變量的外生與否，取決于我們考察的系統范圍。經濟學將判斷貨幣供給外生與否的定義確定為貨幣供給量是否與“利率”相關，即明確了考察的系統邊界是“利率—貨幣供給量”。而如果我們擴大了這個邊界，比如考慮整個經濟系統，那么貨幣供給量當然就是內生的，因為央行的決策一定會受到其他變量的影響。這就是為什么許多學者利用格蘭杰因果檢驗的方法驗證了我國的貨幣供給是內生的，因為他們檢驗出的實際上是在更大的系統中，類似經濟增長、通貨膨脹等經濟變量內生引起了貨幣供給量。

參考文獻：

[1]奧利維爾·布蘭查德.宏觀經濟學[M].劉新智等譯，北京：清華大學出版社，2010.

[2]魯迪格·多恩布什，斯坦利·費希爾，理查德·斯塔茲.宏觀經濟學[M].王志偉譯，北京：中國人民大學出版社，2010.

[3]胡宗偉.外生與內生貨幣供給理論評述[J].上海金融學院學報，2006，（1）.

[4]Basil， J.M. The Endogenous Money Supply[J].Journal of Post Keynesian Economics， 1988，10（3）：372-385.

[5]Thomas，I.P. The Endogenous Money Supply： Consensus and Disagreement[J].Journal of Post Keynesian Economics，1991，13（3）：397-403.

[6]史永東.我國貨幣供給內生性和外生性的實證研究[J].統計研究，1998，（1）.

[7]魏巍賢.中國貨幣供給的超外生性檢驗[J].系統工程理論與實踐，2000，10）.

[8]Engle，R.F.，Hendry，D.F.，Richard，J.F. Exogeneity[J].Econometrica，1983，51（2）：277-304.

[9]易綱.中國的貨幣供求與通貨膨脹[J].經濟研究，1995，（5）.

[10]劉斌，黃先開，潘虹宇.貨幣政策與宏觀經濟定量研究[M].北京：科學出版社，2001.

[11]吳衛華.中國貨幣需求函數的協整分析[J].上海財經大學學報，2002，（1）.

[12]汪紅駒.用誤差修正模型估計中國貨幣需求函數[J].世界經濟，2002，（5）.

[13]易行健.中國的長期均衡與短期動態貨幣需求模型估計（1978—2002）[C].2003年經濟學年會論文.

[14]王莉.中國貨幣需求函數的誤差修正模型估計：1995-2004[J].上海金融，2005，（10）.

[15]蔣瑛琨，趙振全，劉艷武.中國貨幣需求函數的實證分析——基于兩階段（1978-1993、1994-2004）的動態檢驗[J].中國軟科學，2005，（2）.

[16]王曉芳，王學偉.中國股票市場對貨幣需求的影響[J].財經科學，2008，（3）.

[17]巴曙松.轉軌經濟中的貨幣乘數波動與貨幣控制[J].國際金融研究，1998，（1）.

[18]孫伯銀.貨幣供給內生的邏輯[M].北京：中國金融出版社，2003.7.

[19]崔建軍.貨幣供給的性質：內生抑或外生[J].經濟學家，2005，（3）.

[20]王國松.貨幣供給的制度內生與需求內生實證研究[J].財經研究，2008，（6）.

[21]李曉華，侯傳波，陳學彬.我國貨幣內生性問題的實證研究[J].上海財經大學學報，2003，（10）.

[22]寧詠.內生貨幣供給：理論假說與經驗事實[M].北京：經濟科學出版社，2002.

[23]黃武俊，陳漓高.外匯資產、基礎貨幣供應與貨幣內生性——基于央行資產負債表的分析[J].財經研究，2010，（1）.

[24]李少斌，劉朝陽.我國貨幣需求函數結構比較研究[J].上海金融，2007，（9）.

篇9

弗里德曼最著名的代表作是他與安娜?施瓦茨合著的《美國貨幣史（1876～1960）》。《貨幣的禍害》（Money Mischief）可以當作《美國貨幣史》的濃縮精華版，該書是弗里德曼晚年對自己半個世紀貨幣研究的總結，也是對貨幣主義最明晰的表達，為大眾了解弗里德曼的貨幣思想提供了可能。

弗里德曼從歷史的角度分析了國際價格水平和貨幣的聯系。從雅浦島上的石幣到今天廣泛使用的紙幣，從希臘、羅馬的鑄幣經驗到英國16世紀格雷欣時代的“劣幣驅逐良幣”，從18世紀法國約翰?勞一手炮制的“密西西比股災”到20世紀早、中期美國的白銀采購計劃加速了中國政府的，弗里德曼用歷史事實展現了一系列貨幣的“禍害”。

弗里德曼講歷史并非常見的敘述方式，實證經濟學方法論有力地支撐了他的論點，并且對計量經濟學和小型模型的建立帶來了有益影響。比如，弗里德曼重新定義了一度被經濟學界拋棄的貨幣數量論，他建立了一個真實的貨幣需求函數，著重研究貨幣需求和名義收入之間的關系，它包括債券收入、股票、實物資本和人力資本的收益，以及預期通貨膨脹率。這項非常專業的數學評估顯示了弗里德曼一再強調的論點：貨幣存量的變化給予經濟活動水平強有力的影響，盡管伴隨一個很長而且可變的滯后期。這點被凱恩斯忽略了。

弗里德曼深刻意識到過度擴張的貨幣政策蘊藏的通脹風險，他強烈主張建立一個嚴格的、量化的貨幣政策，就黃金在貨幣基礎上的價值制定嚴格的指導方針，通過這種方式避免通貨膨脹。弗里德曼宏觀經濟學的一個不大被人認識、但是很根本的命題是，他認為過去的經驗和對未來的預期對于現階段的行為的影響是十分重要的。這一命題使他在分析貨幣需求和消費函數時著重使用了持久收入的概念，并在解釋通貨膨脹時強調價格預期的作用。弗里德曼一生都致力于通過實證方法深入研究通貨膨脹率及其變性與政治經濟后果的聯系問題。

篇10

一、靜態一般均衡分析

巴廷金的靜態一般均衡分析是其動態一般均衡分析的基礎。他的一般均衡模型具有若干基本假定：1．工資和價格的變動具有充分的靈活性；2．經濟行為的主體不具有“貨幣幻覺”；3．不存在“分配效應”；4．政府不發行付息債券和不進行公開市場的活動；5．不存在銀行系統和非銀行系統的金融中介；6．不考慮預期的影響；7．充分就業。在此基礎上，巴廷金構造了一個由商品、貨幣、債券和勞動（力）四個市場組成的模型。其結構方程組為：

ko是固定資本設備數量，為一常數；r是利率；yo是實際國民總收入，等于實際國民總產量，為一常數；Mo是名義貨幣供給量，為一常數；

從模型設定的角度看，巴廷金的一般均衡體系主要具有以下特點：

1．把實際余額引入消費函數和其它市場的供求函數。巴廷金消費函數分析的基礎是凱恩斯的收入支出分析。他根據凱恩斯的絕對收入假說，同樣把消費者的支出水平視為其收入水平的函數，假定隨著收入的增長，消費者的邊際消費傾向遞減；但他同時認為，消費者的支出水平也決定于消費者的財富存量。在巴廷金看來，在不兌現紙幣流通的所謂“貨幣經濟”中，代表財富存量的實際貨幣余額是影響消費支出的一個重要因素。任何一個消費者總是希望在他的現金余額與他的計劃開支之間保持一種恰當的比例，這種比例的確定，“客觀上決定于隨機支付過程的特點或處罰成本（Penalty cost）①，主觀上決定于消費者對不便利或現金短缺風險的評價?！雹谌绻F金余額的存量超過了消費者認為是必要的水準，他就會增加消費支出；反之，將減少消費支出。而消費者借以判斷其貨幣余額是否充分的標準，就是所謂實際貨幣余額。實際余額對消費需求的這種影響，被巴廷金稱為“實際余額效應”。他認為，這是財富存量影響消費需求的一種表現形式，而在“通常的消費需求理論中”，卻“被忽視了”（第18頁）。這種實際余額效應是巴廷金一般均衡分析的主要作用機制。

2．否認貨幣需求對利率的下降具有無限彈性。巴廷金的貨幣需求分析是以凱恩斯的流動偏好分析為基礎的。他根據凱恩斯關于人們持有貨幣動機的假說，也把貨幣需求歸結為所謂“交易動機、預防動機和投機動機”作用的結果，從而把貨幣需求視為國民收入、利率以及實際余額的函數。但是，他認為，貨幣需求曲線雖然對利率具有負斜率，但并不存在所謂“流動陷井”。其原因在于，利率的變動引起了經濟體系中其它市場的變動。具體地說，利率的下降將引起：（1）居民對消費品計劃總支出的增長；（2）企業對投資品計劃總支出的增長；（3）居民對企業發行的債券持有量下降；（4）居民自己發行的債券總量增長；（5）企業發行的債券總量增長。而只要利率的下降所引起的貨幣流入量（第4、5）大于貨幣流出量（第1、2），則不論利率等于何值，貨幣需求量都是繼續增加的；反之，都是減少的。從而就貨幣市場而言，不存在貨幣需求對利率的無限彈性。

3．提出均衡利率的水平是以一般均衡的方式在所有的市場上同時被決定的。他認為，利率是影響企業的生產活動和居民選擇財富保存形式的重要因素。由于利率水平影響企業的生產成本，因此，只有在所謂“資本的邊際生產力”大于或等于利率時，企業才出售債券；而同時，利率又是反映消費者的所謂“時間偏好”和“測度保存一單位貨幣而不持有生息資產的機會成本”③的標準，從而利率也必然影響消費者在消費與儲蓄、債券需求與貨幣需求之間的選擇。因此，“當整個經濟社會處于均衡時，利率必然同時等于流動（liquidity Service）、資本的生產力和時間偏好三重邊際（threefold margin）”④。從而均衡利率必然是在所有的市場上同時被確定的。他認為，新古典經濟學關于債券市場決定利率的可貸資金學說和凱恩斯關于貨幣市場決定利率的流動偏好學說，從瓦爾拉斯定律（Walras Law）的角度看，實際上是等價的；從而完整的利率決定分析不可避免地要以一般均衡的方式在所有的市場上同時進行。（第375—377頁）此外，利息率的變動存在著一個下限，這是由于在低于一定的利率水平的情況下，人們寧愿保存“具有流動性”的貨幣和購買商品，而不愿持有“缺乏流動性的債券”（第69頁）。因此，債券需求函數的特點決定了在債券市場上存在著一個雖非常數但總是存在的最低利率。

巴廷金靜態一般均衡分析的核心，是通過把絕對價格水平引入商品需求方程，提出價格水平的變動會通過實際余額的變動影響商品需求，而把絕對價格水平的決定和商品的供求聯系起來；從而試圖論證，由于實際余額效應的作用，他所設定的經濟模型存在著一般均衡的可能性，并且這種均衡具有唯一性和穩定性。

巴廷金采用了計算方程數和未知數數目的“傳統方法”①來論證其一般均衡體系具有唯一的均衡解。他推論，由

爾拉斯定律，結構方程組線性相關；所以，只有三個方程獨立。因此，根據線性方程組解的判別定理，推出方程組解存在且唯一。即p=po，

巴廷金進一步假定，勞動市場的貨幣工資率對超額的勞動供求存在著足夠迅速的反應，其均衡值不受其它變數變動的影響。因此，均衡的穩定性可從兩個市場（例如商品市場和債券市場）的分析推出。他認為，當商品市場和債券市場同時處于非均衡狀態時，如果價格小于均衡價格水平，利率大于均衡利率水平（反之類似）。在這種情況下，一方面，價格的下降將使消費者的實際余額增加，從而產生實際余額效應；提高商品需求曲線，產生使價格上漲的壓力。另一方面，利率的上漲，在減少債券供給的同時，引起了債券需求增加。其結果，導致利率開始下降。但是，利率的下降，由于提高了債券的價格，從而會使消費者的一部分購買力轉向商品需求，和價格下降產生的實際余額效應一起影響商品市場，增加商品需求，推動物價上漲；而價格的上漲，由于刺激了投資品的需求，又會反過來影響債券市場，增加債券供給，減少債券需求。這樣，經過反復的調整，依靠市場的相互作用，當所有消費者和企業的實際余額達到理想狀態時，整個經濟將重新實現一般均衡。

由此可見，巴廷金的靜態一般均衡分析突出地強調了貨幣因素和實物因素的相互影響以及所有價格、供給和需求量的同時決定。他認為，上述一般均衡分析具體地再現了瓦爾拉斯的“嘗試過程”（the process of

每種價格又都影響所有市場”（第376頁）的“貨幣經濟”中，絕對價格水平的決定不可能脫離各個市場的供求狀況，而所有市場的供求函數也不可能不受到絕對價格水平的影響；從而“任何非均衡狀態的存在，都會自動地引起校正力量（correct force）的作用，而最終消除這種狀態。反之，一旦均衡實現，市場力量的作用，將使進一步的變動停止”（第234頁）。因此，他認為，在貨幣因素和實物因素相互作用的基礎上，他所設定的經濟模型存在著所有市場同時實現均衡的可能性，并且這種均衡具有所謂唯一性和穩定性。

二、動態一般均衡分析

巴廷金的動態一般均衡分析主要分為三個方面：

1．貨幣數量增長的動態效應。貨幣數量的增長對于均衡價格和均衡利率究竟具有何種影響，一直是新古典貨幣理論與凱恩斯貨幣理論的重要分歧點。巴廷金關于貨幣數量增長的動態考察試圖通過實際余額效應的分析，重新肯定貨幣數量說的傳統結論。他假定，政府增發的新貨幣是一次性的，它通過兩條途徑進入經濟體系：（1）政府直接把印發的新貨幣投放商品市場以增加政府的購買力；（2）通過銀行系統把新貨幣注入經濟體系。

巴廷金認為，當第一種情況出現時，在商品市場上將有兩種力量對商品需求產生上漲的壓力：第一，總需求中的政府需求將增長；第二，由于總實際余額的增長，在實際余額效應的作用下，投資和消費需求也將增長。兩種力量共同作用的結果，將使總需求曲線偏離原有的均衡位置，導致通貨膨脹缺口的出現。但是他認為，商品市場通貨膨脹缺口的存在將會引起市場機制的作用。在商品市場出現超額需求時，價格將開始上漲；從而在負的實際余額效應的作用下，減緩商品超額需求的壓力。當價格的上漲比例小于貨幣數量增長的比例時，實際余額將繼續大于貨幣量增長以前的水平，從而通貨膨脹缺口繼續存存；反之，將會導致衰退缺口。而只有在價格與貨幣作同比例上漲，即“經濟中的實際財富恢復到原有的水平時”（第238頁），商品市場才會處于一種均衡狀態。

在巴廷金看來，新貨幣注入商品市場，也會引起債券市場的波動。由于實際余額的增長，債券的供求曲線都會向上偏移，從而使利率下降，并引起所有市場的進一步調整；刺激投資品的需求增長，加劇價格上漲，引起利率回升?！爱攦r格的上漲完全吸收了增長的貨幣數量時”（第239頁），利率重新回到原有的均衡水平。當新增的貨幣量通過第二條途徑注入經濟體系時，雖然銀行本身不作為買者或賣者出現在商品市場上，但新貨幣的注入使銀行存款增加，從而導致債券需求增長，利率下降。因此，會產生和第一種情況類似的動態調整過程。

巴廷金的結論是，不論在何種情況下，貨幣數量的增長都將引起“均衡價格水平的同比例上漲”，“但使均衡利率的水平保持不變。”（第238、241頁）換言之，由于貨幣量的增長不影響經濟體系的“實際狀態”，貨幣數量增長的效應是“中性的”。但是，他強調，利率的不變性是作為動態過程的結果來看的。在動態調整的過程中，利率不僅是可變的，而且這種變動構成了動態調整的“一個關鍵性因素”（第239頁）。因此，巴廷金關于貨幣數量增長效應的分析，可以看成是一種重新表述的“動態”貨幣數量說。從比較靜態的角度看，它與新古典的貨幣數量論是一致的；但從動態過程的角度看，又同時吸收了凱恩斯的貨幣分析。而他整個貨幣數量增長動態分析的基礎是實際余額效應。

2．“擴大的”流動偏好分析。巴廷金認為，凱恩斯的流動偏好分析是一種狹義的分析。他把流動偏好變動的效應僅僅歸結為影響人們對貨幣與債券所做的選擇；實際上流動偏好的分析可以擴大到一種“更為一般的”（第244頁）情況，即人們對貨幣、債券與商品三者進行選擇。他假定，在動態分析中，流動偏好的變動效應“中性”，即它只影響以貨幣為一方，以債券和商品為另一方的財富持有形式的選擇，而不影響人們在商品與債券之間的選擇。

巴廷金認為，流動偏好的增長最初將產生兩方面的效應：（1）商品需求曲線下降以及隨之產生價格下降；（2）債券市場的需求曲線下降、供給曲線上升以及隨之產生利率上漲。隨著價格的下降，實際余額效應將會把商品需求拉上，并使債券供給下降、債券需求增長，從而使利率的上漲發生逆轉。他認為，這種動態調整過程最終將終止于新的均衡重新實現。在新的均衡點，價格水平低于初始狀態而均衡利率保持不變。在新的均衡價格水平上，累積的實際余額效應將足以彌合商品市場的衰退缺口，并使債券市場的利率回到初始狀態。因此，流動偏好的變動不影響均衡利率的穩定性。從而他認為，“新古典經濟學與凱恩斯關于流動偏好變動效應的不同觀點，并不是來自他們分析中的差別，而是來自他們對這種變動的性質所暗含的假定的差別。”（第248頁）因此，凱恩斯的流動偏好理論是否能作為“對古典與新古典貨幣理論的根本性的挑戰”（第374頁），他認為是值得懷疑的。

3．模型設定條件改變的動態影響。巴廷金的一般均衡分析是建立在七項假定基礎上的。只有這些假定條件發生了變動，均衡利率的動態穩定性才可能受到影響。

在工資和價格的變動具有剛性的情況下，由于排除了實際余額效應的作用，當經濟處于“失衡”狀態時，勞動市場無法達到充分就業，商品市場的需求無法充分回升。在這種情況下，貨幣數量的增長雖然對均衡的重新實現具有促進作用，但動態調整的過程將改變均衡利率的水平。如果在任何一個市場（例如在債券市場）存在著“貨幣幻覺”，由于債券需求只決定于名義貨幣持有量，不存在實際余額效應使貨幣量增長引起的利率下降過程發生逆轉，從而利率將不受阻礙地持續下降，直到在某一個低于初始均衡利率的水平上才能重新實現均衡。在分配效應存在的情況下，貨幣數量增長所產生的價格上漲將引起實際收入的重新分配，如果“由于價格變動而使收入增加的人比收入減少的人具有更高的儲蓄傾向和借貸傾向”（第285—286頁），“強迫儲蓄”的出現將會導致均衡利率水平的下降。如果考慮政府發行的付息債券，私人部分的凈債券持有量將不再等于零。因此，在貨幣數量增長引起價格上漲的情況下，政府債券的實際值將小于初始狀態。在實際金融資產效應（Real-Financial-Asset-Effect）的作用下，商品市場必然出現衰退缺口，債券市場出現超額需求，從而為重新實現均衡，利率的均衡水平必然低于初始狀態。

此外，巴廷金還分析了在考慮通貨膨脹預期，引入私人銀行系統和存在非自愿失業的情況下，經濟模型的動態過程。他認為，由于上述因素的引入，改變了模型運行的基本條件；從而均衡利率的動態穩定性必然會受到影響。

因此，巴廷金動態一般均衡分析的結論是，由于實際余額效應的作用，只要若干假定條件得到滿足，貨幣數量說的傳統結論仍然是可以成立的。

三、模型的主要特征及其影響

從巴廷金的靜態與動態分析中可以看到，巴廷金的一般均衡理論具有一些獨自的特點，它反映了當代西方一般均衡理論發展的一些重要特征：

1．融合傳統的貨幣理論與價值理論。在新古典經濟學的一般均衡分析中，貨幣因素與實物因素、絕對價格與商品市場的供求是完全無關的。按照資產階級經濟學劃分經濟理論的傳統方法——兩分法，資本主義經濟可以劃分為兩個相對獨立的部分：以商品需求函數表示的實物部分和以貨幣需求函數表示的貨幣部分。前者構成了價值理論的研究領域，后者構成了貨幣理論的研究領域，從而使貨幣理論與價值理論截然分開了。這種兩分法的理論依據是新古典經濟學關于代表實物部分的商品需求函數對絕對價格水平的變動不發生任何反應的假定；它被新古典經濟學家稱為商品需求函數不具有“貨幣幻覺”，或稱之為所謂“齊次定理”（第174—175頁）①。

巴廷金的一般均衡分析則試圖完全否定齊次定理；通過把絕對價格水平引入商品需求函數，以及相應地把實際余額效應引入一般均衡分析，融合傳統的貨幣理論與價值理論。在絕對價格影響商品需求的情況下，所謂貨幣部分的貨幣量或價格水平的變動，會通過實際余額效應的作用，影響實物部分的商品需求；而商品市場的供求變動又會反過來對絕對價格產生上漲或下降的壓力；從而通過實際余額的作用，來溝通經濟中的貨幣部分與實物部分。通過貨幣因素和實物因素的相互影響，使絕對價格成為一個和所有市場的供給和需求同時確定的量，從而對新古典經濟學截然分開的貨幣理論與價值理論進行了融合。

2．財富存量的影響和實際余額效應分析。在凱恩斯的《就業利息與貨幣通論》中有兩個相互聯系的基本論點：（1）消費函數僅決定于國民收入，即所謂關于消費函數的絕對收入假說；（2）貨幣數量的變動所引起的社會實際余額的變動，僅對債券市場的利率產生影響，即所謂“凱恩斯效應”的假定。但是，在巴廷金看來，凱恩斯的消費函數強調了收入流量對消費支出的影響，卻忽視了財富存量，特別是流動資產的實際價值對消費支出的作用。與此相聯系，他認為，凱恩斯對于貨幣作用機制的分析，只強調通過利率的變動對總需求的“間接影響”，而忽視了通過實際余額的變動對總需求的“直接影響”。