康继军，重庆大学经济与工商管理学院，诺丁汉大学当代中国学学院；傅蕴英、张宗益，重庆大学经济与工商管理学院，重庆400044。
货币需求是宏观经济中货币理论的基础，揭示了货币对经济的影响。弗里德曼(1966)指出，“对于货币理论和政策，需要重点考虑的是，货币需求是否能被看做较少几个变量的合理而稳定的函数，以及这个函数能否以合理的精确程度加以经验性说明”。货币需求函数是否稳定是近年来宏观经济理论研究和政策实践中关注的热点课题，稳定的货币需求函数是中央银行选择货币供应量作为货币政策中介目标调控宏观经济的一个重要决策依据。
历经三十多年的经济转型，中国的经济体制已经发生了深刻变化，金融体系的市场化转型以及不断演变的宏观经济形势必然对现行的货币政策形成冲击，特别是汇率、利率的市场化改革和迅速发展的资本市场已经显著地改变了货币政策操作的环境。各种疑虑进入我们的思考视线：中国经济转型过程中的制度变迁是否使中国的货币需求函数发生了变化？可否从制度变迁视角切入，借助货币需求理论研究转型期的货币需求函数？是否可以构建能够反映经济转型中所发生的深刻制度变迁的货币需求模型？
针对上述问题，本文首先对货币需求函数计量建模进展进行了综述，引入市场化进程相对指数考察转型期经济体制的变化情况，通过时序图形考察市场化进程相对指数和货币需求函数各相关变量的相互关系，在理论分析基础上进行应用计量建模，研究中国经济转型背景下的货币需求关系并进行稳定性实证检验。
本文的主要贡献在于：采用市场化进程相对指数作为制度变量来刻画中国经济转型的制度变迁过程，运用“从一般到特殊”动态建模方法建立了一个包含制度因素的货币需求动态模型，对经济体制市场化进程影响下的中国货币需求关系进行了研究。结果发现，该模型较好地拟合了市场化影响下的中国货币需求关系，参数估计结果很好地验证了“中国转型期的市场化进程未能促使货币量显著独立于货币需求关系，货币对于宏观经济的超需求调控作用是相当有限和暂时的”假设。
本文的结构安排如下：第一部分为文献综述，对近年来国内外关于货币需求模型的研究进展进行了回顾；第二部分介绍了本文采用的计量模型和建模方法，以及模型中各变量指标的设定；第三部分为实证分析，建立了经济转型期货币需求关系的制度分析动态模型，并对模型进行了经济解释与动态计量分析；第四部分为结论。
一、文献综述
历史经验表明，我国中央银行对货币供应量的实际调控能力是十分有限的，货币的供求平衡主要由货币需求决定。但是，由于货币政策的实质调节权、货币增速目标设定的权力在高层，理论上广义货币当局对货币供给仍然具有很强的控制力：一方面，货币政策的基础是维持货币的供求平衡；另一方面，广义货币当局关注的是使用货币量作为调控宏观经济的政策工具，所以，“货币的供求平衡由货币需求决定，设定货币量为其需求关系所内生确定的”这一命题在经历了三十多年改革开放的经济转型后是否仍然成立值得探讨，对该问题的解答关系到货币政策中介目标的选择。
目前，各国普遍采用的货币政策中介目标分为两类：一类以货币供应量作为中介目标(如德国)，一类以中长期利率作为中介目标(如美国)。Poole(1970)使用IS-LM模型论证了一国货币中介目标的选择取决于该国货币需求函数的稳定性，如果货币需求不稳定，并且在短期内难以预测，那么应该在允许货币总量波动的前提下，通过稳定利率来实现更大的产出稳定性，即选用中长期利率作为中介目标；如果短期的不稳定性来源于总支出方面，但货币需求函数相对稳定，则更适合选用货币供应量作为中介目标，通过稳定货币供应量来实现更大的产出稳定性。美联储在20世纪70年代曾以货币供应量作为中介目标，但随着金融创新和加速放松管制(金融自由化)使得美国货币需求函数的稳定性下降，出现了“迷失货币”(MissingMoney)，给调控货币总量带来难度，1982年美联储开始转向了稳定利率的政策。这也就是货币需求函数的不稳定性问题的由来(何新华等，2005)。
改革开放以来，中国的实际货币增长长期高于国内生产总值(GDP)的增长，然而与之相应的货币流通速度却持续减慢，货币增长速度对GDP的增长速度和通货膨胀率都呈现出正向的前导作用。基于此，国内学术界有观点认为：改革开放以来的货币量具有显著独立于需求关系的能动性，而且失去了稳定性。
针对类似疑问，秦朵(1997)通过将国有经济在工业总产值中所占比重作为制度因素纳入货币需求模型，结果发现，在考虑了制度因素后，中国的货币需求存在较强的稳定性，从实证的角度否定了前述疑虑。从今天的角度看，秦朵等学者的研究有待进一步深入，原因在于：其一，秦朵(1997)研究中使用的制度变量过于简单，这与当时测度市场化进程的研究进展不够深入有关；其二，秦朵(1997)一文的样本区间为1978—1994年，而中国的市场化改革的大踏步推进是以1994年为标志的，这一变革主要体现在四个方面：(1)财税体制改革，由中央地方财政包干制改造为分税制；(2)金融、银行体系改革；(3)外汇体制改革；(4)国有企业改革。如果说1980年的改革所解决的问题主要是传统意义上工业化和城市化的发展问题，那么1994年后的改革则主要解决的是体制转型问题。三十多年的改革开放使中国在要素市场的构建和对外开放格局的深化方面获得了实质性的进展，开始建立和完善社会主义市场经济体制，经济的各组成部分已开始进入市场经济的角色，所以有必要重新对改革开放三十多年的货币需求关系进行研究，考察整个转型期中国的货币需求函数是否仍然能保持其稳定性。
传统货币需求理论仍然是研究中国货币需求关系的主要经济学理论。在凯恩斯(1983)、米什金(1998)和易纲(1996，1999)等著作中对传统货币需求理论都有详细论述，本文不再赘述，以下仅就货币需求模型的研究推进加以概述。
20世纪60年代以来，经济学家们开始采用各种经济计量方法来建立和完善货币需求模型。邹至庄(Chow，1966)首先采用局部调整模型PAM(PartialAdjustmentModel)建立美国的长期和短期货币需求模型。局部调整模型对于美国1973年以前的数据拟合相当好，所有参数都能通过稳定性检验，对于当时美国的货币需求可以做出合理和可靠的解释。但是，局部调整模型关于模型滞后结构的限制受到了一些质疑，对此，一些学者试图通过加入理性预期假定，建立全面的滞后分布模型来改进局部调整模型。但是，由于这些模型比较复杂，而且缺乏较好的理论解释，在政策分析中较少使用。进入20世纪80年代后，学者们开始尝试将长期关系加入到短期货币需求模型中，Hendry(1980)建立了英国货币需求模型：
(1)式中，项代表货币和其对应收入间的长期偏差，所以该模型被称为误差修正模型(ECM)，协整理论为ECM提供了有力的理论依据。此后，ECM在货币需求模型的构建中得到了普遍的应用，Baba，HendryandStarr(1992)估计了美国货币需求函数，HendryandEricsson(1991)估计了英国货币需求函数，Yoshida(1990)估计了日本货币需求函数，Bardsen(1992)估计了挪威货币需求函数，Hidegart(1992)估计了阿根廷货币需求函数，ChoiandOh(2003)估计了香港货币需求函数等。
在对中国经验的研究中，HaferandKutan(1994)用ECM检验了中国1952—1988年的货币需求函数，证明货币需求与实际国民收入、一年期定期存款利率以及预期通货膨胀率存在协整关系。汪红驹(2002)用ECM对中国1978—2000年的年度数据进行了估计，结果说明实际余额与实际GDP、预期通货膨胀率和一年期存款利率存在协整关系，实际余额与实际GDP和一年期存款利率存在协整关系。王少平和李子奈(2004)运用协整、弱外生和短期因果关系检验对我国货币需求的长期稳定性进行了研究，认为我国货币需求的长期稳定性依赖于时间趋势，我国货币需求和利率是关于协整向量的弱外生变量。这些研究基本肯定了稳定的货币需求函数的存在。
在有关中国货币需求模型的研究中，秦朵(Qin，1994)根据1952—1991年的年度数据建立的中国货币需求模型得出中国货币的基本交易弹性未发生显著变动的结论。之后，秦朵(1997)进一步使用“从一般到特殊”的动态建模方法建立了包含制度因素的货币需求模型；王曦(2001)通过在货币需求模型中引入价格自由化进程和非国有经济的发展两个变量，对中国1978—1999年间的货币需求和货币流通速度进行了研究；何新华等(2005)建立了中国宏观经济季度模型(China_QEM)中的狭义货币和准货币(－)行为方程；Girardin(1996)研究了中国长期货币需求关系；易纲(1996)建立的货币需求模型考察了货币银行领域所发生的制度变迁过程，将货币化进程引入货币需求函数，加强了货币需求模型的解释力度；蒋瑛琨等(2005)利用协整理论和误差修正模型估计了两个阶段(1978—1993年和1994—2004年)的中国静态和动态货币需求函数；伍戈(2009)使用“从一般到特殊”的动态建模方法对1994—2008年间中国的货币需求与资产替代进行了研究，具体考察了广义货币需求()与物价、产出、利率、汇率以及股票价格之间的关系。
在上述这些研究中，我们注意到仅有秦朵(1997)、Girardin(1996)、王曦(2001)、蒋瑛琨等(2005)少数几篇文章在模型中使用了制度变量，而其余的研究均未考虑制度因素对货币需求的影响。通过转型历程回顾和文献考察，我国经济中非市场均衡的制度因素大致源于单一的中央计划体制与计划和市场并存的转轨体制两个方面。从货币需求的角度看，由这两个方面可能引出的制度因素有：(1)由计划控制造成的抑制性投机需求；(2)由计划体制软约束造成的过度资金需求；(3)由改革引起的制度变迁(主要包括经济制度和结构变化两方面因素)对货币的超常需求，包括易纲(1995，1996)提出的所谓货币化过程和后来以金融中介市场化、金融市场自由化为特征的金融创新阶段。在传统的货币需求模型中，因素(1)涉及的投机需求(即持币的机会成本)可用利率变量来衡量，而这种需求在我国的受抑制状况可能反映为利率变量在货币需求关系中缺乏解释力；因素(2)对于货币需求的变化可能造成非一般货币理论规定的变量所能解释的短期冲击，可采用广义货币政策中的总存贷比变化率来近似表示；因素(3)则是货币对于GDP的中期超量增长的另一种解释，该解释也需要在货币理论之外选择变量，易纲(1996)认为城市化和货币化进程高度相关，因此用城市人口比例来近似度量货币化进程，秦朵(1997)的做法是用国有制工业产出在工业总产出的比例来近似表示，Girardin(1996)引入了国有和非国有工业部门规模的差异来刻画制度的变迁，王曦(2001)除了用国有制工业产出在工业总产出的比例衡量非国有经济发展以外，还用非固定价格(非国家定价)零售的商品价值比重来衡量价格自由化进程，蒋瑛琨等(2005)则用金融深化指标广义货币与国内生产总值之比(/GDP)来度量。
基于上述文献回顾，以及1978年以来以市场化为取向的改革措施使中国的经济体制发生了深刻变化的事实，我们认为经济转型必然对货币需求关系产生一定的影响。根据现有的理论和实证研究结果，可以确定经济转型与货币需求之间是存在相互联系的。近年来，国际上越来越重视为制度变迁和改革措施对于经济绩效的影响提供证据，正如易纲曾明确指出的，“在研究中国的货币需求时，必须考虑‘中国特色’和制度变迁”(易纲，1996，第186页)。因此，本文试图建立一个包含制度因素的货币需求动态模型，从经验分析的角度为理解中国经济体制改革与货币需求之间的关系增加一些新的认识。
二、研究方法、模型设定和变量说明、数据分析
(一)方法论基础
由于对同一经济现象常有截然不同的经济理论同时并存，所以在应用计量建模时并不存在唯一的理论基础。Favero(2001)曾将经济计量建模方法分为三类：(1)以Hendry(1995)为代表的动态建模方法；(2)向量自回归模型方法；(3)跨时最优方法。三种方法之中，向量自回归模型不仅所需数据量大，而且无助于分辨政策的作用机理；跨时最优方法需要大量的微观数据作支持(例如常用的GMM方法)，由于宏观经济数据时序较短，其样本空间相对于模型中待估计参数的数量十分有限，因此这两种建模方法都不适合本研究的要求。
对于本文的研究，实际可行的方法是使用动态建模方法，动态建模方法以探求数据之生成过程为主要目标，将应用模型的设计过程明朗化，从最广泛的影响因素入手，本着“检验、检验、再检验”的原则，从“一般到特殊”逐步约化，模型设计过程清晰，操作规范，减少了变量选取过程中的随意性。采用动态建模方法，通过交替运用货币需求理论与实际经验数据，不仅可对经济理论的适用性进行深入的探讨，同时也可充分利用现实数据所反映的真实状况寻找实际经济运行的规律。此外，使用动态建模方法所构建的误差修正模型同时包含货币需求关系的短期和长期属性，可以描述从短期不均衡状态向长期均衡状态的调整过程。
关于建模过程中可能产生的内生性问题，在实证建模时可通过对协整检验结果进行弱外生检验来加以解决，根据检验结果判断是否可以建立单方程自回归分布滞后模型，进而使用“从一般到特殊”的建模方法得到最终简化的单方程ECM。目前，绝大多数国家的经验模型结果都验证了货币需求模型的单一方程形式，因此，本文使用动态建模方法来构建制度变迁下的中国货币需求单一方程模型。
关于实证分析的标准和原则，从对理论假说的证伪要求看，通用的数据列举方式往往太过粗糙和分辨率低。本文根据动态建模理论，按如下原则建模：第一，理论成立的实据须与数据关系中参数的稳定性(即时不变性)相对应；第二，理论假定的基本关系一般仅与数据信息中的长期部分相对应。前一规定将理论隐含的规律性表述为可测信息，后一规定则力图根据理论隐含的抽象长期均衡关系将数据信息分离为长期与短期部分。
(二)模型设定和变量说明
在宏观经济学中，货币需求关系是从经济主体的效用最大化和利润最大化中导出的，在中国改革初期，最大化过程的某些假设或许是可以质疑的，但是历经三十多年的经济转型，越来越多的金融证券和实际投资机会的出现使得货币需求的含义越来越接近西方的定义。
经济学有关货币需求的理论模型大致分为两类(GoldfeldandSichel,1990)：一类从交易需求分析角度入手，另一类从有价证券平衡法角度出发。按照从交易需求分析入手的理论，真实货币的交易需求通常可由不变价货币与实物实际交易量间的正项函数关系表示①：
必须指出，上式与(2)式在因果关系设定上是不同的，其政策含义也不同，等式只是一个均衡约束条件，并不能确定货币运行背后的经济行为的因果方向。Hendry(1995)指出在应用计量经济模型分析时，有关这种方向问题的讨论等价于有关变量间的外生性关系讨论，因此，我们在计量分析时需要对模型中所涉解释变量进行外生性检验。
本文从通用的货币需求理论(GoldfeldandSichel,1990)出发建立模型②：
Y表示规模变量，本文采用实际国内生产总值(1995年不变价GDP)。
P表示物价水平，本文使用消费价格指数(CPI，1995年为100)。
Rd表示利率，本文采用储蓄存款一年期定期利率，在传统的货币需求模型中，利率被作为一种解释变量来衡量持币的机会成本，但是中国的利率在较长阶段都被固定在低于市场均衡利率的一个任意水平上，所以一些研究用预期的通货膨胀率来衡量所持货币的机会成本。本文期望在考虑了制度因素后，考察利率对于货币需求的解释效果。
Rf为衡量经济转型的制度变量——市场化进程相对指数，具体说明见后。
Rl为表示软约束的存贷比，存贷比＝国家银行各项贷款/国家银行各项存款。
函数f为参数线性函数。模型的样本区间为1978—2007年。消费者价格指数和GDP数据来自各年度《中国统计年鉴》，各利率数据来自各年度《中国金融年鉴》。
(三)市场化进程相对指数
目前，国内外主要使用两种方法构造制度变量，其一是单代理变量方法，直接使用某一可观测的与关注制度变量密切相关的经济变量作为代理变量；其二是加权指数方法，根据需要设计指标体系，把一系列代理变量加权平均，构造出一个综合性的制度变量(指数)。“华盛顿共识”(WashingtonConsensus)一直是转型经济研究的主流方法，为国际货币基金组织(IMF)和世界银行(WorldBank)以及一些美国大学的经济学家所推崇。但是，“华盛顿共识”认为转型没有阶段性，不需要对转型进程加以特殊关注，这与东欧和俄罗斯的转型实践不符。近年来，通过反思“华盛顿共识”，演化经济学派开始关注转型进程的研究，许多国际机构(如欧洲复兴与开发银行、世界银行、国际货币基金组织等)都对转型国家的经济转型进程进行了国别比较研究(景维民和张慧君，2006)。除了这些专门针对转型国家经济转型进程的比较研究外，国际上用于跨国比较研究的指标体系主要有美国传统基金会(HeritageFoundation)、加拿大弗雷泽研究所(FraserInstitute)和自由之屋(FreedomHouse)等机构编制的经济自由度指数。
改革开放以来，国内研究市场经济和市场化的文献众多，由于缺少国内生产总值(GDP)中非国有经济部分的统计数据，因此，传统的方法大都是采用工业总产值中非国有经济所占比重或国民生产总值(GNP)中非国有经济的贡献这两项指标作为衡量市场化水平的代理变量。③在已有关于中国货币需求关系的研究中，制度变量通常使用工业增加值中非国有工业增加值占比(秦朵，1997)、国有和非国有工业部门规模的差异(Girardin,1996)、非固定价格(非国家定价)零售的商品价值比重(王曦，2001)等指标。自从卢中原和胡鞍钢(1993)首次提出市场化指数以来，比较有代表性的研究成果有：江晓薇和宋红旭(1995)，顾海兵(1997)，陈宗胜等(1999)，金玉国(2001)，樊纲等(2003，2010)，周业安和赵坚毅(2004)，康继军等(2007)，王曦和邹文理(2010)等。在樊纲等(2003)之前的学者们所设计的市场化指数，基本上都是从投资、价格、工业生产的非国有化和对外开放几个方面来对市场化的进程进行测度，指标体系总体上是相近的。
樊纲等(2003)的研究对中国各地区的市场化进程进行了测度，给出了较为完整的各地区的市场化相对指数。其后，周业安和赵坚毅(2004)以及康继军等(2007)采用樊纲等(2003)设计“相对”指数的思路，参考其指数设计原理选择若干重要指标，构建了全国整体的市场化指数。樊纲等(2003)的指标体系具有较强的综合性，但其指数设计目的在于地区间市场化相对程度比较设计，这里“相对”的概念是指各地区之间的“相对”，樊纲等(2003)指数在应用中存在的问题是其指数时间段较短，目前最新公布的也仅有1997—2007年间的数据(樊纲等，2010)，若利用插值或外推法得到的其他年份数据可能失去准确性，外推样本期太长则得到错误结果的可能性很大。
周业安和赵坚毅(2004)根据七大类指标设计的1984～2002年中国经济市场化总指数，评定中国2002年市场化指数为7.6，但其文中并未说明指标体系的具体构造、数据来源及处理方法，因此无法直接使用其指标体系。康继军等(2007)所构建的市场化指数从政府与市场关系、非国有经济的发展、对外开放程度和产品市场发育程度等四个方面衡量中国经济从计划体制向市场经济体制转型的程度，并将其作为制度变量建立了经济增长的动态分析模型。王曦和邹文理(2010)将制度变量的演进视为一个随机过程，通过建立状态空间模型，利用卡尔曼滤波方法得到制度变量的估计与预测方程，结合中国全要素生产率(TFP)的变动估计了中国总体经济转型指标。
图1对国内最有代表性的市场化进程测度结果进行了比较。对樊纲等(2003)之前的学者们所设计的市场化指数，本文选取金玉国(2001)的指数为代表。由于樊纲等(2003，2010)的指数是各地区相对指数而非全国指数，本文将樊纲等(2010)测算的各地区市场化相对指数按算术平均加权，合成全国整体的市场化指数，与其他各全国指数进行近似比较。由于周业安和赵坚毅(2004)、康继军等(2007)的指数均为［0，10］区间的相对指数，所以无须调整，图1对金玉国(2001)以及王曦和邹文理(2010)的指数进行了标准化调整，对合成的樊纲等(2010)“全国”指数进行了基期调整。
图1经济转型/市场化进程测度结果比较
正如樊纲等(2003)指出的，所谓的市场化是指我国从计划经济向市场经济过渡的体制改革，是一系列经济、社会、法律乃至政治体制的变革，而现有经济学理论和经济实践并没有给出一个100％市场化的模式和范例，因此，金玉国(2001)等的研究采用“纯粹的”市场经济为参照系来衡量市场化绝对程度的方式不尽合理。王曦和邹文理(2010)假设制度变量的演进可以通过全要素生产率的增长观察得到，这种估算市场化进程的方式也值得商榷。首先，这一假设本身还需要得到进一步的理论证明和实践检验；其次，虽然经济学理论支持制度安排对资源配置效率的影响，但是依靠建立二者的线性方程反推制度变迁程度的做法事实上是将影响资源配置效率的其他主要因素的作用都归于制度安排，这样估算的市场化程度并不能反映市场化的实际进程。
比较周业安和赵坚毅(2004)与康继军等(2007)的研究，从数据特征和图形分析的结果看，康继军等(2007)的市场化指数较好地描绘了中国转型期经济体制的市场化进程，能够较好地刻画诸如改革开放以来五次宏观调控等政府政策对市场化进程的影响。此外，樊纲等(2010)的合成指数和康继军等(2007)的指数吻合度很高，二者测算市场化进程的趋势变动基本保持一致，这一结果缘于二者设计“相对”指数的思路、指数设计原理及若干重要指标的一致性。
我们注意到陈邦强等(2007)建立的中国金融市场化指数从金融中介市场化、政府行为市场化、金融市场自由化和金融对外开放等四个方面考察金融市场化进程的相对程度，该文与康继军等(2007)在指标建立的逻辑思路和构建方法上是一致的。根据前面的分析，选择市场化指数这一制度变量主要是用以解释由改革引起的市场化对货币的超常需求，因此，我们考虑用陈邦强等(2007)的金融市场化指数从金融市场化的角度对康继军等(2007)的市场化指数进行扩充。
(四)数据分析
本文综合康继军等(2007)和陈邦强等(2007)的研究计算了1978—2007年中国经济体制市场化进程相对指数④，如表1所示。
图2为本文计算的1978—2007年市场化进程相对指数及分指数图形。由图2可见，市场化进程在不同方面的推进是不稳定的、波动的，主要受国家经济形势和政策影响所致。改革开放以来的六次宏观调控有五次发生在本文的样本区间内⑤：四次反通货膨胀，分别发生在1980年、1984—1985年、1988—***年、1993—1994年，以及1998—2002年的反通货紧缩。从五个方面的分指数图形来看，在各对应的时间点，各方面市场化进程分指数不同程度地受到了影响，其中波动程度最大的是对外开放程度，这与对外开放度指数的构成指标有关：投资和贸易这两个方面不仅受国家经济形势和政策影响，在相当大的程度上还受到国际经济形势和政治因素的影响，例如对外开放程度分指数在***年的波谷就与此有关。另外，金融受国家政策的影响非常大，政府的过度介入导致了金融的条块分割，金融市场的对内和对外开放程度均不足，现有金融改革与发展路径已经陷入僵局，反映出中国金融市场的不成熟与不规范，这些都影响了与金融有关的市场化进程。
图3、图4、图5分别为货币需求函数模型相关宏观变量及其增长率的时序图，为便于比较，除图3(a)外，本文将各图中曲线按第一条曲线的均值进行了平移。
图3(a)表明名义货币和在1990年前保持线性同步增长，而在1990年后差异日趋显著；图3(b)表明和的增长率的波动状况大致相同，其波幅自1982年以来显著增大，而2001年以后波幅又明显趋缓，似乎可以作为经济转型使货币运动规律有所改变的佐证；图3(c)为1995年不变价格的实际GDP与、的时序图，尽管三条曲线波动趋势相近，但与GDP的长期关系较更为密切，这也是早期学者在研究中采用，而近年来的研究大都使用的原因；图3(d)描绘了货币流通速度(v=lnY-ln(M/P))通货膨胀率(g(P))之间的关系，由图可见，这两个指标的时序图具有不同的运动规律，对官方通货膨胀率的系统调高很难解释货币流通速度的持续下降，即易纲(1996)指出的物价指数偏低假说存在不足。
图3名义货币(ln(！))和(ln(！))、货币增长速度g(/P)和g(/P)、实际GDP(lnY)和实际货币(1n和ln)、货币流通速度(v)和通货膨胀率(g(P))关系图
图4实际货币(ln(M/P))和实际GDP(lnY)、货币增长率(g(M/P))和GDP增长率(g(Y))、实际货币(ln(M/P))和市场化进程相对指数(Rf)、实际货币增长率(g(M/P))和市场化进程相对指数变动(D(Rf))关系图
图4(a)、(b)表明在30年的经济转型过程中高速增长的实际货币与实际GDP的趋势及增长率是一致的；图4(c)、(d)表明实际货币与市场化指数的趋势一致，而且实际货币增长率和市场化进程相对指数变动情况尽管具有一致的波动趋势，但在不同时期交替前导，曲线多次交叉。
图5(a)、(b)表明实际GDP和市场化进程相对指数具有相同的变动趋势，实际GDP增长率与市场化进程相对指数变动情况也具有一致的波动趋势，在不同时期存在交替前导和曲线多次交叉的情况；图5(c)为货币流通速度v和描绘计划体制转弱的逆市场化指数(10－Rf)时序图，图5(d)为实际货币增长率和市场化进程相对指数变动率的时序图，图5(c)、(d)清晰地表明了由市场化进程相对指数衡量的经济转型过程与货币密切相关，货币流通速度递减与计划经济体制转弱之间具有相同的趋势。
这表明在30年中国经济转型过程中，按照一般货币数量论计算的货币流通速度与一般货币论定义的速度是不一致的，一个可能而合理的解释是：在计划经济体制下GDP中相当大比重的产品交换是不需要货币作为交易媒介的，而随着经济转型，在市场经济体制下这些产品对于货币的交易性需求便成为必需的了。
基于上述数据分析及各时间序列变量的图形分析，本文认为有必要将经济转型这一制度因素引入一般货币需求理论，探求经济转型中的稳定的货币需求函数。
三、实证分析
(一)实证结果
在利用时序数据估计中国经济转型期货币需求函数之前，首先需要对相关时序变量的平稳性进行检验。本文采用扩展的Dickey-Fuller法(ADF)检验各变量的平稳性。首先根据各变量数据图形选取适当的带截距项和趋势项的模型，使用赤池最小信息准则(AkaikeInformationCriterion,AIC)选取ADF检验滞后阶进行平稳性检验。根据ADF检验结果，各变量的水平值均存在单位根，而一阶差分值都可以拒绝存在单位根的零假设，所以可以判定所有变量都是I(1)变量(见表2)。
由于各变量均为I(1)变量，本文采用基于向量自回归(VAR)的极大似然估计的Johansen协整检验方法对各变量进行协整检验。根据上文提及的宏观经济背景和有关数据的统计属性，本文主要考察ln(M/P)、lny、ΔlnP、Rd、Rf、Rl等变量间的协整关系，确定各变量间的长期均衡关系。
首先，从较大的滞后阶数(lag)开始，通过检验对应的LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等确定水平VAR模型的最佳滞后阶数，表3的检验结果表明包含ln(M/P)、lny、ΔlnP、Rd、Rf变量的无约束VAR模型的最佳滞后阶为3。
因为基于VAR模型的协整检验是对无约束VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型，其滞后阶是无约束VAR模型进行一阶差分变量的滞后期，所以协整检验的VAR模型的滞后阶确定为2。赤池最小信息准则(AIC)和舒尔茨准则(SC)均表明在进行Johansen协整检验时协整方程和VAR的模型设定形式应为数据有确定性趋势，协整模型中有截距和趋势，VAR中无趋势。表4的Johansen协整检验结果显著拒绝了不存在协整关系的原假设，迹检验(Tracetest)表明在5％显著性水平下有4个协整方程，最大特征根检验(MaximumEigenvalue)表明在5％显著性水平下有3个协整方程。
如果不施加一些正规化条件进行约束，协整向量β是不可识别的。通过对协整向量中各变量的显著性检验以及弱外生检验可以进行协整向量的识别，对协整向量中各变量进行显著性检验和弱外生检验的结果见表5。
显著性检验的统计值实质上是验证协整向量β中相应的系数是否可以设定为零，检验结果表明各变量的系数均显著地不为零。外生性检验是检验矩阵相应的行是否为零，如果该行为零，则协整关系中的不均衡就不会反馈到相应的变量中去，即检验各个值是否为零，检验结果表明除ln(M/P)外，各变量的统计值均小于临界值，因此lnY、ΔlnP、Rd、Rf是弱外生的(检验设定协整关系系数r=1，内生变量个数k=1)。因此，货币需求方程能够在单一方程框架下进行估计和检验而不会损失有用的信息。此外，外生性检验结果也表明可以在应用计量经济模型中使用货币供给量来实证研究货币需求关系。
考虑到上文VAR模型中变量及其滞后阶的选择，我们以(5)式为基础建立一个3阶滞后的ADL模型并求取长期趋势项ECM：
长期均衡关系式(7)中，g(P*)为均衡通货膨胀增长率，Rf*为均衡市场化进程相对指数，Rd*为均衡储蓄存款一年期定期利率，前文已经验证经过不变价格处理的各时序变量均为I(1)变量，并且各变量之间存在协整关系，经单位根检验验证，该ECM项为平稳时间序列I(0)。因此，我们使用P变换从I(1)空间差分后转入I(0)空间，以(5)式为基础建立一个二阶滞后的ADL模型，并直接以作为该模型的长期均衡项以保证其对产出的变化率具有负向的调节作用。⑥根据“从一般到特殊”(GeneralToSpecific)的动态建模方法，采用“自由策略”⑦，经过逐步约化，最后得到货币需求关系的制度分析模型：⑧
模型(8)的其他假设检验结果见表6。可以看出，模型(8)很好地通过了各项假设检验。不仅模型的计量分析结果在统计上可以接受，而且具有明显的经济意义。
在接下来的部分，本文先就中国经济转型期货币需求模型(8)的经济意义进行讨论，然后进行动态计量经济分析。
(二)经济解释
模型(8)将实际货币增长率的波动过程的解释因素分解为长期和短期两类。在长期因素方面，首先，在模型(8)中高度显著的项(即(7)式)反映了货币波动过程中隐含的长期规律，这一长期规律表明的是实际货币、实际产出、通货膨胀、市场化进程和存款利率之间的长期关系。各变量系数符号符合货币需求函数的要求，在长期稳定状态下，实际货币需求(ln(M/P))与实际产出(lnY)正相关，与通货膨胀率(g(P))负相关，与人民币储蓄存款一年期定期利率(Rd)负相关(尽管其系数非常小)，与市场化进程相对指数(Rf)负相关，而存贷比(Rl)则没有进入长期方程。秦朵(1997)模型的长期关系中，实际货币需求与实际产出成正比，与均衡物价增长率(即本文的通货膨胀率)和均衡国有工业产出率(制度变量)成反比，这些结论与本文一致。伍戈(2009)模型的长期关系中，实际货币需求与实际产出正相关，与美元存款利率负相关，与通货膨胀率负相关，除“美元存款利率而非人民币存款利率进入了长期方程”之外，其他结论与秦朵(1997)及本文的研究完全一致。
其次，均衡关系式反映了货币波动过程中隐含的长期规律，这一规律由模型(8)中实际货币增长率对于长期需求关系的(非均衡)偏离(由解释变量表出)之负反馈体现出来。模型(8)中的长期均衡项ECM的系数为－0.92，符合误差修正机制，表明长期货币需求关系对实际货币增长率的波动起着约0.92倍的负反馈修正作用，即实际货币增长率对于长期货币需求关系的偏离的调整较快，大致需要1年零1个月左右(1/0.92≈1.09年)即可得到完全调整，表明我国货币需求在短期内是稳定的，选择货币供应量比选择利率更加符合中介目标的选择条件。秦朵(1997)模型中长期均衡项的系数为－0.17，计算出实际货币增长率对于长期货币需求关系的偏离的调整速度大致需要1年半左右(1/0.17≈5.88季≈1.5年)，而伍戈(2009)计算得到的调整速度约为两年半。结果证实了本文的主要结论：将衡量经济转型进程的适当制度因素考虑进货币需求模型后，我国的货币需求呈现出较强的稳定性。
从系数大小来看，即期及前两期实际GDP增长率对实际货币增长率的影响较大，即期实际GDP增长率对即期货币需求有显著的正面影响，表明经济增长仍然是拉动货币需求量增加的主要因素。前一期的通货膨胀率对即期货币需求有显著的正面影响，比较系数大小，其作用小于实际GDP增长率。市场化进程对即期货币需求有显著的正面影响，表明市场化进程的提高在短期内是拉动货币需求增加的因素，尽管其系数较小。此外，存贷比的加速度(ΔgRl)没有进入短期因素。秦朵(1997)模型的短期因素中，实际货币增长率、通货膨胀率和制度因素进入了短期关系。进入伍戈(2009)模型短期关系的变量较多，包括实际GDP增长率及其惯性(滞后项)、人民币利率、美元利率、通货膨胀率及其惯性、实际货币增长率惯性，较秦朵(1997)模型多了收入和利率变量，本文的模型里，短期因素包括实际GDP增长率及其惯性、通货膨胀率和制度因素——市场化进程相对指数。比较而言，秦朵(1997)和本文的模型在模型精简性方面优于伍戈(2009)模型。
秦朵(1997)、伍戈(2009)和本文三个货币需求模型的主要不同之处在于，在秦朵(1997)模型中，利率变量未能进入长期和短期关系，在伍戈(2009)模型中，进入长期关系的是美元存款利率而非人民币存款利率，在本文的模型中，利率变量确实显著地进入了长期关系。对比秦朵(1997)和本文的研究，本文使用的是储蓄存款一年期定期利率，而秦朵(1997)使用的是反映银行及建筑信用社定期存款利率基础水平的地方政府债券短期利率和活期存款利率之差(在计算时考虑了学习因素，对活期存款利率的最初5年进行了加权平滑调整)，考虑到秦朵(1997)一文的样本期是1978—1994年，而本文的样本期是1978—2007年，在足够长的样本期内忽略人们对于有息存款业务的了解和熟悉过程(即最初5年的“学习过程”)是可以接受的，两个利率指标可以近似视为相当。秦朵(1997)认为利率变量未能进入货币需求的长短期关系是由于我国利率调控机制仍然显著落后于市场化的改革措施，由利率指标所反映的由持币成本所引致的投机需求被通货膨胀率所覆盖了，这与易纲(1996)的解释是一致的。
本文认同易纲(1996)与秦朵(1997)关于利率的观点，中央银行于2004年开始逐渐推进利率市场化改革，考虑到目前利率市场化仍然在发展过程中，尚未完成市场化转型，因此官方的利率水平理论上是受到市场化进程影响的，鉴于以往的研究中利率变量大都未能显著进入货币需求模型的长期或短期关系，在求解长期关系式(6)及制度分析动态模型(8)时，本文除了分别使用利率和市场化进程相对指数两个变量，还尝试引入利率和市场化进程相对指数的交叉项，但是实证结果表明交叉项未能显著地进入长期和短期关系。交叉项未能进入短期关系这一结果在预料之中，但未能显著进入长期关系这一结果在一定程度上有些意外，因为本文在扩展了样本期，并且采用了完善后的市场化进程相对指数作为制度变量以后，利率变量非常显著地(1％的显著性水平)进入了长期关系，尽管利率变量的系数较小。
伍戈(2009)对于其模型中美元存款利率而非人民币存款利率进入长期关系的结果，将其解释为人民币升值预期导致的“货币替代”现象。本文以为，货币替代效应和资本流动效应确实减少了国内居民和企业对人民币的需求，但是，伍戈(2009)模型的样本期是1994—2008年，而人民币升值预期大致是在2005年建立健全以市场供求为基础的、有管理的浮动汇率制度前后产生的，因此对这一结果的相关解释是否合理有值得讨论的地方。此外，尽管人民币利率和美元利率都进入了伍戈(2009)的最终估计模型(5)的短期关系，但是如其文中所说，这两个变量对货币需求的影响十分微弱，显著性水平和系数值均偏低。
货币需求的利率弹性源自资产选择，如果不存在资产选择或者货币的替代性资产较少，且货币与其他资产的交易成本比较高，则货币需求的利率弹性就必然较低。此外，利率的市场化进程仍然在相对初级的发展阶段，例如中国目前对存款利率还存在上限管制，所以在现阶段并不能单纯地从利率指标判断货币条件的松紧，所以，利率未能进入短期关系是符合转型期中国经济的实际的。我们认为，在今后的研究中应持续关注利率，考察其随着利率市场化改革进程的深入在货币需求中的作用及变化情况。
将市场化进程相对指数作为衡量经济转型的制度因素考虑进货币需求模型后，本文构建的货币需求模型中收入的弹性系数为1.48。在秦朵(1997)以及何新华等(2005)的模型中，收入的弹性系数都设定为1，认为实际收入和货币需求同步增长。伍戈(2009)的模型中，收入的弹性系数小于1，为0.742。针对中国经验的研究得到的实际货币需求的收入弹性大都大于1(HaferandKutan,1994；汪红驹，2002；易行健，2006)。此外，汪红驹(2002)还比较了东南亚国家的货币需求，大约有半数以上国家的长期收入弹性大于1。
中国转型期货币需求的制度因素主要包括经济制度和结构变化两方面，包括易纲(1996)提出的所谓货币化过程和后来以金融中介市场化、金融市场自由化发展为特征的金融创新阶段。现有文献对货币化进程的讨论较多，一般认为实际货币需求的收入弹性大于1，表明经济中货币化过程使得狭义货币增长快于收入增长。多数文献通过寻找代表货币化因素的变量，将其单独作为解释变量，因此在剔除货币化因素影响后收入弹性减小。
本文的研究考察自1978年改革开放以来30年的经济转型对货币需求的影响，20世纪80年代是中国货币化进程上升的时期，取消实物分配和城市化是导致货币化比率提高的主要原因，进入90年代后，货币化程度大大减弱，因此货币化对于货币需求的影响越来越小。而金融、银行体系的改革以及金融创新的阶段始于90年代初期，目前尚无严格区分货币化进程和金融创新对货币需求影响的方法。一个可行的思路是对样本期进行分段考察，例如易纲(1996)考察中国货币需求模型时用1952—***年和1952—1978年两个样本区间，考察1978年改革开放对货币需求的影响，这样就可以区分改革前后实际货币需求的收入弹性变动情况。但是在本文的研究中，由于样本空间的限制，无法分别计算货币化和金融、银行体系的改革以及金融创新这两个阶段的收入弹性以进行比较。对于这个问题，只能有待于将来有足够长的样本期以后进行验证了。
总之，我们认为解释由经济转型中制度变迁对货币的超常需求的关键在于制度变量的选择，本文对国内最有代表性的市场化进程测度结果进行了比较，认为康继军等(2007)构造的市场化指数的思路与樊纲等(2003，2010)一致，在重合的样本期间，二者测算市场化进程的变动趋势基本一致。在本文的研究中，用陈邦强等(2007)的金融市场化指数从金融中介市场化、金融市场自由化等方面，从金融市场化的角度对康继军等(2007)的市场化指数进行了扩充，通过前面对模型(8)的结果的讨论，无论是系数大小还是变量显著性都较为理想，得到了稳定的货币需求函数。
(三)动态计量分析
图6显示了货币需求关系制度分析模型(8)的拟合结果，描绘了样本区内实际值和拟合值的时序图和散点图。模型(8)的修正为85.6％，模型所未能解释的实际货币增长率的波动部分仅为3％。模型(8)的残差分析结果(见附图1)显示密度函数接近正态分布，残差的自相关不明显。从拟合图(见图6)可以看出，模型(8)很好地模拟了市场化进程影响下的中国货币需求变化规律。
图6货币需求关系制度分析模型(8)的拟合结果
为了考察模型的稳定性，我们在估计模型参数时采用了递归最小二乘法(RecursiveLeastSquares,RLS)，即从一个初始子样本(10个样本点)开始估计，然后逐步增加子样本点数反复估计，生成一系列递增样本期估计。递归最小二乘统计量为考察模型稳定性提供了很好的依据(HendryandKrolzig，1995)。图7为模型的递归估计结果，各图形显示了模型(8)中各变量的递归估计系数及其±2倍标准差区间，可以看出，大部分系数在1995年以后都是相当平稳的。模型(8)递归估计参数的t-检验结果表明(见附图2)，全部变量的t-检验值图形都逐渐远离±2，符合动态经济计量理论参数保持稳定性的要求。
图7模型(8)的递归估计结果
综上所述，通过进行时不变性检验(模型及主要估计参数的递归分析图)可以证实模型(8)中的各解释变量均具有较好的时不变性，并且各解释变量均具有较好的超外生性⑨，因而模型(8)可以用作政策分析。通过对本文建立的货币需求关系制度分析模型(8)的经济解释和相关动态计量分析，我们可以认为经过30年的改革开放，在政府行为市场化、非国有经济发展、对外开放、产品市场发育、金融市场化等方面全面转型的过程中，货币需求关系仍然保持了较强的稳定性特征。
四、结论
本文就“如何构建包含制度因素的货币需求模型，刻画改革开放以来我国货币需求变化规律的经验事实”这一问题进行了研究。本文使用市场化进程相对指数作为衡量经济体制市场化进程的制度变量，运用协整理论和动态建模方法建立了一个货币需求关系的制度分析经验模型，实证结果表明，尽管30年改革开放以来中国的经济体制和金融体系发生了较大的转型，但是只要通过引入适当的衡量市场化进程的制度因素，采用恰当的计量建模方法，我们仍然可以得到稳定的货币需求函数，该模型能够很好地模拟市场化影响下的中国货币需求关系的变化规律。
根据本文所建立的货币需求关系的制度分析模型，可以得到以下主要结论：
(1)实证结果强烈支持了实际货币需求与实际GDP之间存在长期稳定关系的理论假设。在考虑了制度因素之后，本文估计的收入弹性系数大于1。此外，实际货币需求与实际GDP之间的短期关系也非常显著。
(2)在传统货币需求模型中引入衡量市场化进程的制度因素——市场化进程相对指数，为货币流通速度减慢的现象提供了一种合理解释。如果不考虑制度因素，我们将得到基本不含长期趋势的潜在货币流通速度，从而被简单的货币数量论误导出货币流通速度持续减慢的结论。
(3)无论在长期还是短期，存贷比的加速度ΔgRl均未能显著地进入货币需求模型，这一结果表明由总信贷速度变化所衡量的软约束膨胀在经济转型的进程中缺乏对货币需求的拉动力。诚然，存贷比不一定是软约束唯一和充分的表现形式。模型(8)中的ΔRf也有可能反映由软约束引致的国有经济产出的变动。此外，我们从存贷比变量的消失可看出计划机制中非均衡部分的削弱，即货币需求关系在不断向一般理论关系靠拢。
(4)在刚性利率政策下，通货膨胀自然成为测度持币成本的主要指标。在模型(8)中，通货膨胀率无论在长期还是在短期都呈现出对货币需求的显著解释力。同时，本模型表明，通货膨胀是解释货币需求量的有效外生变量。
(5)在短期内，利率变量未能显著地影响实际货币需求，但是模型(8)表明利率变量确实显著地进入了长期货币需求关系(尽管系数相当小)，这意味着利率对货币需求的调控机制目前仍显著落后于市场化改革的进程。虽然近年来中国的利率种类不断增多，本研究中使用的利率指标可能并不能完全代表理论模型中的利率变量，但就所用的利率指标而言，其所代表的由持币成本引致的投机需求，在短期内还是基本上被通货膨胀率所覆盖，在现阶段我们仍然不能单纯地从利率指标来判断货币条件的松紧程度。
综上所述，历经30年的经济转型，中国的金融体系发生的重大的变化将对货币需求函数的结构产生重大的影响，使货币政策的传导过程更加复杂化。但是，根据模型的实证结果，目前尚未发现货币的内生性在经济转型过程中存在明显减弱的现象，即证实了市场化进程未能促使货币量显著独立于货币需求关系，货币对于宏观经济的超需求调控作用是相当有限和暂时的。当然，这里所指的货币需求关系并不等同于一般货币论所定义的关系，它必须是对人们在转型时期市场与计划混合机制下的货币需求行为的总体反映。因此，对于中国目前所经历的特殊的转型过程，我们必须根据经济体制市场化和金融市场化的进展以及宏观经济形势的变化情况来考察货币需求函数的变化情况，建立和实施恰当的货币政策。
附录
附图1显示了模型(8)的系列残差分析图形：附图1(a)为直方图、密度函数(用非参数内插法估计)以及正态分布N(0，1)图，结果显示密度函数接近正态分布；附图1(b)为自相关与偏自相关图，图形类似于白噪声的自相关图形，表明残差的自相关不明显；附图1(c)为残差光谱图(Residualspectrum)，光谱密度是加权的自相关系数和，将时间序列分解为不同的频率和振幅成分。光谱图一般为以原点为对称、取值［0，π］的图形(图1(c)中横轴被OxMetrics软件进行了π标准化，因此光谱图的区间调整为［0，1］)。白噪声具有“扁平”的光谱图，图1(c)的形状相对比较扁平，表明残差自相关不明显；附图1(d)的QQ图显示了样本残差与正态分布N(0，1)的累计分布函数，两条曲线的不完全吻合(正态分布的该函数为一条直线)反映了存在部分异常值。
附图2为模型(8)递归估计参数的t-检验值图，结果表明，全部变量的t-检验值图形都逐渐远离±2，符合动态经济计量理论参数保持稳定性的要求。附图3为模型(8)递归估计稳定性统计值图，附图3(a)描绘了模型的残差平方和(ResidualSumofSquares,RSS)；附图3(b)为1步残差值和±2倍标准差的区间，在总体上标准差基本保持平稳，但在2001年前后有所增加；附图3(c)、(d)描绘了1步Chow检验统计值和断点Chow检验统计值的概率p值，虚线表示1％的临界值。
附图1模型(8)的残差分析图
附图2模型(8)的递归估计t-检验值图
附图3模型(8)的递归估计稳定性统计值
注释：
①有关货币需求理论与应用模型的综述，可参见GoldfeldandSichel(1990)一文以及Hendry(1995)等相关文献的论述，本文不再赘述，为保持全文连贯性，进行了简要解释和说明。
②其中变量R[,c]代表货币的财产或投机需求，由有关利率组合(利率)及通货膨胀率构成，相当于持有货币的机会成本，其他各变量意义同前，参数k、u的含义参见原文。
③邹至庄(2002，第269页)介绍了一种近似计算方法，利用GNP中农业所占比重和工业部门中的国有部分贡献比重进行换算，详细的计算方法请参见原文。有许多研究都采用与此类似的处理方法，本文不再赘述。
④本文使用的市场化进程相对指数的构建方法、数据来源、计算方法等与康继军等(2007)和陈邦强等(2007)完全一致，限于篇幅，本文略去详细过程，需要者可以和本文作者联系。
⑤易纲，“改革开放以来的六次宏观调控”，中国网，http://www.china.org.cn/chinese/MATERIAL/760582.htm，2005年1月18日。
⑥在P变换(Hendry，1995，第313-315页)的求取差分过程中，参数的变换可采用两种等价的差分形式：一是将长期项以最大滞后项表示，二是将长期项以一阶滞后项表示。两种方法是等价的，为便于和现有文献的研究结果相比较，我们选择后一种方式。
⑦使用“从一般到特殊”的动态建模方法简化无约束初始模型的策略包括“自由策略”和“保守策略”两种，“自由策略”是使相关变量不被删除的概率最小化，从而尽可能多地保留有用变量的策略；“保守策略”是使不相关变量不被删除的概率最小化，从而尽可能避免保留无用变量的策略。
⑧注：方程的t检验值括号外上标***、**、*分别表示1％、5％、10％的显著性水平。
⑨应用OxMetrics(HendryandDoornik,2001)中的Chow检验及RecursiveGraphics，当关注参数取值波动在统计上不显著时基本可认定外生变量具有超外生性。
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