货币需求论文范文

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第1篇

关键词：货币需求函数制度变量协整分析向量误差调整

货币需求函数是宏观经济理论研究中的焦点，从费雪交易方程式和剑桥方程式的古典学派，到凯恩斯的流动性偏好理论和托宾－鲍莫尔的存货模型，直至弗里德曼和梅尔茨的货币主义学派，投身于这方面研究的学者不计其数，所获得的成果也是相当可观。货币需求函数模型的建立也是政府调控货币供应量的基础性工作，也是人们研究宏观经济形势的起点。进一步讲，对中国货币需求函数的研究是非常有意义的，这是本文的出发点。

1.理论和研究方法回顾

1．1国内理论的回顾

由于国外的货币需求理论汗牛充栋，各类文献都有涉及，故本文不给予回顾，而是主要着眼于国内理论的新近发展。从国内的有关文献看，近年来的货币需求理论大多是在国外经典理论上的修补，部分学者看到国外发达市场上发展出来的货币需求理论并不能完全解释中国的货币现象，从而引入了制度变量。易纲（1991）提出旨在突出经济货币化因素的货币需求函数，他认为，中国转轨经济中货币化因素促使了超额货币需求的产生。根据其模型的推断，随着货币化程度的提高，货币化指数的影响程度必然会逐步缩小，货币化进程对超额货币需求的吸收能力也将逐渐变小。秦朵（1997）经过实证分析发现，用一般的货币数量论来解释我国改革以来的货币需求关系过于简单，仅仅构成Goldfeld和Sichel（1990）货币需求理论的一个特例，她对通用货币需求模型进行扩展时考虑了与中国经济制度有关的三方面因素：一是由计划控制造成的抑制性投资需求，二是计划体制软约束造成的过度资金需求，三是市场化改革引起的对货币的超常需求。李成（2002）在对易纲、秦朵、张杰等人的理论进行研究之后认为，中国在不同改革阶段，货币需求函数中包含的主要因素不相同，处在制度转轨期的中国货币需求函数需要做出不断修正和扩展，才能对改革中出现的新情况加以解释。改革初期货币化进程是促成货币超额需求的主要因素，90代国家控制能力又成了促使货币供应量超高速增长的主要原因，90年代末期迄今则需要新货币需求函数的出现。

另外，在选取制度变量方面比较有特色的有：郭浩（1999）从金融资产积累角度考察了货币需求。李恒光（2000）对美国和亚洲九国的情况进行了实证分析，认为金融创新不仅改变了传统的货币定义，而且也使货币需求动机和货币需求目标变量发生变化。谢富胜（2000）和焦瑾璞（2002）对证券市场的发展与货币需求函数之间的影响进行实证分析。王平权（2002）运用大量的数据和事实研究了人口因素对货币需求的影响。王松奇（2003）通过对银行、证券和保险业务内涵的重新解释，理论上解释了金融市场的发展对货币需求总量和结构的影响。

1．2国外研究方法的回顾

90年代以来，对货币需求的研究大多采用动态时间序列分析方法，考察货币需求与相关变量的长期均衡关系。LastrapesandSelgin（1994）运用向量自回归时间序列分析方法研究短期持有的实际货币需求量对货币供给量变化的反应；Darrat（1996）利用协整分析和误差修正模型做出了阿拉伯联合酋长国的长期和短期货币需求函数，值得注意的是他引入了外汇作为其中的一个因变量，以代替该国的国内资本市场收益。

H.Fujiki（1998）利用季节调整合成数据（paneldata）的方法，估计了日本货币需求的收入弹性，检验结果是强有效的。MichaelFunke（2001）利用1980～1998年间的季度数据考察了欧元区的货币需求长期有效性和短期有效性之间的联系。JunNagayasu（2003）通过对货币需求模型的稳定性检验，发现标准货币需求模型无法解释1992年以来（即日本经济泡沫破裂之后）的经济衰退现象。

1．3国内研究方法的回顾

我国目前对货币需求函数建模的方法与西方国家之间并不存在太大的差别。黄先开和邓述慧（2000）利用1980～1996的季度数据给出了Johansen检验结果，得到两个协整向量，分别对应货币市场和和商品市场相关经济变量之间的长期稳定关系，然后建立了误差调整模型。陆金海和陈浪南（2000）运用了协整分析和误差调整(ECM)分析方法，考察了货币流通速度对货币需求的影响，发现我国的货币需求同样存在长期均衡，货币需求量受货币流通速度的影响呈显著水平。汪红驹（2002）根据误差修正（ECM）模型估计了中国1979～2000年的货币需求函数，结果表明M1和M2的实际金额与实际GDP和一年期存款利率之间存在同积关系，说明长期的货币需求与实际GDP以及利率变量之间存在稳定的关系。

2.变量选取和数据说明

在对理论和研究方法的回顾过程中我们注意到，那些参考国外的经典理论并用较为现代的计量方法建立的模型，尽管在统计意义上看是成功的，但他们建模时大多忽略了制度变量，这些制度变量有可能在很大程度上影响中国货币需求；而那些对制度因素感兴趣的学者往往无法测度出制度变量或者建模技术过于陈旧，难以给出较严格的货币需求函数。因此，本文的目的是利用1998～2002年的月度数据，选取了能够代表经济结构转型和企业信贷活动规模两个方面的制度变量，通过Johansen检验，试图找出长期稳定关系，并得出经过向量误差调整（VEC）的货币需求函数。本文的贡献就在于对若干制度变量的选取和测度，使得模型更具备对中国经济现象的解释能力。本文之所以只选取代表经济结构转型和企业信贷活动规模两方面的制度变量，是因为我们在选取制度变量时，主要考虑到目前经济运行中较为突出的现象，比如经济结构转型，这是贯穿于中国经济现象的长期命题，不可忽略；而企业信贷活动扩张恰好是当前中国市场的一个特殊现象，中国市场化改革的主要特征之一是非国有经济的快速发展，国有经济分额不断下降，但投融资体制改革和银行体制改革停滞不前，对国有企业仍然有着体制性的“软预算”机制。正是这些现象，它们对货币需求影响程度有多大，把它们引入长期的货币需求函数中是否合理，就成了本文要考察的问题了。影响实际货币需求量的因素复杂而且广泛，除了以往经典理论里出现的解释变量外，要想对货币需求函数精确建模，还需要现在和后来的学者们不断挖掘尚未发现的解释变量。

以下是对本文建模所包含的变量以及数据的说明：

2.1因变量：

实际狭义货币MR=M1/P：中国人民银行将M1定义为现金+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款。我们采用M1作货币指标，而不采取M0和M2；原因在于：一、M0已经无法反映实际货币需求；二、M2包含的货币存量部分与国民生产总值这类代表社会总收入的流量指标不相匹配，通常，存量与流量之比例总是时变的，但这并不反映理论隐含的规律性。另外，我国的M2统计口径在不同年份有较多差异，从数据的可采取程度来看，也不倾向于采取M2。这里的P我们取较常用的消费价格指数。

2.2规模变量：

实际消费品零售额YR=Y/P：一般代替财富的规模变量可选用GDP,GNP，国民收入，社会商品零售总额，居民货币收入等，鉴于数据的可得性，我们采取了消费品零售额，在实际操作中是反映国民永久性收入的一个比较好的变量。

2.3机会变量：

2.3.1实际利率RR：等于一年期定期存款利率R减去通货膨胀率INF

2.3.2静态预期通货膨胀率INF：即INF=P(-1)。

2.3.3实际证券市场市价总值VALUE：

在弗里德曼的货币需求函数里，债券收益率和股票收益率是货币持有的机会成本，但由于我国的债券市场较晚开展，而且交易量较小，其对货币需求影响不大，另外，债券收益率数据在中国是相当难采集的；而股票市场的收益率由市价总值来度量，是以往的文献里较多出现的测度指标，更值得注意的是证券市场总量的急剧扩容有可能是影响货币需求量的因素。

2.4制度变量：

2.4.1国有工业产值比重RATIO：

即国有企业工业产值占工业总产值的比重，它是反映我国经济结构转轨过程的常用变量，把它归入制度变量，目的在于考察市场化程度对货币需求的影响。对于为什么选取这个指标，秦朵（1997）给出了论证，我们这里直接采用。

2.4.2企业信贷活动规模CREDIT：

谷京萍（2001）曾重点阐述了企业信贷需求过度扩张的成因，她认为企业信贷需求过度扩张在于国有企业的微观机制的改革与宏观经济政策改革的滞后二者之间的矛盾，造成了企业的投资饥渴与个人收入的超分配，企业需要大量的信贷资金来维持正常的生产以及过度的投资需求和收入分配需求，而银行信贷约束的软化使企业过度扩张的信贷需求得以实现。她由企业的资产负债表构造一个新的指标衡量企业信贷需求扩张对货币需求的影响，但这涉及到各个企业混乱的微观财务状况，统计意义并不明显。1998年，构成我国金融资产总量中，对银行债权仍占78.4％，构成金融资产总量最主要的因素仍然是银行存款贷款；而银行的资金运用中，信贷资金占到了70.4%。企业在贷款取得后一部分存在企业活期帐户和少量现金持有以待扩大投资，另一部分一般是弥补亏损，我们要测度的是这部分企业信贷占金融机构贷款的比重变化程度对货币需求的影响程度，所以大致上取CREDIT＝【（金融机构存款－居民储蓄）＋企业亏损额】÷金融机构贷款。

2.5随机因素：

随机变量u，包含其他制度变量以及数据观测误差等等，除本文选取的两个制度变量外，其他的变量还有待学者们进一步挖掘。

相应的，以上变量取对数形式后，分别为LMR=LOG(MR)，LYR=LOG(YR)，LRR=LOG(RR)，LINF=LOG(INF)，LVALUE=LOG(VALUE)，LRATIO=LOG(RATIO)，LCREDIT=LOG(CREDIT)；上述变量都经过了从名义变量到实际变量的转换，且不考虑对上述变量进行季节调整。

从而函数表达式为：

LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）；

需要说明的是，本文的所有数据都来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《中国人民银行统计季报》、《中国经济景气月报》等，数据从1998年1月至2002年12月，60个样本，这次考虑只是做1998年至2002年的函数形式，原因在于：一、以往的文献证明了，随着经济的发展和改革的深化，1994年以后的货币化程度可以在模型中忽略掉，这样做可以减少模型的复杂性（谢富胜2000）；二、满足数据统计口径的一致性，因为中国人民银行从1994年第三季度起定期公布季度数据，而月度数据在1998年以后比较容易计算和获得。三、我们认为5年符合中国5年发展计划的宏观调控周期，可视为中长期时间跨度，在这个期间内，制度变量是不可忽略的。

3.计量方法与实证分析

3．1计量方法：

由于时间序列的非平稳性，利用时间序列数据进行回归分析时，容易出现伪回归（SpuriousRegression）现象。因此在建立计量模型之前要对所有的时间序列进行单位根检验，以确定各序列的平稳性和整形阶数。本文采用增广的Dickey-Fuller检验（ADF检验）对变量进行检验。

对于1阶差分稳定的时间序列变量，采用协整分析方法可以确定各变量之间的长期稳定关系。关于协整检验研究已经发展成了两种主要的方法：一是1987年Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验；二是Johansen（1988、1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR的协整系统检验。Johansen极大似然法可以精确地检验出协整向量的数目r，因此我们采用Johansen方法。

在协整检验的基础上利用向量误差修正（VEC：VectorErrorCorrection）模型对函数进行估计。向量误差修正模型不同于误差向量调整模型（ECM），是因为它对诸变量施加了协整约束条件的向量自回归模型，并且，VEC模型只能用于有协整关系的序列建模。

3．2中国的实证：

我们利用计量软件SPSS10.0对中国的货币需求函数，即对LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）建模。

3.2.1ADF单位根检验：

在进行长期的协整分析之前，必须对时间序列进行平稳性检验，考察它们是否具备同阶整形的条件，这也是进入协整分析的前提。

ADF单位根检验结果

变量ADF检验值检验类型（c,t,n）临界值(5%)

LCREDIT-2.314544（c,t,3）-3.4904

LCREDIT-5.620754（c,o,1)-2.9127

LMR-3.068633（c,t,3）-3.4904

LMR-7.944472（c,0,1)-2.9127

LYR-4.586632（c,t,3）-3.4904

LYR-4.920526（c,0,1)-2.9127

LRR-2.580948（c,0,3）-2.9137

LRR-7.757722（c,0,1)-2.9127

LINF-3.187362（c,0,3）-2.9137

LINF-5.890185（c,0,1)-2.9127

LVALUE-0.879052（c,t,3）-3.4904

LVALUE-4.635321（c,0,1)-2.9127

LRATIO-0.366660（c,0,3）-2.9137

LRATIO-7.611158（c,0,1）-2.9127

注：检验形式(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％置信水平下的ADF检验Mackinnon统计值。

我们可以看到在95％的置信区间里，上述7个变量全部是1阶整形；可以进入下一步的协整分析。

3.2.2Johansen检验：

通过Johansen检验发现，第五个似然比统计量大于99％水平下的临界值，因而第五个原假设被拒绝，即至少有4个协整关系。我们关心有一般经济意义的协整关系式，故取经过标准化的协整系数表，如下：

表2Johansen检验结果

EigenvalueLikelihoodRatio5%CriticalValue1％CriticalValueHypothesizedNo.ofCE(s)

0.756385221.3992124.24133.57None**

0.529316140.905794.15103.18Atmost1**

0.45029497.9522568.5276.07Atmost2**

0.42446163.8450647.2154.46Atmost3**

0.34331132.3555329.6835.65Atmost4*

0.1279038.38445215.4120.04Atmost5

0.0101890.5837653.766.65Atmost6

注：*(**)表示在5%(1%)置信水平下拒绝原假设

表3标准化协整系数

LMRLYRLRRLINFLVALUELRATIOLCREDITC

1.0000001.168161

(0.36872)0.301516

(0.06185)3.514679

(0.83901)0.109613

(0.10296)2.413601

(0.39713)-2.832221

(0.57258)-37.75279

写成数学表达式：

LMR＝1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

该方程式反映了序列间的某种长期均衡关系。

另外，令

VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

对序列VECM进行单位根检验，发现它已经是平稳序列，并且在0附近上下波动，验证了协整关系是正确的。需要注意的是，VECM是向量误差修正模型的核心部分。

从协整关系看，

1、实际消费品零售额的系数为1.168161，接近于国际上的检验结果，即实际消费品零售额每变化1个百分点，货币需求量正向变化1.168161个百分点；一般而言，实际货币需求的弹性收入大于1，说明经济中的货币化进程对货币需求产生影响。但模型中的弹性系数并未偏离太多，可以大致认为，中国的货币化进程基本结束，这与以往学者们的结论一致。

2、利率与货币需求量呈正相关关系，利率每变动1个百分点，货币需求量正向变化0.3个点。但要注意到，中国利率尚为市场化，利率的变动并真正不能反映市场的需求和供给均衡，人们在持有货币时并未十分考虑利率因素，认为中央政府一旦将利率提高就意味着要紧缩经济，反而持币观望。

3、通货膨胀率与货币需求量呈正相关关系，且弹性系数相当大，将近3.5。我们知道，1998年以来，中央政府为了使经济走出通货紧缩，采取了积极财政政策和稳健的货币政策，这在很大程度上改善了宏观经济状况，但也不可避免的带来了实际货币需求量的大幅增加。

4、股票市值与货币需求量呈正相关关系，说明收入效应大于替代效应，说明投资者更愿意在股市上冒险赚钱，而不是分散风险。但0.1的弹性系数并不是太大，我们尚无法推断出收入效应与替代效应孰大孰小。

5、市场化程度与货币需求量呈正相关关系，且系数相当高2.4，这也表明了市场化程度对货币的超额需求影响相当大，中国经济转轨的制度因素对实际货币需求的影响不应该忽略，这也是学者们在从事货币需求理论研究时不能绕开的问题之一。随着国有经济比重的逐渐减小，实际货币需求量将大幅的减少。

6、企业信贷扩张与货币需求量呈相关系数相当高，接近于市场化程度弹性，这与我们对企业信贷扩张对实际货币需求影响的估计相符合的。这反映了近5年里，现行体制内对国有企业的“保护冲动”仍然存在，随之而来的政府对国企资金的“软预算”和对银行的特殊“安全”准则继续存在。国企改革和银行改革任重道远。

3.2.3向量误差调整模型：

最后在协整关系的约束条件下，建立货币需求函数的向量误差调整模型，观察在长期均衡中的短期波动。采用Hendry的从一般到特殊的原则，去掉检验不显著的变量，得到向量误差调整模型。

D(LMR)＝－0.4710102847×D(LMR(－1))－0.4330927203*D(LMR(－2))＋0.1503427887×D(LYR(－1))－0.8126287334×D(LINF(－1))＋0.053675543×D(LVALUE(－1))＋0.05528580046×D(LVALUE(－2))＋0.1052109636×D(LRATIO(－1))＋0.1682600795×D(LRATIO(－2))－0.3706352754×D(LCREDIT(－1))＋0.02635528142－0.153780584×VECM

其中，VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279

从拟合度、AIC和SC等统计量上看（如附录之表4所示），模型是成功的。

从结果上看，长期系数是－0.154，修正幅度并不太大，而短期冲击值得关注，这说明在研究中国货币需求函数时既要看中长期的稳定，也不能忽视短期内的波动。我们发现：

1、短期的滞后一期的收入弹性继续存在，且影响较大，即短期内实际消费品零售额波动1个百分点，货币需求量正向波动0.47个百分点。

2、模型中忽略掉利率变量，这与中国的利率非市场化有关，因为中国政府可以坚持2～3年利率不动，短期内利率期限结构曲线是条直线。:

3、滞后一期的通货膨胀率与因变量呈负相关关系，且弹性较大，这既符合传统理论，也较好的解释了居民更愿意采用通胀率而不是利率来预期未来。

4、证券市场短期对人们的持币量影响很小，说明投资者短期内对中国证券市场不信任，容易用脚投票，短期内中国的股票市场投机性很强。

5、滞后一期和两期的市场化以及滞后一期的企业信贷扩张，它们在理论上是假设短期内不变，但我们还是将它们引入了模型，实证结果发现影响不大，这也与理论假设相符合。

4.结论

本文利用协整分析和向量误差修正模型估计了1998年1月～2002年12月间的中国货币需求函数，结果表明研究中国货币需求函数时既要看中长期的稳定，也不能忽视短期内的波动。我们发现，实际货币需求与实际消费品零售额、利率、通货膨胀率、实际证券市价总值和国有工业产值比重及企业信贷活动规模存在长期稳定关系，而在短期内利率、证券市值波动以及制度变量等一些解释变量不会对实际货币需求产生大的影响。通过分析，我们认为中国的货币化进程基本结束，利率市场化必须加快，中国经济转轨的制度因素对实际货币需求的影响不应该忽略，以及现行体制内政府对国企资金的“软预算”的现象继续存在。中国的货币需求函数建模是个复杂而又必要的工作，特别是对制度变量的挖掘，需要学者们进一步的探索。

参考文献：

【1】郭浩，1999，“从金融资产积累角度对货币需求的考察”，《城市金融论坛》，第5期，P16-22.

【2】谷京萍，2001，“企业信贷需求对货币需求的影响”，北京大学中国经济研究中心硕士论文，指导老师易纲教授.

【3】黄先开、邓述慧，2000，“货币市场和商品市场共同均衡下的货币需求建模与预测”，《系统工程理论与实践》，第5期，P46-53.

【4】焦瑾璞，2002，“股价变动对货币供求影响增大---关于中国股票市场对货币政策影响的实证研究”，中国人民银行《中国股票市场发展与货币政策完善》课题组.

【5】李成、赵鹏，2002,“货币需求实证分析和区域货币政策建议”,《西安交通大学学报（社会科学版）》，第6期，P27-33.

【6】李恒光，2000，“金融创新和货币需求函数变动的相关性分析”，《云南财贸学院学报》，第4期，P5-12.

【7】陆金海、陈浪南，2000，“中国货币需求函数长期均衡实证分析”，《厦门大学学报（哲学社会科学版）》，第1期，P63-68.

【8】秦朵，1997，“改革以来的货币需求关系”，《经济研究》，第10期，P16-25.

【9】汪红驹，2002，“用误差修正模型估计中国货币需求函数”，《世界经济》，第5期，P55-61.

【10】王平权，2002，“人口和货币需求论”，《人口与经济》，第5期，P59-63.

【11】王松奇，2003，“中国银行、证券、保险业务发展对货币需求的影响”，《西南金融》，第4期，P9-13.

【12】谢富胜、戴春平，2001，“中国货币需求函数的实证分析”，《金融研究》,第1期，P24-29.

【13】易纲，1996，“中国金融资产结构分析及政策含义”，《经济研究》，第12期，P21-26.

【14】Ali-F.DarratandSulimanMOsman,1994,VolatilityofMoneyGrowthandtheU.S.VelocityPuzzle:SomefurtherResults,JournalofBusiness,May.

【15】EngelRF,HendryDF,andRichardJF.,1983,Exogeneity.Econometrica51,277-304.

【16】EngleRFandGrangerCWJ.,1987,Co-integrationandErrorCorrection:Representation,EstimationandTesting,Econometrica55,251-276

第2篇

一、征收铸币税，应对内需不足

我国在经历了1993－1994年较为严重的通货膨胀之后，经济开始逐渐降温，1996年通货膨胀率下降到10％，成功地实现了软着陆，但不久就陷入了供过于求、通货紧缩的怪圈。从1997年10月至今，除在2000年的几个月中出现了物价持平或略有上升外，其他时间始终处于通货紧缩的阴影之中而难以摆脱。从1998年开始，中央采取了积极的财政政策，通过增加公共投资刺激经济增长，但是宏观经济政策的实际执行效果并不理想，内需仍然不足，低物价、低就业和经济的低效率始终困扰着我国的经济。

从国民收入流程图中可以看到，在国民经济中存在着漏出与注入。注入是使经济扩张的力量，它使流程中的总需求增加，并使国民收入扩张，经济得以增长；漏出是使经济收缩的力量，它使流程中的商品需求量趋于减少。我国正处于转轨时期，即使在我国的每一个财政结算年度都能使漏出与注人相等，按照宏观经济理论，也只能使一国经济不出现经济衰退，而不可能对经济增长产生明显的推动力。要想使我国经济更快地增长，必须进行强大的资金注入。只有当注入大于漏出时，经济才会产生大于零的增长。这一思想可以表示如下：

总需求＞总供给（1）

总需求＝C＋Ip＋G＋Ig＋（X－M）（2）

总供给＝YD＋T（3）

式中：C代表消费，Ip代表民间投资，G代表政府日常支出，Ig代表政府的公共投资，（X－M）代表净出口，YD代表个人可支配收入，T代表政府的纯税收。由于可支配收入可以表示为消费与储蓄之和，则：

YD＝C＋S（4）

将（2）、（3）和（4）式代入（1）式，可得：

（G＋Ig－T）＋（Ip－S）十（X－M）＞0（5）

（5）式左边第一项代表政府的财政收支状况，第二项代表民间收支状况，第三项代表本国国际收支状况。自1997年以来，我国国际收支状况表现良好，每年均为顺差，即（X－M）＞0.政府的财政预算则每年均为逆差，有（G＋Ig－T）＞0.对比（5）式，造成政府财政赤字的主要原因是第二项所代表的民间投资小于民间储蓄所形成的民间资金的盈余，正是这部分的资金盈余，对经济产生了漏出。近几年来，我国库存商品及闲置物品的数量持续增加，目前，其总量已超过3万亿元人民币，是2001年社会消费总额的80％（杨殿宗，在2002年4月5日的《中国信息报》上刊文）。企业产能大量过剩，设备与资金的闲置现象十分严重，在民间投资缺乏机会的条件下，期望短期内民间投资的大量增长，几乎是不可能的。

为了弥补民间投资的负向缺口，自1998年以来，我国政府实行了积极的财政政策，通过向民间发行国债，弥补财政赤字，为建设基础设施和国家重点工程筹集资金，为低迷的经济注入了活力，促进了经济的健康发展。与此同时，我国的国债负担日益加重，在2002年我国编制的预算中，赤字数额3098亿元，占GDP的3％左右。截止到2001年底，我国的国债余额是18700亿元，占GDP的比重为18％左右（郝中华，2002.从目前的经济走势来看，积极的财政政策还不能谈出，政府的财政赤字有逐年增加的趋势。为减轻国债负担，化解当前日益突出的矛盾，本文提出通过征收铸币税，运用财政赤字货币化的方法，使政府能够在继续实行积极的财政政策的同时，有效地控制债务负担，以实现对宏观经济的有效调控。

二、货币供给与铸币税

所谓铸币税，是指政府由于其印制货币的垄断权而获得的收人。印制货币所需花费的成本极低，而所印出的钞票本身具有购买力，政府可以用它来换取商品与服务。铸币税的征收可以通过一国货币需求的增加来实现。当一国实际货币需求增加时，通过增发货币进入流通，给政府提供某些免费的资源，这种购买力的收益，就是铸币税的含义。在汇率保持稳定的条件下，一国政府可以通过以下四条途径获得铸币税。

其一，在通货膨胀率为零的条件下，国际和国内利率的下降使货币的周转速度不断下降，社会对实际货币余额的需求增加，使民间部门向中央银行出售外国资产以换取本国货币，中央银行就可以通过印制钞票换取外汇储备。在这种情况下，政府通过增加外汇储备来获取铸币税。

其二，执行固定汇率制的国家，当世界其他国家出现通货膨胀时，随着国外价格的上升，由购买力平价理论导出国内价格也将会上升，名义货币余额的实际购买力将下降，对货币的超额需求就会产生，中央银行通过适量增加货币供给以抵消价格上升，使实际货币余额保持不变。在这种情况下，政府随着国内价格水平的上升收取了铸币税，并不减少任何储备（萨克斯，1997）。

其三，当国内生产总值的潜在增长引起实际货币余额需求的同步增长时，如果中央银行增加的货币供给恰好能满足社会对实际货币的增长需求而不出现超额供给时，政府可以通过发行货币取得铸币税，而不会引起通货膨胀。

其四，国内商品供给过剩且存在失业时，政府实行扩张性财政政策，会引起实际货币的超额需求。如果央行所增加的货币供给恰好能满足政府通过公共工程建设所引起的实际货币的超额需求时，就不会出现货币的超额供给，政府也可以由此而获得铸币税。

值得一提的是，当今世界各国政府已经把征收铸币税作为一项财政收入，但不同的国家征收铸币税的数量各不相同。在1975－1985年的十年间，美国每年所征收的铸币税占GDP的比重为1.17％，英国为1.91％，法国为2.73％左右（萨克斯，1997）。

当政府部门入不敷出时，通常可以通过三种方式来偿付赤字：一是向公众借债；二是消耗外汇储备；三是印制钞票。世界各国的经济发展史表明：铸币税对一国经济来说是一把双刃剑，一方面，对铸币税进行合理的征收，可以增加政府的财政收人，提高经济中的有效需求，刺激经济增长，并能有效地克服困生产过剩而导致的通货紧缩，在这方面较为成功的有美国、二战后的德国和日本等国家；另一方面，对铸币税这一工具如果运用不当，超量征收，则会因货币的超量发行而造成经济中需求过旺，引发严重的甚至是恶性的通货膨胀，进而危及国家的经济安全，在这方面较为典型的国家有20世纪80年代的玻利维亚和秘鲁等拉美国家。在社会需求不足的紧缩时期，铸币税可以有效地弥补财政赤字，增加内需，也可以用作中央银行扩张货币的一种工具。与已有的财政与货币政策不同的是，铸币税既不仅仅是一种财政政策工具，也不完全是一种货币政策工具，在紧缩时期征收铸币税，其本身就是一种货币政策与财政政策的有效组合过程。

三、我国征收铸币税的基本思路

（一）征收铸币税的可能性

征收铸币税是否能获得成功，取决于国内的宏观经济走势与资源的利用状态，也取决于一国货币信用程度和汇率制度。如果国内已处于充分就业的状态，再增加货币的供给会引起通货膨胀，这时政府所征收的不是铸币税，而是通货膨胀税，其结果只会将经济引向灾难。如果一国货币缺少信用，且实行固定汇率制，当央行增发货币时，实际货币余额的超量供给会导致外汇储备的等额损失，在这个过程中，政府实际上没有征收到铸币税，而是用外汇的损失换取了等额货币的超量发行。由此看来，征收铸币税的必要条件是在保持物价稳定和外汇储备基本稳定的条件下，通过增发货币获得某种购买力而又不使社会出现超额的货币供给。目前，我国企业普遍存在着产能过剩、设备与资源闲置等现象，各项经济指标在低位徘徊，国际与国内利率已经降低至20世纪90年代以来的最低点，物价指数自1997年10月以来不断下降，屡创新低，这些表明在我国经济中总供给大于总需求的矛盾十分突出，符合征收铸币税的必要条件。通过征收铸币税，可以向经济中注入新的带有特定需求的货币增量，用这笔钱可以支持国家重点工程和基础设施的建设，从而扩大内需，促进我国经济的快速增长。

（二）征收铸币税的政策选择

以往各国在征收铸币税时，其目的各不相同，有些政府只是被动地征收铸币税，因为随着经济的发展，实际货币余额不断增长的需求在客观上要求央行增发货币，以满足公众对实际货币余额的超额需求，政府在增发货币的过程中也就自觉不自觉地征收了铸币税。另有一些政府则是为了弥补财政赤字而增发货币，在这方面较为极端的例子是政府长期以来欠下了巨额赤字，他们已经为此耗光了外汇，大量无休止地向民间发行国债的行动已经使政府的信用扫地，再也无法据此而获得收人，靠增发货币获取收入以弥补赤字就成为这些政府的唯一选择。当然，也有些政府增发货币主要是为了换取外汇储备，有时甚至是为了换取外汇储备而不惜牺牲国内的某些经济利益。

本文提出征收铸币税，是针对当前内需不足、供给过剩的特定经济形势而提出的，其基本点是将征收铸币税作为我国稳健货币政策的一种工具，与积极的财政政策配合使用。在经济低迷时期，政府可以向中央银行发行国债，由央行以支票形式将等额存款拨给指定的商业银行，为国家重点工程建设提供有保证的资金。随着基础设施投资的增加，可以有效地提高购买需求，增加就业机会，提高职工的收入水平，减轻过剩物资的供给压力，其本身就是扩大内需的良好形式。在这个过程中，央行获得了国债，政府则获得了等额的国债建设资金。由于此时经济中存在着大量的闲置资源，国家重点工程的开工建设刚好可以吸收这些过剩资源，增加就业机会，而不会引起价格上升。央行增发的这部分货币，是以广义货币M2的形式进入流通的。由于广义货币M2与基础货币之间存在着大于1的比例关系，因此政府可以通过发行少量的基础货币，增加现实经济对实际货币余额的有效需求，使铸币税的征收落到实处。

在提出此观点时，本文特别强调征收铸币税的目的在于启动低迷的宏观经济，缓解目前经济中普遍存在的内需不足，社会消费品零售总额增长缓慢，价格总水平持续下降，收入结构和就业供求矛盾突出，就业压力进一步增大，国民经济弱势运行等问题，以促进经济的良性增长，而不是单纯为了增加政府的财政收入。由于财政赤字是因增加公共工程支出，启动宏观经济而生，只要宏观经济运行的态势转强，财政赤字就会自动下降，这时征收铸币税的历史使命也就会自然终结了。

（三）征收铸币税的必要性

通过征收铸币税，可以使我国实现短期经济目标。

1.征收铸币税，可以使财政赤字货币化，降低还本付息的债务负担。与向民间发债的形式不同，这次财政部发行的债券是直接卖给中央银行的。作为一种交换，政府获得了由中央银行下拨到商业银行的资金。这时由央行持有国债所应获得的利息仍可作为一种收益交还国库，不会加重国债负担。这样可以弥补财政赤字，改善财政收支。

2.促进经济良性循环。征收铸币税，可以在不出现超额货币供给的前提条件下，为积极的财政政策提供一定的资金保障，通过公共工程投资的乘数效应，推动经济的更快增长。这对于加快我国基础设施的建设，改善和提升我国的投资环境，促进经济的良性循环起到了重要的作用。

3.提高就业水平。征收铸币税，可以扩大内需，缓解经济中产能过剩的供给矛盾，提高设备的利用效率，从而有效扭转价格下跌的被动局面，使企业真正走出低物价和低效益的经营怪圈，同时可以增加就业机会，提高居民的可支配收入，进而增加消费与民间投资，提高就业水平。

4.征收铸币税，可以使央行增持政府债券。在我国央行的总资产中，占主要部分的资产是国外资产和对国内金融机构的债权。2002年4月公布的我国货币当局资产负债表显示，这两项资产占总资产的比重分别为42.11％和41.49％，而对政府的债权（含国债）一项占总资产的比重仅为5.6％。与日本银行相比，日本政府债券占日本央行总资产的比重为66.6％，托管日本政府债券所占比重为5.7％，所借政府债券现金抵押所占比重为6.5％，三者合计共占日本央行总资产的比重为78.8％，而外汇占总资产的比重仅为4.6％（张贵乐，吴军，1999）。由此看来，我国央行所持有的国债占总资产的比重明显过少。征收铸币税，可以有效地增加央行所持有的国债总额，使央行资产的持有比重趋于合理，为央行在公开市场卖出政府债券、收回货币的操作提供足够的筹码，从而可以提高央行调控宏观经济的能力。

（四）征收铸币税的主要思想障碍

为调节宏观经济而有目的地征收铸币税，在我国的宏观经济理论与实践中尚属首次，许多人可能会对此产生顾虑。

1.征收铸币税，会引发通货膨胀，后果不堪设想。提出这一观点的人可能对当前经济中普遍存在的生产过剩和价格下降的危害性认识不足。应该指出的是，通货膨胀已经远离我们而去，防止通货紧缩，增加有效需求才是当前政府在宏观经济调控中必须要抓好的主要矛盾。如果征收铸币税会引起物价上升，这正好说明这种工具对治理通货紧缩有着特殊的功效，是我们攻克内需不足的有力武器。由于征收铸币税的目的是为了启动低迷的经济，物价上升正好说明经济已经启动，既然目的已经达到，征收铸币税的政策就可以谈出了。笔者要大声疾呼：在我们面临通货紧缩威胁的时候，大谈什么要注意防止通货膨胀之类的口号，对解决经济中已经存在着的内需不足与大量失业来说是无益的。我们的政策目标是要解决当前经济中已经出现的主要矛盾，推动经济健康发展。如果真的出现了物价上升的趋势，央行也可以在公开市场上随时抛出手中持有的国债，收回基础货币，以抑制可能出现的通货膨胀。

第3篇

关键词：货币需求理论；马克思西方货币理论

[中图分类号]F224;F820[文献标识码]A [文章编号]1009-9646（2011）07-0007-02

从货币流通角度看，货币需求是在一定时间和空间范围内，商品流通对货币的客观的需求。在社会经济活动中，货币需求量表现为一定时期内各经济主体对货币形式持有总和。

一、马克思的货币需求理论

1.流通中必须的货币量为实现流通中待销售商品价格总额所需的货币量。

流通中所需货币量=待售商品价格总额/单位货币流通速度

公式表明：货币量取决于价格的水平、进入流通的商品数量和货币流通速度三因素。

2.执行流通与支付手段的流通中货币量

一定时期内作为流通手段和支付手段的货币需要量=（待销售商品价格总额赊销商品价格总额+到期应支付的总额相互抵消的总额）/同名货币流通次数

3.流通中全部的银行券所代表的货币金属价值

流通中的全部银行券所代表的货币金属价值=流通中需要的货币金属价值

单位银行券代表的货币金属价值=流通中需要的货币金属价值/银行券流通总量

二、西方货币需求理论

1.费雪的现金交易数量说

美国经济学家欧文・费雪在其1911年出版的《货币购买力》一书中，对传统货币数量论作了系统清晰的阐述。费雪十分注重货币的交易媒介功能，认为货币是用来交换商品和劳务，以满足人们的欲望，货币最终都将用于购买。因此，在一定时期内，社会的货币支出量与商品、劳务的交易量的货币总值一定相等。据此，费雪提出了著名的数量方程式：

MV=PT

式中，M代表货币数量;V代表货币流通速度;P代表物价水平;T代表交易总量。

费雪分析，V是由制度因素决定，而制度因素变化缓慢，因而它可视为常数。T与产出水平保持一定的比例，大体上也是相对稳定的。因此，费雪认为货币与价格在短期内存在如下所示的函数关系：

M/P=a其中a=T/V

交易方程式虽然主要说明M决定P，但当把P视为给定的价格水平时，交易方程式也就成为货币需求的函数：M=1/V・PT。

2.剑桥学派的现金余额数量说

以马歇尔和庇古为代表的剑桥学派从微观经济学中关于需求的一般理论出发，对货币需求问题进行了研究。庇古认为，行为人持有货币可以随时满足行为人对于交易的需求(也就是交易动机)，因此，货币需求可以根据行为人的效用最大化原则推导出来。由于交易水平与收入水平之间具有稳定的比例关系，货币需求应当与收入水平正相关。剑桥学派认为，在短期内，如果其他情况不发生变化(特别是利率保持稳定)，有如下的货币需求方程式：

Md=k・PY

式中，Md代表货币需求量;k是个常数;P代表物价水平;Y代表总收入;PY代表名义总收入。剑桥方程式表明，实际货币需求由实际收入水平决定，并且与实际水平同比例变化。

3.凯恩斯的流动偏好理论

凯恩斯把行为人对于货币的需求称为流动性偏好，他认为形成流动性偏好是出于以下三个动机：(1)交易动机。指人们为日常交易而持有货币。对这个问题的研究，是对剑桥传统的继承，因为费雪和剑桥学派的理论都假设个人持有货币的动机是因为货币具有交易媒介的功能，可用来完成每日的交易。(2)预防动机。又称谨慎动机，是指为了预防意料之外的情况而产生的持币愿望。它的产生主要因为未来收入和支出的不确定性，为了防止未来收入减少或支出增加这种意外变化而保留一部分货币以备不测。(3)投机动机。是指愿意持有货币以供投机之用。其原因是相信自己对未来的看法，较市场上一般人高明，想由此从中取利，所以愿意持有货币以供投机之用。综上，凯恩斯的货币需求函数如下：

M=M1十M2=L1(Y)十L2(r)

式中，M1代表交易动机和预防动机引起的货币需求，它是Y的函数;M2代表投机动机的货币需求，是r的函数;L是作为“流动性偏好”函数的代号，货币最具有流动性，所以流动性偏好函数也就相当于货币需求函数。

4.弗里德曼的现代货币数量论

美国经济学家米尔顿・弗里德曼认为货币数量论并非关于产量、货币收入或物价的理论，而是关于货币需求的理论，是明确货币需求有何种因素决定的理论。他认为，影响货币需求的因素是多种多样的，他用一个多元函数来表示货币需求，其公式为：

Md=f(p，rb，re，1/P・dp/dt，Y，w，U)

式中，Md代表名义货币需求量，f代表函数关系，p代表物价水平，rb代表固定收益的债券利率，re代表非固定收益的证券利率，1/p・dp/dt代表物价变动率，Y代表恒久性收入，W代表非人力资本对人力资本的比率，U代表反映主观偏好和风尚及客观技术与制度等因素的综合变数。这个货币需求函数被称为现代货币数量论的新解释。

在影响货币需求的多种因素当中，弗里德曼认为各种形式资产总和的财富总额是最重要的变量，但由于财富总额的直接计算比较困难，故以收入来代替。又由于年度收入常受各种因素的影响而经常变化，故弗里德曼提出了恒久性收入的概念，就是所有未来预期收入的折现值，也可以称为长期收入的平均预期值。

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