【正文】 隨機(jī)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響，我們需要求解出變量對(duì)穩(wěn)態(tài)值的偏離關(guān)系；但如果我們只是關(guān)心某 些經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系，我們則只需要求出結(jié)構(gòu)式。第一，在選擇結(jié)構(gòu)式時(shí)不能將規(guī)模變量與機(jī)會(huì)成本變量孤立開來(lái)，變量之間的匹配性是十分重要的。特別地，第一種情況中函數(shù)形式設(shè)定與 Baumol(1952)相同，結(jié)果我們得到同樣的平方根法則；在第二種情況中函數(shù)形式是Hwang(1985)的設(shè)定的推廣，與之相一致， 局部調(diào)整模型作為一個(gè)特例出現(xiàn)；在第三種情況中，我們構(gòu)造了一種影響方向不確定的結(jié)果。 隨著股票交易規(guī)模的擴(kuò)大，我們需要仔細(xì)分析它們對(duì)貨幣需求的影響?？紤]到整數(shù)約束，最優(yōu)的提款次數(shù)將會(huì)是滿足一階條件的 n 的兩側(cè)數(shù)值（大于 n 的最小整數(shù)或小于 n 的最大整數(shù)）。為了分析這樣做的可行性，我們對(duì)各個(gè)方程中涉及到的變量進(jìn)行分析。另外，對(duì)于收入變量，我們只能得到自 94 年以來(lái)的季度數(shù)據(jù)，而這會(huì)大大縮小統(tǒng)計(jì)分析的可信度 15。 ．函數(shù)形式 對(duì)于函數(shù)形式而言，常用的有：對(duì)數(shù)半線性形式 18，對(duì)數(shù)線性形式，以及 BoxCox 變換。小樣本使得我們?nèi)狈梢岳玫慕y(tǒng)計(jì)理論。 21 ．?dāng)?shù)據(jù) ．?dāng)?shù)據(jù)頻率 作為與上述 ARDL 模型的對(duì)應(yīng)，選擇社會(huì)消費(fèi)品零售總額、活期儲(chǔ)蓄存款名義利率以及社會(huì)商品零售價(jià)格指數(shù) (rpi)進(jìn)行分析。但對(duì)于我們的問題而言，顯然個(gè)人的調(diào)整是對(duì)上一期而言的，因此使用與以前各年同期相關(guān)的分析忽視了個(gè)人的調(diào)整速度 。使用定基比零售價(jià)格指數(shù)將 M0 與社會(huì)商品零售總額折算為真實(shí)值，定基比指數(shù)根據(jù)某一年度的月度環(huán)比價(jià)格指數(shù)與各年度的月度同比指數(shù)計(jì)算而得，因此中間可能會(huì)存在一定的舍入誤差。這時(shí)如果現(xiàn)金供給目標(biāo)的決定變量與現(xiàn)金需求的決 21 作者嘗試了使用變量差分對(duì)虛擬變量進(jìn)行廣義最小二乘來(lái)估計(jì)季節(jié)影響，但結(jié)果發(fā)現(xiàn)對(duì)季節(jié)因素的調(diào)整效 果很差。另外，即使在中央銀行試圖控制現(xiàn)金的樣本期，事實(shí)也已經(jīng)證明中央銀行控制流通中現(xiàn)金的目標(biāo)越來(lái)越難以實(shí)現(xiàn)。而且，圖四表明可以將名義利率近似看作一個(gè)非隨機(jī)變量，這樣就不存在聯(lián)立性問題。VAR(1)到 VAR(4)估計(jì)得到的信息準(zhǔn)則在附錄一中的表 7 給出，兩種準(zhǔn)則都建議使用VAR(1)。 25 其它不同角度的外生性包括弱外生性、強(qiáng)外生性以及超外生性， Hendry(1995)對(duì)此給出了嚴(yán)格的定義。 Hansen, ., 1992）以及 Johansen（ 1988， 1991）檢驗(yàn)。由于我們假設(shè)的數(shù)據(jù)生成過程為 ARDL 模型，因此在向量單位根的情況下， OLS 估計(jì)仍然會(huì)。 29同積過程的檢驗(yàn)方法通常有兩種： PhillipsOuliarisHansen 檢驗(yàn)（ Phillips amp。據(jù)此進(jìn)行約束估計(jì)，得到 VAR(1)與 VAR(2)對(duì)同積向量的估計(jì)結(jié)果分別為 (1, , 0)與 (1, , 0)。 我們選擇使用 Johansen 方法對(duì)季度數(shù)據(jù)進(jìn)行同積性（ cointegration）分析 29。 首先，名義利率由中央銀行進(jìn)行階段性調(diào)整，而且它相對(duì)于其它市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)變量變動(dòng)緩慢。 在我國(guó)，貨幣當(dāng)局曾經(jīng)有較長(zhǎng)時(shí)期以流通中現(xiàn)金作為貨幣政策的控制目標(biāo)，這使得對(duì)需求方程的識(shí)別出現(xiàn)困難。當(dāng)中央銀行的貨幣政策目標(biāo)不包括現(xiàn)金供給量時(shí)，最終的流通中現(xiàn)金量由需求決定，這樣貨幣供給將不構(gòu)成一個(gè)獨(dú)立的結(jié)構(gòu)式 23，因而實(shí)際上不存在需求方程的識(shí)別問題 24。作為對(duì)該方法影響的一個(gè)簡(jiǎn)單檢驗(yàn)，我們將季度與月度結(jié)果的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)進(jìn)行比較：如果動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)相似，我們則認(rèn)為估計(jì)結(jié)果更可能反映了真實(shí)的數(shù)據(jù)生成過程；否則的話，則 更可能由季節(jié)調(diào)整方法導(dǎo)致。季節(jié)模型考慮原始變量同以前各年同期的關(guān)系，這樣就消除了季節(jié)性影響。 20 即使在變量為平穩(wěn)性時(shí)，使用誤差修正形式也能夠更好的解釋短期動(dòng)態(tài)與長(zhǎng)期均衡調(diào)整關(guān)系，同時(shí)它有助于避免多重共線性問題（參見 Hendry amp。 由上述討論，待估計(jì)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方程如下所示 19： 1 1 0 1 10 0 1 1( . . . ) ( . . . ) ( ... )t t p t p t t q t qt t t m t m tm c m m y y yr r p i r p i r p i? ? ? ? ?? ? ? ? ?? ? ? ???? ? ? ? ? ? ? ?? ? ? ? ? ? （其中： )ln ( ,)ln ( ttttt R或Rrr e t a i ly ?? ） 當(dāng)變量的非平穩(wěn)性影響估計(jì)與推斷時(shí)，我們將其轉(zhuǎn)化為誤差修正形式來(lái)進(jìn)行分析 20： ? ?1 1 1 1 0 0 1 1 1 10 1 1 1 1 0 1 2 1( . . . ) ( . . . ) ... ( )t t p t p t t t q t qt t m t m t tm c m m r y y yr p i r p i r p i k m k y k r p i? ? ? ? ? ?? ? ? ?? ? ? ? ? ? ? ?? ? ? ? ?? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 其中：1 1 1, , pq mi l i l i ll i l i l i? ? ? ? ? ?? ? ? ? ? ?? ? ? ? ? ?? ? ?， 21 ,kk 為同積向量。 在現(xiàn)實(shí)中，由于成本函數(shù)的不可觀測(cè)性，我們很難對(duì)代表性個(gè)人的交易成本與調(diào)整成本具體形式達(dá)成 共識(shí)。 20 題。 四、估計(jì) ．變量選擇 在前面的分析中我們得到兩種不同的貨幣需求結(jié)構(gòu)式，不同的方程式使用不同的解釋變量。因此，對(duì)儲(chǔ)藏技術(shù)的假定會(huì)影響基于收入的結(jié)構(gòu)式，但不會(huì)影響基于消費(fèi)的結(jié)構(gòu)式。 ．金融資產(chǎn)種類 考慮到現(xiàn)實(shí)中居民持有的金融資產(chǎn)，我們可以考慮將不能在期內(nèi)自由轉(zhuǎn)換的資產(chǎn)（例如定期儲(chǔ)蓄存款）以及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)（例如股票）放入模型內(nèi)。 （ 3 ） ? ? ? ? 0101. 1 tng ?? ??? ? ， ? ? ? ? 020 0 01110. . . .2 t t m t mh m m m ?? ??? ??? ? ? ?，則? ?01, , , . . .t t t t t tm m R c y m? ??? ，并且 ? ?t t t tm c y?? ? ? 與 ttmR??的符號(hào)不定。將均衡時(shí)的消費(fèi)代入上式，我們可以得到另外一個(gè)結(jié)構(gòu)式 1 1 2( , , , , , , . . . )t t t t t t t tm m y E R m m?? ? ? ?? 。當(dāng)然，在求解過程中三種形式是相互關(guān)聯(lián)的，而且不是每種形式都有顯示的解。命題 1 給出在已知轉(zhuǎn)化次數(shù)的情況下的最優(yōu)提取方式以及所得到的利息（詳細(xì)證明請(qǐng)參閱數(shù)學(xué)附錄）。為最有效的利用資金，家庭在每個(gè)時(shí)期內(nèi)進(jìn)行債券 — 現(xiàn)金轉(zhuǎn)化決策，轉(zhuǎn)化的次數(shù)為 tn ，每次轉(zhuǎn)化所提取的金額為 itM ( 1,2,..., tin? )， tn 次轉(zhuǎn)化所耗費(fèi)的總交易成本為? ?12, , , ..., tnt t t t ttc g n m m m? （其中 ii tttMm p? ）。其余稟賦按照現(xiàn)行的價(jià)格水平一次性發(fā)放給個(gè)人，這構(gòu)成家庭的名義收入(1 )t t tpy?? 。 總結(jié)與比較 在下文中，我們將發(fā)展一個(gè)基于 BaumolTobin 框架的現(xiàn)金先行模型，并使用 一般均衡的方法來(lái)得出貨幣需求。隨機(jī)變量事后實(shí)現(xiàn)值的不同將導(dǎo)致貨幣流通速度的變動(dòng)。這相當(dāng)于規(guī)定了下述交易技術(shù)：當(dāng) t t tM pc? 時(shí)( , ) 0cm? ? ，而當(dāng) t t tM pc? 時(shí) ( , )cm? ?? 。因此已有的分析常常尋找捷徑，根據(jù)對(duì)交易成本 (? )與交易技術(shù) ( ),( mc??? ,c 表示交易量， m表示真實(shí)貨幣余額 )的限定來(lái)簡(jiǎn)化分析。在他們的模型中，一般等價(jià)物的出現(xiàn)既取 決于商品的屬性，也取決于該商品被別人接受的概率。隨著交易范圍的擴(kuò)大，巨大的交易成本使得對(duì)其帕累托改進(jìn)的貨幣制度出現(xiàn)。通過模型結(jié)構(gòu)的設(shè)定， OLG保證了在均衡時(shí)貨幣將有可能以價(jià)值儲(chǔ)藏手段而持有。下面我們分別進(jìn)行討論 ,我們先簡(jiǎn)要介紹幾種模型，然后將主要的注意力放在現(xiàn)金先行 (CIA)模型上。 由于對(duì)存在性問題 的回答決定了理論的基本框架，因此貨幣需求函數(shù)實(shí)際上是以對(duì)存在性的回答為基礎(chǔ)的。我們關(guān)心的問題是：在分別以交易（例如社會(huì)消費(fèi)品零售總額）與收入（例如 GDP）為規(guī)模變量的不同計(jì)量方程中，我們應(yīng)該選擇什么樣的機(jī)會(huì)成本變量與之相匹配？對(duì)于方程動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)，理論應(yīng)該建議我們選擇靜態(tài)數(shù)據(jù)生成過程 (DGP)還是動(dòng)態(tài)生成過程？為邏輯清晰地分析以上問題，我們需要根據(jù)中國(guó)的具體現(xiàn)實(shí)進(jìn)行基于選擇的理論分析，并依照理論結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)與估計(jì)。 12 在 易綱對(duì)改革后的季度數(shù)據(jù) (83 年到 89 年 )的分析中，貨幣需求（ M2）的決定因素包括社會(huì)商品零售總額、貨幣化指標(biāo)與通貨膨脹率 ，他的結(jié)論是三個(gè)變量均起到顯著影響。還有一種觀點(diǎn)認(rèn)為，中國(guó)的利率被固定在低于市場(chǎng)均衡利率的一個(gè)水平上，因此利率并沒有反映機(jī)會(huì)成本（易綱， 1996， 184 頁(yè)）。利率的緩慢調(diào)整使得利率更可能作為制度變量而出現(xiàn)：在兩次調(diào)整之間的時(shí)期內(nèi)，不變的利率不會(huì)影響經(jīng)濟(jì)變量的波動(dòng)水平；但在調(diào)整前后的兩個(gè)時(shí)期，利率可能會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的趨勢(shì)水平起到重要影響。 11 化程度較低，其導(dǎo)致的自給 自足使得經(jīng)濟(jì)中的一部分產(chǎn)品不通過市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)。這表明在給定規(guī)模變量的情況下，名義利率可能對(duì)現(xiàn)金需求具有反向影響 6。圖二至圖四的數(shù)據(jù)來(lái)源同圖一。這樣，我們就有了同時(shí)分析與檢驗(yàn)基于不同主體的貨幣需求理論的可能。 second, it introduces into model the moization process, inventory choice, and adjustment costs of money demand. By deriving two different structural equations, the model gives a foundation for the cash demand function. One result of the model shows that, in the transactionbased structural equation, nominal interest rate functions as the opportunity cost variable, while for matching the inebased structural equation, the moization index, nominal interest rate, and inflation should all enter the equation. Another result shows that, the dynamic structure is determined by the specific function form of bondcash transaction cost and moary adjustment costs. Due to the unknown nature of the two cost functions, empirically we should try to find dynamic structure from the data. Finally, by using the quarterly data we estimate the transactionsbased errorcorrection model. The results show that the nominal interest rate has a significant effect on cash demand, while inflation rate has no significant effect. In addition, the parison between the result of quarterly and monthly data shows that there are a consistent dynamic structure in two estimates, and the effects bee more significant as time evolves. KEYWORDS: dynamic decision, moization ， adjustment costs, structural form ，errorcorrection model， instrumental variable estimation, the interest rate effect Copyright20xx by Jinhui Bai. All rights reserved. 7 Contents I. INTRODUCTION 1 Individual Money Demand and Cash Demand in China 1 China39。在本文的答辯會(huì)上，林毅夫教授與胡大源教授提出了許多寶貴意見。模型得出兩種不同的結(jié)構(gòu)式，從而為需求函數(shù)設(shè)定提供了一個(gè)理論基礎(chǔ)。