時間：2023-03-03 15:58:23
緒論：在尋找寫作靈感嗎？愛發表網為您精選了8篇貨幣需求論文，愿這些內容能夠啟迪您的思維，激發您的創作熱情，歡迎您的閱讀與分享！
關鍵詞：貨幣需求；菲利普斯曲線；協整；識別
中圖分類號：F224.0文獻標志碼：A文章編號：1673－291X（2009）02－0061－02
一、引言
實證研究中，人們一般假設影響貨幣需求的變量有兩種：規模變量和機會成本變量，從而將貨幣需求模型設定為：
M/P=f（Y，z）（1）
其中，M/P表示實際貨幣余額，Y表示規模變量，通常為實際國民收入，z表示機會成本變量。受到數據可得性的約束，人們不能充分考慮z中所有經濟變量對貨幣需求的影響，而只能在短期利率r 、長期利率r 和通貨膨脹率?駐p之間進行取舍，以期盡可能有效地反映持有貨幣的收益和成本。出于不同的研究目的，人們對具體度量指標的選擇不盡相同，但主要的分析方法完全一致，都是在協整分析的基礎上展開的。Banerjee，Dolado等（1993）分析英國數據，發現lnY、ln（M/P）、r 和?駐p之間存在兩個協整關系，施加特定的約束條件，可以得到貨幣需求函數和菲利普斯曲線模型。王少平、李子奈（2004）檢驗了我國貨幣需求的隨機協整性，發現其長期穩定性依賴于時間趨勢，并通過比較各種貨幣和利率指標選擇下調整系數與貨幣政策目標的相符程度，認為我國貨幣政策目標變量為M 。論文在現有研究的基礎上，選擇恰當的度量指標，對貨幣、收入、利率和通貨膨脹率四個變量進行系統的協整分析。首先對這些變量進行單位根檢驗，而后通過施加約束條件從協整系統中識別出兩個重要的長期經濟關系――貨幣需求函數和菲利普斯曲線模型，在此基礎上給出合理的經濟解釋。
二、樣本數據選擇與單位根檢驗
論文選擇M 作為主要的分析對象，定義變量mp=ln（M /P），其中P為消費者物價指數，用其折算以反映變量的真實水平。貨幣需求的規模變量Y選擇GDP，同樣用消費者物價指進行折算以得到真實GDP，令y=ln（Y/P）。年通貨膨脹率等于相鄰兩期價格指數的對數之差，?駐p = ln（P /P ），選擇1年期利率r作為持有貨幣機會成本的度量。所有數據的樣本區間皆為1978―2007年，主要來源于《中國統計年鑒》（1996，2008），部分數據間接引自易綱（1996）。
變量的單位根性質是進行協整分析的前提，因此進行協整分析之前，先對系統中各個變量進行預檢驗――單位根檢驗，具體結果如表1所示：
由于mp和y含有明顯的線性趨勢，我們使用（?啄=0，?琢≠0）和（?啄≠0）兩種檢驗式。而r和?駐p明顯不含線性趨勢，我們使用（?琢=?啄=0）和（?啄=0，?琢≠0）兩種檢驗式。它們的結論非常一致：在5%的顯著水平下，不能拒絕這些變量的單位根性質。
三、協整檢驗和長期經濟關系識別
為檢驗和估計貨幣需求及其他可能存在的長期經濟關系，對mp、y、?駐p和r四個變量進行協整分析。系統明顯為時間趨勢所主導，而且在估計菲利普斯曲線時，需要考慮實際GDP的線性趨勢，因此，進行Johansen協整檢驗時，這里考慮的是協整方程和變量都含線性趨勢的基準模型。考慮一個n維向量序列X=（mp，y，?駐p，r）’，其中存在s個協整關系，則在這種情況下，相應向量誤差修正模型（VECM）可以設定為：
?駐X =?滋 +?琢?茁'Z +?祝 ?駐X +…+?祝 ?駐X +?著 （2）
其中，Z=（X，t）'，?茁為n+1×s矩陣，每行都表示一個隨機性協整向量，?琢為n×s矩陣，其元素給出相應的調整系數，?祝 （i=1，…，p-1）為n×n矩陣，?滋 為n×1矩陣，E（?著 ）=0，E（?著 ?著 '）=?贅。
我們在式（2）的基礎上進行Johansen協整檢驗，模型的滯后階數p=2，關于殘差的檢驗表明，在5%的顯著水平之下，不能拒絕無自相關和正態性的原假設。以此作為基準模型，Johansen檢驗的跡檢驗和最大特征值（?姿 ）檢驗的結果如下：
在10%的顯著水平上，兩個統計量的結論是一致的，四個變量之間存在兩個線性獨立的協整關系，即s=2。由于系統中存在兩個協整關系，為了從中識別出特定的長期經濟關系，必須結合經濟理論施加必要的約束條件。mp、y、?駐p和r 四個變量之間存在兩個協整關系，自然而然的將其解釋為貨幣需求關系和菲利普斯曲線模型，相應的識別約束分別為（0，0，1，0）?茁 =0和（1，0，0，0）?茁 =0，前者約束通貨膨脹率?駐p不進入貨幣需求函數，后者約束菲利普斯曲線模型與真實貨幣余額mp無關，從而?茁的兩列?茁 和?茁 的估計分別對應兩個長期經濟關系的參數。此外進一步約束協整方程中的線性趨勢項不出現在貨幣需求方程中，原因在于很難對貨幣需求函數中的線性趨勢賦予合理的經濟解釋。標準化后，兩個長期經濟關系分別為：
mp=1.023y-1.875r+0.017t+v （3）
（0.0159）（0.314）（0.014）
?駐p=-0.097y+1.521r+0.010t+v =0.097（y-0.103t）+1.521r+v （4）
（0.064）（0.126）（0.006）
括號內為對應系數的漸近標準差。式（4）中菲利普斯曲線模型表明，y的年增長速度約為10.3%，由于受到短期動態調整的影響，稍高于9.07%的平均水平。從長期來看，1%的y高于其平均水平的增長對應著0.097%的通貨膨脹，而1%的長期利率變動與1.521%的價格變動相對應，后者的顯著關系頗有些出人意料。式（3）的貨幣需求關系中，y和r 的系數與經濟理論完全吻合，1%的長期利率增加意味著長期內真實貨幣需求降低1.875%，而y和mp接近對等的變化似乎意味著貨幣需求函數中mp對y具有一階齊次性，將其表示為過度識別約束：
0 0 1 01 1 0 0?茁 =0（5）
檢驗該約束條件的LR統計量的值為，LR=0.01=x（1），在此約束條件下對長期經濟關系重新估計，除式（4）中y的系數設定為1外，其他系數及漸近標準差都沒有顯著變化。
我們檢驗能否進一步施加約束條件，將貨幣流通速度-（mp-y）表示為利率r的線性函數，該假設被顯著拒絕，LR=16.34>6.61=x（1）。但如果不限定貨幣需求函數中y的一階齊次性，則可以約束時間趨勢項系數為零，LR=0.36=x（1），此時估計的兩個長期關系分別為：
mp=1.213y-1.705r+v （6）
（0.014）（0.324）
?駐p=-0.136y+1.485r+0.014t+v =-0.136（y-0.102t）+1.564r+v （7）
（0.059）（0.133）（0.005）
就貨幣需求函數的兩種估計結果而言，式（3）和（6）皆很好地反映了一個經濟現象――改革開放我國貨幣流通速度不斷降低，但前者認為這是一個確定的時間趨勢，后者則將其表示為國內總支出y的函數。但從式（4）和（7）兩種菲利普斯曲線模型的估計結果來看，顯然式（4）更加可靠，因為產出高于其平均趨勢對應的通常是經濟繁榮階段，從而通貨膨脹會輕微上升，這與式（4）完全吻合，但與式（7）相互矛盾，正基于此，我們認為前者更加合理。事實上，論文也從另一個側面反映了關于貨幣需求函數隨機性協整設定的合理性，這與王少平、李子奈（2004）的檢驗結論完全一致，但我們借助另一個長期關系，從經濟含義角度對此予以了證實。
四、結論
論文在不同的識別條件下對mp、y、?駐p和r 四個變量之間的長期經濟關系進行了檢驗和識別。Johansen檢驗表明系統存在兩個協整關系，基于特定的約束條件識別出貨幣需求關系和菲利普斯曲線模型。利用菲利普斯曲線模型的現實含義，論文從另一個角度證實了關于中國貨幣需求函數隨機性協整設定的合理性，并在此基礎上給出兩種經濟關系的估計結果。
參考文獻：
[1]Banerjee, A., J.J. Dolado, J.W. Galbraith and D.F. Hendry. Cointegration, Error Correction, and the Econometric Analysis of
Non-stationary Data [M]. Oxford University Press, 1993.
[2]Johansen, S. Likelihood-Based Inference in Cointegration[M].Oxford University Press, 1995.
[3]王少平，李子奈．我國貨幣需求的協整分析及其貨幣政策建議[J]．經濟研究，2004，（7）．
[4]易綱．中國的貨幣、銀行和金融市場：1984―1993[M]．上海：上海三聯書店，上海人民出版社，1996．
論文關鍵詞：貨幣需求,貨幣偏好,協整
一、貨幣需求理論概述
對于貨幣需求決定因素的考察中，凱恩斯認為貨幣需求有三大動機：一是交易動機，指人們為了滿足日常的交易需要而保留的貨幣，其大小由收入決定并且同收入之間做同方向變動；二是預防需求，是指人們為了預防意外的支付而持有一部分貨幣的動機，其大小也由收入決定并且同收入之間同方向變動。由于交易貨幣需求和預防貨幣需求都是收入的函數，所以可以把兩者結合起來進行分析。如果把兩種貨幣合起來用表示，用表示收入，則這種函數關系可寫為：(為貨幣需求的收入彈性)；三是投機貨幣需求，是指人們為了抓住有利的購買生利資產如債券等有價證券的機會而持有一部分貨幣的動機。投機貨幣需求與利率密切相關。這是因為債券的價格隨利率的變化而變化，債券價格=債券年收益／利率。投機貨幣需求是利率的函數，并且與利率反方向變動，表示為其中表示投機貨幣需求，表示利率，表示貨幣需求的利率彈性。凱恩斯的貨幣需求函數為，其中為滿易動機和預防動機的貨幣需求，為滿足投機動機的貨幣需求，表示國民收入，表示利率。
強調貨幣作為交易媒介作用的交易理論認為貨幣是一種被支配的資產，并強調人們持有貨幣而不是其他資產，是為了進行購買。其中，鮑莫爾—托賓模型。其認為平均貨幣持有量=為逐漸的支出，為去銀行的最佳次數，為每次去銀行的固定成本，為持有貨幣的機會成本。
弗里德曼認為，對貨幣的需求一樣會給持有者帶來服務流，這種需求主要依賴于三種因素：（1）財富約束，此種約束決定了可持有的最大貨幣量；（2）相對于其他金融資產和實物資產的價格和收益而言，貨幣的收益率情況；（3）財富持有者的興趣和偏好。全部財富在各種資產間的分配情況，取決于各種資產的相對收益率。這些資產不僅包括貨幣和債券，而且包括股票和實物商品，以及人力資本。弗里德曼的貨幣需求函數的簡化形式可以寫為：其中代表名義貨幣余額需求，代表一般價格水平，代表持久收入，用以代替財富。代表金融資產的收益率，代表預期的通貨膨脹率，代表個人偏好。
本文將綜合上面的理論，運用單整檢驗、EG兩步法協整檢驗、誤差修正模型(ECM)、方差分解法來構建我國的貨幣需求函數，并對各因素貢獻程度進行分析，以為在以內生性貨幣供給為主要特點的供給分析中提供基準。時間維度起點于1990年，主要因為我國在這一年才開始公布M1的數據。
二、模型設定、數據來源
(一)模型設定
對變量指標進行選擇時要依據：一是所選擇指標的數據比較容易獲得，二是指標應真實地反映所代表變量。根據這兩個原則，我們對貨幣需求模型中所涉及的變量選定了以下一些統計指標：
一、反映收入的經濟總量指標。我們采用現期收入即真實國民收入表示，記為LNI。它是名義經物價指數調整后的實際值的自然對數。
二、反映貨幣機會成本的指標。所選機會成本指標有兩類，一類是反映持有貨幣收益的機會成本指標，通常以實際一年期定期存款儲蓄利率RR作為代表。另一類是持有貨幣害怕損失的預期通貨膨脹成本，對通貨膨脹的預期我們采用CPI。
三、反映貨幣持有者的個人貨幣持有偏好k，這是依據劍橋現金余額方程來得到的，這是由于k可以被解釋為1單位貨幣所意愿持有的數量，在一定程度上能反映貨幣持有者的持有偏好。
四、反映外部經濟的影響。主要選取外匯儲備LFR和匯率ROE，匯率為年度平均人民幣中間匯率。
三、實證分析
（一）對變量的單位根檢驗
表一ADF單位根檢驗結果
變量
ADF檢驗值
檢驗類型
臨界值
LNI
LNI
LM1
k
LFR
LFR
ROE
ROE
RR
RR
CPI
CPI
-0.384401
-3.189341
-3.813098
-3.814839
-3.096927
-9.197175
-0.783888
-4.860921
-2.107831
-4.439428
-2.886585
-2.181187
(c,0,2)
(c,0,3)
(c,t,1)
(c,t,1)
(c,t,7)
(c,t,7)
(c,t,1)
(c,t,0)
(c,t,1)
(0,0,0)
(c,t,5)
(0,0,1)
-2. 627420
-2.986225**
-3.733700**
-3.791172**
-3.254671
-2.674290***
-3.254611
-4.467895**
-3.229230
-4.439428***
【關鍵詞】通貨膨脹；固定投資；消費品零售；CPI
一、 理論背景
在15―16世紀，發現新大陸后，隨著美洲大量的財富流入，歐洲的物價快速上升，J.博丹認為物價快速上升的原因是白銀的大量流入，貨幣增加，而商品數目不變，導致貨幣貶值，商品價格上漲。隨后，意大利經濟學家B.da萬薩蒂、G.蒙塔納里、以及大經濟學家D.李嘉圖也對這一歷史現象做了類似的分析。
直到近代，貨幣數量論，注重對貨幣流通量與商品價格及貨幣價值關系的質的認定礎上，進一步開始量的分析，并有美國的天文學家 紐科姆提出了初始的方程式：
其中R為貨幣流通量，V為通貨總量的流通速度，K為通過貨幣交易的商品量與勞務量，P為物價水平。美國經濟學家凱默勒認為上述公式存在一個缺陷，貨幣是特殊的商品，在流通速度，那么其他的商品也應該存在“周轉速度”，1907年，凱默勒將公式演變為：
其中，M為商品數量，S為商品周折率。隨后，費雪對上述方程做了進一步的改進，提出了著名的費雪方程：
其中，M為貨幣供應量，其值等于現金和活期存款，T為交易總量。在假定V和T在短期內不變的前提下，對上述等式兩邊取對數求導，就可以得到通貨膨脹率等于貨幣供應增長率的結論。隨后，馬歇爾提出了劍橋方程，凱恩斯提出了“真實余額”數量方程。雖說上述方程理論能夠在一定程度上解釋通脹行為，但是缺乏了人們行為和預期的因素。隨著市場結構的完善，人們的行為和預期對經濟的影響增大，上述方程已經不能滿足人們對經濟研究的需求。
在1952年，弗里得曼提出了現代貨幣數量論方程：
其中，M表示貨幣持有者手中保存的貨幣量，d表示貨幣流動流動速度，P表示平均物價水平，y表示永久性收入；w表示非人力形式的財富在總財富中所占的比例；r表示一組預期收益率，例如股票債券預期收益率；1tEπ+表示預期通貨膨脹變動率；u表示除收入以外的其他可能影響貨幣效用的因素，如個人偏好等。弗里德曼理論描述的是個人對貨幣的需求影響，除了考慮商品和服務之外，還納入了能力和知識等無形的財富，具有較完善的理論框架，并且其認為將上述變量改為全國平均值，則能夠反映全國人們對貨幣需求。基于此，將一國所有的居民的貨幣需求加總可以得到全國居民對貨幣的需求，將一國所有企業對貨幣的需求加總可以得到全國企業對貨幣的需求。
二、文獻綜述
居民消費價格指數（CPI）是一個反映居民家庭一般所購買的消費商品和服務價格水平變動情況的宏觀經濟指標，反映了居民購買商品和服務的價格變動情況，從而從一定程度上度量了社會通貨膨脹率。但是對中國通貨膨脹理性預期和適應性預期的研究則較少。
Scheibe（2005）運用適應性和理性的菲律普斯曲線分別研究中國通貨膨脹的性質，其研究表明較之適應性預期，理性預期更加符合中國的通脹行為；Funke（2005）的研究則表明新凱恩斯混合菲律普斯曲線對于中國的通貨膨脹具有很好的解釋力，隨后，王洪濤也得出了類似的結論。雖說上述作者得出的結論相近。但是也不乏質疑之聲，王少平（2001）的研究顯示，適應性預期不符合中國的通脹行為；而王曦與陳淼（2013）則利用同業拆借數據分析了拆借市場通脹行為，其結果顯示：該市場符合預期性假設，理性預期則未能通過模型檢驗（雖說這只是拆借市場的結論，但也具有一定的代表性，其結論仍然值得重視）。
從同一個經濟主體、數據采集、模型分析，不同的學者研究研究中國通脹行為的結論卻大相徑庭，這不得不讓人深思，在閱讀了大量的相關文獻后，筆者總結了3個原因：其一，從計量經濟模型考慮，計量模型都是從假設的基礎上建立的，模型越復雜，其假設也越多或者越嚴格；而假設則是從現實中精簡提煉出來的，小部分主體并不符合該假設，其隱藏著不符合現實的一面，而這部分由假設與現實的差距而產生的誤差算入模型中隨機誤差項是不合適的，因為模型設置中的隨機誤差項只是包含了除模型之外的能對因變量產生影響的次要自變量。因此，越復雜的模型往往伴隨由假設而產生的不可避免的誤差也就越多，甚至這些誤差可能會因為不同的實際情況而相互疊加，脫離實際而形成理論空中樓閣，賈文（2003）的研究成果也涉及到此類；其二，楊繼生（2009）在其論文中提到的部分論文中沒有考慮到市場中微觀個體行為的影響；其三，現階段研究通貨膨脹的工具主要是菲律普斯曲線，從原始的菲律普斯曲線到現今的新凱恩斯混合菲律普斯曲線，曲線愈加完善，也更加符合經濟實情，尤其是在新凱恩斯曲線中加入了廠商主觀折現因子，融入了廠商企業家的心理因素，使其說服力更強，但是，在國民經濟核算中有4個部門，排除企業之外還有居民，政府，國外部門，就算考慮封閉的濟，不考慮政府的宏觀調控，還有居民部門，居民的最終消費是可以一定程度上從需求方拉動通貨膨脹（Opper，1997；HUh和Jang，2007；范志勇，2008），所以，僅僅考慮菲律普斯曲線來研究中國通脹行為是不足的。
因此，本文嘗試采用經典的VAR模型，基于現代貨幣數量論，分離通貨膨脹的兩個主體，從居民（需求）和企業（供給）兩個角度研究中國通脹行為，以便取得簡單且可靠的研究成果。
三、正文
1.模型與變量選擇
本文選擇VAR模型進行分析。VAR具有很強的通用性，是時間序列模型中的經典模型，但是其不以金融經濟理論為基礎的特性，使得該模型可以在一定程度上任意添加其它的解釋變量，削弱了對經濟現象的解釋力。所以本文以現代貨幣數量論為基礎，選擇主要分析變量，克服了上述的缺點，使本文中VAR模型回歸系數同樣具有最小二乘法回歸系數的作用。
在回歸模型中， 1tEπ+為預期通貨膨脹，選用居民消M價格指數（CPI）度量；在張思成（2008）《中國通脹慣性與貨幣政策啟示》一文中選擇了幾個度量通貨膨脹的重要指標進行研究，該研究結果顯示這些指標除了具有相同的趨勢之外，分別納入模型后研究的結果也幾乎一致，因此并不需要太過拘泥于對通貨膨脹度量指標的選擇。所以本文選擇了日常生活中最為常見的CPI作為通脹的度量指標。
做VAR模型分析首先需要對時間序列數據進行平穩性檢驗，人們檢驗序列平穩性一般以是否具有單位根作為判斷標準，本文以ADF檢驗結果為分析依據，如表1所示：RET、INV，都在1%的置信水平下拒絕原假設，不存在單位根。故可以用于模型分析，但是CPI不能拒絕原假設，存在單位根。根據VAR模型的特性，必須使3個變量同時處于平穩狀態才可以進行模型分析，因此需要對3個變量做相同的處理，使得3變量同時處于平穩狀態。
本文數據來源于中國統計局官網，從2008年1月到2016年8月共104個樣本，且模型的擬合以及所有的檢驗都運用R語言處理。
2.模型估計結果及分析
表2給出了模型中所有的特征根的值，結果顯示所有的特征根均在單位圓內，證明模型的穩定性，具有研究的價值。
在居民與企業貨幣需求方程中理性預期系數估計值分別為3.719和6.21，適應性預期參數估計值為-6.762（-2.446-4.316）和-11.143（-5.531-5.612），且檢驗系數均顯著，這表明中國通貨膨脹存在向前看的理性預期和向后看的適應性預期，其中理性預期系數估計值為正數，適應性預期系數估計值負數。適應性預期減少貨幣需求，理性預期增加貨幣需求。這是由于過去的通貨膨脹，已經減少了人民的財富值，現期為了自己增加財富，只能將手中部分的貨幣投入銀行或用于投資，進而減少對貨幣的需求；而預期的通貨膨脹，會在未來減少人民的財富值，為了減少財富的損失，只能在現期將手中的貨幣消費出去或者購買物品保值，從而增加貨幣的需求，符合經濟理論中理性人的假設。
且上述數值還說明向后看的適應性預期對居民和企業貨幣需求的影響強于向前看的理性預期，并且適應性預期是理性預期的兩倍左右。這一結果除了表示我國通脹行為存在新凱恩斯混合菲律普斯曲線的典型特征之外，還進一步說明了人民銀行公布并切實執行貨幣政策，只能減緩通脹速度，并不能消除通貨膨脹。
最后，從整個模型分析，無論是由成本推動的通貨膨脹，還是有需求拉動的通貨膨脹，都會同時增加企業居民這供給和需求雙方的貨幣需求量，進而通過2tLCPI+方程的機制，成為引起下一輪混合通貨膨脹的原因。且通脹預期對企業貨幣需求的影響幾乎為居民的2倍，也就是說，在通貨膨脹的螺旋上升過程中，企業貨幣需求的增長速度將是居民貨幣需求的2倍。那么，通貨膨脹經過幾輪螺旋上升后，企業將成為推動通貨膨脹的主力軍
四、結論
本文基于現代貨幣數量論，利用VAR模型，中國簡化為居民和企業兩個部門，從供給和需求兩個方面具體討論了中國通貨行為的特點，結合本文中通貨膨脹對居民和企業貨幣需求影響的實證結果，得到了三點簡單可靠的結論：第一，中國通貨膨脹存在向前看的理性預期和向后看的適應性預期；第二，向后的適應性預期對貨幣需求的影響強于向前的理性預期，前者是后者的兩倍；第三，通脹率引起企業對貨幣需求的增長率是居民貨幣需求的兩倍左右。 注（0～0.001’***’，0.001～0.01’**’，0.01～0.05’*’，0.05～0.1’ .’）
參考文獻：
[1] 王宏濤. 理性預期機制下的資產價格波動對通貨膨脹預期的動態影響[J]. 企業經濟， 2013，（5）：147-150
[2] 王少平，涂正革. 預期增廣的菲律普斯曲線及其對中國的適用性檢驗[J]. 中國社會科學，2001，（4）：76-85
[3] 王曦，陳淼.理性預期還是適應性預期：基于同業拆借市場的檢驗[J].學術研究，2013，（1）：75-81
[4] 賈文. 認識計量經濟模型應走出五大誤區[J].財經科學，2003，（3）：100-104
[5] 楊繼生. 通脹預期、流動性過剩與中國通貨膨脹的動態性質[J].經濟研究，2009（1）：106-117
[6]范志勇. 中國通貨膨脹是工資成本推動的嗎？―基于超額工資增長率的實證研究[J]. 經濟研究，2008，（8）：102-112
[7] 徐偉康. 對《消費者價格指數與生產者價格指數：誰帶動誰？》一文的質疑[J]. 經濟研究，2010，（5）：139-148
[8] 賀立平，樊綱，胡嘉妮. 消費者價格指數與生產者價格指數：誰帶動誰？[J]. 經濟研究， 2008，（11）：16-26
[9] 楊子暉，趙永亮，劉建華. CPI與PPI傳導機制的非線性研究：是正向傳導還是反向倒逼？[J]， 經濟研究，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
作者簡介：
關鍵詞：電子貨幣 中央銀行 貨幣政策
一、電子貨幣的概念和種類
（一）電子貨幣的概念
截至目前，對于電子貨幣尚沒有十分確切的定義。根據巴塞爾銀行監管委員會的標準，電子貨幣是指零售支付過程中的支付手段,借助于各類銷售終端,通過公開網絡,產生的一種儲值產品和預支付機制。
在實際操作中， 我們也可以把電子貨幣理解為:它是一種依據當事人之間的約定而使用的，以電子數據為存在形式，以法定貨幣單位為計算單位并能夠兌換成法定貨幣的電子支付結算工具。
（二）電子貨幣的種類
1.賬戶依存型電子貨幣。賬戶依存型的電子貨幣是指以特定賬戶為載體，只能在不同賬戶中流動的電子支付結算貨幣。這類電子貨幣不能脫離賬戶而獨立存在，只能在賬戶間流動，因此不能像現金一樣直接由所有者掌握和支配并進行直接支付，而只能在賬戶管理者的協助下用于轉賬結算。
2.現金型電子貨幣。現金型電子貨幣不像賬戶依存型電子貨幣那樣必須信賴于銀行賬戶而存在，而是像現金一樣由使用者直接控制和掌握，在實際使用中也可以像現金那樣用于直接支付，這種電子貨幣比賬戶依存型電子貨幣更類似現實貨幣。根據其賴以存在的技術環境的不同，現金型電子貨幣可分為IC( Integrated Circuit)卡型電子貨幣和網絡現金型電子貨幣。
二、電子貨幣對中央銀行的挑戰
（一）對中央銀行獨立性的挑戰
貨幣政策是中央銀行為了實現特定的經濟目標而采取的各種控制和調節貨幣供應量和信用量的方針、措施的總和。不同經濟條件的國家必然會實施不同的貨幣政策。同一國家在不同經濟發展時期的不同發展階段，其環境也會發生較大變化，因而也會采用不同的貨幣政策。這就是貨幣政策的獨立性。
電子商務交易平臺和電子金融市場的開放性，全天候和無地域限制，使得電子貨幣全球化。網絡銀行通過計算機網絡可以瞬間使巨額資金從地球的一端傳到另一端，大量資金的突發性轉移會加劇金融市場的波動，而網絡快速傳遞的特性會使波動迅速擴大。所以，貨幣政策難以獨立。
（二）電子貨幣對中央銀行貨幣壟斷發行權的沖擊
一般而言，各國的貨幣都是由其中央銀行代表國家壟斷發行，中央銀行對貨幣的壟斷發行權是一國貨幣最重要的內容之一。中央銀行壟斷貨幣發行權，實質上就控制了基礎貨幣量，進而影響到長期利率、短期利率等其他經濟指標。正是由于壟斷了貨幣發行權，才使中央銀行有可能成為商業銀行的銀行，并對國民經濟具有決定性的影響。但是，電子貨幣的出現沖破了中央銀行的貨幣壟斷發行權，使傳統法幣在流通中被電子貨幣所部分替代。到目前為止，絕大部分的電子貨幣是由其他金融機構甚至是非金融性的經濟實體所發行。
（三）電子貨幣對中央銀行鑄幣稅的影響
所謂鑄幣稅是指中央銀行從貨幣的發行和鑄造中所獲得的收入，即貨幣的面值超過生產成本的那部分收入。鑄幣稅是中央銀行收入的核心部分，也是國家財政收入的組成部分之一。因此，電子貨幣即便只是逐步取代法幣，對于有龐大預算赤字的國家也會形成相當大的壓力。根據國際清算銀行(Bis)的預測，電子貨幣在流通條件下可能導致鑄幣稅收人減少占GDP的比重，同時，鑄幣稅收入是彌補中央銀行操作成本的最主要資金來源，鑄幣稅收入的減少將嚴重削弱中央銀行的經濟基礎，進而間接影響其調控一國貨幣政策的獨立地位，以及實施貨幣政策的有效性。對于發展中國家而言，由于其現金使用的范圍更為廣泛，中央銀行的管理成本比較高，電子貨幣對中央銀行收入及其獨立性的影響將更加突出。
三、電子貨幣對貨幣政策的影響
（一）電子貨幣對貨幣定義的影響
貨幣是商品經濟的產物，原是從商品中分離出來的充當一般等價物的特殊商品。隨著商品生產的發展和交換的擴大，貨幣形式又不斷地演進。在金融電子化的推動下，貨幣出現了新的形態，如信用卡、電子貨幣等，這是一種依托全球和網絡銀行產生的虛擬的無貨幣實體的數字符號。網絡貨幣是貨幣在計算機網絡中的存在形式。網絡貨幣隨著網絡銀行的產生而產生，隨著網絡銀行的發展而發展。這對傳統的貨幣內涵將產生深遠影響。電子貨幣的發展使傳統貨幣觀對貨幣用途的界定有了改變,傳統貨幣觀對貨幣不同用途存在確定的相當穩定界限，而電子貨幣的發展將打破這種界限，對其進行沖擊。
（二）電子貨幣對貨幣需求的影響
1.貨幣需求動機界限模糊。對貨幣需求的分析是從貨幣的不同用途來分析影響貨幣需求的因素。無論是在凱恩斯貨幣需求理論中劃定的界線為持有貨幣的不同動機,還是弗里德曼貨幣需求理論中表現為不同財富結構和各種資產預期收益的機會成本的組合,傳統的貨幣需求理論都假設貨幣在不同用途之間存在確定的界限,而且這種界限是相當穩定的,各自影響的因素也是完全獨立的。然而,網絡銀行的發展使得這種界限的劃定變得非常困難。電子信息技術的發展使得各種不同用途的貨幣之間轉換十分容易。借助于發達的金融創新工具,人們在需要貨幣進行各種交易時,流動性的需求可以立即被滿足。電子貨幣的發展大大降低了各種不同用途的貨幣的轉換成本,使處于不同動機的各種貨幣需求之間的界限也就越來越模糊。
2.貨幣投機性需求增多。在弗里德曼貨幣需求理論中，貨幣、債券和股票的預期回報率之間存在明顯差異，也會因電子貨幣出現后強大的流動性不斷縮小。可以預見,隨著網絡銀行的進一步發展和電子貨幣的普及,對貨幣需求的影響會日益增大。
3.貨幣流通速度加快，利率波動加劇。網絡銀行和電子貨幣的發展對貨幣的流通速度也產生了重要影響。根據貨幣數量論,電子貨幣的替代作用使得利用現金進行交易的次數減少,因而對傳統貨幣的需求減少。一方面，流通中通貨的減少加快了貨幣的流通速度;另一方面，電子貨幣在信用創造方面的作用,又使得對貨幣的需求處于不穩定狀態,導致利率波動。根據凱恩斯的貨幣需求理論,貨幣需求與利率直接相關,利率的波動反過來又導致貨幣需求的不穩定。無論認為貨幣流通速度的穩定與否,現代化的網絡支付體系和電子貨幣的出現則加快了貨幣的流通速度和加劇了利率的波動。因此，增大了貨幣需求量的計量難度。
（三）電子貨幣對貨幣供給的影響
1.基礎貨幣。當電子貨幣作為新的現金貨幣形式加入到基礎貨幣行列時,則可能使得基礎貨幣虛擬化,從而減少流通中的通貨。對于金融機構的存款準備,各國法律都有明確的規定。而對于電子貨幣余額是否要求一定比例的法定準備,目前仍存在較大爭議。大多數國家對電子貨幣余額無準備金要求,但也有一些國家,如日本則要求發行者繳納相當于其發行的電子貨幣余額50 %的準備金。但總的來看,電子貨幣有減少法定準備金的趨勢。另外,由于網絡技術的運用大大降低了銀行進行資產轉換的成本,銀行可充分利用電子貨幣的高流動性,滿足特殊情況下出現的流動性不足問題。在超額準備的存款利率不變或降低的情況下,作為銀行為應付流動性而自愿持有的超額準備金將會降低;反之,則根據由此帶來的機會成本與資金運用的收益進行比較抉擇。
2.貨幣乘數。基礎貨幣是貨幣供給的源泉,貨幣供給量可以數倍于基礎貨幣,我們稱這個倍數為貨幣乘數,它可以表示為:m =1 + krd + e + k + t?rt
rd：活期存款法定準備金率,由中央銀行決定；Rt：定期存款法定準備金率,由中央銀行決定；E：超額準備金率,由商業銀行決定；T：定期存款與活期存款比率,由社會公眾決定；K：為現金與活期存款比率,由私人部門―包括個人與公司的行為決定；
由此可見,貨幣乘數是由中央銀行、商業銀行和社會公眾共同決定的。大多數國家中央銀行的主要資產是通貨。首先，電子貨幣對通貨的大規模取代，勢必使中央銀行的資產負債規模大為縮減。其次，超額準備金的持有會降低商業銀行的貸款規模，減少利息收入。電子貨幣的發展使社會公眾的現金使用量減少,從而使商業銀行能夠減少超額準備金的持有量，因而e 會呈減少趨勢。最后，人們不斷增加電子貨幣的持有量而減少現金的持有量，導致k 不斷下降,而受定期存款利率的影響。電子貨幣中貸記卡等信用貨幣的使用，會減少人們對活期存款的需求。為了獲得更多的利息收益，人們將更多地選擇定期存款，使t呈上升趨勢，由于這些因素的相互作用，短期內貨幣乘數不會產生太大的變化。
四、結語
電子貨幣的出現是信息革命的產物。電子貨幣的產生和流通使實體貨幣與觀念貨幣發生分離。真實貨幣演變為虛擬貨幣，是新技術革命和網絡經濟發展的必然結果，它有效地解決了市場全球化的大背景下，如何降低“信息成本”和“交易費用”的問題。網絡和電子貨幣的出現加快了市場全球化，加強了全球經濟的聯系，人們通過網絡和電子貨幣可以更快更省地處理經濟事務，所有的這些都大大降低了信息搜尋成本，減少了交易費用，節余了更多的社會財富，提高了資源化配置的范圍和效率。
與此同時，我們應更加清醒地認識到電子貨幣對中央銀行的挑戰以及對相關貨幣政策的影響，從而使電子貨幣朝有利于金融穩定和國家經濟發展的方向發展。
參考文獻:
[1]陳穎.電子貨幣發展對中央銀行貨幣政策影響的思考[J].
廣東經濟，2009(7).
[2]陳穎.電子貨幣與中央銀行貨幣政策的研究[J].廣東工業大
學碩士畢業論文，2007.
[3]韓留卿.電子貨幣對中央銀行貨幣政策影響研究[J].河南金
融管理干部學院學報，2008(5).
一、前言
在20世紀初我國經歷了高增長低通脹的增長時期，而在2007年之后我國經濟高增長伴隨著高通脹。從貨幣視角來看，自從2005年之后我國M1平均年增長率超過20%。而另一方面我國的貨幣需求也在金融市場的重大改革中產生變化。特別是2005年發生的股權改革和匯改改變了一些投機性和交易性貨幣需求。同時，我國房地產也在這期間進入高增長階段，房地產在居民財富的比重也在逐漸增加。這也對我國居民和企業的預防性貨幣需求產生了巨大的影響。顯然貨幣供給增加超過了貨幣需求的變化產生了近階段的通貨膨脹。因此，對我國最近的貨幣需求進行研究可為貨幣供給做參考，也為以后貨幣政策的制定做鋪墊。
2005年我國進行了匯率改革和股票市場的股權分置改革。不斷發展的人民幣國際業務也增加國際對人民幣的需求，人民幣升值不斷升值也引入大量國際資本流入增加了投機性貨幣需求，雖然升值預期在減小但流入資本存量在增加。隨著國際金融危機和歐洲危機的延伸和發展，各國延續持續下降的經濟現狀，而中國保持高速增長吸引國內外資本的投入。快速發展的我國資本市場需要更多的資金流入。這些資本增加了投機性貨幣需求。在股票市場的股權分置改革之后，股票市場快速發展使持有貨幣的機會成本在增加。同時這也加大了投機性貨幣需求。國內處于適度通脹期商品價格提高也增加了居民和企業的交易性貨幣需求。房地產市場持續上升增加了居民和企業交易性和預防性貨幣需求。
國際貨幣美元自本世紀初開始的貶值導致人民幣有效匯率相對價格大幅下降，導致中國外匯儲備迅速增加。到2012年6月我國外匯占款余額達到25.6萬億。同時，貨幣供給的增長速度遠遠高于預期和GDP增長速度。這導致我國通脹壓力增大（李建偉、余明，2003）。自從匯率改革以來，人民幣從對美元的8.27上升到2012年5月突破6.3大關。匯率的波動會通過貨幣替代效應、國際資本流動效應和資產組合效應等途徑影響貨幣供需。在資本賬戶管制的國家里，貨幣需求量主要取決于貨幣需求和供給的匯率彈性以及二者之間的相對大小（Wu，2001）。Arango和Nadiri（1981）發現貨幣需求依賴于匯率的預期波動和國外的利率。匯率的波動性增加會相應地減少本幣的需求。Ahmed和Benkato（1996）把日元預期貶值率加入到日本的貨幣需求函數中，發現日元的預期貶值率會減少日元的廣義貨幣需求，即國際貨幣的替代效應。王國松（2006）把國外的利率和匯率加入到了中國貨幣需求函數中。他發現對我國廣義貨幣需求影響很大的是人民幣的實際有效匯率。肖衛國和袁威（2011）發現在1991年到2010年人民幣匯率波動的短期國際資本流動效應是造成中國A股動蕩加劇的重要原因之一。人民幣升值和升值預期通過貨幣替代效應和國際資本流動效應會增加長期實際貨幣余額需求。
股票市場從1992年發行股票68.87億，總市值為1048.15億，成交金額為683.04億到2005年發行股本7629.51億，總市值為32430億，成交金額31664億。而到2010年發行股本33184億股，總市值26.5萬億，成交金額為54.5萬億。股票總市值占GDP的比重從1992年的4%上升到2007年最高的123%，超過西方一些發達國家資本市場發展，而隨著投資熱情降溫，在2010年這一比例達到67%。自從股權分置解決之后，我國股市得到快速發展。
M.Friedman（1988）研究美國股票價格對貨幣需求效應。他發現，1961到1986年股價的資產組合效應較小。對M2來說，交易效應不明顯，而財富效應大于替代效應。而長期來看，股價升高對M2的財富效應小于替代效應。S.B.Carpenter和J. Lange（2002）對美國1995-2002年季度數據進行了研究。他們發現加大股市波動性會增加平衡階段的M2需求。短期動態結果是股市預期收益增加會降低M2的增長速度。謝富春，戴春平（2000）發現我國股市市值與貨幣需求存在正相關關系。姜波克（2003）發現證券市場真實收益率的期望值和方差與貨幣需求的實際余額呈正相關。肖衛國（2011）通過封閉和開放經濟條件下，研究表明我國貨幣需求實際余額都與股票收益率有長期替代關系。
迅速發展的房地產對中國居民消費貨幣需求和預防性貨幣需求產生巨大的影響，促使居民生活壓力增大，加重居民和企業生活和生產成本。自從1998年中國開始居民住房改革，房地產市場迅速發展。房地產銷售額從1998年的0.2萬億上升到2011年5.9萬億元。在這期間銷售額增長27.6倍，遠遠超過同期GDP增長程度，是中國近十幾年迅速發展的主要動力之一。房地產占居民和企業財富里的比重加大，甚至成為我國財產的重要組成部分。因此，作為財富的重要部分房地產也大大增加了居民和企業的預防性貨幣需求和交易性需求，這對我國貨幣需求產生本質影響。Tobin和Golub（1998）從資產配置角度研究了房地產資產對貨幣需求的影響。Greiber，Setzer和Bundesbank（2007）對比分析了美國和歐洲房地產價格和貨幣需求的關系，得出結論是通過資產通脹和信貸會增加貨幣需求。Sousa（2010）從不同角度研究了歐洲的金融資產和房地產資產對貨幣需求的影響。朱英姿（2011）分析了貨幣政策回歸“穩健”對房地產市場帶來的沖擊。談正達等（2011）分析了資產價格對我國貨幣需求的影響。他發現房地產價格對長期貨幣需求有顯著的替代效應。
隨著中國資本市場不斷完善和深化，我國匯率調整、房地產總量不斷增加、金融改革不斷深化以及我國商品價格不斷市場化，居民和企業對貨幣需求也產生了巨大的變化。因此，在股改和匯改后的開放經濟環境下對我國貨幣需求進行實證研究有深刻的意義。
總的來看，對我國貨幣需求的研究比較豐富。但是沒有從資產配置角度來研究我國開放經濟下金融市場改革之后的貨幣需求。我國股權分置改革后資本市場逐步市場化和自由化，同時人民幣匯率逐漸變為有管理的浮動匯率，以及我國快速發展的房地產短期內都對我國的貨幣需求都有很大的影響。因此，本文選擇從股票市場、人民幣匯率和房地產等角度對2005年第三季度金融市場重大改革之后的貨幣需求進行研究。
二、 模型
根據弗里德曼的《貨幣數量論--重新表述》提出的貨幣需求函數的理論框架和分析，將我國貨幣需求函數定為以下形式：
……（1）
其中，M/P表示我國實際貨幣需求；y代表我國居民收入；s表示我國A股股票市場季度收益率，用滬深300的收益率來代替；cpi為我國季度通脹率；i表示我國存款利率，代表持有貨幣的機會成本；e表示人民幣匯率變動率；f表示商品房銷售額。為了消除異方差，對M2、GDP和房地產銷售額進行對數處理。有上述推導，得出本論文的半對數模型：
……（2）
本文采取對我國股權改革和匯改之后的資本市場、人民幣匯率和房地產對我國貨幣需求產生的影響進行分析。經過改革后，我國接近開放經濟市場條件，這也使得我國居民的財富結構和機會成本產生了改變。而從2005年以來我國股市規模大幅度增加、人民幣匯率大幅升值以及房地產銷售額也迅速增加，這些影響了居民對貨幣的需求。綜上考慮，本文選取2005年第三季度到2012年第二季度的數據位樣本，研究在重大金融市場改革后我國股票市場、人民幣匯率和房地產對貨幣的需求。
隨著金融深化和發展，M1不再能反映我國經濟的貨幣需求（萬曉莉，霍德明，2010；肖衛國，袁威2011）。2007年開始M1不再是央行控制總量目標。因此，選取M2作為名義的貨幣需求總量。用M2除以CPI得到本文模型里的實際貨幣余額。而作為收入的gdp也是用名義GDP除以CPI得到的。把股票的收益率作為貨幣替代的機會成本來看待。采用滬深300指數的季度數據來計算股票市場的收益率。對房地產的數據由于全國房地產價格的協調不統一，本文采用我國每個季度的商品房銷售額來代表我國房地產市場作為貨幣替代的需求。用月度環比CPI計算出季度的商品價格波動指數來代表商品的收益率。而資本的機會成本用利率來表示。我國利率沒有完全市場化，因此利率r采用7天同業拆借利率來替代。用每3個月的交易量為權數加權計算出季度利率數據。e為人民幣名義有效匯率。e上升代表人民幣升值。本文采用股改和匯改之后的時間段來研究我國貨幣需求的變化和最新走勢。數據選取2005年第三季度到2012年第2季度。數據均來自銳思數據庫。
三、貨幣需求的實證部分
由于規模變量實際M2、實際GDP和商品房銷售額都有明顯的季節性。因此，對用X-12加法進行季節調整后的數據進行分析。對季節調整后的數據進行單位根檢驗得到下表：
從圖中看出，房地產銷售額的對數是逐漸升高的，而在2009年增幅達到最大，之后趨于穩定。貨幣需求M2/CPI也逐漸增加，特別是在2008年之后增長的速度提高了。實際GDP的對數也是在經過2008年的短暫停滯后，持續上升。除了08年第一季度以外，商品的價格基本穩定。而人民幣在2005年之后持續升值。經過08年金融危機后，人民幣升值幅度和速度大大降低。利率伴隨著中國經濟和股市經歷了一次N字型走勢。在2008年底達到最低，而在2011年又回到最高點。我國股票市場的收益率區域穩態狀態，由2006-2007年的高收益逐步向無風險利率回歸。
通過格蘭杰檢驗得出，人民幣匯率、股票市場、GDP、利率和房地產都和M2有因果關系。這也得到大多數學者的驗證。
考慮到6個變量對實際貨幣需求的影響存在相互影響的作用會導致貨幣需求函數的內生問題。國外資金不僅通過匯率升值，而且通過投資來增加收益。一部分資金流入股市，另一部分資金流入房地產。這必然產生內生性。為了避免這種情況，本文采用向量組回歸（VAR）模型進行分析。
各個變量對實際貨幣需求的長期關系由軟件進行協整檢驗。
從上式看，實際GDP和實際M2之間存在負相關。二者之間存在的彈性是-1.43，表明我國實際GDP上升1%會減少貨幣需求1.4%。這可能是體現在我國貨幣替代上。我國正處于收入上升期，同時我國居民收入開始從存款轉向其他金融資產。而最近幾年股市的掙錢效應使得許多存款轉入股市，同時一部分家庭購買房產也使用了一大部分存款。商品的價格與實際貨幣需求呈正比，他們之間的彈性為0.11，可以看出商品的實際價格對貨幣需求影響較小。作為資本機會成本的利率對實際貨幣需求的彈性是2.55，也是最重要的因素。在利率沒完全市場化的時候，利率還是對我國經濟各個方面產生重大影響。利率上升，提高了資本的成本。同時也增加了存款和貸款的吸引力。增加了消費的成本，導致消費減少。這一部分資本從股市、國外和樓市變為存款儲存起來。股市、房地產匯率與實際貨幣需求的彈性分別是-0.123和-0.07。這說明股票和房地產作為貨幣替代品對貨幣需求有直接的影響，而比重是作為居民易接受的股票更重些。房地產作為大宗商品投資只是影響到能夠消費起的居民的投機性貨幣需求。而對暫時沒能力消費的居民來說，由房地產產生的預防性貨幣需求占比較少。人民幣匯率對實際貨幣需求有正的相關行，彈性為0.019。
基于實際貨幣需求的VAR滯后階數統計信息如表4。因此，本文選擇2階VAR模型。
5個方程的擬合優度均在0.98以上。本模型擬合效果非常好。AIC、SC較好。短期內，對我國貨幣需求的影響最大的是人民幣匯率，其次是股票市場，之后是房地產市場，然后依次是商品市場、利率和實際GDP。實際貨幣需求受到上期影響彈性為1.38。這表現為隨著居民和企業收入提高、資本市場開放和金融產品等投資渠道增加，其貨幣需求增加。而第二期這種影響就減弱很多了，但影響變為負相關。即第二期開始實際貨幣需求對自身有個修復作用。說明貨幣需求自身的慣性只能持續一個季度，在下期這種內在的慣性就消失了。短期的實際GDP對實際貨幣需求影響較小。二者的彈性在0.013左右。即居民和企業收入增加會增加交易性貨幣需求。根據長期協整關系式來看，長期實際GDP對貨幣需求的影響是負的。這是因為我國正處于金融市場改革期。我國股票市場、債券市場和國際金融賬戶在逐步開放，出現眾多金融理財產品使得我國居民投資渠道增加。居民的金融資產從大量持有貨幣存款和現金轉移到股票、債券、外匯和房地產等貨幣替代品。這些金融資產也逐步替代貨幣成為居民金融資產的主要部分。短期內，房地產對實際貨幣需求影響低于股票和外匯的影響，但大于商品、利率和實際GDP的影響。這個現象表明我國房地產最近幾年的發展迅速且房價的上升使得我國居民貨幣需求的結構產生了變化。股票市場收益提高對貨幣需求的影響體現在財富效應和替代效應。短期看，是前一個季度帶來的主要是替代效應，而滯后2期的主要為財富效應。即股票市場上升后股市出現掙錢效應，許多居民將會增加股票的投資份額而減少其他貨幣需求，這時多體現了替代效應。而第二期開始投資者在股市上掙的錢以及對未來的預期，投資者會產生以后的財富預期。當預期自己財富增加后，投資者會增加自己的貨幣需求。人民幣匯率上升會增加人民幣升值的預期。而自從2005年以來，人民幣升值累計到達近30%，因此，人民幣升值預期的強度在減少。人民幣升值預期減弱之后，外國資本流入中國的速度和力度也會下降。最近已經出現中國資本賬戶出現負增長。從上式看出，人民幣升值會對之后第一期產生巨大的貨幣需求國際資本流動效應，而同時我國人民幣匯率波動性比較小，使得人民幣的國家風險和投資風險小，因此流入我國的國際資本比較多，增加了我國貨幣需求。而在第二期人民幣匯率會對我國貨幣需求產生貨幣替代效應。即人民幣升值會出現短暫的貨幣需求增加之后逐漸減少的趨勢。這和王國松等（2006）研究的結論相似。
實際貨幣需求受自身影響從第2期開始逐漸下降。到了第10期，自身影響只占40%。這說明其他因素是對貨幣需求的影響比較大。實際GDP對貨幣需求的影響也在第5期之后逐步體現出來，達到10%。而在第10期房地產對貨幣需求的影響則達到了30%，這是2005年下半年到2012年上半年影響貨幣需求最大的因素。利率對貨幣需求的影響變的比較小。商品的通脹率對貨幣需求的影響也只和實際GDP相似。股票市場對貨幣需求的影響小于收入和通脹率。這出乎研究的預期。股市對貨幣的替代效應減小主要原因是經歷過2006到2007年的高收益牛市后，又經歷2008年以及之后的熊皮市，使得股市的賺錢效應沒有延續性。而資金流入股市只是短期行為，沒能形成持續地不斷注入的模式。因此，投機性貨幣需求就變的比較小了。而同時人民幣匯率和股市對貨幣的影響相似。
四、實證結果分析
長期看，實際收入與貨幣需求呈反比，而短期二者是呈正比。即我國收入增加會增加交易性貨幣需求，但長期來看，我國正處于經濟調整期。而我國金融市場逐步開放。許多金融產品的出現使得居民的持有貨幣的機會成本凸顯出弊端。居民的部分貨幣資產轉化為股票、房地產和外國貨幣等金融資產，這使得實際收入與貨幣需求呈反比。長期看，房地產對貨幣需求的作用是負作用。即房價上升會減少居民的貨幣需求，即體現出房地產的替代效應。但替代彈性系數不是太高。而在短期內，房地產也降低貨幣需求。利率在長短期都是對貨幣需求有正的影響。在研究期間，我國負利率時間比較長，因此，利率的提高會增加貨幣的吸引力，從而增加貨幣持有量。從方差分解來看，房地產對我國貨幣需求的影響占比最大。這也體現了我國2005年之后房地產在居民消費和金融資產的地位和影響。而解決房地產對我國居民貨幣需求的方法可借鑒國外解決高房價的決策，即使用限制房租來間接限制房價過快上升。房價上升幅度減小且居民對房地產的投資減少會降低房產對貨幣需求的影響。股票市場對我國貨幣需求的長期影響是負的，而短期內有正的作用。短期內，股票市場的賺錢效應產生財富效應會增加居民和企業的交易性貨幣需求和投機性需求。而長期來看，股市的替代效應大于財富效應。這也和M.Friedman（1988）年研究美國股市對貨幣需求的結論一致。即在短期內股票市場的財富效應大于替代效應。而長期來看，股價升高對貨幣需求的財富效應小于替代效應。較小的彈性系數反映出股票作為貨幣替代的效果不是太好。當期我國居民主要還是以預防性貨幣需求為主。人民幣匯率彈性系數為正。這表明人民幣升值會增加長期實際貨幣需求，證明了人民幣匯率波動的貨幣替代效應和國際資本流動效應。和易行健（2006）、萬曉利等（2010）結論不同，和肖衛國等（2011）相似。短期，人民幣匯率對貨幣需求的結構沖擊在前3個月為正，之后在6個月轉為負。這顯示人民幣匯率的波動通過影響人民幣預期來影響我國的貨幣需求。根據匯率的傳導理論，人民幣匯率不升值會導致國內產生通貨膨脹。在人民幣低估時，通貨膨脹和名義匯率的上升均可實現實際匯率升值。人民幣升值對降低我國通貨膨脹有顯著的解釋能力。
五、結論
從我國資產結構轉變出發，用房地產銷售額、股票收益率和人民幣匯率等來研究在股改和匯改后我國長短期的貨幣需求函數。通過研究發現，從長期看我國利率、收入是貨幣需求最重要的原因，股票市場和商品價格是其次，之后房地產和匯率影響較小。但短期內，匯率、通脹股票市場和房地產市場對我國股改和匯改后的7年影響較大，特別是匯率對我國貨幣需求的短期巨大沖擊。自從人民幣匯率開始實施有管理的浮動匯率后，國際資本流動效應和貨幣替代效應明顯。隨著我國進出口貿易額劇增，國際資本加速流入我國。這使我國外匯占款急劇增加，大大增加了我國貨幣需求。而在研究期間，我國經歷的利率波動比較小，同時實際GDP比較穩定，因此，二者對實際貨幣需求的影響較小。隨著時間的推移，股改和匯改的沖擊效應逐漸變小，我國貨幣需求會趨向于穩定的長期需求狀態。
房地產市場對我國的貨幣需求在2005年之后得到充分體現。解決高房價以及房產對貨幣需求可用的方法是借鑒國外的限制房租來間接控制房價過快上漲。而我國治理經濟主要用數量型工具，而價格型工具較少使用。人民幣升值通過替代效應和國際資本流動效應增加實際貨幣需求。短期人民幣升值會增加貨幣需求，而長期會減少貨幣需求。在短期內股票市場的財富效應大于替代效應。而長期來看，股價升高對貨幣需求的財富效應小于替代效應。較小的彈性系數反映出股票作為貨幣替代的效果不是太好。
綜上所述，本文的政策指導意義很明顯：央行在短期內制定貨幣政策時應注重匯率、房地產和股市的變動，而長期多重視利率和實際收入對我國貨幣需求的影響。
參考文獻：
[1] Ahmed Al-Mutawa A.F，O.M.，Benkato，1996，“On currency substitution and money demand instability”，International Review of Economics & Finance，5，pp.321-334
[2] Arango S，M. I. Nadiri ，1981，“Demand for money in open economies”，Journal of Moneytary Economics ，Vol 7，pp.69-83
[3] Friedman，M.“Money and the Stock Market” ，The Journal of Political Economy，1988，96（2），PP.221-245.
[4] Greiber C，R. Setzer， and K. D. Bundesban，2007，“Money and Housing：Evidence for the Euro Area and the US”，Deutsche Bundesbank ，Research Centre ，Discussion Paper Series 1：Economic Studies.
[5] Mehrotra.A.N.“Demand for Money in Transition：Evidence from China's Disinflation" ，International Advances in Economic Research，2008，14（1），PP.36-47.
[6]Sousa，R. M.，2010，“Housing Weslth，Financial wealth，Money Demand and Policy Rule：Evidence from the Euro Area”，The North American Journal of Economics and Finance，21（1），pp88-105.
[7] Y.Wu，“Exchange rates，stock prices，and money markets：evidence from Singapore”.2001，Journal of Asian Economics，12，pp 445-458
[8] Zuo，H.and S.Y. Park，“Money Demand in China and Time—varying Cointegration” ，China Economic Review，2011，22（3），PP.330-343
[9]姜波克和陳華：證券市場和貨幣需求：一個新貨幣需求函數的探討[J]，《世界經濟文匯》2003年第1期。
[10]談正達，范敘春，胡海鷗：股票價格、房地產價格和我國貨幣需求的實證分析[J]，《投資研究》2011年第10期。
[11]王國松，楊楊：國際資本流動下我國貨幣需求函數穩定性檢驗[J]，《財經研究》2006年第10期。
[12]王永中：收入不確定、股票市場與中國居民后壁需求[J]，《世界經濟》2009年第1期。
[13]伍戈：中國的貨幣需求與資產替代[J]，《經濟研究》2009年第3期。
[14]肖衛國，袁威：股票市場、人民幣匯率與中國貨幣需求[J]，《金融研究》2011年第4期。
論文摘要：概述了定性法、比例法、成本收益法及需求函數法等經典國際儲備決定理論，并在此基礎上，對我國學者圍繞這些理論研究我國外匯儲備適度規模的文獻進行了綜述，得出的結論是：外匯儲備的適度規模因分析方法、選取因素及制度背景的不同而有很大差異，因此，應運用多種分析方法，動態地、綜合地研究我國外匯儲備的規模問題。
論文關鍵詞：外匯儲備適度規模比例法成本一收益法儲備需求函數法
一、經典外匯儲備規模決定理論
20世紀6o年代以來，西方學者對外匯儲備規模進行了深入研究，其中具有代表性的包括卡包爾提出的描述法，特里芬等提出的比例法，海勒和阿格沃爾提出的成本一收益法，貨幣主義提出的貨幣需求決定法及弗倫克爾等提出的外匯儲備需求函數法。這些經典的儲備規模決定理論為研究我國的外匯儲備規模提供了基本的理論分析框架。
1．描述法。20世紀70年代中期，卡包爾等經濟學家提出了外匯儲備規模的描述分析法，認為影響一國外匯儲備需求的因素有六個方面：一是儲備資產質量；二是各國經濟政策的合作態度；三是國際收支調節機制的效力；四是政府采取調節措施的謹慎態度；五是一國所依賴的國際清償力來源及穩定程度；六是國際收支動向及其經濟狀況。這一方法的缺點是難以建立較為精確的量化模型，只是簡單地定性分析外匯儲備規模。
2．比例法。比例分析法是根據外匯儲備與某些經濟變量的比例關系來計算適度儲備規模。常用的比例包括以下幾種：一是儲備／進口比率，由美國經濟學家特里芬提出，把滿足進口貿易需要作為衡量外匯儲備的標準，該比率的適度值是在20％～40％之間。從時間來看，最低外匯儲備應能支持至少三個月的進口需求量，標準值是能滿足3～6個月的進口需要。二是儲備／短期外債比率，反映了一國的快速償債能力，國際警戒線為100％，如果低于這一標準會打擊投資者信心，引起資本外逃，導致金融危機。如果外匯儲備超過短期外債余額的5倍，則會因大量資源閑置而帶來經濟損失。三是儲備／外債余額比率，反映了外匯儲備對全部外債的清償力，警戒線為30％，一般以30％～50％為宜。四是儲備／廣義貨幣比率，由約翰遜等(1958)提出，他認為國際收支是一種貨幣現象，國際收支順差表示本國貨幣需求過度，逆差表示國內貨幣供給過多，一般該比率以25％為適度。五是儲備／國內生產總值比例法，反應一國經濟規模對外匯儲備的需求量。比例分析法的優點是初步建立了衡量外匯儲備的量化指標，但指標過于簡單，不能全面反映影響外匯儲備需求的多種因素。
3．成本一收益法。這一理論應用西方經濟學中的邊際分析法，認為當持有儲備的邊際成本和邊際收益相等時即達到最佳儲備規模，以海勒和阿格沃爾的研究為代表。海勒(1966)認為，持有外匯儲備的收益即一國調節國際收支時付出的調整成本，持有儲備的機會成本是將這些儲備資產換成其他資產時可能帶來的投資收益。外匯儲備的最優規模即是持有儲備的邊際調整成本和邊際機會成本相等的點。在海勒模型的基礎上，阿格沃爾(1971)建立了一個發展中國家的儲備需求模型。他認為，發展中國家的外匯儲備要既能在固定的匯率上融通國際收支逆差，又能使該國持有儲備的收益與成本相等，因此發展中國家需要更多的外匯儲備。在他的模型中成本和收益都用產量表示，即持有儲備的機會成本指用儲備購買進口必需的投入后能生產出來的那部分國內產品，持有收益指一國出現收支逆差時由于持有儲備而避免的不必要的調節所節省的國內產出。成本一收益法對于機會成本的計算很難精確量化，很難進行具體的操作，而且這一方法僅考慮了預防性及交易性付匯需求，未考慮償債性及平抑外匯市場波動的儲備需求，具有一定的片面性。
4．貨幣需求決定法。該理論由貨幣主義學派布朗和約翰遜等經濟學家提出，認為國際收支不平衡本質上是一種貨幣現象，國內貨幣供給超過需求時會引起多余貨幣外流，形成國際收支逆差，在固定匯率制度下會引起國際儲備的減少，因此，外匯儲備需求主要由國內貨幣增減決定。
5．儲備需求函數法。儲備函數法的關鍵是要合理地構建儲備需求模型，而構建模型的方法也是逐漸完善的，從靜態分析到動態分析，從均衡研究到非均衡研究。弗倫德斯較早地用多元回歸法詳細分析了出口收益率的不穩定性、外匯儲備的機會成本、收益率及變動率、政府改變匯率的意愿及收入水平等十大因素對儲備／進口比例的決定作用，建立了一個較為全面的發展中國家的儲備需求函數，但這一模型在實證檢驗時未能取得理想結果。英國學者弗倫克爾(1974)建立了儲備需求的雙對數模型，根據這一模型，一國的外匯儲備需求由進口傾向、國際收支的波動及進口額決定。這兩位學者的模型都以靜態分析為主，未能反應儲備需求和相關因素的長期動態關系。為彌補這一不足，埃尤哈(1976)采用滯后調整模式建立了發展中國家的動態儲備需求函數，主要選取的變量為經濟體的開放度、外匯存款的利率、出El創匯的變動率和預期的出口收入。2o世紀70年代末，國外學者開始采用非均衡方法來研究外匯儲備需求問題，即事先并不假定外匯儲備的實際持有量等于需求量(許承明，2001)。從20世紀80年代以后，以弗倫克爾和艾德沃茲(1983)為代表的學者開始利用非均衡模型研究外匯儲備規模，弗倫克爾用動態調整模型研究了發展中國家和發達國家外匯儲備的需求函數以及外匯儲備實際持有量向需求量調整的速度問題；艾德沃茲研究了一國貨幣市場非均衡對外匯儲備需求及其動態調整的影響。儲備需求函數法不再拘泥于影響外匯儲備的單項因素，對各類因素與外匯儲備的關系也做出了更為準確的描述，并且引入了動態分析過程。這一方法的主要缺陷在于無法克服變量間的多重共線性，且當變量是非平穩時間序列時會出現偽回歸，容易形成錯誤判斷。2o世紀90年代，格蘭杰和恩格(1987)提出的協整理論提供了一種研究非平穩時間序列長期均衡的有效方法，此后，西方學者開始用這一方法重新構建外匯儲備的動態需求模型。
二、我國學者對適度儲備規模的研究
1、我國~1-9-儲備規模的描述分析。王國林(2003)參考了IMF判斷儲備不足的五大標準，用描述法研究了我國當前的外匯儲備狀況，這五個標準為：國內利率的高低；對國際交易的限制；經濟政策的首要目標；匯率的穩定性；新增儲備的主要來源。王國林認為，考慮到通脹因素，我國當前的實際利率并不算高，隨著金融體制改革步伐的深化，對外交易的限制不斷放松，外匯市場相對穩定，外債在1999年出現凈流出，而外匯儲備則穩定增長，因此，新增儲備不可能主要靠信用安排的外債，我國也從未把累積儲備作為經濟政策的首要目標，所以我國外匯儲備是充足的。
2．我國外匯儲備規模的比例分析。王元龍(2oo3)、陳德勝(2005)對我國的儲備／進口比率、儲備／短期外債比率、儲備／外債余額比率進行了研究，從計算結果看，這三個比率在2o世紀90年代初期基本處于適度區間內，中期以后開始猛增，2OOO年已遠高于上限，此后，除了儲備／短期外債比率在2002年降至5．4倍，已接近安全區間外，其他兩個指標仍有增大趨勢。陳德勝(2OO5)認為如果以25％作為儲備／廣義貨幣(M2)比率的安全警戒線，我國1985—2004年的比率基本在警戒線以下，但在2OO4年已達23．8％，大有突破警戒線的趨勢。儲備／國內生產總值比率的適度值也沒有統一的標準，(2004)認為外債總額占GDP的比例在8％以下是安全的，而外匯儲備應保持在當年外債余額的2o％一30％，這樣推算外匯儲備占GDP的比例上限為2．4％；胡智(2006)認為適度的比例區間為2．4％～4％，我國的外匯儲備在1994年以后遠超過了按這一標準計算出的適度儲備區間。比例法分析的研究結論說明我國的外匯儲備已超過適度規模。
3．我國外匯儲備規模的成本一收益分析。根據阿格沃爾模型，吳麗華(1997)計算出，我國1996年外匯儲備的理論值應為670億美元，而當年實際外匯儲備為1050億美元。(2004)計算得出，2OO2年中國外匯儲備規模應為492．04億美元，而實際值為2864．0r7億美元，實際值和適度值有很大差距，其中可能的原因是阿格沃爾模型主要反映了彌補國際收支逆差所需的交易性和預防性外匯儲備需求，未考慮其他需求，因此用該模型計算出的外匯儲備適度值偏低。高豐(2OO3)運用引入償債需求后的阿格沃爾模型計算了我國從1990—2OO2年適度外匯儲備值，結論是：在1996年前，我國外匯儲備實際值低于理論值；1997年后則高于理論值，且差距逐漸增加；到2OO2年高出理論值1137．212億美元。蘇紅(2004)對阿格沃爾模型進行了更為全面的修正，除了交易需求、預防需求、償債需求等基本需求外，還引入了進口依存度、經濟增長速度、通貨膨脹率、國內外實際利差、對外融資能力、財政赤字率、持有外匯的機會成本等因素，計算得出我國近年來的外匯儲備適度規模小于實際規模，且差值逐年增大。如果考慮人民幣在資本項目下的自由兌換及加入wro等因素的影響，在模型中加入外匯儲備的制度性需求后，我國2OO2年的外匯儲備實際值仍高于理論值，但差值有所減少。直接運用阿格沃爾模型計算出的我國外匯儲備理論值遠低于實際值，但在我國學者引入其他因素對模型進行修正后，外匯儲備的實際規模仍高于理論規模，因此，根據成本一收益法的計算結論是我國外匯儲備規模偏高。
4．我國外匯儲備規模的貨幣需求分析。根據貨幣需求理論，貨幣需求主要由國民收入、預期通貨膨脹率和利率等因素所決定，因此我國學者的研究思路是先結合上述變量建立貨幣需求方程，再將估計出的貨幣需求量值帶人外匯儲備需求模型中，通過回歸分析確定模型中各變量的數量關系，若貨幣需求變量解釋顯著則說明貨幣因素會對外匯儲備規模產生影響。許承明(2001)和劉振彪(2004)分別用誤差糾正方程和協整系統方程估計出貨幣需求量，代人外匯儲備的需求方程中，都得出了和貨幣主義觀點相一致的結論：即從短期動態看，中國的國際儲備需求會受到貨幣政策的影響。貨幣市場的非均衡對外匯儲備的數量變化具有顯著的影響，貨幣的過度供給將使外匯儲備向下調整；過度需求將使外匯儲備向上調整。
5．我國外匯儲備規模的需求函數分析。在經典外匯儲備函數的基礎上，我國學者用回歸分析、時間序列分析等多種方法對外匯儲備及相關變量的截面數據和時間序列數據進行了研究，探討了影響外匯儲備需求的顯著因素，圍繞這些因素構建了外匯儲備的靜態及動態需求模型。在這些模型的基礎上，描述了我國外匯儲備實際規模和適度規模的偏差及這種偏差的調整過程。
三、基本結論
1．分析框架和方法的差異。2o世紀6o年代的定性分析法對外匯儲備的適度規模沒有量化估計，只是一種定性判斷；比例法僅把經濟規模、貿易規模、外債規模及貨幣需求等單一因素作為衡量外匯儲備是否適度的標準。這兩種早期理論都沒有采用均衡的分析方法。20世紀70年代的國際儲備決定理論開始引入均衡的概念，認為影響儲備的各類因素達到均衡時所確定的規模才是適度規模，但對均衡的理解出現分歧。成本一收益法認為當持有儲備的邊際收益等于邊際成本時即達均衡，而儲備函數法則認為當儲備的供給等于需求時才會達到均衡狀態。由于國際儲備的供給主要來源于國際收支順差，所以確定儲備適度規模的關鍵在于合理確定其需求。以后的學者順著這一脈絡繼續進行研究，通過計量模型尋找影響外匯儲備需求的主要因素，并準確描述其影響方向和程度。早期的儲備需求理論暗含的基本假設是外匯儲備的持有量等于需求量，這樣實際得到的是外匯儲備持有量函數，它可以在一定程度上反映外匯儲備需求，但并不是嚴格意義上的需求函數。20世紀80年代以后的學者突破了這一假設，認為適度儲備規模的實現需要經過～個動態調整過程，結合動態調整方程和持有量函數，他們運用非均衡的方法確定了外匯儲備的需求方程。協整理論產生后，決定外匯儲備規模的各種因素的長、短期均衡關系又在協整系統方程和誤差糾正方程的基礎上重新構建。可見，不同的分析框架方法所確定的國際儲備適度規模存在著很大差異。
2．影響因素的差異。不同的理論所確定的影響外匯儲備規模的因素不同，這主要是由于不同時代外匯儲備的功能差異所決定的。在特里芬時代，國際貿易是國際經濟往來的主要形式，國際資本流動的規模并不大，所以特里芬認為滿足出口貿易需要是外匯儲備的重要功能。海勒和阿格沃爾則強調了外匯儲備的調節。儲備需求函數法雖綜合考慮了外匯儲備的多種功能，但不同時期、不同國家的具體情況有很大差別，各國學者在構建模型時的側重點也有所不同。外匯儲備在不同國家、不同時代的功能差異決定了影響外匯儲備規模的因素也大相徑庭。
當弗里德曼獲得1976年的諾貝爾經濟學獎時，媒體這樣評價他：“弗里德曼實際上向每一個重要的既成學說進行了挑戰，從而在現存經濟學之外――其實也是在經濟學之內――建立起他的事業。”弗里德曼的思想、論文和作品――大約245種出版物，其中包括26本著作，以及一些電視紀錄片――他對經濟學的杰出貢獻尤其是有關通貨膨脹的理論，富有預見性且影響至今。
弗里德曼最著名的代表作是他與安娜?施瓦茨合著的《美國貨幣史（1876-1960）》。《貨幣的禍害》可以當做《美國貨幣史》的濃縮精華版，該書是弗里德曼晚年對自己半個世紀貨幣研究的總結，也是對貨幣主義最明晰的表達，為大眾了解弗里德曼的貨幣思想提供了可能。
弗里德曼從歷史的角度分析了國際價格水平和貨幣的聯系。從雅浦島上的石幣到今天廣泛使用的紙幣；從希臘、羅馬的鑄幣經驗到英國16世紀格雷欣時代的“劣幣驅逐良幣”；從18世紀法國約翰?勞一手炮制的“密西西比股災”到20世紀早、中期美國的白銀采購計劃加速了中國政府的。弗里德曼用歷史事實展現了一系列貨幣的“禍害”。
弗里德曼講歷史采用的并非常見的敘述方式，實證經濟學方法論有力地支撐了他的論點，并且對計量經濟學和小型模型的建立帶來了一般性的有益影響。比如，本書第4章“一次反事實的推演：評估1873年之后延續復本位制所帶來的影響”。弗里德曼重新定義了一度被經濟學界拋棄的貨幣數量論，他建立了一個真實的貨幣需求函數，著重研究貨幣需求和名義收入之間的關系，包括債券收入、股票、實物資本和人力資本的收益，以及預期通貨膨脹率。這項非常專業的數學評估顯示了弗里德曼一再強調的論點：貨幣存量的變化給予經濟活動水平強有力的影響，盡管伴隨一個很長而且可變的滯后期。這點被凱恩斯忽略了。
弗里德曼深刻意識到過度擴張的貨幣政策蘊藏的通脹風險，他強烈主張建立一個嚴格的、量化的貨幣政策，就黃金在貨幣基礎上的價值制定嚴格的指導方針，通過這種方式避免通貨膨脹。弗里德曼宏觀經濟學的一個不大被人認識、但是很根本的命題是，他認為過去的經驗和對未來的預期對于現階段行為的影響是十分重要的。這一命題使他在分析貨幣需求和消費函數時著重使用了持久收入的概念，并在解釋通貨膨脹時強調價格預期的作用。弗里德曼一生都致力于通過實證方法深入研究通貨膨脹率及其變性與政治經濟后果的聯系問題。
20世紀各國政府刺激經濟的措施主要源于凱恩斯理論，輕微的通脹能夠刺激經濟發展，為企業、家庭創造更高的收入，也帶來更多的花費，而消費反過來又會推動生產，如此類推，國民經濟就會保持相當的活力。但是，對于貨幣發行者――政府而言，貨幣政策就像美麗又危險的罌粟花，印鈔票的成本低、速度快，短期效果明顯，而惡果的累積相對滯后。通貨膨脹的平衡點很難把握，金融秩序一旦失控，就會抵消一切經濟成就，損害國家的經濟根本，讓每一個現金持有者失去信心。
[關鍵詞]通脹成本；MIU；CIA
對于通貨膨脹福利成本的度量自Bailey(1956)進行了開創性研究至今，國內外學者從不同的視角對其展開了深入的探討，而國內學者主要使用的方法歸納起來主要包括以下幾個方面：基于消費者剩余理論的估算方法，基于MIU模型、CIA模型以及交易時間模型的估算方法。
一、基于消費者剩余理論估算通貨膨脹的福利成本：BaileY(1956)將通貨膨脹的福利成本定義為貨幣需求函數逆函數下方的面積，即將名義利率從i減少到0時的消費者剩余作為通貨膨脹福利成本。
歐俊、李花(2006)利用該理論對通脹的福利成本進行了估算，得出如下結論：1、若名義利率不調整，半對數型貨幣需求下該成本為GDP的0.5％，雙對數型貨幣需求下該成本為GDP的0.9％：2、若保持實際利率不變，名義利率和通脹都上升的情況下，該成本會下降。這種模型現在還在發展之中，只能為政策選擇提供信息，減少決策難度。
陳昆亭、鄭文風(2007)分別用消費者剩余方法和Lucas(2000)的收入補償法對中國通脹福利成本進行估計，結果顯示用消費者剩余法估算得到的通貨膨脹福利成本要小于用收入補償法得到的結果，并且認為Lucas的收入補償法所得到的結果更合理精確。
二、基于貨幣效用模型(Mlu模型)的通貨膨脹福利成本的估計：即假定消費者從消費商品和持有貨幣中直接獲得效用，當通貨膨脹發生時，導致了實際貨幣余額的下降，使得消費者的福利受到損失，于是產生了福利成本。
儲麗琴(2008)運用補償變量法，選用1992年到2008年共65個季度的數據，對中國通貨膨脹的福利成本進行了測算，結果表明，在大約10％的名義利率下(以1993年和1997年為例)，中國通貨膨脹福利成本率約為2.1％，并且通貨膨脹的福利成本隨著名義利率的上升而上升。
于棟，閆慶悅，霍凌漢(2011)建立了包含人口增長和貨幣利息收益的MIU模型，并根據1993年到2009年的數據估算了通脹的福利成本：他們計算出的成本遠遠小于國內其他學者得出的結果：貨幣的利息收益和人口增長對我國通貨膨脹的福利成本都存在負的影響，其中貨幣的利息收益是通脹福利成本大幅度下降的主要原因，而人口增長的對它影響卻很小。
三、基于現金約束模型(CIA模型)的通貨膨脹福利成本的估計：該模型認為效用是消費和閑暇的函數，通貨膨脹會降低貨幣的實際購買力，從而家庭將會減少消費需求，增加閑暇的需求，因此會造成勞動供給的減少，導致產出、消費和資本存量的減少，這就是通貨膨脹的福利成本。
龔六堂、鄒恒甫和葉海云(2005)把消費者的財富引入效用函數，在CIA模型的基礎上分析了通貨膨脹的福利成本。研究發現當通脹率較低時，其福利成本較小：但是當通脹率較高時，其成本也較大。并比較中美兩國的通貨膨脹福利損失的數據得出：在中國通貨膨脹對經濟的影響比美國更為顯著。因此，在中國貨幣政策對福利影響更大。
陳彥斌，馬莉莉(2007)分別采用消費者剩余方法、MIU模型以及CIA模型對中國通脹的福利成本進行計算，利用CIA模型計算出的成本明顯小于用消費者剩余和MIU模型計算的結果，相對而言利用CIA模型的估算卻更不準確。實證結果表明在中國10％的通脹率的福利損失約為消費的12％，接近產出水平的4％。此外，在中國高通脹率伴隨著較高的福利損失，因此將通脹率保持在較低的水平對提高福利水平是有利的，
四、基于交易時間模型的通貨膨脹福利成本的估計：該模型認為購買商品需要時間和貨幣，通貨膨脹導致貨幣貶值，降低了家庭的實際購買力，家庭不得不花費更多的時間來獲取同等的效用，從而減少了勞動時間或休閑時間，因此造成了福利損失。蔡萬旭(2009年)在此模型下，求解出1992――2008年我國通貨膨脹的福利成本介于GDP的0.5699％～1.8732％之間。而利用消費者剩余方法得到結果要稍微小一點。從其研究中看到，我國通貨膨脹的福利成本并不大，沒必要對通貨膨脹過于緊張。
謝赤(2002)在新的交易技術的情況下模擬了貨幣需求，討論了金融創新對通貨膨脹福利成本理論上的影響。他的結論是，如果儲蓄是有息的，則通貨膨脹的福利成本將最終獨立于儲蓄需求。
陳利平(2003)在一個引入消費攀比的交易時間模型中討論了通貨膨脹的福利成本，在給定收入稅率和政府開支的情況下，當收入稅率較低時，個體消費攀比程度越高，通貨膨脹的福利成本越低：當收入稅率較高時，攀比程度越高，通貨膨脹的福利成本越高。
五、小結
縱觀國內的研究，主要是借用國外研究中已有的模型，對完全預期通貨膨脹下的福利成本進行估算，幾乎沒有涉足非預期通貨膨脹的福利成本，因此存在很大的局限性。所以在以后的研究中，可以根據中國國情和現實約束條件，尋求適合我國經濟情況的理論框架和實證研究，準確估算各期通貨膨脹福利成本，并做出正確的評價。
參考文獻：
[1]歐俊，李花，中國通貨膨脹福利成本計量初探[J]，財經論壇，2006，(12)
[2]儲麗琴，基于補償變量法的中國通貨膨脹福利成本研究[J]，學術交流，2008，(8)
[3]于棟，閆慶悅，霍凌漢，中國通貨膨脹福利成本的再探討[J]，宏觀經濟研究，2011，(3)
[4]陳昆亭，鄭文風，中國通貨膨脹的福利成本[J]，世界經濟文匯，2007(3)
[5]龔六堂，鄒恒甫，葉海云，通貨膨脹與社會福利損失[J]，財經問題研究，2005，(8)
[6]陳彥斌，馬莉莉，中國通貨膨脹的福利成本研究[J]，經濟研究，2007，(4)
[7]蔡萬旭，中國通貨膨脹福利成本研究[J]，復旦大學碩士學位論文，2009
