用误差校正模型研究季度M1需求
西方的货币需求理论代表性的学说有凯恩斯的货币需求动机学说，货币主义学派的货币数量论，鲍莫尔的平方根定理，托宾的资产组合理论，更近的有米勒和奥尔的随机货币需求理论，他们的研究都是从微观角度出发，考察微观经济主体的持有货币的选择行为，然后进一步研究这个模型能否直接用于或经过修正用于宏观分析，从这个意义上，货币需求可以定义：“人们持有货币而不是金融资产或不动产等其它资产形式的意愿”这种角度可以更充分地反映客观实际的模型，并据从剖析货币需求变化的原因”，本文在模型的设立的正是从此点出发。
自从弗里德曼提倡实证研究以来，货币需求的实证研究成为西方经济学的一个重要课题，早期的如布伦纳（Karl Brunner）和梅尔泽（Anan Meltzer），莱德勒（David, Laidler）等[早期的研究可以参见《现代货币经济学》 盛松成，施兵超著 中国金融出版社 1992 P93-P109]，一项经典的实证研究是戈德菲尔德（Goldfeld, 1973）完成的[戈德菲尔德(Goldfield)的研究可以参见《宏观经济学》多恩布什，费希尔著 中国人民大学出版社 1997 P327]。他的研究证明了货币需求与收入的正相关，利率的负相关关系，并且认为货币需求是对真实余额的需求，七十年代中期以前，实际货币需求被认为是理解得最充分和最稳定的一个方程，从那以后，这种稳定性不复存在，用货币需求模型估计的货币需求量与实际量出现了严重不符，经济学家在分析产生这种情况的因素同时采用了更为先进的模型和计量工具，除了邹至庄（Chow 1960）提出的局部调整模型，还有适应性预期模型，莱德勒（Laidler 1982）的粘性价格模型，Arfis-Lewis模型[货币需求的新模型可以参见《西方货币金融学说的新发展》陈野华著，西南财经大学出版社, 2001]，八十年代末，恩格尔（Eager）和格兰杰（Grager）创立了协整理论以后，误差校正模型（Error Correction Equation）更多地应用于货币需求的研究。货币需求的模型向更精细化，标准化发展。
国内对货币需求的实证研究，早期如厉以宁（1991）认为影响季度M1需求的主要因素是工业生产总值和物价增长率，M1季度需求同利率显著不相关，易纲（1996）将货币进程和通货膨胀预期都列入了货币需求函数中，认为加入货币化变量，可大大增强模型的解释力，王曦（2001）运用米勒的随机货币需求理论，从经济主体的微观行为基础出发，得出结论认为制度的转型是我国货币需求和流通速度发生变化的良好解释。郑超愚（2001）运用层次递归的方法推出的函数模型，可以看出，在研究改革开放至今的货币需求的文献中，有一种观点逐渐得到共识，制度因素对我国的货币需求的影响，经济货币化进程，主要指八十年代至九十年代初的，九十年代中期以后，这种制度变化的影响已逐渐减弱。
本文采用1994年第一季度到2004年第二季度的数据，利用误差校正模型（Error Correction Modle）和协整理论（Cointegration ）建立我国的季度的需求模型，主要解决两个问题：一是否存在可以预测的长期的稳定的需求模型，二、需求的短期调整机制如何。
变量的选择：
西方经济学家认为，在货币需求函数中的独立变量有三部分规模变量，如收入和财富，机会成本变量，如货币以外的其他资产的收益率，预期通货膨胀率，其他变量，如制度变更等。
在我国学者的实证研究中，规模变量的选择有国内生产总值，社会零售商品总额，居民可支配收入、国民收入等，戴国强（1995）认为对和的需求函数，国民收入是更好的规模变量，但是，考虑到国民收入的统计指标在九十年代中期被取消。我们采用国内生产总值作为规模变量，并不影响实证结论。
对机会成本变量的选择的争论主要集中在利率和通货膨胀率上，厉以宁（1991）用80年代的数据得出利率与货币需求显著不相关的结论，并且从“居民对消费品持有远没有饱和”这个角度分析原因。易纲（1996）认为，中国的利率被固定在低于市场均衡利率的一个任意水平上，没有反映出这个机会成本，因此，他用预期通货膨胀率来衡量机会成本。秦朵（1997）、郑超愚（1996）实证分析认为20世纪90年代以来，利率水平的变动对居民储蓄并无大的影响，而谢富胜、戴春平（2000）认为的需求与利率之间存在明显的反向关系，通货膨胀预期的系数不显著。这些争论，甚至相悖的结论，与其研究选择的时期，模型的设定，数据的处理，预期的形成机制都有密切关系，并没有一个统一的结论，总的说来，随着我国金融市场的发展，利率自由化的进程，人们的资产选择范围越来越广，利率的重要性会逐渐凸显出来。对于选择具体何种利率，大多数学者认为在利率结构较为合理的情况下，采用何种利率差别不大，通过表一的数据，我们可以看到，利率的变动趋势几乎完全一致，其绝对差额也较小；因此，我们从中选择一年期定期存款利率为代表性利率。
在发展完善的资本市场上，利率反映了通货膨胀的预期，因此，无论是用利率还是通货膨胀率作为机会成本变量不会有重大区别，但是在我国，绝大部分利率是受到管制的，资本市场不发达，因此，通货膨胀率可能作为一个机会成本变量。
九十年代中期以后，货币化进程对货币需求的影响已经很小，易纲（1995）提出经济改革至少通过五个渠道导致了货币化，这个过程主要集中在八十年代，因此，由于我们研究的时间段，我们不考虑将制度因素纳入模型。
模型的设定
在实证研究中，常用的基础函数式
（1）
——名义货币需求
P——物价水平
y——规模变量
r——机会成本变量
（1）式隐含着一个假设，即对货币需求是对真实余额的需求，物价水平并不影响实际货币持有水平，这在物价比较稳定的情况下是成立的，但是在我国，物价变动并非全部由货币因素引起的，通货膨胀和通货紧缩现实存在，使物价可能影响货币需求，同时，考虑到从微观主体出发的研究角度，引入人口变量N，我们得到（1）式的修正形式
（2）
（2）式的经济意义十分明确，人均货币需求量是人均收入，机会成本变量，物价水平的函数。
采用普遍接受的模型形式，并且将选择的统计变量带入
其中，我们假设货币市场局部均衡，有
两边取对数
令
有 （3）
数据：
obs GDP（亿元） M1（亿元） M2（亿元） N（万人） P R1（％）
1994:1 8620.000 16437.00 37010.30 118847.8 1.191000 10.98000
1994:2 7979.000 17676.40 40039.50 119179.4 1.196000 10.98000
1994:3 9476.000 19009.50 43513.50 119512.0 1.220000 10.98000
1994:4 18930.60 20540.70 46923.50 119845.6 1.239000 10.98000
1995:1 9811.000 21026.20 50297.10 120164.9 1.200000 10.98000
1995:2 13054.00 21420.40 53150.30 120480.6 1.172000 10.98000
1995:3 13630.00 22493.00 56813.20 120797.1 1.155000 10.98000
1995:4 21983.10 23987.10 60750.50 121114.4 1.093000 10.98000
1996:1 13156.00 23909.30 64512.10 121435.3 1.077000 10.98000
1996:2 16600.00 24620.10 68132.80 121750.4 1.066000 9.180000
1996:3 15919.00 26336.00 72042.60 122066.3 1.055000 7.470000
1996:4 22918.80 28514.80 76094.90 122383.1 1.046000 7.470000
1997:1 14685.60 29629.00 79581.30 122695.7 1.026000 7.470000
1997:2 18494.80 31074.70 82811.15 123003.1 1.009000 7.470000
1997:3 17971.60 32244.60 85892.40 123311.3 1.002000 7.470000
1997:4 23620.00 34826.30 90995.30 123620.2 0.992000 5.670000
1998:1 15899.40 33110.70 92037.80 123907.5 0.985000 5.670000
1998:2 18831.60 33775.70 94657.60 124189.7 0.974000 5.220000
1998:3 19704.40 36501.40 99794.50 124472.5 0.957000 4.770000
1998:4 25117.60 38953.70 104498.5 124755.9 0.972000 4.770000
1999:1 16784.00 38053.60 108438.2 125015.4 0.971000 3.780000
1999:2 19405.00 38821.80 111363.5 125270.2 0.965000 3.780000
1999:3 20611.00 41913.90 115079.3 125525.6 0.973000 2.250000
1999:4 25054.00 45837.30 119897.9 125781.5 0.972000 2.250000
2000:1 18172.70 45158.40 122580.7 126023.7 0.981000 2.250000
2000:2 21318.70 48024.40 126605.3 126261.8 0.981000 2.250000
2000:3 22632.50 50616.90 130473.8 126500.4 0.986000 2.250000
2000:4 27279.60 53147.20 134610.3 126739.5 0.991000 2.250000
2001:1 19894.90 53033.30 138744.5 126962.6 0.986000 2.250000
2001:2 23047.10 55187.40 147809.7 127182.7 1.000000 2.250000
2001:3 24284.90 56644.00 151642.7 127403.8 0.991000 2.250000
2001:4 28706.10 59871.60 158301.9 127623.9 0.986000 2.250000
2002:1 21020.30 59474.80 164064.6 127832.3 0.984000 2.250000
2002:2 24515.50 63144.00 169601.2 128037.9 0.984000 1.980000
2002:3 26146.50 66799.80 176985.2 128243.9 0.989000 1.980000
2002:4 33108.70 70881.80 185007.0 128450.2 0.992000 1.980000
2003:1 23562.00 71438.80 194487.3 128659.6 0.992000 1.980000
2003:2 26491.00 75923.20 204907.4 128866.6 0.998000 1.980000
2003:3 29061.00 79163.90 213567.1 129073.9 0.993000 1.980000
2003:4 37580.00 84118.60 221222.8 129281.5 1.012000 1.980000
2004:1 27106.00 85815.60 231654.6 129489.5 1.014000 1.980000
2004:2 31667.00 88627.10 238427.5 129697.8 1.033000 1.980000
实证研究
在进行协整检验以前，必须对各变量进行稳定性的单位根检验，利用ADF检验，结果如下：
变量 ADF检验值 检验类型（T，C，n） 临界值（1%）
m1 -0.7792 (0,1,1) -3.6019
△m1 -6.9006 (0,1,1) -3.6067
y -2.7612 (0,1,1) -3.6019
△y -6.8879 (0,1,1) -3.6067
p -2.3497 (1,1,1) -3.6019
△p -4.4817 (0,1,1) -4.2092
r -0.9933 (0,1,1) -3.6019
△r -3.5735 (0,1,1) -3.6067
①上述临界值都是在1%的显著性水平下给出的
②T，C，n分别表示带有趋势项、常数项和滞后阶数
从ADF检验结果可以看出，m1 ，y，p，r的ADF检验值均大于1%显著性水平下的临界值，所以接受单位根假设，它们都是非平稳过程，而它们的一阶差分是平稳的，因此四个变量都是一阶单整I（1）
协整检验：
在单位根检验的基础上，我们进行协整检验以判断是否存在长期稳定关系。Engle—Granger检验主要适用于两个同阶单整变量的协整检验，对多个同阶单整变量的应用有很大的局限，因此，我们采用Johansen（1988），以及与Juselius一起于1990年提出的基于向量自回归模型（VAR）的检验方法[ Johansen检验可参见《高等计量经济学》李子奈，清华大学出版社]，检验结果如下：
Date: 12m/03/04 Time: 16:07
Sample: 1994:1 2004:2
Included observations: 40
Test assuption: Linear deterministic trend in the data
Series: m1 y p r
Exogenous series: C
Warning: Critical values were derived assuming no exogenous series
Lags interval: 1 to 1
Likelihood 5 Percent 1 Percent Hypothesized
Eigenvalue Ratio Critical Value Critical Value No. of CE(s)
0.657486 70.31460 47.21 54.46 None **
0.335225 27.45689 29.68 35.65 At most 1
0.236305 11.12462 15.41 20.04 At most 2
0.008492 0.341135 3.76 6.65 At most 3
*(**) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance level L.R. test indicates 1 cointegrating equation(s) at 5% significance level
∏矩阵为
1.195445 -1.541996 -1.679017 0.194845
0.297354 -2.461055 -0.234142 0.519624
0.066919 -3.063478 -0.054547 0.129818
-1.456620 -0.401822 0.207667 -0.761964
由检验结果可知，在5%的显著性水平下存在一个协整向量由此，m 1，y，p，r之间存在一个标准化的协整关系：
m1=1.3796y＋1.2758p－0.1574r+9.8602
T=（8.482） (3.195 ) (2.291)
此方程可以看作m1 与其它三个变量的长期稳定的关系。
为了研究m1的短期调整机制，我们采用误差校正模型。
可由对（3）式两边各取一阶差分得到
其中ECt表示长期关系中的残差项，入表示短期水平向长期均衡水平的调整力度。用滞后三期的解释变量作回归，得到短期误差校正模型
从误差校正方程可以看出，短期m1 的货币余额主要根据GDP的滞后变化，以及长期方程的残差来调整。
对结果的分析：
（一）长期货币需求函数的特征
由协整结果可知，存在一个长期的稳定的M1季度需求函数，M1的收入弹性，价格弹性，利率弹性分别为1.38、1.28和-0.15，符号符合理论预测。
1、货币需求的收入弹性大于1
这个结论与厉以宁（1990），戴国强（1995）、汪红驹（2002）等人的结论相符，而郑超愚（2000），等人认为货币收入弹性小于1，王曦（2001）认为收入弹性近似等于1。莱德勒（1966）用美国年度资料来估计包括定期存款在内的货币需求的永久收入弹性，1900—1916年时期为1.39，1929—1940时期是1.28以及1946—1965年时期是0.65，因此，可以认为经济发展使得货币需求收入弹性下降。由此引申可知发展中国家货币需求收入弹性值比较大，而发达国家货币需求收入弹性较小因此，我国的货币收入弹性大于1是可能的，合理的。本人认为可以从几个方面加以解释：一是我国的金融市场不发达，金融资产种类相对少，国民收入的增长，更多地，以现金和储蓄的资产形式表现出来。国民收入的增长，会更多地导致人们货币持有量的增加，从而使货币需求收入弹性增大，二是和发达国家相比，货币的价值贮藏功能比其他功能更加重要，货币是财富的最直接表现形式，人们更偏好于货币而不是其他资产形式，因此，M1需求的收入弹性大于1。
2、利率作为机会成本变量，对M1的影响较小。
M1在我国的统计口径为现金加活期存款，主要用于日常交易和作为支付手段，根据凯恩斯的理论，这部分货币需求主要与收入相关，后凯恩斯学派的鲍莫尔从最优现金管理的角度证明这部分需求与利率也成负相关关系，并且以为利率弹性为-0.5，本文的协整结论说明从长期看，利率与M1存在显著负相关，但弹性很小，分析其原因，我国的居民储蓄心理在很大程度的不是追求利息，而是规避风险，这就使得居民的储蓄变动对利率的变动不敏感，另一方面，经济转型过程中的许多不确定性因素，使很大部分储蓄是基于预防性动机的，如养老储蓄、医疗储蓄、教育储蓄等，这部分与利率的关系也不密切，因此M1的利率弹性较小，这一结论是合理的。
3、货币需求的价格弹性大于1
西方经济学家的实证研究认为货币需求的物价水平弹性为1，即物价水平不影响实质货币持有水平，而本文的实证结果证明物价水平影响实质货币需求，正如设定模型时作的猜测。物价水平上涨1%，则名义M1需求上涨1.28%。
二．短期货币需求的特征
从短期误差纠正模型中可以看出，短期的货币需求的调整主要受到滞后一期的国内生产总值和滞后两期的国内生产总值的影响，并且，滞后的国内生产总值对M1的需求的影响为正。其它的滞后变量对当期M1的影响不显著。货币需求尽管在短期可能偏离长期均衡水平，但其自身存在向长期均衡水平调整的机制。