【正文】 由于我們假設(shè)的數(shù)據(jù)生成過(guò)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)。 30 選擇該結(jié)果的另外一個(gè)原因是它與月度數(shù)據(jù)的分析結(jié)果的相似性，參見附錄一中表 14。當(dāng)我們不存在變量關(guān)系的先驗(yàn)信息時(shí)， Johansen 方法提供了許多便利 (Hamilton, ., 1994, )。 Hansen, ., 1992）以及 Johansen（ 1988， 1991）檢驗(yàn)。 29同積過(guò)程的檢驗(yàn)方法通常有兩種： PhillipsOuliarisHansen 檢驗(yàn)（ Phillips amp。 28 注意到 lnretail的差分的 ADF 檢驗(yàn)中出現(xiàn)不拒絕單位根的結(jié)果，但由于 PP 檢驗(yàn)拒絕單位根，而且考慮到一般情況下經(jīng)濟(jì)變量不會(huì)出現(xiàn) I(2)情形，我們?nèi)匀徽J(rèn)為它服從 I(1)過(guò)程。 27 對(duì)于利率市場(chǎng)化的國(guó)家，經(jīng)驗(yàn)分析表明名義利率一般服從單位根過(guò)程。 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。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)。 VAR(2) 估計(jì)的同積向量為 (1, , )， 這似乎提供了一個(gè)更合理的估計(jì)；另外似然比檢驗(yàn)結(jié)果也不拒絕通脹率系數(shù)為 0的假設(shè)。對(duì)于同積向量中通脹率系數(shù)為 0 進(jìn)行兩種似然比檢驗(yàn) (結(jié)果如附錄一中表 9所示 )，其中一種結(jié)果拒絕系數(shù)為 0假設(shè)，但另外一種傾向于不拒絕該假設(shè)。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)。 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。 ．變量的數(shù)據(jù)特征 注意到名義利率缺少變動(dòng)性的事實(shí)，在后面的分析中將其當(dāng)作非隨機(jī)變量處理 27。對(duì)于后者，經(jīng)驗(yàn)分析一般表明通脹率主要受名義 M2 供給的 影響，而且考慮到方程的被解釋變量實(shí)際上是真實(shí) M0需求，這樣出現(xiàn)聯(lián)立方程偏差的可能性就更小了。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(wèn)題。 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。對(duì)此已有一些統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法可以利用，例如 Wu(1973)與Hausman(1978)。因此，我們認(rèn)為在估計(jì)的樣本期，已經(jīng)不存在對(duì) M0供給控制的有效機(jī)制，這樣貨幣需求方程得以識(shí)別。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)。 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。 22 定變量相同，則需求方程無(wú)法得到識(shí)別；如果根據(jù)其它規(guī)則而制定，則方程得到識(shí)別。 23 我們可以將此理解為貨幣供給方程同貨幣需求方程相同，但它由貨幣需求決定。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。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(wèn)題 24。嚴(yán)格地講，識(shí)別需要給出整個(gè)的聯(lián)立方程組，并根據(jù)階條件與秩條件來(lái)得到結(jié)果。統(tǒng)計(jì)年鑒中給出了年末的人口數(shù)據(jù)，通過(guò)假定人口在年內(nèi)線性增長(zhǎng)，我們得到各月人口的估算 數(shù)據(jù)，這樣就可以計(jì)算出各變量的人均數(shù)值。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。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(guò)程；否則的話，則 更可能由季節(jié)調(diào)整方法導(dǎo)致。但也正由于它的移動(dòng)平均方法，它可能會(huì)帶來(lái)數(shù)據(jù)的虛假短期動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)。對(duì)于非平穩(wěn)變量，正確估計(jì)季節(jié)虛擬變量的系數(shù)成為一個(gè)困難 21。但對(duì)于我們的問(wèn)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 。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。因此分析選擇以季度數(shù)據(jù)為主，但為了驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們也估計(jì)月度數(shù)據(jù)并將其結(jié)果與季度比較。出于樣本數(shù)目的考慮，我們只考慮季度與月度數(shù)據(jù)。 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。 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(wèn)題（參見 Hendry amp。 18 我們這里的對(duì)數(shù)半線性是指在模型中名義利率不取對(duì)數(shù) (保持原始線性形式 ),這對(duì)應(yīng)于經(jīng)驗(yàn)中的可變利率彈性。 17 其它常用的貨幣需求函數(shù)還有靜態(tài)回歸模型與局部調(diào)整模型，但它們都可以看作是自回歸分布滯后模型的特例。小樣本使得我們?nèi)狈梢岳玫慕y(tǒng)計(jì)理論。 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。但對(duì)于我們這里的情況，由于 時(shí)間序列回歸的通常擬合性質(zhì)，在搜索每一步的殘差平方和都會(huì)很小，這樣實(shí)際上通過(guò)最小殘差平方和標(biāo)準(zhǔn)選出的模型的可信性不會(huì)很高。 BoxCox 的基本方法是，根據(jù)某種假定的特殊函數(shù)形式得出一系列方程，然后使用搜索的方法選出最佳的方程。 ．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。 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)。例如 ， 如 果 我 們 假 設(shè) 無(wú) 窮 期 的 滯 后 變 量 進(jìn) 入 調(diào) 整 成 本 函 數(shù) ， 則 結(jié) 果 為? ?0012, , , , . . .t t t t t t tm m R c y m m? ???? 。同時(shí)，為了 檢驗(yàn)基于消費(fèi)的結(jié)構(gòu)式的正確與否，我們?cè)诠烙?jì)中加入通貨膨脹率。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。 20 題。這些分析加深了我們的理解，但這種做法在操作中有兩個(gè)問(wèn)題。由于該 變量的不可觀測(cè)性，只能尋找替代指標(biāo)。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。 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。Akerloaf 與 Milbourne（ 1978）在靜態(tài)模型中分析了 Tobin(1956)模 型（考慮到整數(shù)約束與收入不同）的收入彈性與利率彈性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)彈性與同質(zhì)模型中存在巨大差異。 ．代表性家庭 我們的模型建立在代表性的同質(zhì)家庭模型基礎(chǔ)上，另外一種可選擇的方式是使用異質(zhì)家庭模型?？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)）。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。另外一種可能的假設(shè)是存 貨的真實(shí)收益率為零（即完全無(wú)損耗）。但這種作用主要是通過(guò)貨幣的價(jià)值儲(chǔ)藏手段來(lái)發(fā)生作用的，因此風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的出現(xiàn)只是會(huì)影響發(fā)揮價(jià)值儲(chǔ)藏功能的資產(chǎn)（主要是 M2 中的準(zhǔn)貨幣以及存貨）以及消費(fèi)的數(shù)量，但這并不會(huì)影響作為結(jié)構(gòu)式的現(xiàn)金需求量。 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。 ．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)。 19 ．純交易經(jīng)濟(jì) 作為對(duì)純交易經(jīng)濟(jì)的替代，我們可以將企業(yè)生產(chǎn)以及勞動(dòng)選擇引入模型中，這樣做的好處是使得經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出以及家庭收入成為內(nèi)生決定的變量。 對(duì)模型假設(shè)的進(jìn)一步討論 我們通過(guò)求解模型得到了關(guān)于家庭現(xiàn)金需求的兩個(gè)結(jié)構(gòu)式，這構(gòu)成了下面經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析的基礎(chǔ)。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。 （ 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。 命題 3：對(duì)命題 2中的結(jié)論賦以不同的函數(shù)形式，結(jié)果分別如下： （ 1） ??. t t tg a b n?? ， ??.0h ? ，則 ? ?2t t t tt tc y bm R???，此時(shí)顯然有 tm 關(guān)于 t t tcy??遞增，關(guān)于名義利率 tR 遞減。第二，方程的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)與各個(gè)變量的影響取決于交易成本函數(shù)與調(diào)整成本函數(shù)的設(shè)定。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。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?? ? ? ?? 。 13 政府問(wèn)題僅僅是用來(lái)保證在均衡時(shí)債券持 有數(shù)目不為零，因此使用更復(fù)雜的假設(shè)不會(huì)影響分析結(jié)果。 ．模型中關(guān)于貨幣的解 在求解過(guò)程中，我們發(fā)現(xiàn)無(wú)法得到所有內(nèi)生變量的顯式解。一般說(shuō)來(lái)，如果我們關(guān)注于定性分析外生變量對(duì)內(nèi)生變量的總影響程度時(shí)，我們應(yīng)該求解出簡(jiǎn)化式；如果我們關(guān)心外生隨機(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。當(dāng)然，在求解過(guò)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。第一種形式將所有的內(nèi)生變量（經(jīng)濟(jì)個(gè)體選擇變量、價(jià)格過(guò)程）表示為外生變量的解析形式，這是在宏觀中常用的一般均衡的定義；第二種形式 將內(nèi)生變量表示為其它內(nèi)生變量以及外生變量的函數(shù)；第三種形式是求出內(nèi)生變量對(duì)穩(wěn)態(tài)點(diǎn)偏離之間的關(guān)系，一般使用對(duì)數(shù)線性化的技術(shù)。 市場(chǎng)均衡條件與模型的解 ．市場(chǎng)均衡條件 貨幣市場(chǎng)均衡 假設(shè)貨幣供給 stM 外生決定，這樣就得到貨幣市場(chǎng)均衡條件： 0( 1)st t tM n M?? 。 這樣，我們得到 t 期的預(yù)算約束為： ? ? ? ? ? ?? ?001 1 1 1 11 1 1 1 1 1 11 ( ) 11 ( , ) .2t t t t t t t t t t t t tt t t t t t t t tp k B M p y p f k R B n Mn M R p g n M p h T??? ? ? ? ?? ? ? ? ? ? ?? ? ? ? ? ? ? ?? ? ? ? ? ．提款總規(guī)模約束 0 t t tnM B? 17 家庭的選擇問(wèn)題 ? ?? ?? ? ? ? ? ?? ?0, , ,0t0001 1 1 1 1001 1 1 1 1 10 m a x . .1 ( ) 1 ( , ) ( , , ...) ( 1 ) c B K