以GDP总量作为货币需求函数的规模变量,实际上隐含了一个假设:GDP各组成部分的货币需求系数是完全一致的,即消费支出、政府购买、私人投资及净出口的货币需求弹性完全相同。如这四个组成部分的货币需求弹性完全一致,则四者的简单加总(四者简单加总等于GDP)则对货币需求函数实证不产生任何影响。但如果四者的货币需求弹性系数并不相同,以GDP作为唯一规模变量则会导致规模变量、机会成本及制度变量估计系数的有偏,而且会忽视GDP构成比例变化对货币需求所产生的影响。国内外学者对此问题极少持怀疑态度。
Enzler and Johnson(1976)认为GNP3作为规模变量是有缺陷的,GNP忽视了转移支付及证券交易的货币需求。企业一体化程度提高、一体化部门产出所占GNP比例上升以及政府支出占GNP比例的提高,都会减少中间品的交易而降低合意货币需求。他认为GNP各组成部分的货币需求是不同的,其以GNP各组成部分加权构造了一个交易总额变量,其中住宅建设权重为1.5,出口权重为0.5,政府对劳动力购买的权重为0.GNP的其他构成权重为1,总权重为3,因此住宅建设、出口、政府对劳动力的购买、其他部分的系数分别为1/2、1/6、0、1/3。以加权交易总额代替GNP作为货币需求函数的规模变量,拟合优度及预测误差都得到显著改善。Goldfeld(1976)以同样方法构建了加权GNP变量,也发现实证效果相比于GNP有一定提高。
Mankiw and Summers(1986)认为,从交易需求角度来看,消费者交易所需的货币要高于其他经济主体,企业精于现金管理易形成规模经济,因而企业所需要的货币也较少。他将消费、投资、政府支出所占有货币比例分别除以消费、投资、政府支出所占GNP的比例,得出消费、投资、政府支出的M。需求弹性为1.34、0.33、0.45,M2需求弹性为1.5、0.07、0.154。货币需求实证也表明,消费支出的货币需求确实大于GNP其他部分的货币需求,据此他认为消费支出适合作为货币需求函数的规模变量。
以上都只是GDP(GNP)各组成部分具有不同货币需求弹性的间接证据,Tang(2002、2004、2007)则提供了直接证据。Tang(2002)以年度数据实证了马来西亚1973年-1998年的M3需求,将最终消费、投资支出、出口同时作为规模变量,发现三者的长期货币需求弹性分别为0.98、-0.48、0.94;Tang(2004)以季度数据考察了日本1973年第一季度到2002年第二季度的M2需求,发现消费、投资、出口的货币需求长期弹性分别为0.34、1.20、0.25;Tang(2007)以年度数据考察了马来西亚、新加坡、菲律宾、印尼、泰国的M:需求,发现除泰国外其余四国M:与消费、投资、出口、利率、汇率之间存在协整关系,马来西亚(1961年-1999年)消费、投资、出口的长期弹性分别为1.034、-0.255、0.768,印尼(1967年-1999年)消费、投资、出口的长期弹性分别为1.647、-1.243、-0.213,菲律宾(1961年-1999年)消费、投资、出口的需求弹性分别为1.414、0.436、0.02,新加坡(1974年-1998年)消费、投资、出口的需求弹性分别为3.48、-0.143、-0.172。
由此来看,GDP各组成部分的货币需求可能确实并不相同,有必要将GDP分解实证。
三、模型简介
在计量经济学中,协整检验主要有Engle-Granger两步检验法及Johansen&Juselius的系统降秩回归法,这两种方法有一个共同缺陷:即只适用于同阶变量,当变量不同阶时则检验失效,因此检验前需验证所有变量是否同阶。Pesaran(2001)提出一种新的协整检验方法——边界检验法(bounds testing ap-proaeh),相对于Engle-Granger两步法及Johansen的系统降秩回归法,边界检验法具有以下优点:1、不论变量是否同阶,都可用于检验;2、适用于小样本,在小样本情形下检验依然有效;3、适用于解释变量为内生变量的情形。
Pesaran(2001)在自回归分布滞后模型(ARDL)的基础上构建非约束误差修正模型(conditional unre-
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