时间：2023-03-03 15:58:23
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关键词：货币需求；菲利普斯曲线；协整；识别
中图分类号：F224.0文献标志码：A文章编号：1673－291X（2009）02－0061－02
一、引言
实证研究中，人们一般假设影响货币需求的变量有两种：规模变量和机会成本变量，从而将货币需求模型设定为：
M/P=f（Y，z）（1）
其中，M/P表示实际货币余额，Y表示规模变量，通常为实际国民收入，z表示机会成本变量。受到数据可得性的约束，人们不能充分考虑z中所有经济变量对货币需求的影响，而只能在短期利率r 、长期利率r 和通货膨胀率?驻p之间进行取舍，以期尽可能有效地反映持有货币的收益和成本。出于不同的研究目的，人们对具体度量指标的选择不尽相同，但主要的分析方法完全一致，都是在协整分析的基础上展开的。Banerjee，Dolado等（1993）分析英国数据，发现lnY、ln（M/P）、r 和?驻p之间存在两个协整关系，施加特定的约束条件，可以得到货币需求函数和菲利普斯曲线模型。王少平、李子奈（2004）检验了我国货币需求的随机协整性，发现其长期稳定性依赖于时间趋势，并通过比较各种货币和利率指标选择下调整系数与货币政策目标的相符程度，认为我国货币政策目标变量为M 。论文在现有研究的基础上，选择恰当的度量指标，对货币、收入、利率和通货膨胀率四个变量进行系统的协整分析。首先对这些变量进行单位根检验，而后通过施加约束条件从协整系统中识别出两个重要的长期经济关系――货币需求函数和菲利普斯曲线模型，在此基础上给出合理的经济解释。
二、样本数据选择与单位根检验
论文选择M 作为主要的分析对象，定义变量mp=ln（M /P），其中P为消费者物价指数，用其折算以反映变量的真实水平。货币需求的规模变量Y选择GDP，同样用消费者物价指进行折算以得到真实GDP，令y=ln（Y/P）。年通货膨胀率等于相邻两期价格指数的对数之差，?驻p = ln（P /P ），选择1年期利率r作为持有货币机会成本的度量。所有数据的样本区间皆为1978―2007年，主要来源于《中国统计年鉴》（1996，2008），部分数据间接引自易纲（1996）。
变量的单位根性质是进行协整分析的前提，因此进行协整分析之前，先对系统中各个变量进行预检验――单位根检验，具体结果如表1所示：
由于mp和y含有明显的线性趋势，我们使用（?啄=0，?琢≠0）和（?啄≠0）两种检验式。而r和?驻p明显不含线性趋势，我们使用（?琢=?啄=0）和（?啄=0，?琢≠0）两种检验式。它们的结论非常一致：在5%的显著水平下，不能拒绝这些变量的单位根性质。
三、协整检验和长期经济关系识别
为检验和估计货币需求及其他可能存在的长期经济关系，对mp、y、?驻p和r四个变量进行协整分析。系统明显为时间趋势所主导，而且在估计菲利普斯曲线时，需要考虑实际GDP的线性趋势，因此，进行Johansen协整检验时，这里考虑的是协整方程和变量都含线性趋势的基准模型。考虑一个n维向量序列X=（mp，y，?驻p，r）’，其中存在s个协整关系，则在这种情况下，相应向量误差修正模型（VECM）可以设定为：
?驻X =?滋 +?琢?茁'Z +?祝 ?驻X +…+?祝 ?驻X +?着 （2）
其中，Z=（X，t）'，?茁为n+1×s矩阵，每行都表示一个随机性协整向量，?琢为n×s矩阵，其元素给出相应的调整系数，?祝 （i=1，…，p-1）为n×n矩阵，?滋 为n×1矩阵，E（?着 ）=0，E（?着 ?着 '）=?赘。
我们在式（2）的基础上进行Johansen协整检验，模型的滞后阶数p=2，关于残差的检验表明，在5%的显著水平之下，不能拒绝无自相关和正态性的原假设。以此作为基准模型，Johansen检验的迹检验和最大特征值（?姿 ）检验的结果如下：
在10%的显著水平上，两个统计量的结论是一致的，四个变量之间存在两个线性独立的协整关系，即s=2。由于系统中存在两个协整关系，为了从中识别出特定的长期经济关系，必须结合经济理论施加必要的约束条件。mp、y、?驻p和r 四个变量之间存在两个协整关系，自然而然的将其解释为货币需求关系和菲利普斯曲线模型，相应的识别约束分别为（0，0，1，0）?茁 =0和（1，0，0，0）?茁 =0，前者约束通货膨胀率?驻p不进入货币需求函数，后者约束菲利普斯曲线模型与真实货币余额mp无关，从而?茁的两列?茁 和?茁 的估计分别对应两个长期经济关系的参数。此外进一步约束协整方程中的线性趋势项不出现在货币需求方程中，原因在于很难对货币需求函数中的线性趋势赋予合理的经济解释。标准化后，两个长期经济关系分别为：
mp=1.023y-1.875r+0.017t+v （3）
（0.0159）（0.314）（0.014）
?驻p=-0.097y+1.521r+0.010t+v =0.097（y-0.103t）+1.521r+v （4）
（0.064）（0.126）（0.006）
括号内为对应系数的渐近标准差。式（4）中菲利普斯曲线模型表明，y的年增长速度约为10.3%，由于受到短期动态调整的影响，稍高于9.07%的平均水平。从长期来看，1%的y高于其平均水平的增长对应着0.097%的通货膨胀，而1%的长期利率变动与1.521%的价格变动相对应，后者的显著关系颇有些出人意料。式（3）的货币需求关系中，y和r 的系数与经济理论完全吻合，1%的长期利率增加意味着长期内真实货币需求降低1.875%，而y和mp接近对等的变化似乎意味着货币需求函数中mp对y具有一阶齐次性，将其表示为过度识别约束：
0 0 1 01 1 0 0?茁 =0（5）
检验该约束条件的LR统计量的值为，LR=0.01=x（1），在此约束条件下对长期经济关系重新估计，除式（4）中y的系数设定为1外，其他系数及渐近标准差都没有显著变化。
我们检验能否进一步施加约束条件，将货币流通速度-（mp-y）表示为利率r的线性函数，该假设被显著拒绝，LR=16.34>6.61=x（1）。但如果不限定货币需求函数中y的一阶齐次性，则可以约束时间趋势项系数为零，LR=0.36=x（1），此时估计的两个长期关系分别为：
mp=1.213y-1.705r+v （6）
（0.014）（0.324）
?驻p=-0.136y+1.485r+0.014t+v =-0.136（y-0.102t）+1.564r+v （7）
（0.059）（0.133）（0.005）
就货币需求函数的两种估计结果而言，式（3）和（6）皆很好地反映了一个经济现象――改革开放我国货币流通速度不断降低，但前者认为这是一个确定的时间趋势，后者则将其表示为国内总支出y的函数。但从式（4）和（7）两种菲利普斯曲线模型的估计结果来看，显然式（4）更加可靠，因为产出高于其平均趋势对应的通常是经济繁荣阶段，从而通货膨胀会轻微上升，这与式（4）完全吻合，但与式（7）相互矛盾，正基于此，我们认为前者更加合理。事实上，论文也从另一个侧面反映了关于货币需求函数随机性协整设定的合理性，这与王少平、李子奈（2004）的检验结论完全一致，但我们借助另一个长期关系，从经济含义角度对此予以了证实。
四、结论
论文在不同的识别条件下对mp、y、?驻p和r 四个变量之间的长期经济关系进行了检验和识别。Johansen检验表明系统存在两个协整关系，基于特定的约束条件识别出货币需求关系和菲利普斯曲线模型。利用菲利普斯曲线模型的现实含义，论文从另一个角度证实了关于中国货币需求函数随机性协整设定的合理性，并在此基础上给出两种经济关系的估计结果。
参考文献：
[1]Banerjee, A., J.J. Dolado, J.W. Galbraith and D.F. Hendry. Cointegration, Error Correction, and the Econometric Analysis of
Non-stationary Data [M]. Oxford University Press, 1993.
[2]Johansen, S. Likelihood-Based Inference in Cointegration[M].Oxford University Press, 1995.
[3]王少平，李子奈．我国货币需求的协整分析及其货币政策建议[J]．经济研究，2004，（7）．
[4]易纲．中国的货币、银行和金融市场：1984―1993[M]．上海：上海三联书店，上海人民出版社，1996．
论文关键词：货币需求,货币偏好,协整
一、货币需求理论概述
对于货币需求决定因素的考察中，凯恩斯认为货币需求有三大动机：一是交易动机，指人们为了满足日常的交易需要而保留的货币，其大小由收入决定并且同收入之间做同方向变动；二是预防需求，是指人们为了预防意外的支付而持有一部分货币的动机，其大小也由收入决定并且同收入之间同方向变动。由于交易货币需求和预防货币需求都是收入的函数，所以可以把两者结合起来进行分析。如果把两种货币合起来用表示，用表示收入，则这种函数关系可写为：(为货币需求的收入弹性)；三是投机货币需求，是指人们为了抓住有利的购买生利资产如债券等有价证券的机会而持有一部分货币的动机。投机货币需求与利率密切相关。这是因为债券的价格随利率的变化而变化，债券价格=债券年收益／利率。投机货币需求是利率的函数，并且与利率反方向变动，表示为其中表示投机货币需求，表示利率，表示货币需求的利率弹性。凯恩斯的货币需求函数为，其中为满易动机和预防动机的货币需求，为满足投机动机的货币需求，表示国民收入，表示利率。
强调货币作为交易媒介作用的交易理论认为货币是一种被支配的资产，并强调人们持有货币而不是其他资产，是为了进行购买。其中，鲍莫尔—托宾模型。其认为平均货币持有量=为逐渐的支出，为去银行的最佳次数，为每次去银行的固定成本，为持有货币的机会成本。
弗里德曼认为，对货币的需求一样会给持有者带来服务流，这种需求主要依赖于三种因素：（1）财富约束，此种约束决定了可持有的最大货币量；（2）相对于其他金融资产和实物资产的价格和收益而言，货币的收益率情况；（3）财富持有者的兴趣和偏好。全部财富在各种资产间的分配情况，取决于各种资产的相对收益率。这些资产不仅包括货币和债券，而且包括股票和实物商品，以及人力资本。弗里德曼的货币需求函数的简化形式可以写为：其中代表名义货币余额需求，代表一般价格水平，代表持久收入，用以代替财富。代表金融资产的收益率，代表预期的通货膨胀率，代表个人偏好。
本文将综合上面的理论，运用单整检验、EG两步法协整检验、误差修正模型(ECM)、方差分解法来构建我国的货币需求函数，并对各因素贡献程度进行分析，以为在以内生性货币供给为主要特点的供给分析中提供基准。时间维度起点于1990年，主要因为我国在这一年才开始公布M1的数据。
二、模型设定、数据来源
(一)模型设定
对变量指标进行选择时要依据：一是所选择指标的数据比较容易获得，二是指标应真实地反映所代表变量。根据这两个原则，我们对货币需求模型中所涉及的变量选定了以下一些统计指标：
一、反映收入的经济总量指标。我们采用现期收入即真实国民收入表示，记为LNI。它是名义经物价指数调整后的实际值的自然对数。
二、反映货币机会成本的指标。所选机会成本指标有两类，一类是反映持有货币收益的机会成本指标，通常以实际一年期定期存款储蓄利率RR作为代表。另一类是持有货币害怕损失的预期通货膨胀成本，对通货膨胀的预期我们采用CPI。
三、反映货币持有者的个人货币持有偏好k，这是依据剑桥现金余额方程来得到的，这是由于k可以被解释为1单位货币所意愿持有的数量，在一定程度上能反映货币持有者的持有偏好。
四、反映外部经济的影响。主要选取外汇储备LFR和汇率ROE，汇率为年度平均人民币中间汇率。
三、实证分析
（一）对变量的单位根检验
表一ADF单位根检验结果
变量
ADF检验值
检验类型
临界值
LNI
LNI
LM1
k
LFR
LFR
ROE
ROE
RR
RR
CPI
CPI
-0.384401
-3.189341
-3.813098
-3.814839
-3.096927
-9.197175
-0.783888
-4.860921
-2.107831
-4.439428
-2.886585
-2.181187
(c,0,2)
(c,0,3)
(c,t,1)
(c,t,1)
(c,t,7)
(c,t,7)
(c,t,1)
(c,t,0)
(c,t,1)
(0,0,0)
(c,t,5)
(0,0,1)
-2. 627420
-2.986225**
-3.733700**
-3.791172**
-3.254671
-2.674290***
-3.254611
-4.467895**
-3.229230
-4.439428***
【关键词】通货膨胀；固定投资；消费品零售；CPI
一、 理论背景
在15―16世纪，发现新大陆后，随着美洲大量的财富流入，欧洲的物价快速上升，J.博丹认为物价快速上升的原因是白银的大量流入，货币增加，而商品数目不变，导致货币贬值，商品价格上涨。随后，意大利经济学家B.da万萨蒂、G.蒙塔纳里、以及大经济学家D.李嘉图也对这一历史现象做了类似的分析。
直到近代，货币数量论，注重对货币流通量与商品价格及货币价值关系的质的认定础上，进一步开始量的分析，并有美国的天文学家 纽科姆提出了初始的方程式：
其中R为货币流通量，V为通货总量的流通速度，K为通过货币交易的商品量与劳务量，P为物价水平。美国经济学家凯默勒认为上述公式存在一个缺陷，货币是特殊的商品，在流通速度，那么其他的商品也应该存在“周转速度”，1907年，凯默勒将公式演变为：
其中，M为商品数量，S为商品周折率。随后，费雪对上述方程做了进一步的改进，提出了著名的费雪方程：
其中，M为货币供应量，其值等于现金和活期存款，T为交易总量。在假定V和T在短期内不变的前提下，对上述等式两边取对数求导，就可以得到通货膨胀率等于货币供应增长率的结论。随后，马歇尔提出了剑桥方程，凯恩斯提出了“真实余额”数量方程。虽说上述方程理论能够在一定程度上解释通胀行为，但是缺乏了人们行为和预期的因素。随着市场结构的完善，人们的行为和预期对经济的影响增大，上述方程已经不能满足人们对经济研究的需求。
在1952年，弗里得曼提出了现代货币数量论方程：
其中，M表示货币持有者手中保存的货币量，d表示货币流动流动速度，P表示平均物价水平，y表示永久性收入；w表示非人力形式的财富在总财富中所占的比例；r表示一组预期收益率，例如股票债券预期收益率；1tEπ+表示预期通货膨胀变动率；u表示除收入以外的其他可能影响货币效用的因素，如个人偏好等。弗里德曼理论描述的是个人对货币的需求影响，除了考虑商品和服务之外，还纳入了能力和知识等无形的财富，具有较完善的理论框架，并且其认为将上述变量改为全国平均值，则能够反映全国人们对货币需求。基于此，将一国所有的居民的货币需求加总可以得到全国居民对货币的需求，将一国所有企业对货币的需求加总可以得到全国企业对货币的需求。
二、文献综述
居民消费价格指数（CPI）是一个反映居民家庭一般所购买的消费商品和服务价格水平变动情况的宏观经济指标，反映了居民购买商品和服务的价格变动情况，从而从一定程度上度量了社会通货膨胀率。但是对中国通货膨胀理性预期和适应性预期的研究则较少。
Scheibe（2005）运用适应性和理性的菲律普斯曲线分别研究中国通货膨胀的性质，其研究表明较之适应性预期，理性预期更加符合中国的通胀行为；Funke（2005）的研究则表明新凯恩斯混合菲律普斯曲线对于中国的通货膨胀具有很好的解释力，随后，王洪涛也得出了类似的结论。虽说上述作者得出的结论相近。但是也不乏质疑之声，王少平（2001）的研究显示，适应性预期不符合中国的通胀行为；而王曦与陈淼（2013）则利用同业拆借数据分析了拆借市场通胀行为，其结果显示：该市场符合预期性假设，理性预期则未能通过模型检验（虽说这只是拆借市场的结论，但也具有一定的代表性，其结论仍然值得重视）。
从同一个经济主体、数据采集、模型分析，不同的学者研究研究中国通胀行为的结论却大相径庭，这不得不让人深思，在阅读了大量的相关文献后，笔者总结了3个原因：其一，从计量经济模型考虑，计量模型都是从假设的基础上建立的，模型越复杂，其假设也越多或者越严格；而假设则是从现实中精简提炼出来的，小部分主体并不符合该假设，其隐藏着不符合现实的一面，而这部分由假设与现实的差距而产生的误差算入模型中随机误差项是不合适的，因为模型设置中的随机误差项只是包含了除模型之外的能对因变量产生影响的次要自变量。因此，越复杂的模型往往伴随由假设而产生的不可避免的误差也就越多，甚至这些误差可能会因为不同的实际情况而相互叠加，脱离实际而形成理论空中楼阁，贾文（2003）的研究成果也涉及到此类；其二，杨继生（2009）在其论文中提到的部分论文中没有考虑到市场中微观个体行为的影响；其三，现阶段研究通货膨胀的工具主要是菲律普斯曲线，从原始的菲律普斯曲线到现今的新凯恩斯混合菲律普斯曲线，曲线愈加完善，也更加符合经济实情，尤其是在新凯恩斯曲线中加入了厂商主观折现因子，融入了厂商企业家的心理因素，使其说服力更强，但是，在国民经济核算中有4个部门，排除企业之外还有居民，政府，国外部门，就算考虑封闭的济，不考虑政府的宏观调控，还有居民部门，居民的最终消费是可以一定程度上从需求方拉动通货膨胀（Opper，1997；HUh和Jang，2007；范志勇，2008），所以，仅仅考虑菲律普斯曲线来研究中国通胀行为是不足的。
因此，本文尝试采用经典的VAR模型，基于现代货币数量论，分离通货膨胀的两个主体，从居民（需求）和企业（供给）两个角度研究中国通胀行为，以便取得简单且可靠的研究成果。
三、正文
1.模型与变量选择
本文选择VAR模型进行分析。VAR具有很强的通用性，是时间序列模型中的经典模型，但是其不以金融经济理论为基础的特性，使得该模型可以在一定程度上任意添加其它的解释变量，削弱了对经济现象的解释力。所以本文以现代货币数量论为基础，选择主要分析变量，克服了上述的缺点，使本文中VAR模型回归系数同样具有最小二乘法回归系数的作用。
在回归模型中， 1tEπ+为预期通货膨胀，选用居民消M价格指数（CPI）度量；在张思成（2008）《中国通胀惯性与货币政策启示》一文中选择了几个度量通货膨胀的重要指标进行研究，该研究结果显示这些指标除了具有相同的趋势之外，分别纳入模型后研究的结果也几乎一致，因此并不需要太过拘泥于对通货膨胀度量指标的选择。所以本文选择了日常生活中最为常见的CPI作为通胀的度量指标。
做VAR模型分析首先需要对时间序列数据进行平稳性检验，人们检验序列平稳性一般以是否具有单位根作为判断标准，本文以ADF检验结果为分析依据，如表1所示：RET、INV，都在1%的置信水平下拒绝原假设，不存在单位根。故可以用于模型分析，但是CPI不能拒绝原假设，存在单位根。根据VAR模型的特性，必须使3个变量同时处于平稳状态才可以进行模型分析，因此需要对3个变量做相同的处理，使得3变量同时处于平稳状态。
本文数据来源于中国统计局官网，从2008年1月到2016年8月共104个样本，且模型的拟合以及所有的检验都运用R语言处理。
2.模型估计结果及分析
表2给出了模型中所有的特征根的值，结果显示所有的特征根均在单位圆内，证明模型的稳定性，具有研究的价值。
在居民与企业货币需求方程中理性预期系数估计值分别为3.719和6.21，适应性预期参数估计值为-6.762（-2.446-4.316）和-11.143（-5.531-5.612），且检验系数均显著，这表明中国通货膨胀存在向前看的理性预期和向后看的适应性预期，其中理性预期系数估计值为正数，适应性预期系数估计值负数。适应性预期减少货币需求，理性预期增加货币需求。这是由于过去的通货膨胀，已经减少了人民的财富值，现期为了自己增加财富，只能将手中部分的货币投入银行或用于投资，进而减少对货币的需求；而预期的通货膨胀，会在未来减少人民的财富值，为了减少财富的损失，只能在现期将手中的货币消费出去或者购买物品保值，从而增加货币的需求，符合经济理论中理性人的假设。
且上述数值还说明向后看的适应性预期对居民和企业货币需求的影响强于向前看的理性预期，并且适应性预期是理性预期的两倍左右。这一结果除了表示我国通胀行为存在新凯恩斯混合菲律普斯曲线的典型特征之外，还进一步说明了人民银行公布并切实执行货币政策，只能减缓通胀速度，并不能消除通货膨胀。
最后，从整个模型分析，无论是由成本推动的通货膨胀，还是有需求拉动的通货膨胀，都会同时增加企业居民这供给和需求双方的货币需求量，进而通过2tLCPI+方程的机制，成为引起下一轮混合通货膨胀的原因。且通胀预期对企业货币需求的影响几乎为居民的2倍，也就是说，在通货膨胀的螺旋上升过程中，企业货币需求的增长速度将是居民货币需求的2倍。那么，通货膨胀经过几轮螺旋上升后，企业将成为推动通货膨胀的主力军
四、结论
本文基于现代货币数量论，利用VAR模型，中国简化为居民和企业两个部门，从供给和需求两个方面具体讨论了中国通货行为的特点，结合本文中通货膨胀对居民和企业货币需求影响的实证结果，得到了三点简单可靠的结论：第一，中国通货膨胀存在向前看的理性预期和向后看的适应性预期；第二，向后的适应性预期对货币需求的影响强于向前的理性预期，前者是后者的两倍；第三，通胀率引起企业对货币需求的增长率是居民货币需求的两倍左右。 注（0～0.001’***’，0.001～0.01’**’，0.01～0.05’*’，0.05～0.1’ .’）
参考文献：
[1] 王宏涛. 理性预期机制下的资产价格波动对通货膨胀预期的动态影响[J]. 企业经济， 2013，（5）：147-150
[2] 王少平，涂正革. 预期增广的菲律普斯曲线及其对中国的适用性检验[J]. 中国社会科学，2001，（4）：76-85
[3] 王曦，陈淼.理性预期还是适应性预期：基于同业拆借市场的检验[J].学术研究，2013，（1）：75-81
[4] 贾文. 认识计量经济模型应走出五大误区[J].财经科学，2003，（3）：100-104
[5] 杨继生. 通胀预期、流动性过剩与中国通货膨胀的动态性质[J].经济研究，2009（1）：106-117
[6]范志勇. 中国通货膨胀是工资成本推动的吗？―基于超额工资增长率的实证研究[J]. 经济研究，2008，（8）：102-112
[7] 徐伟康. 对《消费者价格指数与生产者价格指数：谁带动谁？》一文的质疑[J]. 经济研究，2010，（5）：139-148
[8] 贺立平，樊纲，胡嘉妮. 消费者价格指数与生产者价格指数：谁带动谁？[J]. 经济研究， 2008，（11）：16-26
[9] 杨子晖，赵永亮，刘建华. CPI与PPI传导机制的非线性研究：是正向传导还是反向倒逼？[J]， 经济研究，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
作者简介：
关键词：电子货币 中央银行 货币政策
一、电子货币的概念和种类
（一）电子货币的概念
截至目前，对于电子货币尚没有十分确切的定义。根据巴塞尔银行监管委员会的标准，电子货币是指零售支付过程中的支付手段,借助于各类销售终端,通过公开网络,产生的一种储值产品和预支付机制。
在实际操作中， 我们也可以把电子货币理解为:它是一种依据当事人之间的约定而使用的，以电子数据为存在形式，以法定货币单位为计算单位并能够兑换成法定货币的电子支付结算工具。
（二）电子货币的种类
1.账户依存型电子货币。账户依存型的电子货币是指以特定账户为载体，只能在不同账户中流动的电子支付结算货币。这类电子货币不能脱离账户而独立存在，只能在账户间流动，因此不能像现金一样直接由所有者掌握和支配并进行直接支付，而只能在账户管理者的协助下用于转账结算。
2.现金型电子货币。现金型电子货币不像账户依存型电子货币那样必须信赖于银行账户而存在，而是像现金一样由使用者直接控制和掌握，在实际使用中也可以像现金那样用于直接支付，这种电子货币比账户依存型电子货币更类似现实货币。根据其赖以存在的技术环境的不同，现金型电子货币可分为IC( Integrated Circuit)卡型电子货币和网络现金型电子货币。
二、电子货币对中央银行的挑战
（一）对中央银行独立性的挑战
货币政策是中央银行为了实现特定的经济目标而采取的各种控制和调节货币供应量和信用量的方针、措施的总和。不同经济条件的国家必然会实施不同的货币政策。同一国家在不同经济发展时期的不同发展阶段，其环境也会发生较大变化，因而也会采用不同的货币政策。这就是货币政策的独立性。
电子商务交易平台和电子金融市场的开放性，全天候和无地域限制，使得电子货币全球化。网络银行通过计算机网络可以瞬间使巨额资金从地球的一端传到另一端，大量资金的突发性转移会加剧金融市场的波动，而网络快速传递的特性会使波动迅速扩大。所以，货币政策难以独立。
（二）电子货币对中央银行货币垄断发行权的冲击
一般而言，各国的货币都是由其中央银行代表国家垄断发行，中央银行对货币的垄断发行权是一国货币最重要的内容之一。中央银行垄断货币发行权，实质上就控制了基础货币量，进而影响到长期利率、短期利率等其他经济指标。正是由于垄断了货币发行权，才使中央银行有可能成为商业银行的银行，并对国民经济具有决定性的影响。但是，电子货币的出现冲破了中央银行的货币垄断发行权，使传统法币在流通中被电子货币所部分替代。到目前为止，绝大部分的电子货币是由其他金融机构甚至是非金融性的经济实体所发行。
（三）电子货币对中央银行铸币税的影响
所谓铸币税是指中央银行从货币的发行和铸造中所获得的收入，即货币的面值超过生产成本的那部分收入。铸币税是中央银行收入的核心部分，也是国家财政收入的组成部分之一。因此，电子货币即便只是逐步取代法币，对于有庞大预算赤字的国家也会形成相当大的压力。根据国际清算银行(Bis)的预测，电子货币在流通条件下可能导致铸币税收人减少占GDP的比重，同时，铸币税收入是弥补中央银行操作成本的最主要资金来源，铸币税收入的减少将严重削弱中央银行的经济基础，进而间接影响其调控一国货币政策的独立地位，以及实施货币政策的有效性。对于发展中国家而言，由于其现金使用的范围更为广泛，中央银行的管理成本比较高，电子货币对中央银行收入及其独立性的影响将更加突出。
三、电子货币对货币政策的影响
（一）电子货币对货币定义的影响
货币是商品经济的产物，原是从商品中分离出来的充当一般等价物的特殊商品。随着商品生产的发展和交换的扩大，货币形式又不断地演进。在金融电子化的推动下，货币出现了新的形态，如信用卡、电子货币等，这是一种依托全球和网络银行产生的虚拟的无货币实体的数字符号。网络货币是货币在计算机网络中的存在形式。网络货币随着网络银行的产生而产生，随着网络银行的发展而发展。这对传统的货币内涵将产生深远影响。电子货币的发展使传统货币观对货币用途的界定有了改变,传统货币观对货币不同用途存在确定的相当稳定界限，而电子货币的发展将打破这种界限，对其进行冲击。
（二）电子货币对货币需求的影响
1.货币需求动机界限模糊。对货币需求的分析是从货币的不同用途来分析影响货币需求的因素。无论是在凯恩斯货币需求理论中划定的界线为持有货币的不同动机,还是弗里德曼货币需求理论中表现为不同财富结构和各种资产预期收益的机会成本的组合,传统的货币需求理论都假设货币在不同用途之间存在确定的界限,而且这种界限是相当稳定的,各自影响的因素也是完全独立的。然而,网络银行的发展使得这种界限的划定变得非常困难。电子信息技术的发展使得各种不同用途的货币之间转换十分容易。借助于发达的金融创新工具,人们在需要货币进行各种交易时,流动性的需求可以立即被满足。电子货币的发展大大降低了各种不同用途的货币的转换成本,使处于不同动机的各种货币需求之间的界限也就越来越模糊。
2.货币投机性需求增多。在弗里德曼货币需求理论中，货币、债券和股票的预期回报率之间存在明显差异，也会因电子货币出现后强大的流动性不断缩小。可以预见,随着网络银行的进一步发展和电子货币的普及,对货币需求的影响会日益增大。
3.货币流通速度加快，利率波动加剧。网络银行和电子货币的发展对货币的流通速度也产生了重要影响。根据货币数量论,电子货币的替代作用使得利用现金进行交易的次数减少,因而对传统货币的需求减少。一方面，流通中通货的减少加快了货币的流通速度;另一方面，电子货币在信用创造方面的作用,又使得对货币的需求处于不稳定状态,导致利率波动。根据凯恩斯的货币需求理论,货币需求与利率直接相关,利率的波动反过来又导致货币需求的不稳定。无论认为货币流通速度的稳定与否,现代化的网络支付体系和电子货币的出现则加快了货币的流通速度和加剧了利率的波动。因此，增大了货币需求量的计量难度。
（三）电子货币对货币供给的影响
1.基础货币。当电子货币作为新的现金货币形式加入到基础货币行列时,则可能使得基础货币虚拟化,从而减少流通中的通货。对于金融机构的存款准备,各国法律都有明确的规定。而对于电子货币余额是否要求一定比例的法定准备,目前仍存在较大争议。大多数国家对电子货币余额无准备金要求,但也有一些国家,如日本则要求发行者缴纳相当于其发行的电子货币余额50 %的准备金。但总的来看,电子货币有减少法定准备金的趋势。另外,由于网络技术的运用大大降低了银行进行资产转换的成本,银行可充分利用电子货币的高流动性,满足特殊情况下出现的流动性不足问题。在超额准备的存款利率不变或降低的情况下,作为银行为应付流动性而自愿持有的超额准备金将会降低;反之,则根据由此带来的机会成本与资金运用的收益进行比较抉择。
2.货币乘数。基础货币是货币供给的源泉,货币供给量可以数倍于基础货币,我们称这个倍数为货币乘数,它可以表示为:m =1 + krd + e + k + t・rt
rd：活期存款法定准备金率,由中央银行决定；Rt：定期存款法定准备金率,由中央银行决定；E：超额准备金率,由商业银行决定；T：定期存款与活期存款比率,由社会公众决定；K：为现金与活期存款比率,由私人部门―包括个人与公司的行为决定；
由此可见,货币乘数是由中央银行、商业银行和社会公众共同决定的。大多数国家中央银行的主要资产是通货。首先，电子货币对通货的大规模取代，势必使中央银行的资产负债规模大为缩减。其次，超额准备金的持有会降低商业银行的贷款规模，减少利息收入。电子货币的发展使社会公众的现金使用量减少,从而使商业银行能够减少超额准备金的持有量，因而e 会呈减少趋势。最后，人们不断增加电子货币的持有量而减少现金的持有量，导致k 不断下降,而受定期存款利率的影响。电子货币中贷记卡等信用货币的使用，会减少人们对活期存款的需求。为了获得更多的利息收益，人们将更多地选择定期存款，使t呈上升趋势，由于这些因素的相互作用，短期内货币乘数不会产生太大的变化。
四、结语
电子货币的出现是信息革命的产物。电子货币的产生和流通使实体货币与观念货币发生分离。真实货币演变为虚拟货币，是新技术革命和网络经济发展的必然结果，它有效地解决了市场全球化的大背景下，如何降低“信息成本”和“交易费用”的问题。网络和电子货币的出现加快了市场全球化，加强了全球经济的联系，人们通过网络和电子货币可以更快更省地处理经济事务，所有的这些都大大降低了信息搜寻成本，减少了交易费用，节余了更多的社会财富，提高了资源化配置的范围和效率。
与此同时，我们应更加清醒地认识到电子货币对中央银行的挑战以及对相关货币政策的影响，从而使电子货币朝有利于金融稳定和国家经济发展的方向发展。
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一、前言
在20世纪初我国经历了高增长低通胀的增长时期，而在2007年之后我国经济高增长伴随着高通胀。从货币视角来看，自从2005年之后我国M1平均年增长率超过20%。而另一方面我国的货币需求也在金融市场的重大改革中产生变化。特别是2005年发生的股权改革和汇改改变了一些投机性和交易性货币需求。同时，我国房地产也在这期间进入高增长阶段，房地产在居民财富的比重也在逐渐增加。这也对我国居民和企业的预防性货币需求产生了巨大的影响。显然货币供给增加超过了货币需求的变化产生了近阶段的通货膨胀。因此，对我国最近的货币需求进行研究可为货币供给做参考，也为以后货币政策的制定做铺垫。
2005年我国进行了汇率改革和股票市场的股权分置改革。不断发展的人民币国际业务也增加国际对人民币的需求，人民币升值不断升值也引入大量国际资本流入增加了投机性货币需求，虽然升值预期在减小但流入资本存量在增加。随着国际金融危机和欧洲危机的延伸和发展，各国延续持续下降的经济现状，而中国保持高速增长吸引国内外资本的投入。快速发展的我国资本市场需要更多的资金流入。这些资本增加了投机性货币需求。在股票市场的股权分置改革之后，股票市场快速发展使持有货币的机会成本在增加。同时这也加大了投机性货币需求。国内处于适度通胀期商品价格提高也增加了居民和企业的交易性货币需求。房地产市场持续上升增加了居民和企业交易性和预防性货币需求。
国际货币美元自本世纪初开始的贬值导致人民币有效汇率相对价格大幅下降，导致中国外汇储备迅速增加。到2012年6月我国外汇占款余额达到25.6万亿。同时，货币供给的增长速度远远高于预期和GDP增长速度。这导致我国通胀压力增大（李建伟、余明，2003）。自从汇率改革以来，人民币从对美元的8.27上升到2012年5月突破6.3大关。汇率的波动会通过货币替代效应、国际资本流动效应和资产组合效应等途径影响货币供需。在资本账户管制的国家里，货币需求量主要取决于货币需求和供给的汇率弹性以及二者之间的相对大小（Wu，2001）。Arango和Nadiri（1981）发现货币需求依赖于汇率的预期波动和国外的利率。汇率的波动性增加会相应地减少本币的需求。Ahmed和Benkato（1996）把日元预期贬值率加入到日本的货币需求函数中，发现日元的预期贬值率会减少日元的广义货币需求，即国际货币的替代效应。王国松（2006）把国外的利率和汇率加入到了中国货币需求函数中。他发现对我国广义货币需求影响很大的是人民币的实际有效汇率。肖卫国和袁威（2011）发现在1991年到2010年人民币汇率波动的短期国际资本流动效应是造成中国A股动荡加剧的重要原因之一。人民币升值和升值预期通过货币替代效应和国际资本流动效应会增加长期实际货币余额需求。
股票市场从1992年发行股票68.87亿，总市值为1048.15亿，成交金额为683.04亿到2005年发行股本7629.51亿，总市值为32430亿，成交金额31664亿。而到2010年发行股本33184亿股，总市值26.5万亿，成交金额为54.5万亿。股票总市值占GDP的比重从1992年的4%上升到2007年最高的123%，超过西方一些发达国家资本市场发展，而随着投资热情降温，在2010年这一比例达到67%。自从股权分置解决之后，我国股市得到快速发展。
M.Friedman（1988）研究美国股票价格对货币需求效应。他发现，1961到1986年股价的资产组合效应较小。对M2来说，交易效应不明显，而财富效应大于替代效应。而长期来看，股价升高对M2的财富效应小于替代效应。S.B.Carpenter和J. Lange（2002）对美国1995-2002年季度数据进行了研究。他们发现加大股市波动性会增加平衡阶段的M2需求。短期动态结果是股市预期收益增加会降低M2的增长速度。谢富春，戴春平（2000）发现我国股市市值与货币需求存在正相关关系。姜波克（2003）发现证券市场真实收益率的期望值和方差与货币需求的实际余额呈正相关。肖卫国（2011）通过封闭和开放经济条件下，研究表明我国货币需求实际余额都与股票收益率有长期替代关系。
迅速发展的房地产对中国居民消费货币需求和预防性货币需求产生巨大的影响，促使居民生活压力增大，加重居民和企业生活和生产成本。自从1998年中国开始居民住房改革，房地产市场迅速发展。房地产销售额从1998年的0.2万亿上升到2011年5.9万亿元。在这期间销售额增长27.6倍，远远超过同期GDP增长程度，是中国近十几年迅速发展的主要动力之一。房地产占居民和企业财富里的比重加大，甚至成为我国财产的重要组成部分。因此，作为财富的重要部分房地产也大大增加了居民和企业的预防性货币需求和交易性需求，这对我国货币需求产生本质影响。Tobin和Golub（1998）从资产配置角度研究了房地产资产对货币需求的影响。Greiber，Setzer和Bundesbank（2007）对比分析了美国和欧洲房地产价格和货币需求的关系，得出结论是通过资产通胀和信贷会增加货币需求。Sousa（2010）从不同角度研究了欧洲的金融资产和房地产资产对货币需求的影响。朱英姿（2011）分析了货币政策回归“稳健”对房地产市场带来的冲击。谈正达等（2011）分析了资产价格对我国货币需求的影响。他发现房地产价格对长期货币需求有显著的替代效应。
随着中国资本市场不断完善和深化，我国汇率调整、房地产总量不断增加、金融改革不断深化以及我国商品价格不断市场化，居民和企业对货币需求也产生了巨大的变化。因此，在股改和汇改后的开放经济环境下对我国货币需求进行实证研究有深刻的意义。
总的来看，对我国货币需求的研究比较丰富。但是没有从资产配置角度来研究我国开放经济下金融市场改革之后的货币需求。我国股权分置改革后资本市场逐步市场化和自由化，同时人民币汇率逐渐变为有管理的浮动汇率，以及我国快速发展的房地产短期内都对我国的货币需求都有很大的影响。因此，本文选择从股票市场、人民币汇率和房地产等角度对2005年第三季度金融市场重大改革之后的货币需求进行研究。
二、 模型
根据弗里德曼的《货币数量论--重新表述》提出的货币需求函数的理论框架和分析，将我国货币需求函数定为以下形式：
……（1）
其中，M/P表示我国实际货币需求；y代表我国居民收入；s表示我国A股股票市场季度收益率，用沪深300的收益率来代替；cpi为我国季度通胀率；i表示我国存款利率，代表持有货币的机会成本；e表示人民币汇率变动率；f表示商品房销售额。为了消除异方差，对M2、GDP和房地产销售额进行对数处理。有上述推导，得出本论文的半对数模型：
……（2）
本文采取对我国股权改革和汇改之后的资本市场、人民币汇率和房地产对我国货币需求产生的影响进行分析。经过改革后，我国接近开放经济市场条件，这也使得我国居民的财富结构和机会成本产生了改变。而从2005年以来我国股市规模大幅度增加、人民币汇率大幅升值以及房地产销售额也迅速增加，这些影响了居民对货币的需求。综上考虑，本文选取2005年第三季度到2012年第二季度的数据位样本，研究在重大金融市场改革后我国股票市场、人民币汇率和房地产对货币的需求。
随着金融深化和发展，M1不再能反映我国经济的货币需求（万晓莉，霍德明，2010；肖卫国，袁威2011）。2007年开始M1不再是央行控制总量目标。因此，选取M2作为名义的货币需求总量。用M2除以CPI得到本文模型里的实际货币余额。而作为收入的gdp也是用名义GDP除以CPI得到的。把股票的收益率作为货币替代的机会成本来看待。采用沪深300指数的季度数据来计算股票市场的收益率。对房地产的数据由于全国房地产价格的协调不统一，本文采用我国每个季度的商品房销售额来代表我国房地产市场作为货币替代的需求。用月度环比CPI计算出季度的商品价格波动指数来代表商品的收益率。而资本的机会成本用利率来表示。我国利率没有完全市场化，因此利率r采用7天同业拆借利率来替代。用每3个月的交易量为权数加权计算出季度利率数据。e为人民币名义有效汇率。e上升代表人民币升值。本文采用股改和汇改之后的时间段来研究我国货币需求的变化和最新走势。数据选取2005年第三季度到2012年第2季度。数据均来自锐思数据库。
三、货币需求的实证部分
由于规模变量实际M2、实际GDP和商品房销售额都有明显的季节性。因此，对用X-12加法进行季节调整后的数据进行分析。对季节调整后的数据进行单位根检验得到下表：
从图中看出，房地产销售额的对数是逐渐升高的，而在2009年增幅达到最大，之后趋于稳定。货币需求M2/CPI也逐渐增加，特别是在2008年之后增长的速度提高了。实际GDP的对数也是在经过2008年的短暂停滞后，持续上升。除了08年第一季度以外，商品的价格基本稳定。而人民币在2005年之后持续升值。经过08年金融危机后，人民币升值幅度和速度大大降低。利率伴随着中国经济和股市经历了一次N字型走势。在2008年底达到最低，而在2011年又回到最高点。我国股票市场的收益率区域稳态状态，由2006-2007年的高收益逐步向无风险利率回归。
通过格兰杰检验得出，人民币汇率、股票市场、GDP、利率和房地产都和M2有因果关系。这也得到大多数学者的验证。
考虑到6个变量对实际货币需求的影响存在相互影响的作用会导致货币需求函数的内生问题。国外资金不仅通过汇率升值，而且通过投资来增加收益。一部分资金流入股市，另一部分资金流入房地产。这必然产生内生性。为了避免这种情况，本文采用向量组回归（VAR）模型进行分析。
各个变量对实际货币需求的长期关系由软件进行协整检验。
从上式看，实际GDP和实际M2之间存在负相关。二者之间存在的弹性是-1.43，表明我国实际GDP上升1%会减少货币需求1.4%。这可能是体现在我国货币替代上。我国正处于收入上升期，同时我国居民收入开始从存款转向其他金融资产。而最近几年股市的挣钱效应使得许多存款转入股市，同时一部分家庭购买房产也使用了一大部分存款。商品的价格与实际货币需求呈正比，他们之间的弹性为0.11，可以看出商品的实际价格对货币需求影响较小。作为资本机会成本的利率对实际货币需求的弹性是2.55，也是最重要的因素。在利率没完全市场化的时候，利率还是对我国经济各个方面产生重大影响。利率上升，提高了资本的成本。同时也增加了存款和贷款的吸引力。增加了消费的成本，导致消费减少。这一部分资本从股市、国外和楼市变为存款储存起来。股市、房地产汇率与实际货币需求的弹性分别是-0.123和-0.07。这说明股票和房地产作为货币替代品对货币需求有直接的影响，而比重是作为居民易接受的股票更重些。房地产作为大宗商品投资只是影响到能够消费起的居民的投机性货币需求。而对暂时没能力消费的居民来说，由房地产产生的预防性货币需求占比较少。人民币汇率对实际货币需求有正的相关行，弹性为0.019。
基于实际货币需求的VAR滞后阶数统计信息如表4。因此，本文选择2阶VAR模型。
5个方程的拟合优度均在0.98以上。本模型拟合效果非常好。AIC、SC较好。短期内，对我国货币需求的影响最大的是人民币汇率，其次是股票市场，之后是房地产市场，然后依次是商品市场、利率和实际GDP。实际货币需求受到上期影响弹性为1.38。这表现为随着居民和企业收入提高、资本市场开放和金融产品等投资渠道增加，其货币需求增加。而第二期这种影响就减弱很多了，但影响变为负相关。即第二期开始实际货币需求对自身有个修复作用。说明货币需求自身的惯性只能持续一个季度，在下期这种内在的惯性就消失了。短期的实际GDP对实际货币需求影响较小。二者的弹性在0.013左右。即居民和企业收入增加会增加交易性货币需求。根据长期协整关系式来看，长期实际GDP对货币需求的影响是负的。这是因为我国正处于金融市场改革期。我国股票市场、债券市场和国际金融账户在逐步开放，出现众多金融理财产品使得我国居民投资渠道增加。居民的金融资产从大量持有货币存款和现金转移到股票、债券、外汇和房地产等货币替代品。这些金融资产也逐步替代货币成为居民金融资产的主要部分。短期内，房地产对实际货币需求影响低于股票和外汇的影响，但大于商品、利率和实际GDP的影响。这个现象表明我国房地产最近几年的发展迅速且房价的上升使得我国居民货币需求的结构产生了变化。股票市场收益提高对货币需求的影响体现在财富效应和替代效应。短期看，是前一个季度带来的主要是替代效应，而滞后2期的主要为财富效应。即股票市场上升后股市出现挣钱效应，许多居民将会增加股票的投资份额而减少其他货币需求，这时多体现了替代效应。而第二期开始投资者在股市上挣的钱以及对未来的预期，投资者会产生以后的财富预期。当预期自己财富增加后，投资者会增加自己的货币需求。人民币汇率上升会增加人民币升值的预期。而自从2005年以来，人民币升值累计到达近30%，因此，人民币升值预期的强度在减少。人民币升值预期减弱之后，外国资本流入中国的速度和力度也会下降。最近已经出现中国资本账户出现负增长。从上式看出，人民币升值会对之后第一期产生巨大的货币需求国际资本流动效应，而同时我国人民币汇率波动性比较小，使得人民币的国家风险和投资风险小，因此流入我国的国际资本比较多，增加了我国货币需求。而在第二期人民币汇率会对我国货币需求产生货币替代效应。即人民币升值会出现短暂的货币需求增加之后逐渐减少的趋势。这和王国松等（2006）研究的结论相似。
实际货币需求受自身影响从第2期开始逐渐下降。到了第10期，自身影响只占40%。这说明其他因素是对货币需求的影响比较大。实际GDP对货币需求的影响也在第5期之后逐步体现出来，达到10%。而在第10期房地产对货币需求的影响则达到了30%，这是2005年下半年到2012年上半年影响货币需求最大的因素。利率对货币需求的影响变的比较小。商品的通胀率对货币需求的影响也只和实际GDP相似。股票市场对货币需求的影响小于收入和通胀率。这出乎研究的预期。股市对货币的替代效应减小主要原因是经历过2006到2007年的高收益牛市后，又经历2008年以及之后的熊皮市，使得股市的赚钱效应没有延续性。而资金流入股市只是短期行为，没能形成持续地不断注入的模式。因此，投机性货币需求就变的比较小了。而同时人民币汇率和股市对货币的影响相似。
四、实证结果分析
长期看，实际收入与货币需求呈反比，而短期二者是呈正比。即我国收入增加会增加交易性货币需求，但长期来看，我国正处于经济调整期。而我国金融市场逐步开放。许多金融产品的出现使得居民的持有货币的机会成本凸显出弊端。居民的部分货币资产转化为股票、房地产和外国货币等金融资产，这使得实际收入与货币需求呈反比。长期看，房地产对货币需求的作用是负作用。即房价上升会减少居民的货币需求，即体现出房地产的替代效应。但替代弹性系数不是太高。而在短期内，房地产也降低货币需求。利率在长短期都是对货币需求有正的影响。在研究期间，我国负利率时间比较长，因此，利率的提高会增加货币的吸引力，从而增加货币持有量。从方差分解来看，房地产对我国货币需求的影响占比最大。这也体现了我国2005年之后房地产在居民消费和金融资产的地位和影响。而解决房地产对我国居民货币需求的方法可借鉴国外解决高房价的决策，即使用限制房租来间接限制房价过快上升。房价上升幅度减小且居民对房地产的投资减少会降低房产对货币需求的影响。股票市场对我国货币需求的长期影响是负的，而短期内有正的作用。短期内，股票市场的赚钱效应产生财富效应会增加居民和企业的交易性货币需求和投机性需求。而长期来看，股市的替代效应大于财富效应。这也和M.Friedman（1988）年研究美国股市对货币需求的结论一致。即在短期内股票市场的财富效应大于替代效应。而长期来看，股价升高对货币需求的财富效应小于替代效应。较小的弹性系数反映出股票作为货币替代的效果不是太好。当期我国居民主要还是以预防性货币需求为主。人民币汇率弹性系数为正。这表明人民币升值会增加长期实际货币需求，证明了人民币汇率波动的货币替代效应和国际资本流动效应。和易行健（2006）、万晓利等（2010）结论不同，和肖卫国等（2011）相似。短期，人民币汇率对货币需求的结构冲击在前3个月为正，之后在6个月转为负。这显示人民币汇率的波动通过影响人民币预期来影响我国的货币需求。根据汇率的传导理论，人民币汇率不升值会导致国内产生通货膨胀。在人民币低估时，通货膨胀和名义汇率的上升均可实现实际汇率升值。人民币升值对降低我国通货膨胀有显著的解释能力。
五、结论
从我国资产结构转变出发，用房地产销售额、股票收益率和人民币汇率等来研究在股改和汇改后我国长短期的货币需求函数。通过研究发现，从长期看我国利率、收入是货币需求最重要的原因，股票市场和商品价格是其次，之后房地产和汇率影响较小。但短期内，汇率、通胀股票市场和房地产市场对我国股改和汇改后的7年影响较大，特别是汇率对我国货币需求的短期巨大冲击。自从人民币汇率开始实施有管理的浮动汇率后，国际资本流动效应和货币替代效应明显。随着我国进出口贸易额剧增，国际资本加速流入我国。这使我国外汇占款急剧增加，大大增加了我国货币需求。而在研究期间，我国经历的利率波动比较小，同时实际GDP比较稳定，因此，二者对实际货币需求的影响较小。随着时间的推移，股改和汇改的冲击效应逐渐变小，我国货币需求会趋向于稳定的长期需求状态。
房地产市场对我国的货币需求在2005年之后得到充分体现。解决高房价以及房产对货币需求可用的方法是借鉴国外的限制房租来间接控制房价过快上涨。而我国治理经济主要用数量型工具，而价格型工具较少使用。人民币升值通过替代效应和国际资本流动效应增加实际货币需求。短期人民币升值会增加货币需求，而长期会减少货币需求。在短期内股票市场的财富效应大于替代效应。而长期来看，股价升高对货币需求的财富效应小于替代效应。较小的弹性系数反映出股票作为货币替代的效果不是太好。
综上所述，本文的政策指导意义很明显：央行在短期内制定货币政策时应注重汇率、房地产和股市的变动，而长期多重视利率和实际收入对我国货币需求的影响。
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论文摘要：概述了定性法、比例法、成本收益法及需求函数法等经典国际储备决定理论，并在此基础上，对我国学者围绕这些理论研究我国外汇储备适度规模的文献进行了综述，得出的结论是：外汇储备的适度规模因分析方法、选取因素及制度背景的不同而有很大差异，因此，应运用多种分析方法，动态地、综合地研究我国外汇储备的规模问题。
论文关键词：外汇储备适度规模比例法成本一收益法储备需求函数法
一、经典外汇储备规模决定理论
20世纪6o年代以来，西方学者对外汇储备规模进行了深入研究，其中具有代表性的包括卡包尔提出的描述法，特里芬等提出的比例法，海勒和阿格沃尔提出的成本一收益法，货币主义提出的货币需求决定法及弗伦克尔等提出的外汇储备需求函数法。这些经典的储备规模决定理论为研究我国的外汇储备规模提供了基本的理论分析框架。
1．描述法。20世纪70年代中期，卡包尔等经济学家提出了外汇储备规模的描述分析法，认为影响一国外汇储备需求的因素有六个方面：一是储备资产质量；二是各国经济政策的合作态度；三是国际收支调节机制的效力；四是政府采取调节措施的谨慎态度；五是一国所依赖的国际清偿力来源及稳定程度；六是国际收支动向及其经济状况。这一方法的缺点是难以建立较为精确的量化模型，只是简单地定性分析外汇储备规模。
2．比例法。比例分析法是根据外汇储备与某些经济变量的比例关系来计算适度储备规模。常用的比例包括以下几种：一是储备／进口比率，由美国经济学家特里芬提出，把满足进口贸易需要作为衡量外汇储备的标准，该比率的适度值是在20％～40％之间。从时间来看，最低外汇储备应能支持至少三个月的进口需求量，标准值是能满足3～6个月的进口需要。二是储备／短期外债比率，反映了一国的快速偿债能力，国际警戒线为100％，如果低于这一标准会打击投资者信心，引起资本外逃，导致金融危机。如果外汇储备超过短期外债余额的5倍，则会因大量资源闲置而带来经济损失。三是储备／外债余额比率，反映了外汇储备对全部外债的清偿力，警戒线为30％，一般以30％～50％为宜。四是储备／广义货币比率，由约翰逊等(1958)提出，他认为国际收支是一种货币现象，国际收支顺差表示本国货币需求过度，逆差表示国内货币供给过多，一般该比率以25％为适度。五是储备／国内生产总值比例法，反应一国经济规模对外汇储备的需求量。比例分析法的优点是初步建立了衡量外汇储备的量化指标，但指标过于简单，不能全面反映影响外汇储备需求的多种因素。
3．成本一收益法。这一理论应用西方经济学中的边际分析法，认为当持有储备的边际成本和边际收益相等时即达到最佳储备规模，以海勒和阿格沃尔的研究为代表。海勒(1966)认为，持有外汇储备的收益即一国调节国际收支时付出的调整成本，持有储备的机会成本是将这些储备资产换成其他资产时可能带来的投资收益。外汇储备的最优规模即是持有储备的边际调整成本和边际机会成本相等的点。在海勒模型的基础上，阿格沃尔(1971)建立了一个发展中国家的储备需求模型。他认为，发展中国家的外汇储备要既能在固定的汇率上融通国际收支逆差，又能使该国持有储备的收益与成本相等，因此发展中国家需要更多的外汇储备。在他的模型中成本和收益都用产量表示，即持有储备的机会成本指用储备购买进口必需的投入后能生产出来的那部分国内产品，持有收益指一国出现收支逆差时由于持有储备而避免的不必要的调节所节省的国内产出。成本一收益法对于机会成本的计算很难精确量化，很难进行具体的操作，而且这一方法仅考虑了预防性及交易性付汇需求，未考虑偿债性及平抑外汇市场波动的储备需求，具有一定的片面性。
4．货币需求决定法。该理论由货币主义学派布朗和约翰逊等经济学家提出，认为国际收支不平衡本质上是一种货币现象，国内货币供给超过需求时会引起多余货币外流，形成国际收支逆差，在固定汇率制度下会引起国际储备的减少，因此，外汇储备需求主要由国内货币增减决定。
5．储备需求函数法。储备函数法的关键是要合理地构建储备需求模型，而构建模型的方法也是逐渐完善的，从静态分析到动态分析，从均衡研究到非均衡研究。弗伦德斯较早地用多元回归法详细分析了出口收益率的不稳定性、外汇储备的机会成本、收益率及变动率、政府改变汇率的意愿及收入水平等十大因素对储备／进口比例的决定作用，建立了一个较为全面的发展中国家的储备需求函数，但这一模型在实证检验时未能取得理想结果。英国学者弗伦克尔(1974)建立了储备需求的双对数模型，根据这一模型，一国的外汇储备需求由进口倾向、国际收支的波动及进口额决定。这两位学者的模型都以静态分析为主，未能反应储备需求和相关因素的长期动态关系。为弥补这一不足，埃尤哈(1976)采用滞后调整模式建立了发展中国家的动态储备需求函数，主要选取的变量为经济体的开放度、外汇存款的利率、出El创汇的变动率和预期的出口收入。2o世纪70年代末，国外学者开始采用非均衡方法来研究外汇储备需求问题，即事先并不假定外汇储备的实际持有量等于需求量(许承明，2001)。从20世纪80年代以后，以弗伦克尔和艾德沃兹(1983)为代表的学者开始利用非均衡模型研究外汇储备规模，弗伦克尔用动态调整模型研究了发展中国家和发达国家外汇储备的需求函数以及外汇储备实际持有量向需求量调整的速度问题；艾德沃兹研究了一国货币市场非均衡对外汇储备需求及其动态调整的影响。储备需求函数法不再拘泥于影响外汇储备的单项因素，对各类因素与外汇储备的关系也做出了更为准确的描述，并且引入了动态分析过程。这一方法的主要缺陷在于无法克服变量间的多重共线性，且当变量是非平稳时间序列时会出现伪回归，容易形成错误判断。2o世纪90年代，格兰杰和恩格(1987)提出的协整理论提供了一种研究非平稳时间序列长期均衡的有效方法，此后，西方学者开始用这一方法重新构建外汇储备的动态需求模型。
二、我国学者对适度储备规模的研究
1、我国~1-9-储备规模的描述分析。王国林(2003)参考了IMF判断储备不足的五大标准，用描述法研究了我国当前的外汇储备状况，这五个标准为：国内利率的高低；对国际交易的限制；经济政策的首要目标；汇率的稳定性；新增储备的主要来源。王国林认为，考虑到通胀因素，我国当前的实际利率并不算高，随着金融体制改革步伐的深化，对外交易的限制不断放松，外汇市场相对稳定，外债在1999年出现净流出，而外汇储备则稳定增长，因此，新增储备不可能主要靠信用安排的外债，我国也从未把累积储备作为经济政策的首要目标，所以我国外汇储备是充足的。
2．我国外汇储备规模的比例分析。王元龙(2oo3)、陈德胜(2005)对我国的储备／进口比率、储备／短期外债比率、储备／外债余额比率进行了研究，从计算结果看，这三个比率在2o世纪90年代初期基本处于适度区间内，中期以后开始猛增，2OOO年已远高于上限，此后，除了储备／短期外债比率在2002年降至5．4倍，已接近安全区间外，其他两个指标仍有增大趋势。陈德胜(2OO5)认为如果以25％作为储备／广义货币(M2)比率的安全警戒线，我国1985—2004年的比率基本在警戒线以下，但在2OO4年已达23．8％，大有突破警戒线的趋势。储备／国内生产总值比率的适度值也没有统一的标准，(2004)认为外债总额占GDP的比例在8％以下是安全的，而外汇储备应保持在当年外债余额的2o％一30％，这样推算外汇储备占GDP的比例上限为2．4％；胡智(2006)认为适度的比例区间为2．4％～4％，我国的外汇储备在1994年以后远超过了按这一标准计算出的适度储备区间。比例法分析的研究结论说明我国的外汇储备已超过适度规模。
3．我国外汇储备规模的成本一收益分析。根据阿格沃尔模型，吴丽华(1997)计算出，我国1996年外汇储备的理论值应为670亿美元，而当年实际外汇储备为1050亿美元。(2004)计算得出，2OO2年中国外汇储备规模应为492．04亿美元，而实际值为2864．0r7亿美元，实际值和适度值有很大差距，其中可能的原因是阿格沃尔模型主要反映了弥补国际收支逆差所需的交易性和预防性外汇储备需求，未考虑其他需求，因此用该模型计算出的外汇储备适度值偏低。高丰(2OO3)运用引入偿债需求后的阿格沃尔模型计算了我国从1990—2OO2年适度外汇储备值，结论是：在1996年前，我国外汇储备实际值低于理论值；1997年后则高于理论值，且差距逐渐增加；到2OO2年高出理论值1137．212亿美元。苏红(2004)对阿格沃尔模型进行了更为全面的修正，除了交易需求、预防需求、偿债需求等基本需求外，还引入了进口依存度、经济增长速度、通货膨胀率、国内外实际利差、对外融资能力、财政赤字率、持有外汇的机会成本等因素，计算得出我国近年来的外汇储备适度规模小于实际规模，且差值逐年增大。如果考虑人民币在资本项目下的自由兑换及加入wro等因素的影响，在模型中加入外汇储备的制度性需求后，我国2OO2年的外汇储备实际值仍高于理论值，但差值有所减少。直接运用阿格沃尔模型计算出的我国外汇储备理论值远低于实际值，但在我国学者引入其他因素对模型进行修正后，外汇储备的实际规模仍高于理论规模，因此，根据成本一收益法的计算结论是我国外汇储备规模偏高。
4．我国外汇储备规模的货币需求分析。根据货币需求理论，货币需求主要由国民收入、预期通货膨胀率和利率等因素所决定，因此我国学者的研究思路是先结合上述变量建立货币需求方程，再将估计出的货币需求量值带人外汇储备需求模型中，通过回归分析确定模型中各变量的数量关系，若货币需求变量解释显著则说明货币因素会对外汇储备规模产生影响。许承明(2001)和刘振彪(2004)分别用误差纠正方程和协整系统方程估计出货币需求量，代人外汇储备的需求方程中，都得出了和货币主义观点相一致的结论：即从短期动态看，中国的国际储备需求会受到货币政策的影响。货币市场的非均衡对外汇储备的数量变化具有显著的影响，货币的过度供给将使外汇储备向下调整；过度需求将使外汇储备向上调整。
5．我国外汇储备规模的需求函数分析。在经典外汇储备函数的基础上，我国学者用回归分析、时间序列分析等多种方法对外汇储备及相关变量的截面数据和时间序列数据进行了研究，探讨了影响外汇储备需求的显著因素，围绕这些因素构建了外汇储备的静态及动态需求模型。在这些模型的基础上，描述了我国外汇储备实际规模和适度规模的偏差及这种偏差的调整过程。
三、基本结论
1．分析框架和方法的差异。2o世纪6o年代的定性分析法对外汇储备的适度规模没有量化估计，只是一种定性判断；比例法仅把经济规模、贸易规模、外债规模及货币需求等单一因素作为衡量外汇储备是否适度的标准。这两种早期理论都没有采用均衡的分析方法。20世纪70年代的国际储备决定理论开始引入均衡的概念，认为影响储备的各类因素达到均衡时所确定的规模才是适度规模，但对均衡的理解出现分歧。成本一收益法认为当持有储备的边际收益等于边际成本时即达均衡，而储备函数法则认为当储备的供给等于需求时才会达到均衡状态。由于国际储备的供给主要来源于国际收支顺差，所以确定储备适度规模的关键在于合理确定其需求。以后的学者顺着这一脉络继续进行研究，通过计量模型寻找影响外汇储备需求的主要因素，并准确描述其影响方向和程度。早期的储备需求理论暗含的基本假设是外汇储备的持有量等于需求量，这样实际得到的是外汇储备持有量函数，它可以在一定程度上反映外汇储备需求，但并不是严格意义上的需求函数。20世纪80年代以后的学者突破了这一假设，认为适度储备规模的实现需要经过～个动态调整过程，结合动态调整方程和持有量函数，他们运用非均衡的方法确定了外汇储备的需求方程。协整理论产生后，决定外汇储备规模的各种因素的长、短期均衡关系又在协整系统方程和误差纠正方程的基础上重新构建。可见，不同的分析框架方法所确定的国际储备适度规模存在着很大差异。
2．影响因素的差异。不同的理论所确定的影响外汇储备规模的因素不同，这主要是由于不同时代外汇储备的功能差异所决定的。在特里芬时代，国际贸易是国际经济往来的主要形式，国际资本流动的规模并不大，所以特里芬认为满足出口贸易需要是外汇储备的重要功能。海勒和阿格沃尔则强调了外汇储备的调节。储备需求函数法虽综合考虑了外汇储备的多种功能，但不同时期、不同国家的具体情况有很大差别，各国学者在构建模型时的侧重点也有所不同。外汇储备在不同国家、不同时代的功能差异决定了影响外汇储备规模的因素也大相径庭。
当弗里德曼获得1976年的诺贝尔经济学奖时，媒体这样评价他：“弗里德曼实际上向每一个重要的既成学说进行了挑战，从而在现存经济学之外――其实也是在经济学之内――建立起他的事业。”弗里德曼的思想、论文和作品――大约245种出版物，其中包括26本著作，以及一些电视纪录片――他对经济学的杰出贡献尤其是有关通货膨胀的理论，富有预见性且影响至今。
弗里德曼最著名的代表作是他与安娜・施瓦茨合著的《美国货币史（1876-1960）》。《货币的祸害》可以当做《美国货币史》的浓缩精华版，该书是弗里德曼晚年对自己半个世纪货币研究的总结，也是对货币主义最明晰的表达，为大众了解弗里德曼的货币思想提供了可能。
弗里德曼从历史的角度分析了国际价格水平和货币的联系。从雅浦岛上的石币到今天广泛使用的纸币；从希腊、罗马的铸币经验到英国16世纪格雷欣时代的“劣币驱逐良币”；从18世纪法国约翰・劳一手炮制的“密西西比股灾”到20世纪早、中期美国的白银采购计划加速了中国政府的。弗里德曼用历史事实展现了一系列货币的“祸害”。
弗里德曼讲历史采用的并非常见的叙述方式，实证经济学方法论有力地支撑了他的论点，并且对计量经济学和小型模型的建立带来了一般性的有益影响。比如，本书第4章“一次反事实的推演：评估1873年之后延续复本位制所带来的影响”。弗里德曼重新定义了一度被经济学界抛弃的货币数量论，他建立了一个真实的货币需求函数，着重研究货币需求和名义收入之间的关系，包括债券收入、股票、实物资本和人力资本的收益，以及预期通货膨胀率。这项非常专业的数学评估显示了弗里德曼一再强调的论点：货币存量的变化给予经济活动水平强有力的影响，尽管伴随一个很长而且可变的滞后期。这点被凯恩斯忽略了。
弗里德曼深刻意识到过度扩张的货币政策蕴藏的通胀风险，他强烈主张建立一个严格的、量化的货币政策，就黄金在货币基础上的价值制定严格的指导方针，通过这种方式避免通货膨胀。弗里德曼宏观经济学的一个不大被人认识、但是很根本的命题是，他认为过去的经验和对未来的预期对于现阶段行为的影响是十分重要的。这一命题使他在分析货币需求和消费函数时着重使用了持久收入的概念，并在解释通货膨胀时强调价格预期的作用。弗里德曼一生都致力于通过实证方法深入研究通货膨胀率及其变性与政治经济后果的联系问题。
20世纪各国政府刺激经济的措施主要源于凯恩斯理论，轻微的通胀能够刺激经济发展，为企业、家庭创造更高的收入，也带来更多的花费，而消费反过来又会推动生产，如此类推，国民经济就会保持相当的活力。但是，对于货币发行者――政府而言，货币政策就像美丽又危险的罂粟花，印钞票的成本低、速度快，短期效果明显，而恶果的累积相对滞后。通货膨胀的平衡点很难把握，金融秩序一旦失控，就会抵消一切经济成就，损害国家的经济根本，让每一个现金持有者失去信心。
[关键词]通胀成本；MIU；CIA
对于通货膨胀福利成本的度量自Bailey(1956)进行了开创性研究至今，国内外学者从不同的视角对其展开了深入的探讨，而国内学者主要使用的方法归纳起来主要包括以下几个方面：基于消费者剩余理论的估算方法，基于MIU模型、CIA模型以及交易时间模型的估算方法。
一、基于消费者剩余理论估算通货膨胀的福利成本：BaileY(1956)将通货膨胀的福利成本定义为货币需求函数逆函数下方的面积，即将名义利率从i减少到0时的消费者剩余作为通货膨胀福利成本。
欧俊、李花(2006)利用该理论对通胀的福利成本进行了估算，得出如下结论：1、若名义利率不调整，半对数型货币需求下该成本为GDP的0.5％，双对数型货币需求下该成本为GDP的0.9％：2、若保持实际利率不变，名义利率和通胀都上升的情况下，该成本会下降。这种模型现在还在发展之中，只能为政策选择提供信息，减少决策难度。
陈昆亭、郑文风(2007)分别用消费者剩余方法和Lucas(2000)的收入补偿法对中国通胀福利成本进行估计，结果显示用消费者剩余法估算得到的通货膨胀福利成本要小于用收入补偿法得到的结果，并且认为Lucas的收入补偿法所得到的结果更合理精确。
二、基于货币效用模型(Mlu模型)的通货膨胀福利成本的估计：即假定消费者从消费商品和持有货币中直接获得效用，当通货膨胀发生时，导致了实际货币余额的下降，使得消费者的福利受到损失，于是产生了福利成本。
储丽琴(2008)运用补偿变量法，选用1992年到2008年共65个季度的数据，对中国通货膨胀的福利成本进行了测算，结果表明，在大约10％的名义利率下(以1993年和1997年为例)，中国通货膨胀福利成本率约为2.1％，并且通货膨胀的福利成本随着名义利率的上升而上升。
于栋，闫庆悦，霍凌汉(2011)建立了包含人口增长和货币利息收益的MIU模型，并根据1993年到2009年的数据估算了通胀的福利成本：他们计算出的成本远远小于国内其他学者得出的结果：货币的利息收益和人口增长对我国通货膨胀的福利成本都存在负的影响，其中货币的利息收益是通胀福利成本大幅度下降的主要原因，而人口增长的对它影响却很小。
三、基于现金约束模型(CIA模型)的通货膨胀福利成本的估计：该模型认为效用是消费和闲暇的函数，通货膨胀会降低货币的实际购买力，从而家庭将会减少消费需求，增加闲暇的需求，因此会造成劳动供给的减少，导致产出、消费和资本存量的减少，这就是通货膨胀的福利成本。
龚六堂、邹恒甫和叶海云(2005)把消费者的财富引入效用函数，在CIA模型的基础上分析了通货膨胀的福利成本。研究发现当通胀率较低时，其福利成本较小：但是当通胀率较高时，其成本也较大。并比较中美两国的通货膨胀福利损失的数据得出：在中国通货膨胀对经济的影响比美国更为显著。因此，在中国货币政策对福利影响更大。
陈彦斌，马莉莉(2007)分别采用消费者剩余方法、MIU模型以及CIA模型对中国通胀的福利成本进行计算，利用CIA模型计算出的成本明显小于用消费者剩余和MIU模型计算的结果，相对而言利用CIA模型的估算却更不准确。实证结果表明在中国10％的通胀率的福利损失约为消费的12％，接近产出水平的4％。此外，在中国高通胀率伴随着较高的福利损失，因此将通胀率保持在较低的水平对提高福利水平是有利的，
四、基于交易时间模型的通货膨胀福利成本的估计：该模型认为购买商品需要时间和货币，通货膨胀导致货币贬值，降低了家庭的实际购买力，家庭不得不花费更多的时间来获取同等的效用，从而减少了劳动时间或休闲时间，因此造成了福利损失。蔡万旭(2009年)在此模型下，求解出1992――2008年我国通货膨胀的福利成本介于GDP的0.5699％～1.8732％之间。而利用消费者剩余方法得到结果要稍微小一点。从其研究中看到，我国通货膨胀的福利成本并不大，没必要对通货膨胀过于紧张。
谢赤(2002)在新的交易技术的情况下模拟了货币需求，讨论了金融创新对通货膨胀福利成本理论上的影响。他的结论是，如果储蓄是有息的，则通货膨胀的福利成本将最终独立于储蓄需求。
陈利平(2003)在一个引入消费攀比的交易时间模型中讨论了通货膨胀的福利成本，在给定收入税率和政府开支的情况下，当收入税率较低时，个体消费攀比程度越高，通货膨胀的福利成本越低：当收入税率较高时，攀比程度越高，通货膨胀的福利成本越高。
五、小结
纵观国内的研究，主要是借用国外研究中已有的模型，对完全预期通货膨胀下的福利成本进行估算，几乎没有涉足非预期通货膨胀的福利成本，因此存在很大的局限性。所以在以后的研究中，可以根据中国国情和现实约束条件，寻求适合我国经济情况的理论框架和实证研究，准确估算各期通货膨胀福利成本，并做出正确的评价。
参考文献：
[1]欧俊，李花，中国通货膨胀福利成本计量初探[J]，财经论坛，2006，(12)
[2]储丽琴，基于补偿变量法的中国通货膨胀福利成本研究[J]，学术交流，2008，(8)
[3]于栋，闫庆悦，霍凌汉，中国通货膨胀福利成本的再探讨[J]，宏观经济研究，2011，(3)
[4]陈昆亭，郑文风，中国通货膨胀的福利成本[J]，世界经济文汇，2007(3)
[5]龚六堂，邹恒甫，叶海云，通货膨胀与社会福利损失[J]，财经问题研究，2005，(8)
[6]陈彦斌，马莉莉，中国通货膨胀的福利成本研究[J]，经济研究，2007，(4)
[7]蔡万旭，中国通货膨胀福利成本研究[J]，复旦大学硕士学位论文，2009
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