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第1篇

關鍵詞：貨幣需求函數制度變量協整分析向量誤差調整

貨幣需求函數是宏觀經濟理論研究中的焦點，從費雪交易方程式和劍橋方程式的古典學派，到凱恩斯的流動性偏好理論和托賓－鮑莫爾的存貨模型，直至弗里德曼和梅爾茨的貨幣主義學派，投身于這方面研究的學者不計其數，所獲得的成果也是相當可觀。貨幣需求函數模型的建立也是政府調控貨幣供應量的基礎性工作，也是人們研究宏觀經濟形勢的起點。進一步講，對中國貨幣需求函數的研究是非常有意義的，這是本文的出發點。

1.理論和研究方法回顧

1．1國內理論的回顧

由于國外的貨幣需求理論汗牛充棟，各類文獻都有涉及，故本文不給予回顧，而是主要著眼于國內理論的新近發展。從國內的有關文獻看，近年來的貨幣需求理論大多是在國外經典理論上的修補，部分學者看到國外發達市場上發展出來的貨幣需求理論并不能完全解釋中國的貨幣現象，從而引入了制度變量。易綱（1991）提出旨在突出經濟貨幣化因素的貨幣需求函數，他認為，中國轉軌經濟中貨幣化因素促使了超額貨幣需求的產生。根據其模型的推斷，隨著貨幣化程度的提高，貨幣化指數的影響程度必然會逐步縮小，貨幣化進程對超額貨幣需求的吸收能力也將逐漸變小。秦朵（1997）經過實證分析發現，用一般的貨幣數量論來解釋我國改革以來的貨幣需求關系過于簡單，僅僅構成Goldfeld和Sichel（1990）貨幣需求理論的一個特例，她對通用貨幣需求模型進行擴展時考慮了與中國經濟制度有關的三方面因素：一是由計劃控制造成的抑制性投資需求，二是計劃體制軟約束造成的過度資金需求，三是市場化改革引起的對貨幣的超常需求。李成（2002）在對易綱、秦朵、張杰等人的理論進行研究之后認為，中國在不同改革階段，貨幣需求函數中包含的主要因素不相同，處在制度轉軌期的中國貨幣需求函數需要做出不斷修正和擴展，才能對改革中出現的新情況加以解釋。改革初期貨幣化進程是促成貨幣超額需求的主要因素，90代國家控制能力又成了促使貨幣供應量超高速增長的主要原因，90年代末期迄今則需要新貨幣需求函數的出現。

另外，在選取制度變量方面比較有特色的有：郭浩（1999）從金融資產積累角度考察了貨幣需求。李恒光（2000）對美國和亞洲九國的情況進行了實證分析，認為金融創新不僅改變了傳統的貨幣定義，而且也使貨幣需求動機和貨幣需求目標變量發生變化。謝富勝（2000）和焦瑾璞（2002）對證券市場的發展與貨幣需求函數之間的影響進行實證分析。王平權（2002）運用大量的數據和事實研究了人口因素對貨幣需求的影響。王松奇（2003）通過對銀行、證券和保險業務內涵的重新解釋，理論上解釋了金融市場的發展對貨幣需求總量和結構的影響。

1．2國外研究方法的回顧

90年代以來，對貨幣需求的研究大多采用動態時間序列分析方法，考察貨幣需求與相關變量的長期均衡關系。LastrapesandSelgin（1994）運用向量自回歸時間序列分析方法研究短期持有的實際貨幣需求量對貨幣供給量變化的反應；Darrat（1996）利用協整分析和誤差修正模型做出了阿拉伯聯合酋長國的長期和短期貨幣需求函數，值得注意的是他引入了外匯作為其中的一個因變量，以代替該國的國內資本市場收益。

H.Fujiki（1998）利用季節調整合成數據（paneldata）的方法，估計了日本貨幣需求的收入彈性，檢驗結果是強有效的。MichaelFunke（2001）利用1980～1998年間的季度數據考察了歐元區的貨幣需求長期有效性和短期有效性之間的聯系。JunNagayasu（2003）通過對貨幣需求模型的穩定性檢驗，發現標準貨幣需求模型無法解釋1992年以來（即日本經濟泡沫破裂之后）的經濟衰退現象。

1．3國內研究方法的回顧

我國目前對貨幣需求函數建模的方法與西方國家之間并不存在太大的差別。黃先開和鄧述慧（2000）利用1980～1996的季度數據給出了Johansen檢驗結果，得到兩個協整向量，分別對應貨幣市場和和商品市場相關經濟變量之間的長期穩定關系，然后建立了誤差調整模型。陸金海和陳浪南（2000）運用了協整分析和誤差調整(ECM)分析方法，考察了貨幣流通速度對貨幣需求的影響，發現我國的貨幣需求同樣存在長期均衡，貨幣需求量受貨幣流通速度的影響呈顯著水平。汪紅駒（2002）根據誤差修正（ECM）模型估計了中國1979～2000年的貨幣需求函數，結果表明M1和M2的實際金額與實際GDP和一年期存款利率之間存在同積關系，說明長期的貨幣需求與實際GDP以及利率變量之間存在穩定的關系。

2.變量選取和數據說明

在對理論和研究方法的回顧過程中我們注意到，那些參考國外的經典理論并用較為現代的計量方法建立的模型，盡管在統計意義上看是成功的，但他們建模時大多忽略了制度變量，這些制度變量有可能在很大程度上影響中國貨幣需求；而那些對制度因素感興趣的學者往往無法測度出制度變量或者建模技術過于陳舊，難以給出較嚴格的貨幣需求函數。因此，本文的目的是利用1998～2002年的月度數據，選取了能夠代表經濟結構轉型和企業信貸活動規模兩個方面的制度變量，通過Johansen檢驗，試圖找出長期穩定關系，并得出經過向量誤差調整（VEC）的貨幣需求函數。本文的貢獻就在于對若干制度變量的選取和測度，使得模型更具備對中國經濟現象的解釋能力。本文之所以只選取代表經濟結構轉型和企業信貸活動規模兩方面的制度變量，是因為我們在選取制度變量時，主要考慮到目前經濟運行中較為突出的現象，比如經濟結構轉型，這是貫穿于中國經濟現象的長期命題，不可忽略；而企業信貸活動擴張恰好是當前中國市場的一個特殊現象，中國市場化改革的主要特征之一是非國有經濟的快速發展，國有經濟分額不斷下降，但投融資體制改革和銀行體制改革停滯不前，對國有企業仍然有著體制性的“軟預算”機制。正是這些現象，它們對貨幣需求影響程度有多大，把它們引入長期的貨幣需求函數中是否合理，就成了本文要考察的問題了。影響實際貨幣需求量的因素復雜而且廣泛，除了以往經典理論里出現的解釋變量外，要想對貨幣需求函數精確建模，還需要現在和后來的學者們不斷挖掘尚未發現的解釋變量。

以下是對本文建模所包含的變量以及數據的說明：

2.1因變量：

實際狹義貨幣MR=M1/P：中國人民銀行將M1定義為現金+企業活期存款+機關團體部隊存款+農村存款+個人持有的信用卡類存款。我們采用M1作貨幣指標，而不采取M0和M2；原因在于：一、M0已經無法反映實際貨幣需求；二、M2包含的貨幣存量部分與國民生產總值這類代表社會總收入的流量指標不相匹配，通常，存量與流量之比例總是時變的，但這并不反映理論隱含的規律性。另外，我國的M2統計口徑在不同年份有較多差異，從數據的可采取程度來看，也不傾向于采取M2。這里的P我們取較常用的消費價格指數。

2.2規模變量：

實際消費品零售額YR=Y/P：一般代替財富的規模變量可選用GDP,GNP，國民收入，社會商品零售總額，居民貨幣收入等，鑒于數據的可得性，我們采取了消費品零售額，在實際操作中是反映國民永久性收入的一個比較好的變量。

2.3機會變量：

2.3.1實際利率RR：等于一年期定期存款利率R減去通貨膨脹率INF

2.3.2靜態預期通貨膨脹率INF：即INF=P(-1)。

2.3.3實際證券市場市價總值VALUE：

在弗里德曼的貨幣需求函數里，債券收益率和股票收益率是貨幣持有的機會成本，但由于我國的債券市場較晚開展，而且交易量較小，其對貨幣需求影響不大，另外，債券收益率數據在中國是相當難采集的；而股票市場的收益率由市價總值來度量，是以往的文獻里較多出現的測度指標，更值得注意的是證券市場總量的急劇擴容有可能是影響貨幣需求量的因素。

2.4制度變量：

2.4.1國有工業產值比重RATIO：

即國有企業工業產值占工業總產值的比重，它是反映我國經濟結構轉軌過程的常用變量，把它歸入制度變量，目的在于考察市場化程度對貨幣需求的影響。對于為什么選取這個指標，秦朵（1997）給出了論證，我們這里直接采用。

2.4.2企業信貸活動規模CREDIT：

谷京萍（2001）曾重點闡述了企業信貸需求過度擴張的成因，她認為企業信貸需求過度擴張在于國有企業的微觀機制的改革與宏觀經濟政策改革的滯后二者之間的矛盾，造成了企業的投資饑渴與個人收入的超分配，企業需要大量的信貸資金來維持正常的生產以及過度的投資需求和收入分配需求，而銀行信貸約束的軟化使企業過度擴張的信貸需求得以實現。她由企業的資產負債表構造一個新的指標衡量企業信貸需求擴張對貨幣需求的影響，但這涉及到各個企業混亂的微觀財務狀況，統計意義并不明顯。1998年，構成我國金融資產總量中，對銀行債權仍占78.4％，構成金融資產總量最主要的因素仍然是銀行存款貸款；而銀行的資金運用中，信貸資金占到了70.4%。企業在貸款取得后一部分存在企業活期帳戶和少量現金持有以待擴大投資，另一部分一般是彌補虧損，我們要測度的是這部分企業信貸占金融機構貸款的比重變化程度對貨幣需求的影響程度，所以大致上取CREDIT＝【（金融機構存款－居民儲蓄）＋企業虧損額】÷金融機構貸款。

2.5隨機因素：

隨機變量u，包含其他制度變量以及數據觀測誤差等等，除本文選取的兩個制度變量外，其他的變量還有待學者們進一步挖掘。

相應的，以上變量取對數形式后，分別為LMR=LOG(MR)，LYR=LOG(YR)，LRR=LOG(RR)，LINF=LOG(INF)，LVALUE=LOG(VALUE)，LRATIO=LOG(RATIO)，LCREDIT=LOG(CREDIT)；上述變量都經過了從名義變量到實際變量的轉換，且不考慮對上述變量進行季節調整。

從而函數表達式為：

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

需要說明的是，本文的所有數據都來源于《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國人民銀行統計季報》、《中國經濟景氣月報》等，數據從1998年1月至2002年12月，60個樣本，這次考慮只是做1998年至2002年的函數形式，原因在于：一、以往的文獻證明了，隨著經濟的發展和改革的深化，1994年以后的貨幣化程度可以在模型中忽略掉，這樣做可以減少模型的復雜性（謝富勝2000）；二、滿足數據統計口徑的一致性，因為中國人民銀行從1994年第三季度起定期公布季度數據，而月度數據在1998年以后比較容易計算和獲得。三、我們認為5年符合中國5年發展計劃的宏觀調控周期，可視為中長期時間跨度，在這個期間內，制度變量是不可忽略的。

3.計量方法與實證分析

3．1計量方法：

由于時間序列的非平穩性，利用時間序列數據進行回歸分析時，容易出現偽回歸（SpuriousRegression）現象。因此在建立計量模型之前要對所有的時間序列進行單位根檢驗，以確定各序列的平穩性和整形階數。本文采用增廣的Dickey-Fuller檢驗（ADF檢驗）對變量進行檢驗。

對于1階差分穩定的時間序列變量，采用協整分析方法可以確定各變量之間的長期穩定關系。關于協整檢驗研究已經發展成了兩種主要的方法：一是1987年Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗；二是Johansen（1988、1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR的協整系統檢驗。Johansen極大似然法可以精確地檢驗出協整向量的數目r，因此我們采用Johansen方法。

在協整檢驗的基礎上利用向量誤差修正（VEC：VectorErrorCorrection）模型對函數進行估計。向量誤差修正模型不同于誤差向量調整模型（ECM），是因為它對諸變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型，并且，VEC模型只能用于有協整關系的序列建模。

3．2中國的實證：

我們利用計量軟件SPSS10.0對中國的貨幣需求函數，即對LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）建模。

3.2.1ADF單位根檢驗：

在進行長期的協整分析之前，必須對時間序列進行平穩性檢驗，考察它們是否具備同階整形的條件，這也是進入協整分析的前提。

ADF單位根檢驗結果

變量ADF檢驗值檢驗類型（c,t,n）臨界值(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：檢驗形式(C，T，N)分別表示單位根檢驗方程包括常數項，時間趨勢和滯后階數；表中所列臨界值為5％置信水平下的ADF檢驗Mackinnon統計值。

我們可以看到在95％的置信區間里，上述7個變量全部是1階整形；可以進入下一步的協整分析。

3.2.2Johansen檢驗：

通過Johansen檢驗發現，第五個似然比統計量大于99％水平下的臨界值，因而第五個原假設被拒絕，即至少有4個協整關系。我們關心有一般經濟意義的協整關系式，故取經過標準化的協整系數表，如下：

表2Johansen檢驗結果

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%)置信水平下拒絕原假設

表3標準化協整系數

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

寫成數學表達式：

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

該方程式反映了序列間的某種長期均衡關系。

另外，令

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

對序列VECM進行單位根檢驗，發現它已經是平穩序列，并且在0附近上下波動，驗證了協整關系是正確的。需要注意的是，VECM是向量誤差修正模型的核心部分。

從協整關系看，

1、實際消費品零售額的系數為1.168161，接近于國際上的檢驗結果，即實際消費品零售額每變化1個百分點，貨幣需求量正向變化1.168161個百分點；一般而言，實際貨幣需求的彈性收入大于1，說明經濟中的貨幣化進程對貨幣需求產生影響。但模型中的彈性系數并未偏離太多，可以大致認為，中國的貨幣化進程基本結束，這與以往學者們的結論一致。

2、利率與貨幣需求量呈正相關關系，利率每變動1個百分點，貨幣需求量正向變化0.3個點。但要注意到，中國利率尚為市場化，利率的變動并真正不能反映市場的需求和供給均衡，人們在持有貨幣時并未十分考慮利率因素，認為中央政府一旦將利率提高就意味著要緊縮經濟，反而持幣觀望。

3、通貨膨脹率與貨幣需求量呈正相關關系，且彈性系數相當大，將近3.5。我們知道，1998年以來，中央政府為了使經濟走出通貨緊縮，采取了積極財政政策和穩健的貨幣政策，這在很大程度上改善了宏觀經濟狀況，但也不可避免的帶來了實際貨幣需求量的大幅增加。

4、股票市值與貨幣需求量呈正相關關系，說明收入效應大于替代效應，說明投資者更愿意在股市上冒險賺錢，而不是分散風險。但0.1的彈性系數并不是太大，我們尚無法推斷出收入效應與替代效應孰大孰小。

5、市場化程度與貨幣需求量呈正相關關系，且系數相當高2.4，這也表明了市場化程度對貨幣的超額需求影響相當大，中國經濟轉軌的制度因素對實際貨幣需求的影響不應該忽略，這也是學者們在從事貨幣需求理論研究時不能繞開的問題之一。隨著國有經濟比重的逐漸減小，實際貨幣需求量將大幅的減少。

6、企業信貸擴張與貨幣需求量呈相關系數相當高，接近于市場化程度彈性，這與我們對企業信貸擴張對實際貨幣需求影響的估計相符合的。這反映了近5年里，現行體制內對國有企業的“保護沖動”仍然存在，隨之而來的政府對國企資金的“軟預算”和對銀行的特殊“安全”準則繼續存在。國企改革和銀行改革任重道遠。

3.2.3向量誤差調整模型：

最后在協整關系的約束條件下，建立貨幣需求函數的向量誤差調整模型，觀察在長期均衡中的短期波動。采用Hendry的從一般到特殊的原則，去掉檢驗不顯著的變量，得到向量誤差調整模型。

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

從擬合度、AIC和SC等統計量上看（如附錄之表4所示），模型是成功的。

從結果上看，長期系數是－0.154，修正幅度并不太大，而短期沖擊值得關注，這說明在研究中國貨幣需求函數時既要看中長期的穩定，也不能忽視短期內的波動。我們發現：

1、短期的滯后一期的收入彈性繼續存在，且影響較大，即短期內實際消費品零售額波動1個百分點，貨幣需求量正向波動0.47個百分點。

2、模型中忽略掉利率變量，這與中國的利率非市場化有關，因為中國政府可以堅持2～3年利率不動，短期內利率期限結構曲線是條直線。:

3、滯后一期的通貨膨脹率與因變量呈負相關關系，且彈性較大，這既符合傳統理論，也較好的解釋了居民更愿意采用通脹率而不是利率來預期未來。

4、證券市場短期對人們的持幣量影響很小，說明投資者短期內對中國證券市場不信任，容易用腳投票，短期內中國的股票市場投機性很強。

5、滯后一期和兩期的市場化以及滯后一期的企業信貸擴張，它們在理論上是假設短期內不變，但我們還是將它們引入了模型，實證結果發現影響不大，這也與理論假設相符合。

4.結論

本文利用協整分析和向量誤差修正模型估計了1998年1月～2002年12月間的中國貨幣需求函數，結果表明研究中國貨幣需求函數時既要看中長期的穩定，也不能忽視短期內的波動。我們發現，實際貨幣需求與實際消費品零售額、利率、通貨膨脹率、實際證券市價總值和國有工業產值比重及企業信貸活動規模存在長期穩定關系，而在短期內利率、證券市值波動以及制度變量等一些解釋變量不會對實際貨幣需求產生大的影響。通過分析，我們認為中國的貨幣化進程基本結束，利率市場化必須加快，中國經濟轉軌的制度因素對實際貨幣需求的影響不應該忽略，以及現行體制內政府對國企資金的“軟預算”的現象繼續存在。中國的貨幣需求函數建模是個復雜而又必要的工作，特別是對制度變量的挖掘，需要學者們進一步的探索。

參考文獻：

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第2篇

一、征收鑄幣稅，應對內需不足

我國在經歷了1993－1994年較為嚴重的通貨膨脹之后，經濟開始逐漸降溫，1996年通貨膨脹率下降到10％，成功地實現了軟著陸，但不久就陷入了供過于求、通貨緊縮的怪圈。從1997年10月至今，除在2000年的幾個月中出現了物價持平或略有上升外，其他時間始終處于通貨緊縮的陰影之中而難以擺脫。從1998年開始，中央采取了積極的財政政策，通過增加公共投資刺激經濟增長，但是宏觀經濟政策的實際執行效果并不理想，內需仍然不足，低物價、低就業和經濟的低效率始終困擾著我國的經濟。

從國民收入流程圖中可以看到，在國民經濟中存在著漏出與注入。注入是使經濟擴張的力量，它使流程中的總需求增加，并使國民收入擴張，經濟得以增長；漏出是使經濟收縮的力量，它使流程中的商品需求量趨于減少。我國正處于轉軌時期，即使在我國的每一個財政結算年度都能使漏出與注人相等，按照宏觀經濟理論，也只能使一國經濟不出現經濟衰退，而不可能對經濟增長產生明顯的推動力。要想使我國經濟更快地增長，必須進行強大的資金注入。只有當注入大于漏出時，經濟才會產生大于零的增長。這一思想可以表示如下：

總需求＞總供給（1）

總需求＝C＋Ip＋G＋Ig＋（X－M）（2）

總供給＝YD＋T（3）

式中：C代表消費，Ip代表民間投資，G代表政府日常支出，Ig代表政府的公共投資，（X－M）代表凈出口，YD代表個人可支配收入，T代表政府的純稅收。由于可支配收入可以表示為消費與儲蓄之和，則：

YD＝C＋S（4）

將（2）、（3）和（4）式代入（1）式，可得：

（G＋Ig－T）＋（Ip－S）十（X－M）＞0（5）

（5）式左邊第一項代表政府的財政收支狀況，第二項代表民間收支狀況，第三項代表本國國際收支狀況。自1997年以來，我國國際收支狀況表現良好，每年均為順差，即（X－M）＞0.政府的財政預算則每年均為逆差，有（G＋Ig－T）＞0.對比（5）式，造成政府財政赤字的主要原因是第二項所代表的民間投資小于民間儲蓄所形成的民間資金的盈余，正是這部分的資金盈余，對經濟產生了漏出。近幾年來，我國庫存商品及閑置物品的數量持續增加，目前，其總量已超過3萬億元人民幣，是2001年社會消費總額的80％（楊殿宗，在2002年4月5日的《中國信息報》上刊文）。企業產能大量過剩，設備與資金的閑置現象十分嚴重，在民間投資缺乏機會的條件下，期望短期內民間投資的大量增長，幾乎是不可能的。

為了彌補民間投資的負向缺口，自1998年以來，我國政府實行了積極的財政政策，通過向民間發行國債，彌補財政赤字，為建設基礎設施和國家重點工程籌集資金，為低迷的經濟注入了活力，促進了經濟的健康發展。與此同時，我國的國債負擔日益加重，在2002年我國編制的預算中，赤字數額3098億元，占GDP的3％左右。截止到2001年底，我國的國債余額是18700億元，占GDP的比重為18％左右（郝中華，2002.從目前的經濟走勢來看，積極的財政政策還不能談出，政府的財政赤字有逐年增加的趨勢。為減輕國債負擔，化解當前日益突出的矛盾，本文提出通過征收鑄幣稅，運用財政赤字貨幣化的方法，使政府能夠在繼續實行積極的財政政策的同時，有效地控制債務負擔，以實現對宏觀經濟的有效調控。

二、貨幣供給與鑄幣稅

所謂鑄幣稅，是指政府由于其印制貨幣的壟斷權而獲得的收人。印制貨幣所需花費的成本極低，而所印出的鈔票本身具有購買力，政府可以用它來換取商品與服務。鑄幣稅的征收可以通過一國貨幣需求的增加來實現。當一國實際貨幣需求增加時，通過增發貨幣進入流通，給政府提供某些免費的資源，這種購買力的收益，就是鑄幣稅的含義。在匯率保持穩定的條件下，一國政府可以通過以下四條途徑獲得鑄幣稅。

其一，在通貨膨脹率為零的條件下，國際和國內利率的下降使貨幣的周轉速度不斷下降，社會對實際貨幣余額的需求增加，使民間部門向中央銀行出售外國資產以換取本國貨幣，中央銀行就可以通過印制鈔票換取外匯儲備。在這種情況下，政府通過增加外匯儲備來獲取鑄幣稅。

其二，執行固定匯率制的國家，當世界其他國家出現通貨膨脹時，隨著國外價格的上升，由購買力平價理論導出國內價格也將會上升，名義貨幣余額的實際購買力將下降，對貨幣的超額需求就會產生，中央銀行通過適量增加貨幣供給以抵消價格上升，使實際貨幣余額保持不變。在這種情況下，政府隨著國內價格水平的上升收取了鑄幣稅，并不減少任何儲備（薩克斯，1997）。

其三，當國內生產總值的潛在增長引起實際貨幣余額需求的同步增長時，如果中央銀行增加的貨幣供給恰好能滿足社會對實際貨幣的增長需求而不出現超額供給時，政府可以通過發行貨幣取得鑄幣稅，而不會引起通貨膨脹。

其四，國內商品供給過剩且存在失業時，政府實行擴張性財政政策，會引起實際貨幣的超額需求。如果央行所增加的貨幣供給恰好能滿足政府通過公共工程建設所引起的實際貨幣的超額需求時，就不會出現貨幣的超額供給，政府也可以由此而獲得鑄幣稅。

值得一提的是，當今世界各國政府已經把征收鑄幣稅作為一項財政收入，但不同的國家征收鑄幣稅的數量各不相同。在1975－1985年的十年間，美國每年所征收的鑄幣稅占GDP的比重為1.17％，英國為1.91％，法國為2.73％左右（薩克斯，1997）。

當政府部門入不敷出時，通常可以通過三種方式來償付赤字：一是向公眾借債；二是消耗外匯儲備；三是印制鈔票。世界各國的經濟發展史表明：鑄幣稅對一國經濟來說是一把雙刃劍，一方面，對鑄幣稅進行合理的征收，可以增加政府的財政收人，提高經濟中的有效需求，刺激經濟增長，并能有效地克服困生產過剩而導致的通貨緊縮，在這方面較為成功的有美國、二戰后的德國和日本等國家；另一方面，對鑄幣稅這一工具如果運用不當，超量征收，則會因貨幣的超量發行而造成經濟中需求過旺，引發嚴重的甚至是惡性的通貨膨脹，進而危及國家的經濟安全，在這方面較為典型的國家有20世紀80年代的玻利維亞和秘魯等拉美國家。在社會需求不足的緊縮時期，鑄幣稅可以有效地彌補財政赤字，增加內需，也可以用作中央銀行擴張貨幣的一種工具。與已有的財政與貨幣政策不同的是，鑄幣稅既不僅僅是一種財政政策工具，也不完全是一種貨幣政策工具，在緊縮時期征收鑄幣稅，其本身就是一種貨幣政策與財政政策的有效組合過程。

三、我國征收鑄幣稅的基本思路

（一）征收鑄幣稅的可能性

征收鑄幣稅是否能獲得成功，取決于國內的宏觀經濟走勢與資源的利用狀態，也取決于一國貨幣信用程度和匯率制度。如果國內已處于充分就業的狀態，再增加貨幣的供給會引起通貨膨脹，這時政府所征收的不是鑄幣稅，而是通貨膨脹稅，其結果只會將經濟引向災難。如果一國貨幣缺少信用，且實行固定匯率制，當央行增發貨幣時，實際貨幣余額的超量供給會導致外匯儲備的等額損失，在這個過程中，政府實際上沒有征收到鑄幣稅，而是用外匯的損失換取了等額貨幣的超量發行。由此看來，征收鑄幣稅的必要條件是在保持物價穩定和外匯儲備基本穩定的條件下，通過增發貨幣獲得某種購買力而又不使社會出現超額的貨幣供給。目前，我國企業普遍存在著產能過剩、設備與資源閑置等現象，各項經濟指標在低位徘徊，國際與國內利率已經降低至20世紀90年代以來的最低點，物價指數自1997年10月以來不斷下降，屢創新低，這些表明在我國經濟中總供給大于總需求的矛盾十分突出，符合征收鑄幣稅的必要條件。通過征收鑄幣稅，可以向經濟中注入新的帶有特定需求的貨幣增量，用這筆錢可以支持國家重點工程和基礎設施的建設，從而擴大內需，促進我國經濟的快速增長。

（二）征收鑄幣稅的政策選擇

以往各國在征收鑄幣稅時，其目的各不相同，有些政府只是被動地征收鑄幣稅，因為隨著經濟的發展，實際貨幣余額不斷增長的需求在客觀上要求央行增發貨幣，以滿足公眾對實際貨幣余額的超額需求，政府在增發貨幣的過程中也就自覺不自覺地征收了鑄幣稅。另有一些政府則是為了彌補財政赤字而增發貨幣，在這方面較為極端的例子是政府長期以來欠下了巨額赤字，他們已經為此耗光了外匯，大量無休止地向民間發行國債的行動已經使政府的信用掃地，再也無法據此而獲得收人，靠增發貨幣獲取收入以彌補赤字就成為這些政府的唯一選擇。當然，也有些政府增發貨幣主要是為了換取外匯儲備，有時甚至是為了換取外匯儲備而不惜犧牲國內的某些經濟利益。

本文提出征收鑄幣稅，是針對當前內需不足、供給過剩的特定經濟形勢而提出的，其基本點是將征收鑄幣稅作為我國穩健貨幣政策的一種工具，與積極的財政政策配合使用。在經濟低迷時期，政府可以向中央銀行發行國債，由央行以支票形式將等額存款撥給指定的商業銀行，為國家重點工程建設提供有保證的資金。隨著基礎設施投資的增加，可以有效地提高購買需求，增加就業機會，提高職工的收入水平，減輕過剩物資的供給壓力，其本身就是擴大內需的良好形式。在這個過程中，央行獲得了國債，政府則獲得了等額的國債建設資金。由于此時經濟中存在著大量的閑置資源，國家重點工程的開工建設剛好可以吸收這些過剩資源，增加就業機會，而不會引起價格上升。央行增發的這部分貨幣，是以廣義貨幣M2的形式進入流通的。由于廣義貨幣M2與基礎貨幣之間存在著大于1的比例關系，因此政府可以通過發行少量的基礎貨幣，增加現實經濟對實際貨幣余額的有效需求，使鑄幣稅的征收落到實處。

在提出此觀點時，本文特別強調征收鑄幣稅的目的在于啟動低迷的宏觀經濟，緩解目前經濟中普遍存在的內需不足，社會消費品零售總額增長緩慢，價格總水平持續下降，收入結構和就業供求矛盾突出，就業壓力進一步增大，國民經濟弱勢運行等問題，以促進經濟的良性增長，而不是單純為了增加政府的財政收入。由于財政赤字是因增加公共工程支出，啟動宏觀經濟而生，只要宏觀經濟運行的態勢轉強，財政赤字就會自動下降，這時征收鑄幣稅的歷史使命也就會自然終結了。

（三）征收鑄幣稅的必要性

通過征收鑄幣稅，可以使我國實現短期經濟目標。

1.征收鑄幣稅，可以使財政赤字貨幣化，降低還本付息的債務負擔。與向民間發債的形式不同，這次財政部發行的債券是直接賣給中央銀行的。作為一種交換，政府獲得了由中央銀行下撥到商業銀行的資金。這時由央行持有國債所應獲得的利息仍可作為一種收益交還國庫，不會加重國債負擔。這樣可以彌補財政赤字，改善財政收支。

2.促進經濟良性循環。征收鑄幣稅，可以在不出現超額貨幣供給的前提條件下，為積極的財政政策提供一定的資金保障，通過公共工程投資的乘數效應，推動經濟的更快增長。這對于加快我國基礎設施的建設，改善和提升我國的投資環境，促進經濟的良性循環起到了重要的作用。

3.提高就業水平。征收鑄幣稅，可以擴大內需，緩解經濟中產能過剩的供給矛盾，提高設備的利用效率，從而有效扭轉價格下跌的被動局面，使企業真正走出低物價和低效益的經營怪圈，同時可以增加就業機會，提高居民的可支配收入，進而增加消費與民間投資，提高就業水平。

4.征收鑄幣稅，可以使央行增持政府債券。在我國央行的總資產中，占主要部分的資產是國外資產和對國內金融機構的債權。2002年4月公布的我國貨幣當局資產負債表顯示，這兩項資產占總資產的比重分別為42.11％和41.49％，而對政府的債權（含國債）一項占總資產的比重僅為5.6％。與日本銀行相比，日本政府債券占日本央行總資產的比重為66.6％，托管日本政府債券所占比重為5.7％，所借政府債券現金抵押所占比重為6.5％，三者合計共占日本央行總資產的比重為78.8％，而外匯占總資產的比重僅為4.6％（張貴樂，吳軍，1999）。由此看來，我國央行所持有的國債占總資產的比重明顯過少。征收鑄幣稅，可以有效地增加央行所持有的國債總額，使央行資產的持有比重趨于合理，為央行在公開市場賣出政府債券、收回貨幣的操作提供足夠的籌碼，從而可以提高央行調控宏觀經濟的能力。

（四）征收鑄幣稅的主要思想障礙

為調節宏觀經濟而有目的地征收鑄幣稅，在我國的宏觀經濟理論與實踐中尚屬首次，許多人可能會對此產生顧慮。

1.征收鑄幣稅，會引發通貨膨脹，后果不堪設想。提出這一觀點的人可能對當前經濟中普遍存在的生產過剩和價格下降的危害性認識不足。應該指出的是，通貨膨脹已經遠離我們而去，防止通貨緊縮，增加有效需求才是當前政府在宏觀經濟調控中必須要抓好的主要矛盾。如果征收鑄幣稅會引起物價上升，這正好說明這種工具對治理通貨緊縮有著特殊的功效，是我們攻克內需不足的有力武器。由于征收鑄幣稅的目的是為了啟動低迷的經濟，物價上升正好說明經濟已經啟動，既然目的已經達到，征收鑄幣稅的政策就可以談出了。筆者要大聲疾呼：在我們面臨通貨緊縮威脅的時候，大談什么要注意防止通貨膨脹之類的口號，對解決經濟中已經存在著的內需不足與大量失業來說是無益的。我們的政策目標是要解決當前經濟中已經出現的主要矛盾，推動經濟健康發展。如果真的出現了物價上升的趨勢，央行也可以在公開市場上隨時拋出手中持有的國債，收回基礎貨幣，以抑制可能出現的通貨膨脹。

第3篇

關鍵詞：貨幣需求理論；馬克思西方貨幣理論

[中圖分類號]F224;F820[文獻標識碼]A [文章編號]1009-9646（2011）07-0007-02

從貨幣流通角度看，貨幣需求是在一定時間和空間范圍內，商品流通對貨幣的客觀的需求。在社會經濟活動中，貨幣需求量表現為一定時期內各經濟主體對貨幣形式持有總和。

一、馬克思的貨幣需求理論

1.流通中必須的貨幣量為實現流通中待銷售商品價格總額所需的貨幣量。

流通中所需貨幣量=待售商品價格總額/單位貨幣流通速度

公式表明：貨幣量取決于價格的水平、進入流通的商品數量和貨幣流通速度三因素。

2.執行流通與支付手段的流通中貨幣量

一定時期內作為流通手段和支付手段的貨幣需要量=（待銷售商品價格總額賒銷商品價格總額+到期應支付的總額相互抵消的總額）/同名貨幣流通次數

3.流通中全部的銀行券所代表的貨幣金屬價值

流通中的全部銀行券所代表的貨幣金屬價值=流通中需要的貨幣金屬價值

單位銀行券代表的貨幣金屬價值=流通中需要的貨幣金屬價值/銀行券流通總量

二、西方貨幣需求理論

1.費雪的現金交易數量說

美國經濟學家歐文?費雪在其1911年出版的《貨幣購買力》一書中，對傳統貨幣數量論作了系統清晰的闡述。費雪十分注重貨幣的交易媒介功能，認為貨幣是用來交換商品和勞務，以滿足人們的欲望，貨幣最終都將用于購買。因此，在一定時期內，社會的貨幣支出量與商品、勞務的交易量的貨幣總值一定相等。據此，費雪提出了著名的數量方程式：

MV=PT

式中，M代表貨幣數量;V代表貨幣流通速度;P代表物價水平;T代表交易總量。

費雪分析，V是由制度因素決定，而制度因素變化緩慢，因而它可視為常數。T與產出水平保持一定的比例，大體上也是相對穩定的。因此，費雪認為貨幣與價格在短期內存在如下所示的函數關系：

M/P=a其中a=T/V

交易方程式雖然主要說明M決定P，但當把P視為給定的價格水平時，交易方程式也就成為貨幣需求的函數：M=1/V?PT。

2.劍橋學派的現金余額數量說

以馬歇爾和庇古為代表的劍橋學派從微觀經濟學中關于需求的一般理論出發，對貨幣需求問題進行了研究。庇古認為，行為人持有貨幣可以隨時滿足行為人對于交易的需求(也就是交易動機)，因此，貨幣需求可以根據行為人的效用最大化原則推導出來。由于交易水平與收入水平之間具有穩定的比例關系，貨幣需求應當與收入水平正相關。劍橋學派認為，在短期內，如果其他情況不發生變化(特別是利率保持穩定)，有如下的貨幣需求方程式：

Md=k?PY

式中，Md代表貨幣需求量;k是個常數;P代表物價水平;Y代表總收入;PY代表名義總收入。劍橋方程式表明，實際貨幣需求由實際收入水平決定，并且與實際水平同比例變化。

3.凱恩斯的流動偏好理論

凱恩斯把行為人對于貨幣的需求稱為流動性偏好，他認為形成流動性偏好是出于以下三個動機：(1)交易動機。指人們為日常交易而持有貨幣。對這個問題的研究，是對劍橋傳統的繼承，因為費雪和劍橋學派的理論都假設個人持有貨幣的動機是因為貨幣具有交易媒介的功能，可用來完成每日的交易。(2)預防動機。又稱謹慎動機，是指為了預防意料之外的情況而產生的持幣愿望。它的產生主要因為未來收入和支出的不確定性，為了防止未來收入減少或支出增加這種意外變化而保留一部分貨幣以備不測。(3)投機動機。是指愿意持有貨幣以供投機之用。其原因是相信自己對未來的看法，較市場上一般人高明，想由此從中取利，所以愿意持有貨幣以供投機之用。綜上，凱恩斯的貨幣需求函數如下：

M=M1十M2=L1(Y)十L2(r)

式中，M1代表交易動機和預防動機引起的貨幣需求，它是Y的函數;M2代表投機動機的貨幣需求，是r的函數;L是作為“流動性偏好”函數的代號，貨幣最具有流動性，所以流動性偏好函數也就相當于貨幣需求函數。

4.弗里德曼的現代貨幣數量論

美國經濟學家米爾頓?弗里德曼認為貨幣數量論并非關于產量、貨幣收入或物價的理論，而是關于貨幣需求的理論，是明確貨幣需求有何種因素決定的理論。他認為，影響貨幣需求的因素是多種多樣的，他用一個多元函數來表示貨幣需求，其公式為：

Md=f(p，rb，re，1/P?dp/dt，Y，w，U)

式中，Md代表名義貨幣需求量，f代表函數關系，p代表物價水平，rb代表固定收益的債券利率，re代表非固定收益的證券利率，1/p?dp/dt代表物價變動率，Y代表恒久性收入，W代表非人力資本對人力資本的比率，U代表反映主觀偏好和風尚及客觀技術與制度等因素的綜合變數。這個貨幣需求函數被稱為現代貨幣數量論的新解釋。

在影響貨幣需求的多種因素當中，弗里德曼認為各種形式資產總和的財富總額是最重要的變量，但由于財富總額的直接計算比較困難，故以收入來代替。又由于年度收入常受各種因素的影響而經常變化，故弗里德曼提出了恒久性收入的概念，就是所有未來預期收入的折現值，也可以稱為長期收入的平均預期值。

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