季度至1997年第1季度的实际值与由式（4．2）算出的预测值及其95％的置信区间。



为了考察模型的稳定性，我们在估计参数时采用了递归估计法，即估计时从一初始子样开始（如5年20个样本点），然后逐步增加子样点数反复估计，生成一序列的递增样本期之估值来。图七给出如此估计的两个例子。上图是ECt-4之系数序列的递归估值及其95％的置信区间。我们看到，该系数自八十年代后期以来一直是比较稳定的，其估值大致落在（-0.25，-0.10）区间。下图则是存贷比增长率之季度变动率gRlt之系数的递归估值序列及其95％的置信区间。不难发现，该系数在九十年代前是显著的，但九十年代初期以来则逐步趋向于零，最终变得不显著了。这便是该变量在式（4．2）被剔除的原因。另外，两个利率变量由于统计不显著也被剔除出式（4．2）。



得出了数据相合的模型（4．2）及其内嵌的长期关系（4．3），我们就有较高的把握来推断，我国改革期间的货币需求还是有规可循的。我们因而也能据模型来考察本文初提出的问题了。

五、结论

首先，若按一般货币数量论考察改革中的货币需求关系，这一关系确实有了结构上的变动。然而，这种变动并不体现在真实货币与收入的单位交易弹性（即m-p∝y中y的系数为一）之时变性上，而是体现在制度变量Rf对一般货币需求关系的扩展之上。在扩展了的货币需求模型中，货币之单位交易弹性仍具较高的时不变性。笔者（Qin，1994）曾用1952年至1991年的年度数据做了基于我国M0的货币需求模型，得出了货币之单位交易弹性未发生显著变动的结论。这一结论在这里再次得到验证。从上节的模型结果看，所谓“中国货币需求关系在改革的冲击下失去稳定性”的观点，其实是把各变量之样本时序反映出的无规则波动混淆为货币需求关系之结构参数的显著波动了。



其次，在一般货币需求模型中引入表示市场化的制度因素，也为货币流通速度减慢的现象提供了一种合理解释。如果我们参照式（4．3），从按常规计算的货币流通速度中剔除市场化的影响，我们便能得出基本不含长期趋势的潜在货币流通速度。可见，不考虑制度因素，我们就易被简单的货币数量论引入货币流通速度持续减慢的迷途。

再次，从存贷比的加速度ΔgRl在样本后期失去显著性的结果看，由总信贷速度激变所表出的软约束曾经对货币需求的增长起激化作用；但是随着改革的深化，总信贷的软约束膨胀逐渐减弱，因而对货币过度需求的引致力也逐渐消失。然而需要指出的是，存贷比并不一定是软约束唯一和充分的表现形式。例如，模型（4．2）中的gRf也有可能反映由软约束引致的国有企业产出的变动。

另外，利率变量在模型中总是不显著的结果并不出乎意料。这意味着，我国利率调控机制仍显著落后于市场化的改革进程。诚然，近年来中国的利率种类增多，这里所用的利率指标也许不能充分代表理论模型中利率变量的功能。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，不论在长期还是短期，基本都被通货膨胀率所覆盖。

最后，我们再来看一下通货膨胀的作用及其相对于货币量的关系。在刚性利率政策下，通货膨胀自然成为人们测度持币成本的主要指标。在模型中，这反映在该变量在长期与短期都呈现出显著的解释力。不过，由于通货膨胀的生成机制不是纯市场的，由其引致的货币需求也不是纯粹源于市场行为的需求。至于通货膨胀率与货币增长率的关系问题，本模型表明，通货膨胀是解释货币量的有效外生解释变量。那么，货币量是否同时也能成为通货膨胀的外生解释变量呢？根据已有的经济计量学方法，当解释变量之时序过程波动无常时，形如式（4．2）的已被证实为稳定的条件回归式之逆回归式则不可能具有同等的稳定性。于是，据稳定性的尺度，货币量便不能同时构成通货膨胀的外生变量。

综上所述，我们的数据分析及模型结果都未发现，改革促使了货币量显著独立于货币需求关系。也就是说，我们未发现货币的内生性在改革的冲击下有明显减弱，这显然是对设定一的肯定，即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。它必须是对人们在市场与计划混合机制下的货币需求行为的综括。然而，我们从存贷比变量作用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。

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