货币需求论文(精选5篇)
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货币需求论文范文第1篇
【关键词】货币数量论；货币中性；货币需求；货币供给
一、引言
货币数量论划分为古典的与现代的两种。弗里德曼创立的货币数量论叫做现代货币数量论，而弗里德曼以前的货币数量论，称为古典货币数量论。
古典货币数量论认为，从微观角度看，各种商品与要素的价值是由影响它们供求的实际因素决定的。例如商品需求由商品的边际效用决定，而商品供给则由商品的生产成本决定。商品价值即均衡价格由供求共同决定。货币对于商品与要素价值的决定不起任何作用。从宏观角度看，由于市场机制下，具有灵活性的一般价格水平、货币工资与名义利率能够对各种破坏市场均衡的冲击作出及时的反应，保证各种市场持续出清，使宏观经济始终沿着充分就业轨迹运行。因此，一国的GDP主要取决于一国的技术水平、所能利用的要素投入的数量与质量等实际因素，与货币数量的多少没有任何关系。货币仅仅是覆盖在实际因素或真实经济上面的一层面纱而已。货币及其数量的多少只决定商品价格的名称和绝对水平，对产出总量、构成以及各种商品的交换比例没有任何影响，即货币数量与真实经济变量无关，货币在经济体系中呈“中性”。
现代货币数量论认为，货币存量的变化是解释货币收入变化的最主要的因素。私人资本主义经济除非受到起伏不定的货币数量变化的干扰，否则是内在稳定的。货币数量的变化，在短期，主要影响价格水平，也会影响实际收入，即短期菲利普斯曲线以比较陡峭的形式向右下方倾斜；在长期，货币数量的变化，仅仅影响价格水平，对就业与产量没有任何影响，即长期菲利普斯曲线在自然失业率处是垂直的。
二、古典货币数量论
（一）古典货币数量论的基本观点
古典货币数量论是关于货币流通量与一般价格水平之间数量关系的理论。它的基本论点是：商品的价格水平和货币的价值是由货币数量决定的。如果其他因素（商品数量、货币流通速度等）不变，则商品的价格水平与货币数量正相关，货币价值与货币数量负相关。这种完整的思想体系由英国著名的哲学家、历史学家和经济学家大卫·休谟在1752年创立，但我们现在提及的古典货币数量论却直接来源于英国的马歇尔、庇古和美国的欧文·费雪的相关文献。
（二）欧文·费雪的交易方程
欧文·费雪在1911年出版的《货币的购买力》一书中，对古老的货币数量论作了系统深入的论述。他在该书中提出了如下的交易方程式：MV=PT。其中，P为一般价格水平，T代表社会一定时期的实际交易量。M为货币数量，V是单位货币的流通速度，或称之为货币周转率，等于名义交易量与货币存量的比率，即：。
费雪认为，交易量T的多少与以下四个因素正相关：第一，技术发展状况与可供利用的资源的开发程度；第二，分工或专业化程度；第三，商业信心；第四，消费者的消费欲望。
（三）剑桥方程
英国著名经济学家庇古在1917年发表的《货币的价值》一书中提出了剑桥方程。庇古明确区分了货币需求（）与货币供给（M）。剑桥方程式是关于货币需求的理论。货币需求是从商品购买者的角度下定义的：消费者为了满足能够随时购买商品的需要，自愿将不能生息的货币保存在身边。
三、现代货币数量论
（一）货币数量论首先是货币需求理论
虽然古典货币数量论是关于货币数量和一般价格水平的一套理论，但弗里德曼认为，旨在说明名义收入变动的现代货币数量论首先是一个关于货币需求的理论，而不是一般价格水平或货币收入理论。这是因为：
第一，真实产量水平是个比较稳定的因素，名义收入的变动主要来自物价的变动。而物价的变动纯粹是一种货币现象，根源于货币供给与货币需求相互作用的结果。因此，要解释物价水平或名义收入的变动，必须将货币需求与货币供给结合起来加以说明。
第二，货币供给量是由货币当局决定的外生变量，在理论分析方面没有实质性意义，故分析的重心就自然的落到货币需求函数上。
所以，在弗里德曼看来，要解释物价水平与名义收入的变动，首先必须考察货币需求函数的性质。
（二）个人货币需求函数
弗里德曼认为，人们通过选择最优资产组合来决定自己对货币的需求量。财富由货币、债券、股票、耐用消费品与人力资本5种资产构成，货币是财富的一种表现形式，是5种资产中的一种。因此，货币的职能不仅包括交易媒介，而且还包括储藏手段。各种资产的边际收益率具有递减的趋势。財富在各种资产形式中的最优分配，要求各种资产的边际收益率相等。因此货币需求理论，实际上是经济主体关于选择最优资产组合的理论。显然，表示价格与货币收入的单位发生变化时，对货币需求量的计量单位也会发生相同的变化。
（三）影响个人真实货币需求量的因素
第一，货币需求与财富总额正相关。财富总额（）包括人力财富与非人力财富两大类。
第二，货币需求与非人力财富在财富总额中的比重（w）负相关。这是因为，人力财富不易变现，例如对劳动的需求降低时，就很难将人力财富变为收入。因此，若w下降，即人力资本在财富中的比重增大，为了对人力财富难以变现的情况做好准备，人们对货币的需求将增大。
第三，货币需求与与各种非人力财富的预期名义报酬率负相关。
第四，其他因素。
（四）货币需求函数的稳定性
货币需求函数稳定性的原因有以下几个：
第一，作为财富总代表的真实持久收入是影响货币需求的最重要因素。
第二，第二，财富的构成比例在一定时期内也是相当稳定的。
第三，货币收益率、债券收益率以及股票收益率对货币需求的影响可以归结为市场利率对货币需求的影响。
第四，预期通货膨胀率在短期也几乎是不变的（适应性预期）。
第五，人们对各种资产的偏好往往既定不变。
如果真实货币需求与真实持久收入及其他变量之间的关系是稳定的，在货币需求与货币供给（货币供给取决于货币当局，与货币需求函数中的因素无关）的决定无关条件下，那么，名义收入的变动必然主要来源于货币供给量的变动。
（五）货币数量对货币收入的影响
弗里德曼认为，货币数量是决定货币收入的主要因素。
弗里德曼认为，货币供给的变动最初对收入没有任何影响，而是对现有资产（股票、债券与耐久与半耐久消费品等实物资产等）的边际收益率发生影响。一旦各种资产的边际收益率不相等时，追求最大效用的个人便会在不同资产之间重新分配财富。假设在初始均衡状态下，财富在各种资产间的分配处于最优状态，各种资产的边际收益率相等。现在，货币管理当局在公开市场上购买债券，公众持有的货币量便增加，导致货币的边际收益率下跌，人们会增加非货币资产购买。引起非货币资产价格上升和利率降低，进而刺激新资产的生产即真实投资的增加，最终导致真实收入增加。这是货币数量增加在短期的影响。在长期，货币数量的增加，则仅仅表现为一般价格水平的上升。
四、现代货币数量论与古典货币数量论的区别
现代货币数量论与古典货币数量论的区别主要有以下几点：
第一，传统货币数量论中的货币只有媒介职能，没有储藏职能。而现代货币数量论中的货币还具有储藏手段的职能。
第二，传统货币数量论中的收入是现期实际收入，而现代货币数量论中的收入是持久实际收入。
第三，传统货币数量论在假定充分就业前提下，由于收入与货币流通速度不变，故货币数量与一般价格水平同比例变动。而现代货币数量论不以充分就业前提，认为货币数量的变动会直接影响货币收入的变动，这种变化在短期内既表现为价格的变动，也表现为产量的变动。只有在长期内，才全部表现为一般价格水平的变动。
参考文献：
[1][英]布赖恩·斯诺登，霍华德·文，彼得·温纳奇克.现代宏观经济学指南——各思想流派比较研究引论[M].北京，商务印书馆，1998.
货币需求论文范文第2篇
关键词：土地资本化；货币需求；金融深化；弗里德曼；存量要素
一、引言
资本是运动的并不断改变形式，同时在运动中不断增值，而资源是静态的，在静态中它不会增值；资源要增值必须运动和改变形式，而这就是资源资本化的过程。所谓土地资本化，就是土地资源转变成可以运动并增值的土地资本，具体地说，土地资本化是土地财产权利流动化的过程。土地最早是以资源的形态存在的，当土地能够带来收益，而且具有稀缺性，从而被人们当作财产占有的时候，土地就由资源转化为资产，当土地市场出现后，土地资产的各种财产权利在市场中进行交易，并且能够给所有者带来预期收益，产生增值，这时土地资产就转化为土地资本。因此，土地资本具有二元性，其兼具土地的物质形态和价值形态，只有在运动之中土地资本才有存在的空间。在中国市场经济和金融深化背景下，土地资本化实际上就是存量要素货币化的过程。陈仲常等（2006）认为在计划经济向市场经济转型过程中，要素市场的培育使得土地、资产等非流通的生产要素上市流通，这是我国金融业不断深化的主要解释变量；在货币供给量不变的前提下实体经济与虚拟经济存在此消彼长的关系；转轨时期当局的货币政策应当考虑实体经济、培育金融市场与要素市场三个方面的货币需求。在货币需求函数方面，谢富胜等(2000)用回归的方法对我国货币需求函数进行实证分析，证实了货币需求存在利率弹性以及证券资产需求对货币需求的影响；高云峰(2006)则以金融改革和发展为背景，从经典货币需求理论分析出发运用协整检验和误差校正模型对我国货币需求的稳定性问题展开研究。可以看出，虽然理论界对货币函数进行了大量的讨论和研究，但是目前还没有将土地资本化作为一个自变量来研究货币函数。本文根据弗里德曼的货币需求的基本形式，将土地资本作为其中一个代表变量构建数学模型，并提出相关的模型检验和优化方法。
二、土地资本化对货币需求的影响
1956年，芝加哥学派的代表人物弗里德曼发表了《货币数量论—一种新的阐释》一文，文中提出了现代货币数量说，他认为货币需求决定于三项重要因素：以各种形式持有的财富量；持有货币的机会成本；持有货币给人们带来的效用。据此推导出货币需求函数为：
M＝f（P，rb，re，■·■，Y，ω，U）
其中，M表示名义货币需求量，P表示物价水平，rb表示固定收益证券的利率，re表示非固定收益证券的利率，■·■表示物价变动率，Y表示恒久性收入，ω表示非人力资本对人力资本的比率，U表示其他因素，如主观偏好和制度性因素等。
跟据上面的理论，结合我国居民对货币需求的实际情况，选择合适的变量来构造我国居民的货币需求函数模型。
（一）基本模型
1.广义的货币供给量M2。凯恩斯主义的流动性偏好理论认为货币的需求量不仅包括传统货币数量论提出的实体经济所需的货币量m1(交易和谨慎需求)，还包括投机需求所要求的货币量m2，即：
M＝m1+m2=L1（Y）+L2（r）
其中，M为货币总需求，Y为收入水平，r为利率水平，L1表示货币的交易和预防需求，L2表示货币的投机需求。随着我国市场经济改革的逐步深入，土地市场逐步建立和完善，金融深化的趋势愈加明显，土地等存量要素的货币化已经开始。如果我们假设存量要素交易带来的货币需求为m3（m3是一个和宏观经济发展密切相关的变量），则改进的凯恩斯货币需求函数为：
M＝m1+m2+m3
其中，m1可以看作是实体经济所需要的货币量，m2可以视为金融市场所需要的货币量，m3是要素市场的货币需求。依照我国目前的实际情况，m3除了包括土地市场的货币需求，还应该包括非流通股转为流通股的需求。按照我国目前货币需求量层次指标体系，选取M2作为名义货币需求量比较符合实际。这是因为，M2与经济活动关系的密切程度高于M1，不管其结构如何变化，总量是相对稳定的，尤其是它在短期内的波动主要取决于银行系统的贷款规模，取决于中央银行货币政策的松紧，因而可以和央行的货币政策在方向上保持一致。
2.消费品零售总额Y和股市成交额SM。选取Y是因为在考虑到数据的可得性的基础上，利用居民消费水平更能反映出居民把货币作为交易媒介的规模要求，其在一定程度上，可以作为m1的代表变量。市场经济改革以来，我国的股票市场的发展和扩张同样对货币需求产生了不可忽视的影响，SM是一个描述货币流量的指标，相比股票市值等存量指标更具有代表性。SM的计算表达式为：
SM＝股票价格×股票成交量
SM在一定程度上反映了金融市场的货币需求m2。综合Y和SM可以代表弗里德曼货币函数的物价水平P和恒久性收入。
3.预期通货膨胀率EI。在现实生活中，理性的人们往往根据过去的经验和对信息进行搜集、选择和分析的基础上做出决策。当预期通货膨胀率增加时，居民更愿意放弃持有货币，而购买实体商品，减少和规避通胀风险；当预期通胀率降低时相反。这样，人们决策的结果对货币的需求的造成影响。市场经济越成熟，居民的受教育程度越高，其行为就越理性，预期对货币需求的影响就越大。■·■表示物价的变动率，用EI能够较好的表达该因子对函数的影响。根据实际情况，滞后前几期的通胀水平对人们的预期影响较大，本文选取滞后i期的通胀率作为代表变量。
4.一年期定期存款利率R。西方发达国家的市场经济已经非常成熟，金融机构完善，居民的投资渠道广泛。但是，对于中国来说，目前的金融市场发育还很不完善，普通居民的理财渠道还很有限，目前仍然主要是通过银行存款取得利息。因此，用R作为代表变量来表示rb和re的持币机会成本比较符合实际。并且，我国的存款利率水平由央行规定，各种期限的利率差别不大，为了方便，可选取一年期利率作为代表。
5.非人力资本对人力资本的比率W。考虑到数据的可得性，选取全社会固定资产投资总额FA作为非人力资本的代表变量，选取就业人数EF作为人力资本的代表变量。则W的表达式可近似表达为：
W=FA/EF
6.土地成交金额LA。土地市场化改革是土地交易逐渐得到普及，其过程必然催生新的货币需求，将其作为货币需求函数一个代表变量符合中国国情。
为了能够体现变量百分比变化之间的关系，得出自变量与因变量之间的弹性系数，也为了减少模型的异方差性，本文对规模变量取对数处理，建立的货币需求函数的一般形式如下：
ln（M2）＝c+a1ln（Y）+a2ln（SM）+■nt-i（EI）t-i+a3R+a4W+a5ln（LA）+ξ（1）
其中，c表示常数项，a1、a2、a3、a4、a5分别表示各自变量对因变量的弹性系数，（EI）t-i表示以第t年为基期滞后i年的通货膨胀率水平，nt-i表示其对应的系数，ξ表示影响货币需求的其他因素。
（二）模型的检验方法和优化
式（1）作为货币需求函数的一般形式，在不同的社会一般会有的不同的表现形式。因此，在进行实证分析的情况下，必须对各项系数和函数整体做统计检验，在一定的显著性水平下，将没有通过显著性检验的变量剔除，重新进行线性回归，如此反复进行，直到确定函数的具体形式。同时，由于大部分时间序列是非平稳的，为了防止“伪回归”现象的出现，还要同时进行平稳性和协整检验。在有些情况下，为了验证自变量和因变量之间是否存在统计上的因果关系，还要进行格兰杰因果分析。
利用模型（1）进行实证分析结果的准确性，除了相关数据的准确性外，还和一个地区的实际情况密切相关，在不同的国家和地区，代数式■nt-i（EI）t-i的具体表达形式可能会千差万别，这和人们的心理预期密切相关，而人们的预期又取决其他很多因素。在市场经济改革中，我国还存在着大量的非流通股，实现非流通股流动化和建立土地市场是相似的，其本质都是实现存量要素的货币化。因此，在合适的条件下，将非流通股交易量纳入货币函数在理论上可以进一步优化模型。此外，优化模型还要注意科学选取数据，我国进行土地市场化改革是在上世纪90年代末，随着我国城市化进程加速和住房制度的改革，房地产市场逐渐繁荣，土地的出让方式逐步走向市场化，其稀缺性开始通过市场价格加以体现。
三、结论与对策
在土地市场不断发育的过程中，原来的土地要素成为土地资本被不断地通过流转过程释放出来，该过程在促进经济发展的同时，也影响着货币的需求。在信用货币时代，货币的发行量关系着国计民生，因此在存量要素货币化的过程中，货币当局正确的举措具有举足轻重的地位。
第一，在市场经济不断发展的过程中，凯恩斯的流动性偏好理论除了包括实体经济增长和金融市场的货币需求，还应该包括要素市场所需要的货币增长。因此，目前我国的一个扩展的货币需求方程式应表达为M=m1+m2+m3。土地资本化的货币需求构成m3的一部分。经济转轨时期制定货币政策应当综合考虑实体经济、金融市场和要素市场三个方面的货币需求。如果货币当局仍以传统的货币数量论为基础，只盯住实体经济进行调控，可能会导致通货紧缩，进而引起经济衰退。
第二，根据建立的货币需求函数模型：ln（M2）＝c+a1ln（Y）+a2ln（SM）+■nt-i（EI）t-i+a3R+a4W+a5ln（LA）+ξ，通过实证分析可以得到土地资本化对货币需求的弹性系数a5，货币当局可以以此作为参考指标，从而制定合理的货币政策。
第三，持续关注制度等变量的影响。在模型中本文用表示其他因素对货币需求的影响，制度变量是经常变化的，并且制度变量对货币需求的影响是不同于其他变量的，在旧的制度钝化的情况下，要持续关注新的制度变量对我国货币需求的影响。本文在模型优化的思路中曾提到非流通股的问题，这实际上就是计划经济在向市场经济转型的过程中所产生的对货币需求构成影响的变量。
第四，提高货币政策的预见性，完善货币需求体系。货币政策作为宏观调控的主要手段之一，管理层根据客观经济形势相应地采取带有预见性货币政策，这对平稳经济发展及降低因货币政策的模糊性对经济的短期冲击有重要作用。此外，还应进一步完善我国的货币需求体系，提升金融产品创新能力，提高利率市场化程度，疏通利率传导渠道，使利率对实际货币需求的调节作用得以发挥，使我国的货币需求更加健康、稳定。
参考文献：
1.陈仲常,杨祥,丁从明．中国转轨时期的存量交易与货币需求—基于股票、土地市场的实证研究[J]．当代财经,2006．
2.邹裔忠．我国居民货币需求变化的实证分析[J].武夷学院学报,2011．
3.谢富胜,戴春平．中国货币需求函数的实证分析[J]．金融研究,2000(1).
4.高云峰．金融发展中的货币需求稳定性研究[J]．数量经济技术经济研究,2006．
5.易纲．中国金融资产结构分析及政策含义[J]．经济研究,1996．
货币需求论文范文第3篇
【关键词】经济转型；开放条件；货币需求函数
一、引言
在现今社会市场经济快速发展的背景下，货币供应量是我国货币政策主要的中介目标，而在实践发展过程中稳定的货币需求函数则是货币政策实施的先决条件。同时，从货币需求函数中可准确推算出货币扩张与资金收入、人民币内外汇率、利率、价格之间的影响规律。因此，对基于经济转型与开发条件下货币需求函数的研究，对我国货币政策的有效实现具有重要价值。
二、货币需求函数的简述
货币需求函数是指货币需求与影响货币需求的变量因素的一种关系式，在货币需求函数中通过有效评估货币需求的变量因素，并对其变量因素以及函数程序作出相应的假设，可有效的反映出货币需求与经济变动之间的关系。
通过学习与研究可知，货币需求函数最初是一种关于货币需求的方程式。最为人熟知的是由弗里得曼所提出的货币需求函数方程式“M=？（P，Rd，Re，P/P，W，Y，u）”其中P主要代表价格标准；Rd代表债券；而Re则代表股票预期收益效率；其中P/P表示通胀率；W则表示为非人力财富与人力财富所占有的比例；Y代表永恒收入；u表示影响货币需求的其他不确定性因素。从而可见，弗里得曼在此将货币看成了一种资产形式，弗里得曼认为货币需求函数是维持资产财务的一种形式。随着时代的发展，货币需求函数相继出现了不同的方程式，例如，凯恩斯依据货币动机推测的“物价方程式”；麦金农基于发展中国家货币需求发展的“货币需求函数式”等等。
三、基于经济转型与开放条件下的货币需求函数的研究分析
1.基于经济转型与开放条件下货币需求函数的研究意义
货币需求作为经济研究中宏观经济货币理论的基础内容，不仅诠释了货币与经济之间的关系，也对我国货币政策的实施与制定具有重要联系。而货币需求函数作为货币需求研究分析的重要关系式，其稳定性的探索已成为现今宏观经济理论与货币政策实践的重要研究课题。随着改革开放的发展以及我国经济体系的转型，我国金融体系的市场经济得到了不断的革新与发展。在此发展背景下，尤其是在我国汇率与利率的制度革新，已切实改变了我国货币政策的实践条件。由“稳定的货币需求函数是货币政策中介目标的前决条件”可知，对基于经济转型与开放条件下的我国货币需求函数的研究具有重要的研究价值。
2.建立动态模型进行分析研究
通过学习与对资料的研究分析得知：货币政策所具有的调控能力以及对货币目标的设定权利具有一定的权威性，但在实际发展中存在一定的局限性。同时，在学习中了解到，维持货币的供求平衡是货币政策的基础内容，而货币需求又是货币供求平衡的重要决策条件，那么经济转型与经济开放发展环境下的货币政策的改革是否会影响到货币需求函数的稳定性，已成为现今众多学者研究的课题。笔者通过对文献资料的研究分析得知，自改革开放以来，市场经济全球化、迅速化的发展趋势，促使我国经济体系发生了重要的变化，经济转型对货币需求函数也产生了重要的影响。与此同时，实践结果与研究理论证明：经济转型与制度变革与货币需求函数之间存在着一定的关联性。基于此，笔者通过建立货币需求动态模型，在经济视角上，探究了经济转型与货币需求之间的具体联系。
所谓的动态建模方法主要是通过研究和分析，对数据生成过程中产生的各种关系进行不断的简化，并在基于反复检查和确认的基础上，实现动态建模过程中的设计明朗性、操作规范性、随变量意选取性的效果。资料研究证明，通过有效地运用动态建模方法对货币需求的理论方程和实践中所产生的数据进行分析与评估，有利于深化探讨经济理论的实用性，也有利于总结和掌握实际经济运营的规律性，
同时也有助于针对货币需求函数发展稳定性与均衡性的优化调整。此外，在动态建模过程中应注意理论数据是其相关的实际数据之间的对应性，从而确保分析推算的准确性。通常我们所研究的货币需求函数主要是在基于经济学基础上，从交易需求角度和有价证券平衡法角度，建立的理论模型。动态理论建模方法采用的模型一般是LnM=？（LnY，LnP，Rd，Rf，Rl）的通用模型（M―货币需求、Y―规模变量、P―物价水平、Rd―利率、Rf―制度变量、Rl―软约束存贷比、函数？―参数线性函数）。在此基础上，通过进一步研究，得出货币需求关系的制度分析模型（***、**、*分别代表1%、5%、10%）：
经过实践研究与分析最终得出：基于经济转型与开放条件下的货币需求函数稳定性的特性是不变的，因此，可有效的实施中国货币政策，从而促进经济稳定发展。
四、结论
总而言之，在我国经济转型发展与开放条件下，我国金融体系发生了巨大的变革，从而在一定程度上影响了我国货币需求函数机构的稳定性，并对我国货币政策的实施产生了阻碍。因此，在基于经济转型与开放条件下的发展环境中，根据我国市场经济体系变革以及宏观经济实际发展情况，对我国货币需求函数进行分析与研究是有效的实施货币政策的必然趋势。
参考文献：
[1]肖卫国，王光源，刘杰. 转型时期中国货币结构函数的实证研究――基于货币职能的理论视角[J].武汉大学学报（哲学社会科学版），2015，01：32-37.
货币需求论文范文第4篇
关键词：人民币国际化；货币替代；替代弹性
中图分类号：F8326；F224 文献标识码：A
文章编号：1000176X（2016）01005608
一、引言及文献综述
自2014年以来，中国经济增长持续疲软并伴随着美国经济复苏及美联储退出宽松货币政策，造成人民币对美元汇率面临巨大的贬值压力。2014年人民币即期汇率贬值27%，这是人民币自2005年汇率机制改革以来首次出现真正意义上的年度贬值。从供求面来看，2014年下半年开始，中国金融机构外汇占款余额减少和商业银行结售汇出现逆差，均表明人民币外汇市场供求格局正在出现深刻变化：市场对于人民币需求在不断下降，而持汇意愿随之上升。当前人民币汇率市场化形成机制已初步完善，人民币已经逐渐告别长期以来单边升值预期模式，进入了双向波动预期的“新常态”。未来随着人民币可自由兑换度的提升，当人民币面临贬值预期压力时，容易导致人民币大规模被美元替代，造成人民币国际化逆转并引发货币危机。因此，基于“新常态”背景来进行人民币货币替代研究，对于中国积极稳妥地推进人民币国际化、防范货币替代风险有着重要的理论和实践意义。
当前关于人民币货币替代（人民币被美元替代）的研究大多关注以下两个方面：第一，关于货币替代的动因研究。这类研究多是从交易成本、汇率及汇率贬值预期、国民收入、通货膨胀、货币和金融资产利差等因素来研究对货币替代的影响，如范从来和卞志村[1]认为，人民币被美元替代的主要影响因素是人民币贬值、国内通货膨胀以及本外币利差等。李富国和任鑫[2]认为，人民币货币被美元替代的决定因素还包括国民收入水平和一些制度性因素。岳意定和张琦[3]基于Koyck适应性预期理论构建了人民币货币替代模型，研究了国民收入水平、本外币名义利差、本币实际汇率水平以及制度性因素等对于人民币货币替代的影响机制。第二，货币替代对于国内宏观经济的影响研究，大多集中于货币替代对人民币有效汇率及央行货币政策有效性的影响两方面，如巴曙松和吴博[4]，张荔和张庆君[5]等认为货币替代率会显著影响着当地货币的有效汇率及其波动率，造成本币贬值并容易引发货币危机。还有学者如陶士贵[6]，何国华和袁仕陈[7]等认为货币替代容易造成国际通货膨胀传递至国内，从而显著影响国内货币政策实施的独立性和有效性。
现有人民币货币替代研究存在以下两方面的缺陷。第一，缺乏人民币货币替代形成机制的理论研究。第二，缺乏人民币货币替代趋势研究。国外关于货币替代形成机制的研究相对成熟，代表性研究包括货币服务理论（Money Services Approach）和资产组合理论（Portfolio Balance Approach），这两种方法基于不同的假设前提来构建货币需求函数。其中，货币服务理论认为，货币替代的产生通常由于公众出于交易支付和结算等目的将持有的本币置换为外币，从而外币在货币职能方面部分地取代本币，如Corrado[8]基于货币服务理论构建了小型美元化开放型经济中的货币替代模型，研究了乌拉圭和柬埔寨美元化趋势及对于宏观经济的影响，研究结果表明美元化程度越高，越有利于投资者抵抗当地通货膨胀风险，货币服务水平也就越高；但是高货币替代程度导致公众对于持有本币的信心不足从而容易导致汇率风险。Heimonen[9]基于CES货币服务模型研究了爱沙尼亚地区欧元替代美元的可行性，研究结果表明，由于存在货币网络外部性和棘轮效应（Ratcheting Effect）等因素，短期欧元对于美元的替代存在刚性；而从长期来看，欧元对美元的替代进程是可逆的。而资产组合理论将货币作为公众手中持有的一种资产，认为公众为了使自身财富或效用最大化，对持有的本外币货币资产进行组合从而引发货币替代，如Civcir [10]基于资产组合理论构建了实际货币需求函数，研究了土耳其利率、国民收入、通货膨胀率和预期汇率之间的关系。其研究结果表明，实际货币需求方程中，通货膨胀率及实际收入对于实际货币需求的短期影响小于长期影响，而汇率预期对于实际货币需求有显著的负向作用，这说明土耳其市场存在明显的货币替代问题。Freitas等[11]基于个人投资者不能持有外币债券的假定，构建动态最优化模型研究了拉美地区的美元化现象，其研究结果表明，货币替代和资产替代难以区分，因此在本币实际货币需求函数中，汇率贬值预期的符号为检验货币替代存在与否提供了一个有效的检验方法，其研究结果表明，哥伦比亚、多米尼加等国存在显著的货币替代现象，而巴西和智利的货币替代则不明显。Adom等[12]同时考虑到了资本流动和货币替代对于货币需求的影响，基于资产组合理论通过构建实际货币需求协整方程研究了非洲八个国家的货币替代现象，并通过检验协整方程中汇率变量的系数及显著性来判断货币替代是否显著存在。
在上述货币替代机制的研究基础之上，一些学者通过测算货币和其他流动性资产（准货币或外币）的替代弹性来研究价格对于货币替代的影响机制，如石建勋和易萍等 [13]、石建勋等[14]分别基于贸易和投资视角将人民币作为强势货币，估计了东亚地区的人民币货币Allen替代弹性（AES），比较了人民币在不同国家之间货币替代程度的差异，从货币替代视角就人民币区域化战略进行了比较系统地研究。 Blackorby和Russell [15]认为，AES不能明确解释货币需求比变化对价格变化的反应，因此基于AES测算货币净替代弹性时往往显得不足。Koetse等[16]认为，Morishima替代弹性（MES）能够有效考察单一要素价格变动所导致的相对要素需求的变化，属于单价格两要素弹性，而Sharma等[17]将MES应用于货币替代的研究，通过构建McFadden函数测算了亚洲六国货币、准货币与美元的MES，研究认为MES可以充分描述货币需求比对货币价格变化的反应程度，可同时从质与量两方面评估货币价格比变化所导致的货币需求份额的变化，其研究结果表明，亚洲六国的本外币存在Morishima互替关系，并且本外币价格变动对于本外币相对需求的影响程度是不同的，外汇市场和货币市场波动造成了货币替代程度的上升。同样，Sharma等[18]测算了瑞士货币和准货币的MES，研究表明，瑞士的货币和准货币资产存在互替关系。类似的研究还包括Drake和Fleissig [19]基于傅里叶灵活函数（Fourier Flexible Form）并采用半非参数（Semi-Nonparametric）方法估计了欧元区公众持有的欧元货币、准货币资产和英镑之间的MES。其研究结果表明，下降的交易成本和欧元区政策趋同是导致货币替代的重要原因。Jones等[20]测算了美国货币市场上各种货币资产的MES，其研究结果表明，联邦基准利率的调整会显著改变公众对于各货币资产的使用成本，而受到联邦基准利率变动的影响，交易型货币资产及储蓄存款对于定期存款的替代程度要高于其对于货币市场共同基金的替代程度。Serletis和Feng [21]采用半非参数方法估计了加拿大货币市场中美元和加元的MES，其研究结果表明，加拿大市场上美元和加元是MES互补关系，并且加拿大应当继续实行浮动汇率机制，而不是和美国形成一个货币区。Fleissig和Jones [22]研究了1991―2012年美国商业扩张计划（Retail and Commercial Sweeping Program）对于各货币资产的MES变动的影响机制。研究表明，商业银行基于扩张计划会调整货币存款的类型，而基于调整过后的数据得到的货币、活期存款和支票存款之间的货币替代弹性要远高于调整前的替代弹性。
本文借鉴Sharma等[17]和石建勋和易萍 [13]、石建勋等[14]的研究思路，根据流动性不同将人民币分为货币和准货币，对2001―2014年人民币货币、准货币和美元的货币替代弹性进行测算，并基于替代弹性对人民币货币替代趋势进行研究。研究有助于我们对货币替代弹性的影响机制有着更加清晰的理解，有助于制定针对性政策，积极预防和监控人民币货币替代风险，加速推进人民币国际化进程。与现有文献相比，本文的贡献主要体现在：第一，提供了一个新的研究视角，通过测算货币替代弹性对人民币货币替代趋势进行研究，可以有效避免传统指标法难以对境内实际外币需求做出精确估计这一难题，大大提高货币替代趋势研究的精确度。第二，根据货币流动性不同将研究样本扩大为人民币货币和准货币，研究了不同流动性的人民币和美元相对价格变动对货币相对需求变动的影响机制，其研究结论更具有一般性。同时也是对当前人民币货币替代的研究进行了验证和补充。第三，本文在估计系数矩阵时采用了特征值限定，保证了货币成本函数对于价格的全局凹性，这种方法更加简洁并便于操作。
二、模型设定和数据说明
1模型设定
本文基于货币服务理论，通过构建人民币和美元货币需求函数对人民币货币替代弹性进行测算，研究货币价格对于货币替代弹性的影响机制，并对人民币货币替代趋势进行研究。
首先，根据货币资产流动性的不同，将人民币分为货币和准货币，其目的在于研究具有不同流动性的货币资产的替代机制及替代趋势。假定境内货币服务y是货币资产mi和交易技术指数T的函数：
y=f（m1，m2，m3，T）（1）
其中，m1表示人民币货币，m2中国持有的美元资产，m3表示人民币准货币。T表示交易技术指数，以反映货币交易的制度性成本。货币使用量越大（mi越高），交易制度性成本越低（T越高），货币提供的货币服务也就越高。由于要素成本函数对偶于支出函数，根据Shephard引理，货币成本函数对货币价格求偏导可以得到货币需求函数。本文借鉴Diewert和Wales[23]的研究结论，假定货币成本函数采用广义对称McFadden函数形式：
C（P，y，T）=12×P′SPθ′Py+y∑3i=1biipi+∑3i=1bipi+∑3i=1biipi+Ty∑3i=1bitpi+btT∑3i=1αipi+byyy2∑3i=1βipi+bttT2y∑3i=1γipi （2）
其中，货币成本C是价格向量P、货币服务y和交易技术指数T的函数；价格向量P=（p1，p2，p3）′，pi表示货币资产mi的价格；系数矩阵S=（sij）3×3是一个对称半负定矩阵，且对于S任意第j列（j=1，2，3），∑3i=1sij=0，这样的限定是确保成本函数对于货币资产价格是一个全局凹函数。对货币成本函数关于价格求偏导，可以得到各个货币资产的需求函数：
mi=C（p，y，T）pi
=12[（∑3i，j=1pipjsij）（yw）]/pi+ybii+bi+Tybit+btTαi+byyy2βi+bttT2yγi（3）
其中，w（θ，P）=θ′P=θ1p1+θ2p2+θ3p3。由于矩阵S=（sij）3×3是一个3×3的对称半负定矩阵，可改写为：
S3×3=s11s12s13s21s22s23s31s32s33
=s11s12-s11-s12s12s22-s12-s22-s11-s12-s12-s22s11+2s12+s22（4）
借鉴Sharma等[17]的研究结论，假定bt=btt=byy=1，因此人民币货币、准货币和美元的需求方程组可以简化为：
m1={s11[p1-p3w-θ12（p1-p3w）2]+s12[p2-p3w-θ1w2（p1-p3）（p2-p3）]
-s22[θ12（p2-p3w）2]}y+b11y+b1+
b1tTy+α1T+β1y2+γ1T2y（5）
m2={-s11[θ22（p1-p3w）2]+s12[p1-p3w-θ2w2（p1-p3）（p2-p3）]
+s22[p2-p3w-θ22（p2-p3w）2]}y+b22y+b2+b2tTy+α2T+β2y2+γ2T2y（6）
m3={-s11[p1-p3w-θ32（p1-p3w）2]-s12[p1+p2-2p3w+θ3w2（p1-p3）（p2-p3）]
-s22[p2-p3w-θ32（p2-p3w）2]}y+b33y+b3+b3tTy+α3T+β3y2+γ3T2y（7）
其中，w（θ，P）=θ′P=θ1p1+θ2p2+θ3p3，表示价格向量和伴随向量的内积；m1，m2，m3分别是三种货币的货币需求方程。基于货币需求方程组可以估计出三种货币需求的MES：
MESij（y，p）=ln（mi/mj）ln（pj/pi）
=eij（y，p）-ejj（y，p）（8）
其中，eii为货币资产mi的自价格弹性，eij为mi和mj的交叉价格弹性。当eij0时，mi和mj互替。MESij为资产mi和mj的Morishima替代弹性，当MESij>0时，说明mi和mj存在Morishima 互替关系，即mj的价格变动使得mi和mj的相对价格pi/pj上升，导致mi和mj的相对需求mi/mj下降。同样，如果MESij
2数据说明
本文收集了境内外相关季度数据和月度数据，时间跨度是从2000年1月至2015年6月。数据来源为央行数据库、iFind数据和美国财政部网站等。具体来看：
（1）使用GDP当季值（单位：万亿人民币）来表示货币服务y。由于GDP当季值存在较为严重的季节性因素，本文采用X12季节调整法消除GDP序列的季节要素。此外，GDP当季值只有季度数据，由于自由度的原因，本文对GDP序列进行Quadratic-Match-Average处理将其变成月度数据。
（2）使用狭义货币供给M1来表示人民币货币m1；使用中国持有的外汇储备表示中国对于美元的需求m2；采用广义货币供给和狭义货币供给之差M2-M1来表示人民币准货币m3。其中，使用外汇储备表示美元需求是因为中国采用强制结售汇制度，外汇储备较为真实地反映了人民币外汇市场上对外币的需求，而且美元占了外汇储备中绝大部分比例，因此，笔者认为外汇储备变动可以有效反映中国对美元的实际需求。m1、m2和m3的单位均为万亿人民币。
（3）使用趋势项来反映交易技术指数T。交易技术指数越高，货币在持有和使用过程中的制度性成本也就越低。随着时间的推移，中国金融市场开放程度不断提升，制度易成本会逐渐降低，因此用趋势项反映技术指数是合理的。
（4）使用货币名义利率来反映货币资产的价格：
pit=11+rit（9）
其中，rit是货币资产mi在t期的名义利率（单位：%）。r1为隔夜浮息基准利率，反映人民币货币名义利率；r2为经过汇率调整的3个月美债平均收益率；r3为3个月浮息基准利率，反映人民币准货币的名义利率。名义利率越高，货币资产价格越低，因此，pit还可以看成持有货币mi在第t期的机会成本。
（5）伴随向量θ=（θ1，θ2，θ3）可看成是货币需求方程中三种货币资产的比重，本文假定伴随向量中的元素θi为货币资产mi的样本均值E（mi）。
综上，相关变量具体统计信息如表1所示。
表1各变量统计信息
变 量均 值最大值最小值标准差偏 度峰 度
y7940 18568 2128 4649 0479 1845
e7335 8267 6038 0870 -0146 1302
m117030 35610 4468 10050 0390 1635
m211518 24822 1290 8125 0176 1500
m335307 97730 7465 26047 0841 2449
r12264 6641 0814 0794 1158 7506
r21805 6356 0011 2004 0849 2305
r33697 6454 1380 1214 0157 2151
三、经验分析
1货币需求方程组系数估计
由于方程组各方程间的残差可能会存在异方差和同期相关的问题，所以本文采用似不相关回归（SUR）来估计方程组的系数。SUR将所有变量全部作为内生性变量进行联合估计，一定程度克服了变量间的内生性问题，保证了估计结果的一致性和有效性。而对于系数矩阵S对称半负定的限定，Sharma等[17]的做法是对估计出的系数矩阵进行检验，对不满足半负定条件的矩阵做Cholesky分解，并重新估计系数矩阵，处理过程相对繁琐。本文在估计方程组系数的同时加入了特征值限定，使矩阵S满足半负定的要求，从而保证货币成本函数对于货币价格全局凹性，这种方法相对简洁并便于操作。用特征值限定系数矩阵，采用SUR可以估计出货币需求方程组的系数及标准差，具体如表2所示。
基于方程组的估计结果可以测算出人民币货币、准货币和美元的货币需求自价格弹性和交叉价格弹性。下文列出了三种货币需求自价格弹性和交叉价格弹性的最小值、平均值和最大值信息，具体如表3所示。
从表3可以看出，2001―2014年m1、m2和m3三种货币资产的自价格弹性均为负且绝对值小于1，说明三种货币均缺乏弹性：货币价格上升1%导致货币需求下降的幅度小于1%。从弹性均值来看，|e11|=0062说明人民币货币对于价格变动缺乏弹性，这可能是因为狭义货币M1的变动主要是因为企事业单位存款变动所致，而中国实行利率管制，因此压制了真实的人民币货币价格，使得货币需求对于价格变动的反应不敏感。|e22|=0036，说明美元价格变动对中国持有美元的需求影响很低。这可能是因为在强制结售汇制度下，由于内需不足，国内生产不能被国内货币消费能力吸收，导致了中国的国际收支经常项目和资本金融项目持续双顺差，引发了中国对于外汇有着持续的需求，因此，中国持有美元的需求对于美元名义利率变动的反应很迟缓；|e33|=0012，弹性近似为0，说明人民币准货币对于其价格变动不敏感，这可能是因为央行广义货币投放始终保持一个较高的增长态势，从2001年13750万亿元增长到2015年133340万亿元人民币，增长了近10倍，存在一定的货币超发现象，导致广义货币需求持续增长。
本文还估计了三种货币资产的交叉价格弹性。从弹性均值来看：e12=0041，e21=0055，说明m1和m2是互替关系，m1价格上升会导致m2的需求量上升，反之对于m2也是一样；从绝对值来看，|e12|
2Morishima替代弹性分析
本文对于三种货币需求的MES进行了估计。如果货币资产mi和mj的MESij>0，则mi和mj是Morishima互替关系，说明mj与mi的相对价格上升，导致mi与mj的相对需求上升；如果MESij
从MES均值上看，MES12和MES21的值最高，分别为0077和0117；MES13和MES31的值略低，分别为0033和0078；而MES23和MES32值最小，分别为-0007和-0031。MES的均值说明m1与m2，m1与m3都是Morishima替代关系，且m1与m2的替代程度最高；而不同的货币价格变动导致m2与m3产生不同的替代关系：p3变动导致m2与m3是Morishima互补关系，而p2变动导致m2与m3是Morishima替代关系。下面将对人民币货币、准货币及美元的Morishima替代弹性及替代趋势进行逐一分析。
（1）m1与m2的Morishima替代弹性及替代趋势分析
从图1可以看到，MES12和MES21的值均为正，说明m1与m2是Morishima互替关系。从2000―2010年12月间MES12MES21，说明2010年12月后，美元价格（美元利率，人民币汇率）对于人民币货币替代的影响起主要作用，这也意味着随着中国市场开放程度的提升，人民币货币替代越来越多地受到来自国际市场上冲击（美元利率、汇率等因素的变动）的影响，并将冲击传输给国内货币需求。当国内货币市场存在持续的不稳定的货币需求时，容易增加货币风险发生的可能性。
图1 人民币货币和美元的MES趋势图
此外，从图1中m1与m2的MES趋势可以看出，2001―2015年间人民币被美元替代存在先下降后上升的趋势，具体来看：第一，2001―2015年间MES12先减小后增大，从2000年1月的0090下降到2005年11月的0033，再上升到2015年6月的0110，说明由美元价格变动导致的人民币货币替代趋势是先下降后上升。特别是2013年下半年开始，MES12上升迅速，意味着由于2013年下半年的美元加息预期和人民币汇率贬值等原因，人民币被美元替代趋势上升迅速。第二，2001―2015年间MES21也是先减小后增大，说明人民币价格变动导致的货币替代趋势先下降后上升，并且同样从2013年6月起人民币被美元替代趋势上升迅速。第三，MES12变化的拐点出现在2005年11月，说明2005年7月的人民币汇率机制改革可能对于美元价格变动导致的货币替代趋势变化有着明显的正向推动作用：人民币汇率市场化程度越高，越容易受到国内外市场的冲击，导致同样条件下（美元价格变动等因素）人民币被美元替代的程度越高；而MES21变化拐点出现在2013年6月，说明人民币汇率机制改革对于人民币价格变动导致的货币替代趋势变化的影响不明显。
（2）m1与m3的Morishima替代弹性及替代趋势分析
从图2可以看到，2011年6月前MES31和MES13的值为正，说明m1和m3是Morishima互替关系。而2011年6月之后，MES13的值由正变负且保持在0附近，而MES31的值仍然为正，说明2011年6月开始，货币价格变动导致m1和m3是Morishima互替关系，而准货币价格变动导致m1和m3的Morishima替代弹性为0，即当p3下降，导致m1和m3的需求同比例上升，所以m1和m3相对需求没有变化。从2001―2015年，MES13
图2 人民币货币和准货币的MES趋势图
（3）m2与m3的Morishima替代弹性及替代趋势分析
从图3可以看到，2008年2月之前MES32的值为正而MES23的值为负，说明美元价格变动导致m2和m3是Morishima互替关系，而人民币准货币价格变动导致m2和m3转为Morishima互补关系：当美元名义利率上升时，则p2下降，导致m2需求上升，m3需求下降；当人民币准货币收益率上升，则p3下降，导致m2和m3需求同时上升，且m2需求的上升程度高于m3，准货币利率上升不足以降低人民币被美元替代的程度。图3中2008年2月之后，MES23和MES32值均为正，说明m2和m3是Morishima互替关系。此外，2001―2015年间MES23
图3 人民币准货币和美元的MES趋势图
从图3中人民币货币和美元的MES趋势还可以看出：第一，从2000―2014年，MES23存在逐渐上升的趋势，从2000年1月的-0050上升到2015年6月的0002，说明由人民币准货币价格变动导致的货币替代趋势由Morishima互补变为Morishima互替，并且替代程度逐年上升。第二，从2000―2015年，MES32存在先下降后上升的趋势，说明由于美元价格变动导致的人民币和美元的替代趋势先下降后上升，特别是2013年下半年开始MES32有一个明显大幅度的上升，意味着由于美元加息和人民币汇率贬值等原因，引发了人民币被美元替代程度大幅上升的现象。第三，MES32变化的拐点出现在2005年11月，说明人民币汇率机制改革可能对于美元价格变动导致的货币替代趋势变化有着明显的正向推动作用，而汇率政策变化对于人民币价格变动导致的货币替代趋势变化影响则不明显。
四、结 论
本文基于货币服务理论，通过构建货币需求函数估计了2000―2015年人民币货币、准货币和美元的Morishima替代弹性，并根据货币替代弹性的测算结果对人民币货币替代的趋势进行了研究，本文的研究结论如下：
首先，货币替代弹性可以视为经济下行甚至货币危机的先行指标，特别是2013年下半年开始，中国面临经济下滑压力，人民币被美元替代弹性值上升迅速，上升的货币替代趋势会扩大经济下行的严重性与持续性，加大人民币汇率贬值压力。其次，2008年之后，境内人民币货币、准货币与美元存在Morishima互替关系，且相较于人民币价格，美元价格对于人民币货币替代的变动起主要作用，人民币货币替代越来越多地受到来自于国际市场冲击的影响。从2000年开始到2015年，人民币被美元替代存在先下降后上升的趋势，特别是2013年下半年开始，由于美元走强及中国面临经济下行压力，人民币被美元替代程度上升迅速。最后，2011年下半年开始，人民币货币价格变动导致人民币货币和准货币存在Morishima互替关系，而准货币价格变动导致货币和准货币的Morishima替代弹性近似于0，这是因为准货币价格变动导致了货币和准货币的变化程度相同，其相对需求变动不明显所致。针对研究结论，本文提出以下政策建议：
第一，稳步扩大人民币汇率浮动区间，保持有效汇率基本稳定。当前美元强势，人民币面临贬值压力，可以借此契机进一步扩大人民币汇率的波动幅度，着力用好汇率中间价的调节功能。由于外汇价格（外汇利率，人民币汇率等因素）对于人民币货币替代的变动起主要作用，所以随着人民币汇率步入双向波动预期的“新常态”，稳定的汇率波动预期有助于减小跨境资金流动对国内金融市场的影响，从而有效抑制由于经济下行压力造成的货币替代趋势大幅上升出现的可能性，从而降低货币替代风险。
第二，将货币替代纳入货币政策制定的考虑范围。当前人民币货币替代越来越多地受到来自于国际市场冲击的影响，因此当面临较大外部冲击时，人民币货币替代程度极有加剧可能，从而影响央行对于货币供给的控制能力，降低货币政策的独立性和有效性。央行应当从人民币货币替代弹性及趋势的分析中考虑政策取向，在制定货币政策时随时考察境内外经济金融领域中结构性变化对于人民币货币替代的影响，引导货币替代朝有利于宏观经济稳定和经济发展的方向进行，提高货币调控的主动性和有效性，为宏观经济转型与发展提供稳定的金融环境。
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货币需求论文范文第5篇
【关键词】通货膨胀；固定投资；消费品零售；CPI
一、 理论背景
在15―16世纪，发现新大陆后，随着美洲大量的财富流入，欧洲的物价快速上升，J.博丹认为物价快速上升的原因是白银的大量流入，货币增加，而商品数目不变，导致货币贬值，商品价格上涨。随后，意大利经济学家B.da万萨蒂、G.蒙塔纳里、以及大经济学家D.李嘉图也对这一历史现象做了类似的分析。
直到近代，货币数量论，注重对货币流通量与商品价格及货币价值关系的质的认定础上，进一步开始量的分析，并有美国的天文学家 纽科姆提出了初始的方程式：
其中R为货币流通量，V为通货总量的流通速度，K为通过货币交易的商品量与劳务量，P为物价水平。美国经济学家凯默勒认为上述公式存在一个缺陷，货币是特殊的商品，在流通速度，那么其他的商品也应该存在“周转速度”，1907年，凯默勒将公式演变为：
其中，M为商品数量，S为商品周折率。随后，费雪对上述方程做了进一步的改进，提出了著名的费雪方程：
其中，M为货币供应量，其值等于现金和活期存款，T为交易总量。在假定V和T在短期内不变的前提下，对上述等式两边取对数求导，就可以得到通货膨胀率等于货币供应增长率的结论。随后，马歇尔提出了剑桥方程，凯恩斯提出了“真实余额”数量方程。虽说上述方程理论能够在一定程度上解释通胀行为，但是缺乏了人们行为和预期的因素。随着市场结构的完善，人们的行为和预期对经济的影响增大，上述方程已经不能满足人们对经济研究的需求。
在1952年，弗里得曼提出了现代货币数量论方程：
其中，M表示货币持有者手中保存的货币量，d表示货币流动流动速度，P表示平均物价水平，y表示永久性收入；w表示非人力形式的财富在总财富中所占的比例；r表示一组预期收益率，例如股票债券预期收益率；1tEπ+表示预期通货膨胀变动率；u表示除收入以外的其他可能影响货币效用的因素，如个人偏好等。弗里德曼理论描述的是个人对货币的需求影响，除了考虑商品和服务之外，还纳入了能力和知识等无形的财富，具有较完善的理论框架，并且其认为将上述变量改为全国平均值，则能够反映全国人们对货币需求。基于此，将一国所有的居民的货币需求加总可以得到全国居民对货币的需求，将一国所有企业对货币的需求加总可以得到全国企业对货币的需求。
二、文献综述
居民消费价格指数（CPI）是一个反映居民家庭一般所购买的消费商品和服务价格水平变动情况的宏观经济指标，反映了居民购买商品和服务的价格变动情况，从而从一定程度上度量了社会通货膨胀率。但是对中国通货膨胀理性预期和适应性预期的研究则较少。
Scheibe（2005）运用适应性和理性的菲律普斯曲线分别研究中国通货膨胀的性质，其研究表明较之适应性预期，理性预期更加符合中国的通胀行为；Funke（2005）的研究则表明新凯恩斯混合菲律普斯曲线对于中国的通货膨胀具有很好的解释力，随后，王洪涛也得出了类似的结论。虽说上述作者得出的结论相近。但是也不乏质疑之声，王少平（2001）的研究显示，适应性预期不符合中国的通胀行为；而王曦与陈淼（2013）则利用同业拆借数据分析了拆借市场通胀行为，其结果显示：该市场符合预期性假设，理性预期则未能通过模型检验（虽说这只是拆借市场的结论，但也具有一定的代表性，其结论仍然值得重视）。
从同一个经济主体、数据采集、模型分析，不同的学者研究研究中国通胀行为的结论却大相径庭，这不得不让人深思，在阅读了大量的相关文献后，笔者总结了3个原因：其一，从计量经济模型考虑，计量模型都是从假设的基础上建立的，模型越复杂，其假设也越多或者越严格；而假设则是从现实中精简提炼出来的，小部分主体并不符合该假设，其隐藏着不符合现实的一面，而这部分由假设与现实的差距而产生的误差算入模型中随机误差项是不合适的，因为模型设置中的随机误差项只是包含了除模型之外的能对因变量产生影响的次要自变量。因此，越复杂的模型往往伴随由假设而产生的不可避免的误差也就越多，甚至这些误差可能会因为不同的实际情况而相互叠加，脱离实际而形成理论空中楼阁，贾文（2003）的研究成果也涉及到此类；其二，杨继生（2009）在其论文中提到的部分论文中没有考虑到市场中微观个体行为的影响；其三，现阶段研究通货膨胀的工具主要是菲律普斯曲线，从原始的菲律普斯曲线到现今的新凯恩斯混合菲律普斯曲线，曲线愈加完善，也更加符合经济实情，尤其是在新凯恩斯曲线中加入了厂商主观折现因子，融入了厂商企业家的心理因素，使其说服力更强，但是，在国民经济核算中有4个部门，排除企业之外还有居民，政府，国外部门，就算考虑封闭的济，不考虑政府的宏观调控，还有居民部门，居民的最终消费是可以一定程度上从需求方拉动通货膨胀（Opper，1997；HUh和Jang，2007；范志勇，2008），所以，仅仅考虑菲律普斯曲线来研究中国通胀行为是不足的。
因此，本文尝试采用经典的VAR模型，基于现代货币数量论，分离通货膨胀的两个主体，从居民（需求）和企业（供给）两个角度研究中国通胀行为，以便取得简单且可靠的研究成果。
三、正文
1.模型与变量选择
本文选择VAR模型进行分析。VAR具有很强的通用性，是时间序列模型中的经典模型，但是其不以金融经济理论为基础的特性，使得该模型可以在一定程度上任意添加其它的解释变量，削弱了对经济现象的解释力。所以本文以现代货币数量论为基础，选择主要分析变量，克服了上述的缺点，使本文中VAR模型回归系数同样具有最小二乘法回归系数的作用。
在回归模型中， 1tEπ+为预期通货膨胀，选用居民消M价格指数（CPI）度量；在张思成（2008）《中国通胀惯性与货币政策启示》一文中选择了几个度量通货膨胀的重要指标进行研究，该研究结果显示这些指标除了具有相同的趋势之外，分别纳入模型后研究的结果也几乎一致，因此并不需要太过拘泥于对通货膨胀度量指标的选择。所以本文选择了日常生活中最为常见的CPI作为通胀的度量指标。
做VAR模型分析首先需要对时间序列数据进行平稳性检验，人们检验序列平稳性一般以是否具有单位根作为判断标准，本文以ADF检验结果为分析依据，如表1所示：RET、INV，都在1%的置信水平下拒绝原假设，不存在单位根。故可以用于模型分析，但是CPI不能拒绝原假设，存在单位根。根据VAR模型的特性，必须使3个变量同时处于平稳状态才可以进行模型分析，因此需要对3个变量做相同的处理，使得3变量同时处于平稳状态。
本文数据来源于中国统计局官网，从2008年1月到2016年8月共104个样本，且模型的拟合以及所有的检验都运用R语言处理。
2.模型估计结果及分析
表2给出了模型中所有的特征根的值，结果显示所有的特征根均在单位圆内，证明模型的稳定性，具有研究的价值。
在居民与企业货币需求方程中理性预期系数估计值分别为3.719和6.21，适应性预期参数估计值为-6.762（-2.446-4.316）和-11.143（-5.531-5.612），且检验系数均显著，这表明中国通货膨胀存在向前看的理性预期和向后看的适应性预期，其中理性预期系数估计值为正数，适应性预期系数估计值负数。适应性预期减少货币需求，理性预期增加货币需求。这是由于过去的通货膨胀，已经减少了人民的财富值，现期为了自己增加财富，只能将手中部分的货币投入银行或用于投资，进而减少对货币的需求；而预期的通货膨胀，会在未来减少人民的财富值，为了减少财富的损失，只能在现期将手中的货币消费出去或者购买物品保值，从而增加货币的需求，符合经济理论中理性人的假设。
且上述数值还说明向后看的适应性预期对居民和企业货币需求的影响强于向前看的理性预期，并且适应性预期是理性预期的两倍左右。这一结果除了表示我国通胀行为存在新凯恩斯混合菲律普斯曲线的典型特征之外，还进一步说明了人民银行公布并切实执行货币政策，只能减缓通胀速度，并不能消除通货膨胀。
最后，从整个模型分析，无论是由成本推动的通货膨胀，还是有需求拉动的通货膨胀，都会同时增加企业居民这供给和需求双方的货币需求量，进而通过2tLCPI+方程的机制，成为引起下一轮混合通货膨胀的原因。且通胀预期对企业货币需求的影响几乎为居民的2倍，也就是说，在通货膨胀的螺旋上升过程中，企业货币需求的增长速度将是居民货币需求的2倍。那么，通货膨胀经过几轮螺旋上升后，企业将成为推动通货膨胀的主力军
四、结论
本文基于现代货币数量论，利用VAR模型，中国简化为居民和企业两个部门，从供给和需求两个方面具体讨论了中国通货行为的特点，结合本文中通货膨胀对居民和企业货币需求影响的实证结果，得到了三点简单可靠的结论：第一，中国通货膨胀存在向前看的理性预期和向后看的适应性预期；第二，向后的适应性预期对货币需求的影响强于向前的理性预期，前者是后者的两倍；第三，通胀率引起企业对货币需求的增长率是居民货币需求的两倍左右。 注（0～0.001’***’，0.001～0.01’**’，0.01～0.05’*’，0.05～0.1’ .’）
参考文献：
[1] 王宏涛. 理性预期机制下的资产价格波动对通货膨胀预期的动态影响[J]. 企业经济， 2013，（5）：147-150
[2] 王少平，涂正革. 预期增广的菲律普斯曲线及其对中国的适用性检验[J]. 中国社会科学，2001，（4）：76-85
[3] 王曦，陈淼.理性预期还是适应性预期：基于同业拆借市场的检验[J].学术研究，2013，（1）：75-81
[4] 贾文. 认识计量经济模型应走出五大误区[J].财经科学，2003，（3）：100-104
[5] 杨继生. 通胀预期、流动性过剩与中国通货膨胀的动态性质[J].经济研究，2009（1）：106-117
[6]范志勇. 中国通货膨胀是工资成本推动的吗？―基于超额工资增长率的实证研究[J]. 经济研究，2008，（8）：102-112
[7] 徐伟康. 对《消费者价格指数与生产者价格指数：谁带动谁？》一文的质疑[J]. 经济研究，2010，（5）：139-148
[8] 贺立平，樊纲，胡嘉妮. 消费者价格指数与生产者价格指数：谁带动谁？[J]. 经济研究， 2008，（11）：16-26
[9] 杨子晖，赵永亮，刘建华. CPI与PPI传导机制的非线性研究：是正向传导还是反向倒逼？[J]， 经济研究，2013，（3）：83-95
[10] Scheibe J. and Vines D. A Phillips Curve for China[J]. CEPR Discussion Papers 4957，2005，（2）：39-45
[11] Funke M. Inflation in Mainland China-Modelling a Roller Coaster Ride[J]. BOFIT Discussion Papers， 2005，（3）：26-32
作者简介：
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