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对中国长期货币需求函数及其弹性的实证分析

2017-10-17 20页 doc 45KB 17阅读

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对中国长期货币需求函数及其弹性的实证分析对中国长期货币需求函数及其弹性的实证分析 对中国长期货币需求函数及其弹性的实证 分析 对中国长期货币需求函数 及其弹性的实证分析 l黄正新,陈程,乔聃,张波 I(广东商学院金融学院,广东广州510320) 摘要:正确预测货币需求函数是有效实施货币政策的关键.基于现代货币数量理论,运用我国1995 年,2006年的货币资料,对长期的货币需求函数及其弹性进行实证分析,结果表明:我国广义和狭义 的货币需求同收入,利率和通货膨胀率之间存在着长期稳定的关系,可以由这些变量构造出稳定的长 期货币需求函数,并可根据他们之间...
对中国长期货币需求函数及其弹性的实证分析
对中国长期货币需求函数及其弹性的实证分析 对中国长期货币需求函数及其弹性的实证 分析 对中国长期货币需求函数 及其弹性的实证分析 l黄正新,陈程,乔聃,张波 I(广东商学院金融学院,广东广州510320) 摘要:正确预测货币需求函数是有效实施货币政策的关键.基于现代货币数量理论,运用我国1995 年,2006年的货币资料,对长期的货币需求函数及其弹性进行实证分析,结果表明:我国广义和狭义 的货币需求同收入,利率和通货膨胀率之间存在着长期稳定的关系,可以由这些变量构造出稳定的长 期货币需求函数,并可根据他们之间的弹性关系检验货币政策的有效性. 关键词:货币需求函数;狭义货币;广义货币;弹性 中图分类号:F832.51文献标识码:A文章编号:1008—2506一(2007)04—0053-06 货币需求量是经济学中的重要变量,构造一个较为精确的货币需求模型对于货币政策 的实施和宏观调控具有十分重要的意义.尤其是当前我国货币政策 以货币供应量作为中介目 标的情况下,如果能建立稳定性好,预测精度高的货币需求函数,就可以掌握各种情况下中 介目标的变化,以及时调整货币政策操作工具,达到对宏观经济运行进行精确调控的目标. 一 ,文献综述 货币需求函数及其决定因素之间的变量关系历来是货币经济学研究的主要内容.是货 币金融政策研究的核心课.也是宏观经济理论的重要组成部分. 我国对货币需求理论问题的探索最初是建立在马克思主义需求理论基础之上的.其根 本思想认为流通中的货币量由商品价格总额和货币流通速度决定.然而.随着我国经济体 制改革的不断深化和市场经济体制的加速建立.根据西方货币理论建立新时期的货币需求 模型已成为迫切的课题. 在西方较早研究货币需求的有费雪(1911)从货币的交易媒介功能对货币需求进行考 察,提出了具有里程碑意义的货币现金交易方程式:MV=PT;马歇尔(1917)和庇古(1923)~1J将 货币需求函数分析推广到微观主体的资产选择行为.提出现金余额 方程式:M~=kPY.凯恩 斯(1936)在前人研究成果的基础上创造性地提出了:人们持有货币是为了满足三种需 求,即交易性货币需求,预防性货币需求,投机性货币需求.其货币需求函数的形式如下: jlM2+M2=Lj(y)+(,)(dL/dY>O,dim~dr<O).凯恩斯的货币需求理论在西方占有重要地位. 对西方的货币需求研究影响很大.货币学派的鼻祖弗里德曼则扩宽了货币需求函数分析的 变量内涵,他认为货币需求的解释变量主要有三种因素:财富或收入,持有货币的机会成本, 其他影响因素,后者主要是指反映主观偏好和风尚及客观技术与制度因素的综合变量.据 此,他的货币需求函数为M./P=r(/,w,,%,’,上窑,u)fM/P是Y的递增函数,是w和其它机 会成本的变量的递减函数).后凯恩斯主义学者鲍莫尔,托宾,惠伦等对凯恩斯的货币需求 理论进行了完善,修改和发展l11 近年来,国内许多学者根据西方货币需求理论结合我国国情和经济发展数据进行了大 ?收稿日期:2007—05—08 ?作者简介:黄正新(1955一),男,江西萍乡人,广东商学院金融学院院 长,教授陈.~(1983一),男,湖南衡阳人,广东商学院金融学院硕士研究生. 53 量经验研究,并就建立能反映我国现实的货币需求 函数展开有益探索.如,易纲(1996)对中国1952年,1 989年货币需求进行了实证分析,他采用官方的价格 指数和市场价格分别计算出实际人均货币余额与实 际人均国民收入,然后根据货币数量论的货币需求 方程,加入货币化指标和改革开放的虚拟变量.估计 了中国这段时间的货币需求函数,并用货币化假说 对我国改革开放初期的金融增长做出了相应的解释 _2】 .刘斌,邓述慧和王雪坤(1999)用误差修正模型对中 国1980年,1994年的季度数据进行了估计,结果说 明了M.实际余额与实际GDP,预期通货膨胀率和三 年期存款利率存在同积关系[31.谢平(1996)指出货币 化因素是货币余额超常增长的原因_4】.秦朵(1997)7l 入了制度因素,他的研究结果表明计划体制软约束 所造成的过度货币需求是造成货币超常增长的一个 原因[51.张杰(1998)进一步提出了包含”国家能力”因 素的货币需求函数.并用以解释中国20世纪90年 代货币供应量的超高速增长现象,认为进入90年代 后,货币化进程明显放慢,货币化因素的作用逐渐减 弱.但由于中国政府具有很强的控制能力,使人们对 国家控制通货膨胀的信心大大提高,所以使大量分 散于民间的金融剩余以储蓄的形式进入国有商业银 行,导致90年代中期货币供应量(尤其是M2)持续超 常增长嘲.2000年以后,面对资本市场的快速发展,一 批学者又提出了资本收益假说,认为随着资本市场 的建立.居民的金融资产开始逐步趋向多元化,因此 将股票市场收益率引入货币需求函数,并通过实证 检验表明,以M’表示的广义货币需求和市场收益率 有显着的相关关系,说明持币的机会成本因素开始 对我国的货币需求产生作用.伍志文(2002)通过引入 资本市场.提出了三部门的广义货币数量论模型及 金融资产囤积假说,解释了中国自1978年以来货币 供应增加与物价稳定甚至物价负增长并存的”中国 之迷”[71.姜波克(2003)考虑了证券市场因素对货币需 求的影响,并且有机综合了货币的交易,安全和资产 组合等三种动机,提出了中国的第三代货币需求函 数.其实证结果与理论预测具有很高的吻合程度,从 而很好地反映了我国的货币需求规律[81.此外,刘金 全,张文刚,于东(2006)利用协整关系检验和向量误 差修正模型对1990年1月,2004年6月期间中国货 币需求函数的稳定性进行实证检验后,得出结论:在 不同货币政策操作区间内,货币需求函数具有长期 均衡约束的稳定性[91. 二,变量选取与数据说明 上述研究基本上都肯定了在中国稳定的长期货 币需求是存在的,而近年来我国通货膨胀率下降,货 币化进程减缓,故我们选取了近十年的季度数据用 54 协整分析的方法,重新估计了我国长期货币需求函 数. (一)变量选取 货币需求函数研究的是货币需求量同收入,利 率,物价水平等宏观经济变量之间的关系,我们建立 模型:Y=13+/3+/33+…++8.此建模所选的 变量的含义: 1.因变量:从《中国金融年鉴》中可以看到,中国 人民银行将Ml定义为流通中的现钞+企业单位活期 存款+机关团体部队存款+农村存款,将M2定义为 Ml+企业单位定期存款+自筹基本建设存款+个人储 蓄存款+其他存款.且从2001年6月起,已将证券公 司客户保证金计入M2中的其他存款项中.本文分别 以狭义货币M.和广义货币M2作为因变量,建立两 个层次下我国的长期货币需求函数. 2.规模变量:规模变量一般可选用财富,GDP,GNP, 国民收入.社会商品零售总额等等,本文选用的是实 际GDP. 3.机会成本变量: (1)利率:本文选取的是季度末的一年期定期存 款利率R. (2)通货膨胀率:本文用居民消费价格指数CPI 来度量我国物价水平的变动情况. 4.随机变量8:反映了主观偏好,风尚,客观技术 与制度等因素以及数据观测误差等等,是一个随机 误差项. 假设条件:我们用货币供给量来代替货币需求 量.暗含了这样一个前提,即货币供给与货币需求时 时保持均衡. 按照上文的分析.我们可以建立这样两个函数 表达式: Ml=131+132GDP+133I~+134CPI+8 M2=131+132GDP+133I~+134CPI+8 但是,在这两个函数中,通过回归得出的变量的 系数是没有经济意义的,所以我们考虑取其对数形 式,即令Ml=Lng(M1),LnM2=Log(M2),LnGDP=Log (GDP),Lnn=Log(n),LnCPI=Log(CPi).从而函数表达 式为: L刀Ml=t3,+13~GDP+133+CPI+8 M2=131+132L.GDP+133hR+『j1CPI+e 根据金融理论有以下约束条件::>0,<0,>0. f二1数据说明 1.本文所有数据来源于《中国金融年鉴》,《中国 人民银行统计季报》和Wind资讯金融数据库,数据从 1995年第1季度至2006年第3季度,共47个样本. 2.居民消费价格指数以1995年第1季度为基期, 基期数为100.居民消费价格指数无法直接获取,这 一 数据是通过相关季度的同比居民消费价格指数和 环比居民消费价格指数综合运算而得. 3.实际GDP亦无法直接获取,所能直接获取的 只有名义GDP,本文以居民消费价格指数作为折算 指数.将名义GDP折算成实际GDP.因实际GDP具 有明显的季节变动趋势,故本文采用计量经济学软 件Eviews5.0中的CensusX11季节调整法对实际 GDP进行了季节调整. 三,中国货币需求模型的建立 f一1实证方法 由于大多数时间序列是不平稳的.传统的经济 计量学方法对非平稳的时间序列不再适用.利用传 统方法对计量模型进行统计推断时.会产生”伪回 归”的现象.为克服”伪回归”现象,一般采用处理非 平稳序列的方法——协整分析法.这一概念最早于20 世纪80年代由Engle和Grange提出的.其基本思想 是:有些时间序列,虽然它们自身非平稳,但其同阶 时间序列之间的线性组合却可能是平稳的.这种平 稳的线性组合反映了各变量之间长期稳定的比例关 系,称为协整关系.对我国长期货币需求模型的构 建.本文将采用的协整检验基本上是遵循Engle和 Granger建立起来的EG分析法,具体包括以下两个 步骤: 1.单位根检验(UnitRootTes0 在进行长期的协整分析之前,必须利用单位根 检验对时间序列进行平稳性检验,考察它们是否具 备同阶单整的条件,这是进入协整分析的必要前提. 本文采用的单位根检验方法是ADF检验法,根据 AIC和sc最小来选择滞后阶数.根据各个序列的特 点来选择是否包含趋势项或常数项. 2.协整检验(CointegrateTest) 在通过了单位根检验的基础上,接下来我们可 以估计协整向量.利用普通最小二乘法建立模型方 程.并运用ADF检验法检验回归残差的平稳性.如果 回归残差通过了单位根检验,即其具有平稳性,则可 直接运用普通最小二乘法,毋需做其他调整,否则, 就需要通过运用误差校正机制建立长期均衡. f二)实证分析 1.单位根检验 通过Eviews5.0.我们可以绘制上述五组变量数 据的时间序列图: 从图1中直观看来,Ln,LnGDP,InR,LnCPI 线条均不平稳,这四个变量可能都存在着单位根,而 TJnM2线条较为平稳,不好判断其是否存在单位根.接 下来,我们在Eviews5.0上运用ADF检验法对其进行 检验.具体结果可见表1. 从表1可以看出,在1995年第1季度到2006年 第3季度期间,IJn,LnMR,LnGDP,LnR和LnCPI的 ADF检验值均大于显着性水平为5%的临界值.表明 在95%的置信水平下均无法拒绝单位根过程.即各变 量均为非平稳时间序列.但是.这些变量的一阶差分 序列的ADF检验值均小于显着性水平为5%的临界 值.这表明在95%的置信水平下可以拒绝单位根 -—— LnR.——LnCP1 图1LNM1,LNM2,LNGDP,LNR,LNCPI的时间序列图 55 表1ADF单位根检验结果 注:检验类型(c,t,n)分别表示单位根检验方程包括常数项,时间 趋势和滞后阶数;表中所列临界值为5%显置信水平下的ADF检 验的临界值. 过程,即认为其一阶差分序列都是平稳的时间序列. 综上所述,所有变量序列都是一阶单整序列,也 就是说各变量都能满足协整分析的必要前提. 2胁整分析和我国长期货币需求函数模型的构建 按照上面的实证分析步骤,我们首先分别用M, 对变量LnGDP,LnR,LnCPI进行普通最小二乘 法回归,然后对回归方程的残差序列进行单位根检 验.利用Eviews5.0,得到我国两个层次的长期货币需 求函数模型: LnMl 1~210123LnGDP-O;245131LnRfn81O612LnCP一2.991483 (16.83466)(-7.860149)(2.030015) R2=O.981砰0.979DW=I.936F=727.026 Lf1= 1.028833LnGDP一0254929LnR+1.537448ImCP5.477550 (18.08215)(一8.713332)(4.10411o) RZ=_O.984ADJ=0.983DW=I.963F=891.901 回归残差序列的单位根检验结果可见表2. 表2ADF单位根检验结果 漕稻嘉糕黢囊溱 s1—2.007242(0,0,3)一1.9486平稳 2—3.822844(0,0,1)一1.9481平稳 从表2中可以看出,8和8:的ADF检验值均小于 显着性水平为5%的I临界值,因此在95%的置信水平 下,这两个序列都是平稳的.另外,从两个函数的各种 统计值可以看出,其t统计值和F统计值在5%的显 着性水平下均通过了检验,方程的样本决定系数R分 别达到了0.981和0.984,调整以后的样本决定系数 Rz枷也分别达到了0.979和0.983,这说明方程的拟 合效果良好;两个方程的DW值分别为1.936和1. 963,这表明两者均不存在自相关性. 综上所述,LnM.和LnM2分别与各变量存在着 长期稳定的关系,也就是说存在着两个层次下的稳定 的长期货币需求函数. 四,结论与建议 (一)结论 1.关于货币需求的收入弹性 收入与各层次货币需求之间具有正相关关系. 从函数中我们可以看到M的收入弹性为1.0210131. 的收入弹性为1.028833,它表明收入每上升(下降) 1%,则M1会增加(减少)1.0210131%,会增加(减 少)1.028833%,这说明收入与我国两个层次的货币需 求均存在正相关关系. 表3货币需求长期关系的国际比较 中国(198o一1994)129一o.121.80o.97 印度尼西亚(1974—1989)1.16一o.661.58—2.05 韩国(197o一1989)o79一o.841.oo—o.78 马来西亚(198o一1989)111NA1.63—1.65 菲律宾(1973—1989)0.67一l16147NA 新加坡(1975—1989)0.86一1.171.37—2.12 泰国(1977—1989)0.85一1.531.72—2.46 说明:(1)中国的估计结果来自刘斌,邓述慧和王雪坤(1999)[. (2)东南亚国家的估计结果来自曾万达,罗伯特科克《亚洲国家的 金融自由化,货币需求和货币政策》,中国金融出版社,1992. 虽然不同的研究由于模型的规模变量和机会成 本变量选择以及使用的检验方法不同,会产生一些 差异,但结合表3数据可以看出,我国货币需求的收 入弹性相较于其他国家偏高.造成这种现象有两方 面的原因:第一,由于我国社会转型使居民未来收支 不确定性的预期增强,预防性货币需求持续增长.其 主要表现在1994年以后,我国对住房分配制度,医 疗体制,教育收费制度等一系列改革,增加了居民的 未来支出预期,而市场化改革使就业竞争加剧,失业 风险上升.又提高了未来收入减少的预期.面对这些 未来的不确定性,居民的预防性储蓄增加.此外,由 于我国金融改革滞后,资本市场不发达,金融资产结 构单一,使居民主要以现金和储蓄的形式持有自己 的资产,也提高了货币需求的收入弹性.第二,从货 币与经济的关系看,我国市场化的经济体制改革取 向和货币化程度的提高,使我国GDP的增长越来越 依赖于市场因素和货币因素的推动.经济仍然是以 外延型,粗放型的方式增长,因而靠较大数量的货币 投入成为推动经济扩张的必然选择. 2.关于货币需求的利率弹性 名义利率与各层次货币需求之间具有负相关关系. 从函数中我们看到,M.的利率弹性为一0.245131,M2 的利率弹性为一0.254929,也就是说名义利率每上升 (下降)1%,则M会减少(增加)0.245131%,M2会减少 (增加)0.254929%.这说明名义利率与我国两个层次 的货币需求均存在负相关关系.从表4可以看出,同 其他亚洲国家相比,我国的货币需求的利率弹性是 比较低的,造成这种现象的原因主要有:1)我国的投 资利率弹性较小.虽然自改革开放以来,我国的金融 资产增长速度很快,但是同经济发展的速度和规模相 比,我国金融资本仍总量不足,呈现短缺之势.而且, 融资体制也不适应市场经济发展的要求,融资效率 低.在资金总体供给缺乏,房地产投资需求量大的背 景下,投资的利率弹性就会迟滞.2)我国的储蓄与消 费对利率的变动不敏感.自1996年以来,针对国内的 有效需求不足,中央银行连续8次降低利率,但社会 居民的储蓄仍然居高不下.其原因在于,在我国几千 年的文化背景之下,节俭是国人的传统美德.而且,随 着社会改革步伐的加快,未来的不确定性因素逐渐增 加,并且社会信用体系缺失,社会保障机制不够完善, 这些因素均制约了消费的增长.3)储蓄无法有效地转 化为投资.储蓄转化为投资,主要有两种方式:一是通 过银行信贷间接转化;二是直接投资渠道.但我国的 证券市场起步较晚,其发展还很不完善,对总体的投 资格局还起不到太大的影响.因此,储蓄到投资的转 化渠道仍以前者为主,这种狭窄的投资渠道和低效率 的投资方式导致了全社会的投资数量不足,使储蓄 无法有效地转化为投资.以上不难看出,造成我国货 币需求利率弹性偏低的最根本原因就在于我国的利 率尚未市场化.利率的变动是由政府决定的,还不能 真正反映出货币市场的供求关系,从而使得我国的 货币政策传导机制在一定程度上是失效的,货币需 求对利率的反应并不敏感. 3.关于货币需求的价格指数弹性 通货膨胀率与各层次货币需求之间具有正相 关关系.从函数中我们可以看到.Ml的价格指数弹 性是0.810612,M2的价格指数弹性是1.537448.也就 是说价格指数每上升(下降)l%,则会增加(减少) 0.810612%,M2会增加(减少)1.537448%,这说明通货 膨胀率与我国两个层次的货币需求均存在正相关关 系.从相反角度看,价格指数对Ml的弹性为1.23.而 对M2的弹性为0.65.这表明狭义货币需求Ml的变化 对价格的影响较为显着,大大高于广义货币需求 对价格指数的影响.这是因为从货币供给口径的划 分来看,主要包括流通中的现金和活期存款. 其特点是流动性程度较高,在流通中周转较便利.相 应的形成购买力的能力也较强,因此能够直接对价 格指数产生影响;而由于增加了储蓄存款,企业 定期存款,其流动性较低,周转不方便,形成购买力 的能力较弱,因此对价格指数的影响较小.这与传统 的货币数量论所认为的交易性货币数量影响价格的 论述是相一致的 但也应看到,这种弹性上的差异是由于Ml和M2 增长率的”剪刀差”持续扩大,沉淀货币比重较高,流 动性过剩所造成的,而且CPI对M2的弹性已处于不 合理的低水平上,从而造成通货膨胀压力增大.当前 之所以广义货币需求M1持续高速增长而没有出现 严重的通货膨胀,主要原因在于国有商业银行的股 份制改革使其开始重视资产质量,从而出现”惜贷” 现象.而资本市场又无法将资金分配到生产和消费 领域.致使投融资渠道不畅;再加上改革过程中,由 于政府公共产品供给的不足,使居民养老,医疗,住 房和教育等方面的预期负担沉重,抑制了现实需求, 居民消费增长相对较缓,以及近年来财政赤字稳中 有降.因此宽松的货币供给还没有形成真实需求.没 有拉动总需求过快增长.此外,CPI对M1的低弹性在 很大程度上还由于CPI构成上不同成分权重的偏 差,使CPI被低估所造成的.随着水电煤油价格的提 高,居民在实际生活中已普遍感受到购买力下降,但 CPI并没有发生相应的明显变化.目前,CPI权重主 要包括食品,烟酒及用品,衣着,家庭设备等,而当前 百姓最为关注的也是价格上涨最快的房价,医疗,教 育支出等却不在CPI的统计范围之内,直接造成CPI 被低估.如果将房价和教育支出纳入统计范围.CPI 要大大超过现有的上涨速度. (二)政策建议 1.从收入上来看,用科学发展观指导经济增长方 式的转变.虽然近几年我国货币需求的收入弹性有 所降低,但和国外发达国家相比还是比较高的.投资 拉动一直是我们经济增长的鲜明特色之一,高储蓄, 高积累,高投入以及大量的外商投资,对我国的经济 增长作出了较大贡献.但是这种贡献并不是没有边 际的,它也有自己的极限.如果不及时转变靠高资本 投入带动这样一种增长模式,资本投入带来的将是 效率低下和发展放缓,甚至停滞.故加快转变经济增 长方式已是当务之急,迫在眉睫.因此.我们认为今 后的经济增长必须以科学发展观为指导,加快转变 经济增长方式,从又快又好转变成又好又快,”好”字 当头,既要有较快的增长速度.更要注重提高增长的 质量和效益,加快经济结构的战略性调整.以技术进 步和科技创新为增长的根本推动力量,实现可持续 发展.同时,坚持发展成果为全体社会成员共享.以 人民群众生活质量的提高为改革和发展的归依.深 化收入体制改革,提高广大低收人群体的收入水平. 大力推进社会保障制度的建立和完善,使国内消费 成为主要经济增长动力. 2.从利率上看,加快利率市场化的改革步伐,使 利率真正成为灵敏反映市场供求关系的价格信号 近年来我国货币需求的利率弹性明显提高,这使得 57 我国中央银行多了一个调控手段,中央银行可尝试 运用利率作为货币政策的操作工具.因此,我国必须 逐步放开对利率的管制,实行利率市场化,让利率真 正地发挥金融商品价格的作用,让其在市场机制的作 用下,调节资金供求,在资源的优化配置方面进一步 发挥重要的作用.实现利率市场化,利率体系必须建 立在资金供求决定的基础上,并要求建立能够反映资 金供求状况的金融市场体系,只有建立一个高效的, 投资主体多元化的,具有一定深度和广度的金融市 场,才能大大提高中央银行货币政策的有效性.在此 基础上,使我国最终能建立起由市场供求决定金融 机构存贷款利率水平的利率形成机制.中央银行通 过运用货币政策工具调控和引导市场利率.使市场 机制在金融资源配置中发挥主导作用. 3.从通货膨胀率上来看,应采取稳健的货币政 策,缓解通胀压力,防止经济过热.政府在执行宽松 的货币政策的同时必须高度重视通货膨胀风险的累 积并采取积极对策加以防范.短期内要加大宏观调 控力度,通过严格控制土地闸门,严格项目审批,提 高项目资本金比率等一系列措施对投资过热进行重 点调控,同时深化金融改革尤其是国有商业银行改 革,改善银行治理结构和加强内控机制,形成资本充 足率和不良贷款率的双重约束,遏制信贷冲动;长期 内应调整财政支出结构,适度提高对公共产品的供 给,满足居民对必要公共产品的需求,间接提高居民 消费能力,促进内需合理,稳步增长,使通货膨胀压 力转变为经济增长的持续动力.另外,要积极研究改 进对经济变量的统计方式,形成更加科学合理的价 格指标,使之能准确反映经济现实,成为制定经济政 策的有力依据. …胡海鸥货币理论与货币政策【M】上海:上海人民出版社,2004. 【2】易纲中国的货币,银行和金融市场:1984—1993[M]上海:上海 人民出版社,1996 【3]~lJ斌,邓述慧,王雪坤.货币供求的分析方法与实证研究【M】. 北 京:科学出版社,1999. 【4】谢平.中国经济市场化过程中的货币总量控制【J】.金融研究, 1996(1):3—10. 【5】秦朵.改革以来的货币需求关系【J】经济研究,1997(1O):16—25. 【6】张杰.中国金融制度的结构与变迁【M】太原:山西经济出版社, 1998. 【7】伍志文.货币供应量与物价反常规关系:理论及基于中国的经验 分析【J】管理世界,2002(12):15—25,61 【8】姜波克,陈华.证券市场和货币需求:,个新货币需求函数的探 讨.世界经济文汇,2003(1)14—24. 【9]~lJ金全,张文刚,于冬.中国短期和长期货币需求函数稳定性的 实证分析【J】管理科学,2006(8)62—67 (责任编辑刘芳) AnEmpiricalAnalysisonChinaSLong-TermMonetaryDemandFunctionanditsElasticity HUANGZheng-xln,CHENCheng,QIAODan,ZHANGBo (SchoolofFinance,GuangdongUniversityofBusniessStudies,Guangzhou510320,China) Abstract:Toforecastcorrectlymonetarydemandfunctionisthekeytoimplementingmonetarypolicies.Using modelTlmonetaryquantitytheory,thisarticleconductsanempiricalanalysisoflong—termmonetarydemandfunction anditselasticitvbasedonthemoneydatafrom1995to2006ofChina.ItconcludesthatthedemandofnaITow termstablerelationwithin m0nevandbroadmoneyofourcountryhavelong— come,interestrateandinflationrate. Wecanc0nstruetthestablelong—termmonetarydemandfunctionbymaking useofthevariablesandexaminethe validitvofmonetarypolicythroughtheelasticityrelationbetweenthem. Keywords:monetarydemandfunction;naITowmoney;broadmoney;elasticity 58
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