我国货币需求与收入分配差距的理论与实证分析

我国货币需求与收入分配差距的理论与实证分析
杨晓龙;郑长德
【摘要】本文研究了货币需求与收入分配差距的传导机制问题.收入分配差距通过三条途径影响货币需求:税收途径、消费途径以及货币流通速度途径.收入分配差距会通过税收途径和消费途径减少货币需求,但通过货币流通速度途径会增加货币需求.实证研究发现,实际货币需求与收入分配差距指标、实际收入以及实际利率之间存在长期稳定的均衡关系,而且收入分配差距越大,货币需求越小.通过误差修正模型发现,存在短期到长期的动态调整过程.通过脉冲响应函数分析,发现收入分配差距对货币需求的冲击波动较大.并进一步对我国收入分配差距影响货币需求的消费途径以及货币流通速度途径进行了检验,检验结果符合理论分析.
【期刊名称】《金融理论与实践》
【年(卷),期】2010(000)001
【总页数】6页(P29-34)
【关键词】货币需求;收入分配;边际消费倾向;货币流通速度
【作者】杨晓龙;郑长德
【作者单位】西南民族大学,经济学院,四川,成都,610041;西南民族大学,经济学院,四川,成都,610041
【正文语种】中文
【中图分类】F820
一、引言
人们在对不同层次货币供给量进行研究时，更多习惯于从货币供给的角度去研究问题，但实际上，各层次货币量的大小，不仅是一个货币供给问题，也是各经济主体对货币资产的选择过程，即货币需求问题。

货币供给和货币需求本来就是一个问题的两个方面，中央银行的货币供给行为固然重要，但在一定的货币总量水平下，人们究竟以何种方式持有货币，则很大程度上取决于微观主体的选择①王宇伟、范从来：《收入分配差距与交易货币需求关系的协整分析》，《管理世界》2007第1期。

改革开放以来，我国的货币存量持续增加。

以广义货币（M2）来看(图 1)，1985 年时的余额为 4884.3亿元，1998年突破100000亿元，截至2009年6月底已
经达到568916.2亿元，最近10年M2同比增长率均超过14%。

随着经济增长和金融发展，特别是基于市场配置资源的社会主义市场经济体制的建立，我国的收入分配格局发生了根本性的变化②郑长德:《中国转型时期的金融发展与收入分配》，中国财政经济出版社2007年版。

，居民的收入分配差距呈不断上升趋势。

从图2可以看出，1985年时基尼系数只有0.258，收入分配比较平均，2003年时突破
国际警戒线0.4，2003年以来一直处于收入差距较大的状态。

那么，货币需求与
收入分配具有怎样的关系呢？收入分配怎样影响货币需求呢？
图1 广义货币余额（M2）数据来源：《中国统计年鉴2008》和《中国金融年鉴1990》。

图2 基尼系数数据来源：由作者计算得出。

鲍莫尔早在1952年就关注了货币需求与收入分配的关系，他考虑了下列两种情况：1.n个人组成的经济，一个人拥有全部国民收入Y，其他人的收入为零，货币需求为M1。

2.n个人组成的经济，每个人拥有相同的收入Y/n，货币需求为M2。

经
过推导，发现M2＞M1，因此，鲍莫尔模型意味着收入的平均分配导致较高的实
际余额需求，收入分配越不公平，实际余额的需求越小③杰格迪什·汉达著，郭庆旺、刘晓路、陈卫东译：《货币经济学》，中国人民大学出版社，2005年版，第103页。

Wilhelm和Harald（1990）进一步发展了鲍莫尔模型，也得出了相同的结论。

国内学者王宇伟和范从来（2007）研究表明，改革开放以来我国日益加
大的贫富差距对交易货币的需求存在负面影响。

但也有学者持相反的观点。

Cover和Hooks（1993）利用美国1947-1988年的
数据，对M1和基尼系数、收入、消费、利率等进行回归，发现M1与基尼系数
存在正相关关系。

Mausumiet.al.(2004)对这一问题进行了进一步探索，建立了一个货币需求与收入分配的动态理论模型，结论认为收入分配差距越大，货币需求越大，并通过美国1947-2001年的数据进行协整分析，研究表明货币需求会随着收入分配差距的增大而增大，这一结果吻合了模型的结论。

Marta和Waldyr（2006）建立了一个包含家庭、企业、政府的模型，为了体现
差距，家庭分为金融排除家庭和金融包含家庭。

金融排除家庭除工资外没有金融资产或者其他投资收益，而金融排除家庭则可以进入金融市场，可以拥有金融资产，可以获得投资收益和跨期消费等。

通过分析发现，收入分配和利率之间有可能是负相关关系，也有可能是正相关关系，这要根据具体情况而定，比如不同类型家庭的消费比例和工作时间比例等。

二、收入分配影响货币需求的三条途径
收入分配影响货币需求的三条途径，分别为税收途径、消费途径以及货币流通途径。

假定存在一个只有两个人的经济体，每个人初始均拥有相同的收入Y。

（一）税收途径
假定税收起征点为α，税率为t,那么总的税收：
T=2(Y-α)t
税后总收入为：
Yd=2Y-T=2Y(1-t)+2αt
总收入不变的情况下，如果收入分配发生了变化，第一个人的收入为0，第二个人的收入为2Y，税率变为t′，税率随着收入升高，所以t′＞t。

那么总的税收：
t′=(2Y-α)t′
税收之差：
ΔT=T′-T=(2Y-α)t′-2(Y-α)t=(2Y-α)(t′-t)+αt因为，2Y＞α，t′＞t，所以ΔT＞0。

可支配收入变为：
Y′d=2Y-T′=2Y-(T+ΔT)=2Y-T-ΔT＜Yd
所以，当收入分配差距越大时，税收会增加，可支配收入会下降。

凯恩斯认为交易动机、预防动机和投机动机是形成货币需求的主要原因，交易动机和预防动机产生的货币需求主要由收入水平决定。

剑桥理论也认为实际货币需求由实际收入水平决定，并且与实际收入同比例变化。

所以，当可支配收入下降时，会引起货币需求的下降。

（二）消费途径
假定这两人的自主消费为C0，边际消费倾向均为c，不考虑税收，总的消费：
C=2(C0+cY)
总收入不变的情况下，收入分配发生了变化，第一个人的收入为0，第二个人的收入为2Y，边际消费倾向为c′，因为存在边际消费递减，所以c′＜c，总的消费：C′=C0+c′×2Y=C0+2c′Y
ΔC=C′-C=C0+2c′Y-2(C0+cY)=-C0-2Y(c-c′)
因为 c-c′＞0，所以ΔC＜0。

所以，当收入分配差距越大时，总的边际消费倾向下降，引起总的消费下降。

在收入不变的情况下，会增加储蓄，减少货币需求。

（三）货币流通速度途径
假定货币流通速度不变的情况下，货币供给增长率等于通货膨胀率与按不变价格计算的国民生产总值增长率之和，即m=π+y。

但当m＞π+y时，出现超额货币。

流通货币是参与实体经济循环、作为物质商品交换媒介的那部分货币，对价格水平产生影响；非流通货币是金融经济领域内的货币，游离于实体经济之外，相对于实体经济而言，这部分货币是不流通的①尽管在金融经济内部，这部分货币流动性较高。

超额供给货币时，只有少量货币进入实体经济内部参与流通，大量的超额货币是非流通的。

在分配收入差距较大的情况下，大量的超额货币会集中在收入较高的人的手里，成为居民储蓄、证券市场投资资金后沉淀于金融经济领域②田立中：《论超额货币与货币流通速度趋缓》，《集团经济研究》，2007年第7期。

所以，这会引起总的货币流通速度的下降。

根据费雪方程：MV=PT，当货币流通速度下降时，货币需求会上升。

以上是对收入分配影响货币需求的理论分析，三条途径分别表示如下：
1.收入分配差距增大→税收增加→可支配收入下降→货币需求下降。

2.收入分配差距增大→穷人相对收入减少，富人相对收入增加→社会总边际消费倾向下降→总消费下降→货币需求下降。

3.收入分配差距增大→存在超额货币→货币流通速度下降→货币需求上升。

其中，税收途径和消费途径会引起货币需求下降，而货币流通途径会引起货币需求上升。

下面结合我国实际情况对收入分配与货币需求进行实证分析。

三、中国货币需求与收入分配关系的实证分析
（一）数据来源及研究方法
选取M2作为货币需求指标，基尼系数GINI作为收入分配指标，基尼系数根据《中国统计年鉴》数据计算得到。

1985-1989年的M2数据来源于《中国金融年鉴 1990》，1990-2007年的 M2数据来源于《中国统计年鉴2008》。

选用GDP表示收入指标，数据来源于《中国统计年鉴2008》。

利率采用中国人民银行
一年期储蓄存款利率，数据来源于中国人民银行网站和《中国金融统计年鉴》。

M2、GDP和利率均采用实际值，实际 M2、GDP由名义值除以物价水平①居民
消费价格指数，1978=100。

得到，实际利率由名义利率减去通货膨胀率②由（居民消费价格指数-100）/100得到，上年=100。

得到。

由于部分年份中利率水平
进行了多次调整，故在数据选取时对这些年的利率水平进行了加权平均。

实际M2、GDP、GINI均作对数处理，以降低异方差的影响和增加数据的平稳性。

我们采用协整分析和脉冲响应分析来研究收入分配与货币需求的关系，首先对数据进行平稳性检验。

（二）平稳性检验
单位根检验是判断时间序列平稳性最常用的方法，时间序列平稳性的单位根检验方法主要有DF检验法、ADF检验法及PP检验法等，本文运用人们常用的、扩展的ADF检验方法，检验结果见表1。

表1 单位根检验结果（1978-2005年）注：1.Δ 表示一阶差分；2.(C，T，L)表示检验模型中含有截距项、趋势项和滞后阶数。

通过ADF检验，发现原序列均不平稳，ADF值均大于10%显著水平下的临界值，一阶差分后，序列分别在1%、5%、10%和10%显著水平下平稳，ADF值均小于相应的临界值，所以各变量一阶差分是平稳的。

（三）协整分析
20世纪80年代Engle和Granger提出了协整的概念。

其基本思想是：即便两个（或两个以上）的时间序列经济变量是非平稳的，但是它们的某种线性组合却有可能是平稳的，如果线性组合是平稳的，那么经济变量之间就存在长期稳定的均衡关系。

协整检验通常有两种方法：Engle-Granger两步法和Johansen极大似然法。

EG
两步法先是使用最小二乘法对各经济变量进行协整回归，然后再把通过协整回归得
到的残差进行单位根检验。

由EG两步法得到的协整参数估计具有非常强的一致性和有效性，但其缺陷是：1.在有限的样本条件下，所得到的估计量不是无偏的，而且样本容量越小，其估计量的偏差越大。

2.当协整向量不止1个时，EG两步法显得有些无能为力。

所以，我们采用Johansen极大似然法，检验经济变量之间是否具有协整关系。

利用迹统计量和最大特征值统计量来检验实际货币需求与收入分配、实际收入以及实际利率之间是否具有协整性，检验结果如表2。

表2 迹检验结果注：*表示在0.05显著水平下拒绝原假设。

表3 最大特征值检验结果
从检验结果我们看到，迹统计量和最大特征值统计量均在5%的显著性水平上拒绝了原假设，这说明实际货币需求、收入分配、实际收入和实际利率存在长期稳定的均衡关系。

通过表4我们可以知道，货币需求对收入分配的长期弹性为-1.09，当收入分配增大1%，货币需求就会减少1.09%，这就说明收入分配影响货币需求的税收途径和消费途径起了主要作用。

此外，货币需求对收入的长期弹性为0.7419，对利率的长期弹性为-0.0063。

表4 货币需求方程协整参数
（四）向量误差修正模型
短期内各个经济变量之间也许会出现失衡，下面我们利用向量误差修正模型（VECM）来研究各个经济变量间的短期动态关系，得到如下误差修正模型：
其中，各个解释变量差分系数表示模型的短期动态性质，货币需求方程误差修正项前面的系数含着变量过去值对现在值影响的信息，系数为-0.105，t值为-5.605，系数是显著的。

符合反向修正机制，存在短期到长期的动态调整关系，当期短期波
动与长期均衡偏离有10.5%会在下期得以调整。

（五）脉冲响应函数分析
脉冲响应函数刻画的是在扰动项上加一个一次性的冲击对于内生变量当前值和未来值所带来的影响，对一个变量的冲击直接影响这个变量，并且通过VAR模型的动
态结构传导给其他内生变量。

根据LR 、FPE、AIC、SC、HQ 信息准则（表 5）
确定应建立VAR(3)。

表5 VAR模型滞后阶数选择标准注：1.*表示依据各准则选择的最优的滞后阶数。

2.LogL为最大似然估计函数的对数值；LR为序列调整的LR检验统计量(5%显著
性水平)；FPE为最后预测误差；AIC为赤池信息准则；SC为施瓦茨信息准则；HQ为汉南—奎因信息准则。

如果建立的VAR系统是不稳定的，所做的脉冲响应是没有意义的，所以有必要对
系统的稳定性进行检验。

如图3所示，单位根的模没有全部在单位圆之内，所以VAR（3）是不稳定的。

图3 VAR（3）的稳定性检验
图4 VAR（2）的稳定性检验
那么数据全部采用一阶差分，重新建立VAR系统。

差分后，再次根据 LR、FPE、AIC、SC、HQ 信息准则（表6）确定应建立VAR(2)。

表6 VAR模型滞后阶数选择标准
再次对VAR系统的稳定性进行检验，检验结果（图4）发现所有单位根的模均处
在单位圆之内，所以VAR(2)系统是稳定的。

建立如下VAR系统：
进一步得到货币需求对收入分配的脉冲响应函数，如图 5 所示①只分析货币需求
对收入分配的脉冲响应，其他的脉冲响应函数图不再列出。

在第1、5、6、10、
11、14-16、19、20各期，收入分配对货币需求的冲击为正，第2-4、7-9、12、13、17、18 各期为负，收入分配对货币需求的冲击为负，可见收入分配对货币需求的冲击波动较大。

图5 货币需求对收入分配的脉冲响应函数图
四、中国收入分配影响货币需求传导途径的检验
前面的研究表明，理论上，收入分配引起货币需求变化的传导途径有三条，分别为税收途径、消费途径以及货币流通速度途径，但第一条途径“收入分配差距增大→税收增加→可支配收入下降→货币需求下降”在我国并不好检验。

因为模型假定总收入和税制等不发生变化，但自改革开放以来，总收入不断增长，税制也经过几次调整①吴敬琏：《当代中国经济改革》，上海远东出版社，2003年版。

所以，我们只检验其他两条途径。

（一）消费途径
从消费总量上看，边际消费倾向递减规律使得高收入者虽有购买能力但无购买意愿，因而不会形成现实需求。

而低收入者虽边际消费倾向较高，但由于收入的制约，造成虽有购买意愿但无购买能力，因而也限制了需求的增加，这两方面共同作用的结果必然会造成总边际消费倾向的下降和相对于公平收入而言的消费的不足。

首先计算1978-2007年的边际消费倾向：
建立包含lnGDP和lnC的回归方程，具体形式如下：
lnCt=β0+β1 lnGDPt+β2 lnGDPt-1+β3 lnCt-1+εt
用1978—2007年间我国居民实际消费与实际GDP的数据对上述模型进行回归，可以得到模型的估计结果如下：
lnCt=0.0313+0.6896lnGDPt-0.4917lnGDPt-1+0.7627lnCt-1
R2=0.9994 Ad R2=0.9993 DW=1.7102根据上述模型的估计结果，可以计算得
到lnC关于lnGDP的长期弹性：
因为边际消费倾向，所以可以得到1978-2007年的边际消费倾向，结果见表7，可以看出，我国30年间的居民边际消费倾向虽有波动，但呈整体下降的趋势。

总的边际消费倾向的下降，将会减少总的消费，这样货币需求会下降。

表7 我国居民边际消费倾向（1978-2007年）资料来源：作者根据《中国统计年鉴2008》数据计算得到。

（二）货币流通速度途径
我国自改革开放以来，经济快速增长，2007年的国民生产总值为1985年的27.7倍。

但2007年广义货币（M2）为1985年的77.6倍，而同期居民消费价格指数和商品零售价格指数只是2.94倍和3.77倍，通货膨胀率远小于货币增长率和国民收入增长率之间的差额。

所以，存在大量的“超额货币”。

我国的超额货币供给并非均等地分配于每个人的，而是存在很大程度上的非均等，超额货币供给落到了不到1/10的人手里，广大农民和城市中的低收入者是与此无缘的。

由于我国的超额货币主要流到了不到人口总量的1/10的高收入者手中，即使用这些货币收入以一定的消费倾向进行消费其消费总量相对于平均分配而言也是较低的，况且这些超额货币主要流入股市，根本就没有进入实物经济②吴建军：《我国M2/GDP过高的原因：基于收入分配差距的分析》，《经济学家》2004年第1期。

国外学者在股票市场发展和经济增长关系上的主流看法—股票市场发展和经济增长相互促进—并不适用于我国。

谈儒勇（1999）回归结果显示，我国股票市场发展对经济增长的作用是相当有限的③谈儒勇：《中国金融发展和经济增长关系的实证研究》，《经济研究》1999年第10期。

郑长德（2006）实证分析发现,我国经济增长对于证券市场即股票市场、债券市场和基金市场的发展起到了较为明显的促进作用,但证券市场的发展对经济增长的促进作用则表现得不明显①郑长德、马
俊：《中国证券市场与经济增长：基于季度时间序列数据的统计分析》，CFRN工作论文。

因此，这部分货币只是沉淀，对拉动GDP作用甚微。

这一超额货币必会以连锁的形式引起货币流通速度下降。

在货币流通速度的计算中，人们一般根据货币数量论，使用V=PY／M这一公式(如Fisher，1909；Garvy 和 Blyn，1970；Cramer，1986；Mishkin，2002；左孝顺，1999；李社环，1999 等)，它来自货币数量方程MV=PY②张爱武、田娟：《货币流通速度的计算方法探讨》，《南方金融》2008年第5期。

经计算得到货币流通速度，如下图所示：
图6 货币流通速度（1978-2007年）资料来源：根据《中国统计年鉴2008》数据计算得到。

从图6可以看出，我国的货币流通速度呈逐年下降趋势。

1978年为3.14，1996年降为0.94，最近几年只有0.61、0.62。

货币流通速度的下降，会增加对货币的需求。

五、结论
首先分析了收入分配影响货币需求的三条途径，即税收途径、消费途径以及货币流通速度途径。

收入分配差距通过税收途径、消费途径使货币需求减少，但会通过货币流通速度途径使货币需求增大。

结合我国实际情况，对收入分配与货币需求进行了实证分析，研究发现实际货币需求与收入分配、实际收入以及实际利率之间存在长期稳定的均衡关系。

而且收入分配差距越大，货币需求越小。

误差修正项的系数为-0.1053，且系数是显著的，说明存在短期到长期的动态调整过程，当期短期波动与长期均衡的偏离有10.5%会在下期得以调整。

通过脉冲响应函数分析，发现收入分配对货币需求的冲击波动较大。

进一步求解了我国1978-2007年的边际消费倾向和1985-2007年的货币流通速
度，对收入分配影响货币需求的消费途径以及货币流通速度途径进行了检验，检验结果符合理论分析。

参考文献：
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