第２８卷第８期
Ｖｏｌ．２８ Ｎｏ．８
统 计 与 信 息 论 坛
Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ ＆Ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ Ｆｏｒｕｍ
２０１３年８月
Ａｕｇ．，２０１３
收稿日期：２０１３－０４－１５
基金项目：陕西省社会科学基金项目《通货膨胀预期的管理研究》（１２Ｄ１０６）；教育部人文社会科学青年基金资助项目《下
滑风险度量下企业年金基金的投资管理问题研究》（１１ＹＪＣ７９０２６０）
作者简介：王晓芳，女，蒙古族，陕西西安人，经济学博士，教授，博士生导师，研究方向：货币理论；
杨克贲，男，陕西汉中人，博士生，研究方向：货币理论。
【统计理论与方法】
货币需求、投机性交易与中国宏观经济波动
王晓芳，杨克贲
（西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安７１００６１）
摘要：基于含实体与虚拟经济对货币供给影响机制的动态随机一般均衡（ＤＳＧＥ）模型，探析中国货币供
给是内生的抑或是外生的，并重点研究了货币需求冲击和投机性冲击对整个宏观经济稳定的影响。研究结果
表明：中国货币供给具有内生性；货币需求冲击和投机性冲击对货币供给波动有较大影响，进而对通货膨胀产
生显著作用，因此加强公众预期的引导和管理，从而减弱货币需求冲击和投机性冲击的效应，对于中国防范和
遏制通胀具有重要意义。
关键词：货币需求；投机性交易；宏观经济波动
中图分类号：Ｆ２２４．０ 文献标志码：Ａ 文章编号：１００７－３１１６（２０１３）０８－００４３－０９
一、引 言
在现代经济中，货币供给理论主要有两种流派：
一种主张货币供给是外生的，以凯恩斯（Ｋｅｙｎｅｓ）主
义和货币主义为代表，他们认为货币供给是由外生
于本国经济的某个机构（通常是中央银行）提供的，
货币存量对实际产出、利率、物价水平、股市等经济
量有影响；另一种则主张货币供给是内生的，以托宾
（Ｔｏｂｉｎ）和格利（Ｇｕｒｌｅｙ）为代表，他们认为货币供给
是由经济体本身的内在要求决定的，中央银行的供
给并不是一种主动选择的行为，而是一种被动的适
应性行为。这两种学派的最根本的区别在于：货币
外生理论认为货币供给决定货币需求，而货币内生
理论则认为货币需求决定货币供给。在中国货币供
给的内外生性的研究中，一部分学者持内外共生性
观点，其研究从中国现行经济体制出发认为，货币供
给由个人行为、商业银行行为和央行行为共同决定，
因而货币供给内外共生［１］；但大多数学者持内生观
点，这些研究认为中国基础货币供给中的商业银行
倒逼制、外汇结售汇制度、贸易顺差引起的人民币被
动供给、商业银行超额存款准备金率远高于法定存
款准备金率等原因使得货币政策的大部分变动可以
归因于政策对经济形势的反应，而不是起因于政策
的随机性变动［２］，那么只要回答了中国货币政策的
随机性变动会在多大程度上影响货币供给，就能回
答中国货币供给到底是内生、外生还是内外共生的
这一问题，本文将通过构建ＤＳＧＥ模型来对这一问
题进行定量探析。
在货币内生性的假定下，货币供给完全是由货
币需求来决定的。对中国货币需求的研究，国内外
学者主要从两个视角展开：一方面从实体经济视角
进行研究，Ｂｕｒｔｏｎ等研究表明中国的货币需求对于
预期通货膨胀非常敏感，预期通胀的增长会导致长
期货币需求的下降［３］；易纲研究发现将货币化因素
和通胀预期引入货币需求函数，可以显著提高货币
需求函数的解释力［４］；在开放经济下万晓莉等研究
认为，在考虑汇率预期和外部因素条件下中国在长
期里才有稳定的货币需求，汇率贬值预期将导致货
币需求显著减少［５］。
另一方面对货币需求的研究从虚拟经济视角展
开。石建民研究表明中国股票市场的财富效应和交
易效应超过了替代效应，股票市场价格上涨、交易量
３４
扩大，会导致货币需求相应增加［６］。中国人民银行
研究局课题组认为，中国２００２年以前的货币供给政
策忽视股票市场的货币需求效应，从而影响了货币
政策目标的实现。在相当部分的资金被用于满足证
券市场货币需求的情况下，用于保持实体经济增长
的货币和流动性相对偏紧，从而影响了实体经济的
回升［７］。
上述文献从不同侧面研究了影响中国货币需求
的因素，但是从研究方法上来看，大多采用传统的
ＯＬＳ、ＶＡＲ或ＧＭＭ等计量方法，缺乏宏观经济的
微观基础，无法避免卢卡斯批判。从研究框架上来
看，尚无文献同时考察虚拟经济和实体经济因素对
货币需求的作用，而且对虚拟经济的考察也仅局限
在股票市场，没有纳入同样重要的期货与国债市场，
不能全面反映虚拟经济的影响。而且，实体经济和
虚拟经济冲击均会引起货币需求变化，从理论上来
讲会进一步影响货币资金的价格———名义利率，进
而影响通货膨胀率，最终将对整个宏观经济产生影
响，但从既有文献来看，尚无文献定量讨论实体和虚
拟经济因素造成的货币需求变化会在多大程度上影
响宏观经济。基于以上考虑，本文将构造一个动态
随机一般均衡模型（ＤＳＧＥ）来对该问题进行深入研
究和探讨。
动态随机一般均衡（ＤＳＧＥ）模型建立在各经济
主体的最优行为之上，具备完善的微观基础，可以很
好地规避卢卡斯批判。同时，该模型不仅考虑经济
主体的跨期决策，重视经济主体对未来的“理性预
期”，而且还可以全面考察各种冲击对整体经济的影
响，能够在很大程度上克服传统计量方法固有的缺
陷。近年来，ＤＳＧＥ模型的估计方法也有了很大的
进步，已经从传统的参数校准方法演进到利用实际
数据对模型进行直接估计。贝叶斯估计方法可将模
型校准和极大似然估计方法有机地结合起来，降低
参数估计的主观性，增加模型参数的稳健性，提高参
数的可信度。现今，贝叶斯技术已经成为估计
ＤＳＧＥ模型的标准工具，因此本文亦采用该技术对
模型进行估计。
本文考虑实体与虚拟经济对货币供给的影响机
制，参考Ｂｅｎｊａｍｉｎ和刘俊民的研究方法，构建了一
个包含实体与虚拟经济部门的动态随机一般均衡
（ＤＳＧＥ）模型，探讨了中国货币供给的内外生性并
重点研究了货币需求冲击和投机性冲击对整个宏观
经济的影响［８－９］。
二、基本模型
本文构建了一个由代表性家庭、垄断竞争企业、
资本供给商、政府、银行和虚拟经济部门组成的
ＤＳＧＥ模型。家庭向企业提供劳动获得工资收入，
并从企业和资本供给商那里获得红利。家庭将所得
收入用于消费和支付税收后，剩下的货币余额连同
央行投放的货币存于商业银行，以在期末获得利息。
产品市场属于垄断竞争市场，企业投入劳动和从资
本供给商那里租用的资本品生产差异性产品，并以
一定比例的加成出售。资本供给商从商业银行贷款
进行投资，并将其拥有的资本租给企业以获取租金。
商业银行在期初吸收家庭存款将其贷给资本供给
商，在期末收回贷款并对家庭还本付息。央行向实
体经济与虚拟经济中投放货币，并调节名义利率对
产出、通胀和货币增长率做出反应。政府通过向家
庭征税为政府消费融资。
（一）家庭
假设代表性家庭可无限生存且为风险规避者，
其效用由实际消费与闲暇决定。消费品Ｃｔ是差异
性商品（Ｃｔ（ｚ），ｚ∈ ０，［ ］１ ）的连续加总：Ｃｔ＝
∫１０Ｃｔ（ｚ）ε（ ）－１ ／ε［ ］ｄｚ ε／ ε（ ）－１ ，其中ε 代表对商品
Ｃｔ（ｚ）需求的价格弹性。定义商品ｚ的价格为
Ｐｔ（ｚ），则根据代表性家庭购买既定商品的花费最小
化原则，可导出家庭对商品Ｃｔ（ｚ）的需求是其相对
价格的单调递减函数：Ｃｔ（ｚ）＝ Ｐｔ
（ｚ）
Ｐ（ ）ｔ
－ε
Ｃｔ，其中
Ｐｔ＝ ∫１０Ｐｔ（ｚ）１－ε［ ］ｄｚ １／ １－（ ）ε 为消费品价格指数。在
ｔ期期初，家庭持有上一期留存于实体经济的货币
余额ＭＲｔ－１，收到央行一次性向实体经济中投放的货
币Ｘｔ＝ＭＲｔ－ｖｔＰｔＮＸｔ－ＭＲｔ－１（ｖｔＰｔＮＸｔ是央行为满
足净出口换汇需求而在期初预留的名义净出口总额
ＰｔＮＸｔ的ｖｔ部分），并预先支付ｖｔ比例的一次性税
收Ｔｔ。剩余货币中，Ｓｔ用于消费，ＭＲｔ－１－Ｓｔ＋Ｘｔ－
ｖｔＴｔ存于银行。假设家庭只需在期初预先支付消
费总额的比例为ｖｔ①，而剩下１－ｖｔ比例在期末支
付，即：
ｖｔＰｔＣｔ＝Ｓｔ，０＜ｖｔ＜１ （１）
随机变量ｖｔ代表由预期通胀、预期汇率等实体
经济因素引起的货币需求的冲击，其遵循ＡＲ（１）过
４４
统计与信息论坛
① 可以将预先支付比例ｖｔ理解成为完成总交易额而需要持有的货币量占总交易额的平均比例。
程：ｌｎｖｔ＝ρｖｌｎｖｔ－１＋ １－ρ（ ）ｖ ｌｎｖ＋εｖ ｔ，其中０＜ｖ＜
１，０＜ρｖ＜１，εｖ ｔ～Ｎ ０，σ２（ ）ｖ 。
代表性家庭向企业提供劳动获取工资收入，将
货币存于银行获取利息收入，并凭借其对企业的所
有权获得红利收入。在ｔ期期末，家庭获得工资、本
金和利息以及企业红利Ｄｆｔ、资本供给商红利Ｄｃｔ，同
时，家庭还需支付剩余部分的税收（１－ｖｔ）Ｔｔ以及
剩余部分的消费额（１－ｖｔ）ＰｔＣｔ，因此家庭在ｔ期期
末持有的留存于实体经济的货币余额ＭＲｔ 为：
ＭＲｔ＝ＷｔＮｔ＋Ｒｔ ＭＲｔ－１－Ｓｔ＋Ｘｔ－ｖｔＴ（ ）ｔ ＋Ｄｆｔ＋
Ｄｃｔ－（１－ｖｔ）Ｔｔ－（１－ｖｔ）ＰｔＣｔ （２）
其中Ｗｔ为名义工资，Ｒｔ为名义利率，Ｎｔ为单位标
准化的劳动时间。
代表性家庭选择消费Ｃｔ和劳动Ｎｔ以最大化其
终身效用，因此家庭的最优化问题可归结为在式
（１）、（２）的约束下最大化其跨期效用函数：
Ｅ０ ∑
"
ｔ＝０
βｔｕ Ｃｔ，Ｎ（ ）［ ］ｔ
其中ｕ Ｃｔ，Ｎ（ ）ｔ ＝ａｔｌｎＣｔ＋ηｂｔｌｎ（１－Ｎｔ），０＜β＜１为
折现因子，偏好参数ａｔ代表消费偏好冲击，其服从
ＡＲ（１）过程：ｌｎａｔ＝ρａｌｎａｔ－１＋εａｔ，其中０＜ρａ＜１，εａｔ
～Ｎ ０，σ２（ ）ａ ，ｂｔ为劳动供给冲击，也服从ＡＲ（１）过
程：ｌｎｂｔ＝ρｂｌｎｂｔ－１ ＋εｂｔ，其中 ０＜ρｂ＜１，εｂｔ～
Ｎ ０，σ２（ ）ｂ 。
求解上面的最优问题，得到一阶条件：
ａｔ
Ｃｔ＝λｔ １－ｖ（ ）ｔ ＋ｖｔＲ［ ］ｔ
ηｂｔ
１－Ｎｔ＝λｔｗｔ
λｔ＝β
λｔ＋１
πｔ＋１Ｒｔ＋１
其中λｔ是预算约束的拉格朗日乘数，ｗｔ＝Ｗｔ／Ｐｔ，
πｔ＋１＝Ｐｔ＋１／Ｐｔ表示实际工资和通货膨胀率。
（二）生产部门行为
１．企业。本文假设所有企业均由家庭所有。企业
依靠从资本生产商那里租用的资本品Ｋｔ（）ｚ 和从家庭
雇佣的劳动Ｎｔ（）ｚ ，按照以下生产函数生产差异性商
品Ｙｔ（）ｚ ：
Ｙｔ（）ｚ ＝Ｚｔ Ｋｔ（）（ ）ｚ α Ｎｔ（）（ ）ｚ １－α
其中Ｚｔ是所有企业所面临的生产技术冲击，遵循
ＡＲ（１）过程：
ｌｎ Ｚ（ ）ｔ ＝ρＺｌｎ Ｚｔ（ ）－１ ＋ １－ρ（ ）Ｚ ｌｎＺ＋εＺｔ
其中Ｚ＞０代表稳态技术增长率，０＜ρＺ＜１，εＺｔ～
Ｎ ０，σＺ（ ）２ 。根据生产既定产出的成本最小化原则，
可导出对资本和劳动的需求：
ｗｔ＝ １－（ ）αψｔ
Ｙｔ（）ｚ
Ｎｔ（）（ ）ｚ
ｑｔ＝αψｔ
Ｙｔ（）ｚ
Ｋｔ（）（ ）ｚ
其中ｑｔ表示实际资本租金成本，ψｔ表示实际边际
成本。
２．企业的价格设定。假设企业采用Ｃａｌｖｏ方法
交错设定价格。每期都有 １－（ ）ω 比例的企业可以
调整价格，而剩下ω企业保持价格不变，那么整个
国内商品的价格总水平Ｐｔ就是两种价格的加权平
均，即：Ｐｔ＝ ωＰ１－εｔ－１＋ １－（ ）ω Ｐ
－
ｎ（ ）ｔ １－［ ］ε
１
１－ε，其中Ｐ
－
ｎ
ｔ
为可调价企业的重置价格。
为考虑通胀惯性的影响，本文进一步假定本国
经济体存在前瞻式和后顾式两种定价策略的企业，
其比例分别为１－τ和τ。前瞻式和后顾式企业在ｔ
时期设定的新价格分别为Ｐ
～
ｆ
ｔ 和Ｐｂｔ，则该时期本国
经济中可调价企业设定的新价格Ｐ
－
ｎ
ｔ 为两种价格的
加权平均，即：
Ｐ
－
ｎ
ｔ＝ １－（ ）τＰ
～
ｆ
ｔ＋τＰｂｔ
前瞻式企业的定价策略为在需求函数Ｙｔ（ｚ）＝
Ｐｔ（ｚ）／Ｐ（ ）ｔ －εＹｔ的约束条件下，实现下式预期收益
最大化，即：
ｍａｘ
ｐｔ（）｝｛ ｚ
Ｅｔ
∑
"
ｊ＝０
βｊωｊλｔ＋ｊ［
Ｐｔ（）ｚ Ｙｔ＋ｊ（ｚ）－Ｗｔ＋ｊＮｔ＋ｊ（ｚ）－Ｐｔ＋ｊｑｔ＋ｊＫｔ＋ｊ（ｚ）
Ｐｔ＋ｊ［ ］］
其中λｔ＝ＵＮ Ｃｔ，Ｎ（ ）ｔ／ｗｔ度量了额外一单位实际工
资收益给家庭带来的边际效用值。由上式可得最优
价格Ｐ
～
ｆ
ｔ 满足：
Ｐ
～
ｆ
ｔ
Ｐｔ ＝
ε
ε－１
∑
"
ｊ＝０
βｊＥｔωｊλｔ＋ｊψｔ＋ｊ
Ｐｔ＋ｊ
Ｐ（ ）ｔ
ε
Ｙｔ＋［ ］ｊ
∑
"
ｊ＝０
βｊＥｔωｊλｔ＋ｊ
Ｐｔ＋ｊ
Ｐ（ ）ｔ
ε－１
Ｙｔ＋［ ］ｊ
后顾式企业的定价策略考虑通胀的持续性，其
设定的ｔ期新价格Ｐｂｔ 为经济中可调价企业在ｔ－１
期设定的价格Ｐ
－
ｎ
ｔ－１与ｔ－１期通货膨胀率πｔ－１之积，
也即：
Ｐｂｔ＝πｔ－１Ｐ
－
ｎ
ｔ－１
对这些等式整理，并进行对数线性化即可得到
下面的新凯恩斯菲利普斯曲线：
πｔ＝φωβＥｔπｔ＋１＋τπｔ（ ）－１ ＋λ＾ψｔ
其 中 λ ＝ １－（ ）τ １－（ ）ω １－ω（ ）β φ，φ ＝
ω＋τ１－ω１－（ ）［ ］（ ）β －１，＾ψｔ代表ψｔ相对于其稳态
５４
王晓芳，杨克贲：货币需求、投机性交易与中国宏观经济波动
值ψ的百分比偏离（＾ψｔ＝ｌｏｇ（ψｔ／ψ））。
（三）资本生产商
本文假设资本生产商拥有全部资本。在期初，
资本生产商将资本租赁给企业并在期末获得资本租
金。同时在期初，资本生产商将向银行贷款ｖｔＰｔＩｔ
进行资本品生产，而在期末资本供给商用收到的资
本租金向银行支付本息，因此资本品的生产成本为
（１－ｖｔ＋ｖｔＲｔ）ＰｔＩｔ。
Ｉｒｅｌａｎｄ研究认为资本调整成本可以很好地解
释商业周期中的投资率变动［１０］，因此在该模型中，
本文还假设资本供给商面临资本调整成本。资本
调整成本可表示为Ｉｔ－φＩｔ／Ｋ（ ）ｔ Ｋｔ，代表从投资到
生成资本的资源损失。此外，我们还认为低速生
产新资本的资源损失比高速生产新资本要小，即
φ′＞０，φ″＜０。同时，本文还假设稳态时资本调整
成本与边际资本调整成本为０，即φＩ／（ ）Ｋ ＝Ｉ／Ｋ，
φ′Ｉ／（ ）Ｋ ＝１。综上，可得下面的资本积累公
式［１１］：
Ｋｔ＋１＝ｊｔφＩｔ／Ｋ（ ）ｔ Ｋｔ＋ １－（ ）δＫｔ （３）
其中ｊｔ＞０，表示投资技术参数，服从ＡＲ（１）过程：
ｌｎｊｔ＝ρｊｌｎｊｔ－１＋εｊｔ，其中０＜ρｊ＜１，εｊｔ～Ｎ ０，σ２（ ）ｊ 。
投资技术参数ｊｔ可视为投资技术冲击。
资本供给商的目标是在约束条件（３）下实现对
家庭分红现值的最大化：
Ｅ０ ∑
"
ｔ＝０
βｔλｔｑｔＫｔ－（１－ｖｔ＋ｖｔＲｔ）Ｉ［ ］［ ］ｔ
求解上边最优条件，得到一阶条件：
λｔ（１－ｖｔ＋ｖｔＲｔ）＝μｔｊｔφ′ Ｉｔ／Ｋ（ ）ｔ
μｔ＝βλｔ＋１ｑｔ＋１＋ １－（ ）δμｔ＋１＋μｔ＋１ｊｔ［ ＋１
［－φ′ Ｉｔ＋１／Ｋｔ（ ）＋１
Ｉｔ＋１
Ｋｔ＋１＋φＩｔ＋１
／Ｋｔ（ ）＋１ ］］
其中μｔ是预算约束的拉格朗日乘数。
（四）政府
政府部门通过向家庭征收一次性税收为政府消
费融资：
ＰｔＧｔ＝Ｔｔ （４）
因为政府必须在期初预先支付政府消费的ｖｔ
比例，因此在期初会向家庭征收相应比例的税收
ｖｔＴｔ，剩余１－ｖｔ比例的政府消费和税收在期末完
成。本文假设实际政府消费占总产出Ｙｔ的比例是
一个外生的随机过程，即：
Ｇｔ＝ １－１／ｇ（ ）ｔ Ｙｔ
参数ｇｔ 服从 ＡＲ（１）过程：ｌｎｇｔ＝ρｇｌｎｇｔ－１＋
１－ρ（ ）ｇｌｎｇ＋εｇｔ，其中ｇ＞０，０＜ρｇ＜１，且εｇｔ～
Ｎ ０，σ２（ ）ｇ 。
（五）中央银行
参照刘斌的做法，假设中央银行采用反馈规则
通过调整名义利率Ｒｔ，对通货膨胀πｔ、产出Ｙｔ和货
币增长率ｕｔ＝Ｍｔ／Ｍｔ－１偏离稳态值做出反应，同时
还考虑利率调整惯性，从而货币政策反应函数
为［１１］：
ｌｎ Ｒｔ／（ ）Ｒ
＝ρＲｌｎ Ｒｔ－１／（ ）Ｒ ＋（１－ρＲ）
（φｙｌｎ Ｙｔ／（ ）Ｙ ＋φπｌｎπｔ／（ ）π ＋φｕｌｎ ｕｔ／ｕ（ ））＋εＲｔ
其中ρＲ 代表利率平滑程度，εＲｔ～Ｎ ０，σ２（ ）Ｒ 。
（六）实体经济的资源约束
设Ｃｔ代表居民消费，Ｉｔ代表全社会总投资，Ｇｔ
代表政府消费，ＮＸｔ代表净出口，则产出的资源约
束为：Ｙｔ＝Ｃｔ＋Ｉｔ＋Ｇｔ＋ＮＸｔ。假设净出口占总产
出Ｙｔ 的比例是一个外生的随机过程：ＮＸｔ＝
１－１／ｎ（ ）ｔ Ｙｔ，参数ｎｔ 遵循 ＡＲ（１）过程：ｌｎｎｔ＝
ρｎｌｎｎｔ－１＋ １－ρ（ ）ｎ ｌｎｎ＋εｎｔ，其中０＜ρｎ＜１，εｎｔ～
Ｎ ０，σ２（ ）ｎ 。
（七）金融部门
１．虚拟经济交易部门［９］。首先，家庭上期留存
于虚拟经济中的货币为ＭＦｔ－１，并在本期收到央行一
次性投入虚拟经济的货币ＭＦｔ－ＭＦｔ－１。每期期初，
家庭运用留存于虚拟经济中的货币ＭＦｔ 完成总交易
额Ｆｔ 的ｖｔ 比例，即ｖｔＦｔ。剩余部分的交易额
１－ｖ（ ）ｔ Ｆｔ通过ＭＦｔ 在虚拟经济的内部流动来实
现。那么，在第ｔ期留存于虚拟经济的货币余额ＭＦｔ
满足：
ＭＦｔ＝ｖｔＦｔ （５）
其次，虚拟经济与实体经济预期收益率的差异所诱
发的投机性交易，会导致货币存量和增量在两部门
之间分配与流动，这就使得参与虚拟经济交易的货
币总量与参与实体经济交易的货币总量的相对比例
不断变动：
Ｆｔ＝ １－１／ｆ（ ）ｔ ＰｔＹｔ＋Ｆ（ ）ｔ
其中比例参数ｆｔ服从ＡＲ（１）过程。
ｌｎｆｔ＝ρｆｌｎｆｔ－１＋ １－ρ（ ）ｆｌｎｆ＋εｆｔ
其中ｆ＞０，０＜ρｆ＜１，εｆｔ～Ｎ ０，σ２（ ）ｆ 。比例参数ｆｔ
可视为投机性冲击。
２．商业银行。商业银行从家庭吸收存款并将其
贷给资本供给商。每期期初，银行收到来自家庭的
存款ＭＲｔ－１－Ｓｔ＋Ｘｔ－ｖｔＴｔ，并将其贷给资本生产商
进行投资。本文假设信贷市场出清，则：
６４
统计与信息论坛
① 本文在进行反复尝试时采用边际似然概率作为标准进行评判，边际似然概率越大说明模型与实际数据的契合程度越高，反复尝试后，本文
最终选择使得边际似然概率最高的先验值。
② 根据式（７）稳态时预先支付比例ｖ＝Ｍ／（ｐＹ＋Ｆ）。
③ 根据资本供给商的两个最优决策方程以及φ（Ｉ／Ｋ）＝Ｉ／Ｋ和φ′（Ｉ／Ｋ）＝１可以推得稳态资本租金表达式ｑ＝（１－ｖ＋ｖＲ）（１－（１－δ）β）／β。
ｖｔＰｔＩｔ＝ＭＲｔ－１－Ｓｔ＋Ｘｔ－ｖｔＴｔ （６）
在每期期末，资本供给商归还贷款本金和利息
ＲｔｖｔＰｔＩｔ。家庭收到存款的本息为：
Ｒｔ ＭＲｔ－１－Ｓｔ＋Ｘｔ－ｖｔＴ（ ）ｔ
由于同期的货币总额Ｍｔ由分别流入实体经济的
货币ＭＲｔ 和虚拟经济的货币ＭＦｔ 组成（即Ｍｔ＝ＭＲｔ＋
ＭＦｔ），那么综合信贷市场出清条件（６）、虚拟交易条件
（５）、家庭现金限制条件（１）、政府预算约束（４）以及资源
约束条件可以产生下面新的货币数量公式：
Ｍｔ１／ｖ（ ）ｔ ＝ＰｔＹｔ＋Ｆｔ （７）
从式（７）可以看出，可以将货币需求变量ｖｔ视
为货币流通速度的倒数。
三、参数校准和模型估计
（一）数据的初步处理和统计描述
图１显示了货币需求变量ｖｔ的时间序列，从该图
可以看出，２００７年２季度之前，货币需求变量ｖｔ呈不断
下降趋势，而自２００７年２季度以后，货币需求变量ｖｔ
趋于稳定，因此本文分析样本区间选为２００７年２季度
到２０１２年２季度。数据来源于ＷＩＮＤ数据库、国家统
计局网站及中国人民银行网站。
图１ 货币需求变量ｖｔ的变化趋势图
本文将使用贝叶斯方法对模型中部分参数进行估
计，估计参数的观测变量分别是实际产出、实际消费、
实际货币总量、实际虚拟经济交易总额、通货膨胀率和
实际贸易顺差。首先，以中国国家统计局公布的月度
环比通货膨胀变化率为基础，通过一个季度内三个月
通胀率环比连乘，求得季度环比通货膨胀序列和以
２００２年第１季度为基期的季度定基比序列，以一个序
列表征季度价格平减指数；然后利用中国ＧＤＰ、社会消
费品零售总额、Ｍ１、净出口总额以及股票、期货和国债
交易总额除以季度价格平减指数即得中国产出、消费、
货币总量、贸易顺差和虚拟交易总额的实际值；最后，
对所有变量序列进行Ｘ１２季节调整并取对数后，通过
Ｈ－Ｐ滤波去除趋势得到变量的波动部分。波动部分将
用于贝叶斯估计和模型的比较分析。
（二）部分参数校准
模型参数的设定分为两类：一类采用直接校准，根
据黄赜林的方法，将季度贴现率中的β值校准为
０．９９１ ９，稳态时通货膨胀率π为１．００８ ２，与所估计样
本期的通胀率均值一致，从而稳态名义利率Ｒ为
１．０１６ ４［１２］。根据刘斌的做法，将资本折旧率δ设为
０．０２５。稳态时社会总产出中居民消费、政府消费、投资
以及贸易顺差占比取样本区间２００７—２０１２年以支出法
核算的居民消费、政府消费、最终资本形成额以及净出
口占比均值，分别为０．３４９ ７，０．１３３ ９，０．４５４ ４和
０．０６２ ０，对应的政府消费比例的稳态参数ｇ为
１．００６ １，净出口比例的稳态参数ｎ为１．１５４ ６。
另一类参数选择贝叶斯方法进行估计。关于劳动
供给弹性倒数φ＝Ｎ／１－（ ）Ｎ 的设定，国内文献的取值
大都在１到６之间［１１，１３］，本文经过反复尝试①最终参照
刘斌的方法，将基准模型中φ的先验值设为６。对于投
资与资本比例弹性的倒数χ＝ Ｉ／（ ）Ｋφ″／φ［ ］′ ，由于缺
乏关于该参数的相关信息，参照Ｂｅｎｊａｍｉｎ假设其先验
分布服从－０．５到０区间上的均匀分布。陆军运用开
放经济下新凯恩斯菲利普斯曲线（ＮＫＰＣ）对中国通胀
进行了估计，估计结果表明价格粘性概率θ的取值约
在０．５５和０．６５之间，后顾式价格设定参数τ的取值约
在０．２到０．３之间，本文使用其均值０．６和０．２５作为
先验值［１４］。国内文献中资本的产出弹性α取值一般都
在０．３到０．７之间，本文取其均值α＝０．５定为先验值。
稳态家庭预先支付比例ｖ的先验值定为样本区间内
Ｍ１与实体和虚拟经济总量的比例均值②，并通过ｖ，β和
Ｒ值及资本供给商最优决策方程③可计算出稳态资本
租金ｑ的先验值设为０．０３３。
对于货币规则参数，一方面，相关研究设产出与通
胀反应系数的先验值为２，货币增长率的反应系数为
１［１１］；另一方面，由于近年来央行不断强调防范通胀，因
此为体现货币政策对通胀的重视程度，本文设定通胀
反应系数的先验值φπ为２，产出缺口反应系数φｙ和货
币增速反应系数φμ均设为０．５。参照以往文献并进行
多次尝试将满足 （）ＡＲ １ 的持续性参数ρｚ，ρｒ和ρｎ的先
验值设为０．５，其余均设为０．６。利用贝叶斯方法估计
７４
王晓芳，杨克贲：货币需求、投机性交易与中国宏观经济波动
时，考虑到分布函数的性质和参数的经济含义，对位于
０，（ ）１ 的参数设定为Ｂｅｔａ分布，对位于 ０，＋（ ）" 的参
数设定为Ｇａｍｍａ分布。同现有文献一样，本文将外生
冲击标准差的先验分布统一设为逆伽玛分布（ｉｎｖ－
Ｇａｍｍａ），通过不断估计尝试获取标准值的先验值。最
终将投机性冲击和净出口冲击标准差的先验值设为３，
而其它外生冲击标准差先验值均设为２，这些设定使得
模型与数据的自协方差数值基本一致。ＤＳＧＥ模型的
贝叶斯估计结果详见表１。
表１ ＤＳＧＥ模型的贝叶斯估计结果表（２００７年第２季度至２０１２年第２季度）
参数 先验分布 后验均值 置信区间 参数 先验分布 后验均值 置信区间
χ Ｕ［－０．５，０］ －０．０３３ ５ ［－０．０７４ ０，０］ φｙ Ｇ［０．５，０．４］ ０．１８９ ８ ［０．００３ ８，０．３６６ ６］
ｑ Ｎ［０．０３３，０．０１］ ０．０３５ ９ ［０．０２０ ２，０．０５１ ５］ φπ Ｇ［２，１］ １．７１８ ８ ［１．０３７ ２，２．３８８ ６］
α Ｂ［０．５，０．２］ ０．４８０ ２ ［０．１７４ ６，０．７８０ ８］ φｕ Ｎ［０．５，０．４］ ０．６３６ ７ ［０．３５２ ２，０．９０８ ７］
τ Ｂ［０．２５，０．１］ ０．２３１ ５ ［０．０６７ ０，０．３８５ １］ ｆ Ｇ［５．５５，２］ １．１０１ ９ ［１．０５９ ７，１．１３９ ５］
ω Ｂ［０．６，０．２］ ０．５９９ ４ ［０．２９６ ０，０．９０４ ７］ φ Ｇ［６，１］ ６．０７０ ４ ［４．４１６ ８，７．５８６ ０］
ｖ Ｂ［０．４０２，０．１］ ０．３９６ ２ ［０．２２６ ８，０．５５７ ０］ σａ ＩｎｖＧ［２，２］ １．１２０ ７ ［０．６７２ １，１．５３０ ０］
ρａ Ｂ［０．６，０．１］ ０．６５１ ５ ［０．５０６ ５，０．７９６ ３］ σｂ ＩｎｖＧ［２，２］ １．７９１ ６ ［０．６２２ ７，３．０５４ ４］
ρｖ Ｂ［０．６，０．１］ ０．５６４ ９ ［０．４３２ ２，０．６９４ ０］ σｚ ＩｎｖＧ［２，２］ １．３４４ ６ ［１．０００ ４，１．６６８ ９］
ρｒ Ｂ［０．５，０．２］ ０．２７６ ４ ［０．０６８ ３，０．４７６ ８］ σｊ ＩｎｖＧ［２，２］ １．０６５ １ ［０．６４７ ９，１．４６２ ２］
ρｊ Ｂ［０．６，０．２］ ０．６６３ ７ ［０．４１４ ０，０．９０９ ７］ σｖ ＩｎｖＧ［２，２］ ２．７０９ ６ ［２．０５６ ５，３．３５０ １］
ρｎ Ｂ［０．５，０．２］ ０．３５６ ７ ［０．１２０ ９，０．５８８ ２］ σｎ ＩｎｖＧ［３，２］ ２．２８６ ３ ［１．７５４ ５，２．８０９ ８］
ρｆ Ｂ［０．６，０．１］ ０．５７７ ６ ［０．４４０ ７，０．７２２ ６］ σｆ ＩｎｖＧ［３，２］ ２．２０７ ９ ［１．３４７ １，３．０２３ ７］
ρｂ Ｂ［０．６，０．１］ ０．５９６ ７ ［０．４３２ ７，０．７５６ ６］ σｒ ＩｎｖＧ［２，２］ ０．９９９ ２ ［０．５３５ ２，１．４４２ １］
ρｚ Ｂ［０．５，０．１］ ０．４９３ ６ ［０．３４６ ７，０．６４１ ２］ σｇ ＩｎｖＧ［２，２］ １．６５６ ３ ［０．６４１ ０，２．７４４ ０］
ρｇ Ｂ［０．６，０．２］ ０．５６４ ７ ［０．２７４ ２，０．８６２ ６］
注：（１）Ｇａｍｍａ分布简写为Ｇ，ＩＮＶ－Ｇａｍｍａ分布简写为Ｉｎｖ－Ｇ，Ｂｅｔａ分布简写为Ｂ，Ｎｏｒｍａｌ分布简写为Ｎ；（２）先验分布方括号内分别
是均值与标准差。
四、模型经济与实体经济的
匹配程度分析
在对样本区间进行贝叶斯估计得到参数值后，
将从两个方面对模型进行评价和分析。参照Ｆｕｎｋｅ
的方法，对模型进行提前一期的样本内预测。显然，
能够运用估计出的ＤＳＧＥ模型进行宏观经济分析
的一个前提是该模型能够很好地模拟实际经济数
据。从图２上看，模型对实际数据的周期性特征拟
合得很好。
图２ 提前一期的样本内模型预测图
另一种被广泛应用于评价ＤＳＧＥ模型有效性
的方法是对实际经济数据和模拟数据的标准差进行
比较［１２］。具体数据见表２。观察模型经济和实际经
济的标准差，发现在模型经济中股市成交量和净出
８４
统计与信息论坛
口的波动最为剧烈，达到了２９．１４％和３７．１０％，分
别是产出波动性的１６．４６倍和２０．９６倍，其波动幅
度远大于产出的波动幅度；其次是实际货币余额和
消费，其标准差为４．３６％和２．２７％，分别为产出波
动的２．４６倍和１．２８倍，均比产出波动剧烈；产出的
波动幅度较低，为１．７７％；而后是通胀的波动幅度
最小，只有１．０７％，仅为产出波动的０．６０倍。模型
经济变量的波动幅度排列顺序与实际经济基本吻
合，大小也与实际经济十分接近。综合提前一期预
测和标准差比较分析来看，本文模型能够很好地模
拟实际经济的波动，因此该模型可以用来对中国的
宏观经济进行研究。
表２ 模型经济与实体经济的特征比较表
变量
模 型 经 济 实 际 经 济
标准差
（％）
与产出标
准差比值
标准差
（％）
与产出标
准差比值
ｙ １．７７ １．００ １．４８ １．００
ｃ ２．２７ １．２８ １．９０ １．２８
π １．０７ ０．６０ ０．９０ ０．６１
Ｆ／Ｐ ２９．１４ １６．４６ ３３．８５ ２２．８７
ＮＸ ３７．１０ ２０．９６ ３３．４９ ２２．６３
Ｍ／Ｐ ４．３６ ２．４６ ５．５１ ３．７２
五、模拟结果分析
很多文献从分析模型模拟经济变量的预测误差
方差分解和脉冲响应入手，对实际经济进行分析和
预测。本文也从这两个方面出发对基准模型中各经
济变量的相互影响机制和波动幅度进行分析。
（一）预测误差方差分解
表３给出了基准模型模拟后各经济变量的标准
差和预测误差方差分解。结果表明，货币需求和投
机性冲击分别解释了５０．２９％和３４．２６％的实际货
币总量波动，对实际货币总量变化的解释度最高，其
它诸如生产力、消费偏好、劳动供给、投资效率、净出
口、政府消费和货币政策冲击对其解释度很小，尤其
是货币政策冲击对实际货币总量变动的解释度仅有
０．３６％，这表明央行的随机性货币政策冲击对货币
总量变动几乎没有影响，因此中国的实际货币供给
是内生的。生产力冲击解释了７７．５０％的产出波
动，是产出波动的主要影响因素，消费主要受消费偏
好冲击和投资效率冲击的影响，而货币需求和投机
性冲击对产出和消费的解释度很低。货币需求和投
机性冲击分别解释了２７．７７％及１８．５２％的通胀波
动和２５．４３％及１７．１１％的利率波动，这表明中国通
货膨胀率和市场利率的变化受货币需求和投机性冲
击的影响较大。
整体而言，货币需求冲击和投机性冲击对实际
货币总量、通货膨胀和市场利率具有较高的解释度，
而产出和消费的周期性波动主要是由生产力和投资
效率冲击造成的，货币需求和投机性冲击对其波动
的解释度很低。这就说明，虽然货币需求和投机性
冲击在很大程度上影响了货币总量的变动，但由此
引起的货币总量波动只是导致了中国价格的变动，
并未造成产出和消费的显著变化，因此中国的货币
总体上呈现中性。
表３ 预测误差方差分解表
变量 ＳＤ％ Ｐｒｅ ＬＳ Ｐｒｏ ＩＥ ＭＤ ＮＸ Ｓｐｅ ＭＰ ＧＣ
ｙ １．７７ ０．４５ ０．９２ ７７．５０ ４．４８ ３．６４ ４．４２ ２．３８ ２．１９ ４．０３
ｃ ２．２７ ３５．４７ ０．０８ ５．０８ ３３．８８ ０．１９ １２．７３ ０．１２ ０．０７ １２．３７
π １．０７ ０．０６ ０．１３ １２．１８ １３．１３ ２７．７７ １．６２ １８．５２ ２５．８４ ０．７４
ｒ １．２５ ０．１２ ０．０１ ２．３６ ４８．６１ ２５．４３ ４．３１ １７．１１ ０．４５ １．６１
Ｆ／Ｐ ２９．１４ ０．００ ０．００ ０．２９ ０．０２ ０．０１ ０．０２ ９９．６４ ０．０１ ０．０１
Ｍ／Ｐ ４．３６ ０．０７ ０．１５ １２．７４ ０．７４ ５０．２９ ０．７３ ３４．２６ ０．３６ ０．６６
注：ＳＤ代表变量标准差、Ｐｒｅ代表消费者偏好冲击、ＬＳ代表劳动供给冲
击、Ｐｒｏ代表生产力冲击、ＩＥ代表投资效率冲击、ＭＤ代表货币需求冲击、ＮＸ
代表净出口冲击、Ｓｐｅ代表投机性冲击、ＭＰ代表货币政策冲击、ＧＣ代表政府
消费冲击。
（二）脉冲响应分析
以上预测误差方差分解结果认为货币需求冲击
与投机性冲击主要对实际货币总量、通货膨胀和市
场利率产生较大影响，但尚未分析冲击发生后这些
宏观经济变量的反应方向和持续性，因此采用脉冲
响应方法进行进一步的分析。
１．投机性冲击对经济的影响。首先在模型中引
入一单位标准差的正向的投机性冲击，模拟结果如
图３所示，其中横坐标表示以季度为单位的时期，纵
坐标表示相应变量偏离均衡值的百分点。在虚拟经
济预期收益高于实体经济时诱发的正向投机性冲击
下，家庭参与虚拟交易的货币量大增，这导致参与实
体经济交易的货币总量下降，造成商品价格下滑，通
胀率降低。央行为保证实体经济的流动性需求，开
始增加货币供给。同时，由于货币供给增加引起货
币增长率上升，中央银行根据货币政策函数较大幅
度上调名义利率。当投机性冲击开始消退时，货币
逐渐从虚拟经济回流实体经济，实体经济内货币总
量的增加导致商品价格不断上涨，通胀率迅速上升
至稳态以上，并随着投机性冲击影响的进一步减弱，
约在６个季度后回归稳态。综上可知，正向的投机
性冲击对实际货币总量和利率产生了持续正向的影
响，但对通胀的影响却是当冲击发生时下降而当冲
９４
王晓芳，杨克贲：货币需求、投机性交易与中国宏观经济波动
击开始消退时上升。
２．货币需求冲击对经济的影响。引入一个负向
标准差的货币需求冲击，来讨论货币需求下降对中
国经济的影响，模拟结果如图３所示。预期通胀率
上升以及人民币预期汇率贬值等因素诱发的负向的
货币需求冲击，会使家庭的货币需求下降，从而货币
流通速度上升，造成商品价格迅速上涨。央行为适
应货币需求的下降，减少实际货币供给，并在减少货
币供给的同时大幅下调利率。当货币需求的负向冲
击开始减弱时，家庭的货币需求逐渐回升，造成参与
实体经济交易的货币总量减少，进而导致商品价格
不断下降，通胀率迅速下降至稳态以下，并随着货币
需求冲击影响的进一步减弱，约在８个季度后回归
稳态。由上可知，负向的货币需求冲击对实际货币
总量和利率产生了持续负向的影响，但对通胀的影
响却是当冲击发生期上升而当冲击消退时下降。
从中国的现实看，２００５年的股权分置改革催生
了中国的一波大牛市，股票市场交易量在２００７年２
季度达到峰值，虽然２００７年３季度股价继续创出新
高，但交易量已开始大幅下滑，这说明投机性冲击此
时已开始减弱，货币呈现出从虚拟市场流出的迹象，
与此同时，前期一直较低的通胀水平突然在３季度
同比大幅上涨超过６％，笔者认为投机性冲击减弱
导致货币从虚拟经济流入实体经济能够在一定程度
上解释这段时期商品价格的上涨，这与以上关于投
机性冲击的脉冲响应图分析一致。北大发布的朗润
通胀预测表明２００８年２季度通胀预期同比上涨达
到最高的７．８％，随后通胀预期迅速下降，通胀率也
随之降低，２００９年１季度至３季度通胀同比甚至出
现负增长。本文认为在通胀预期上升对货币需求的
负向影响开始减弱后，居民货币需求的逐渐回升在
较大程度上推动了商品价格的下降，这也与货币需
求冲击的脉冲响应一致。
图３ 投机性冲击与货币需求冲击下的脉冲响应图
六、结论与政策建议
本文首先在考虑实体与虚拟经济对货币供给影
响机制的基础上，构建了一个包含实体与虚拟经济
部门的动态随机一般均衡（ＤＳＧＥ）模型；然后，采用
贝叶斯技术对ＤＳＧＥ模型进行了估计，并基于估计
得到的模型进行了提前一期预测和二阶矩比较，结
果显示，基准模型预测结果与实际经济非常接近，且
估计参数非常稳定，说明基准模型可以对中国宏观
经济波动进行很好的刻画；最后，本文以基准模型为
分析框架，重点考察了货币需求冲击和投机性对宏
观经济的影响。从脉冲响应和预期误差方差分解的
分析中可以看出：
１．货币需求和投机性冲击对实际货币总量变动
的解释度很高。其分别解释了５０．２９％和３４．２６％
的实际货币总量波动，而央行的随机性货币政策冲
击对货币总量变动几乎没有影响，因此中国的实际
货币供给是内生的。
２．产出和消费的周期性波动主要是生产力和投
资效率冲击造成的。虽然货币需求和投机性冲击极
大地影响了实际货币总量，但是并未造成产出和消
费的显著变化，因此中国的货币总体上呈中性。
３．货币需求和投机性冲击分别解释了２７．７７％
及１８．５２％的通胀波动。通胀预期上升和人民币汇
率预期贬值引致的负向货币需求冲击会导致通货膨
胀率在冲击发生期上升而在冲击消退时下降，而虚
拟经济的预期收益高于实体经济所引致的正向的投
机性冲击会导致通货膨胀率在冲击发生时下降而在
０５
统计与信息论坛
冲击消退时上升。
基于以上结论可以看出，货币需求和投机性冲
击对中国产出和消费等实体经济要素影响很小，而
对中国的通货膨胀影响却非常显著。央行应该密切
监控通胀预期和人民币汇率预期等影响货币需求的
因素，并且将虚拟经济与实体经济之间预期收益率
差异等会引起投机性冲击的因素也考虑进来。在制
定宏观调控政策时，应充分考虑公众的通胀预期、人
民币汇率预期以及虚拟经济与实体经济间收益率差
异预期对于政策执行效力的可能影响，积极引导公
众预期朝着预定的政策目标接近。加强公众预期的
引导和管理，从而减弱货币需求冲击和投机性冲击
的效应，这对中国防范和遏制通胀具有重要意义。
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ＷＡＮＧ Ｘｉａｏ－ｆａｎｇ，ＹＡＮＧ Ｋｅ－ｂｅｎ
（Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｆｉｎａｎｃｅ，Ｘｉ＇ａｎ Ｊｉａｏｔｏｎｇ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｘｉ＇ａｎ ７１００６１，Ｃｈｉｎａ）
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｂａｓｅｄ ｏｎ ｔｈｅ ｃｏｎｓｉｄｅｒａｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｔｈｅ ｒｅａｌ ａｎｄ ｆｉｃｔｉｔｉｏｕｓ ｅｃｏｎｏｍｉｅｓ
ｏｎ ｔｈｅ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ，ｔｈｅ ｐａｐｅｒ ｂｕｉｌｄｓ ａ ｄｙｎａｍｉｃ ｓｔｏｃｈａｓｔｉｃ ｇｅｎｅｒａｌ ｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍ（ＤＳＧＥ）ｍｏｄｅｌ ｗｉｔｈ ｒｅａｌ
ａｎｄ ｆｉｃｔｉｔｉｏｕｓ ｓｅｃｔｏｒｓ ｔｏ ｍａｋｅ ｔｈｅ ｊｕｄｇｍｅｎｔ ｏｎ ｗｈｅｔｈｅｒ Ｃｈｉｎａ＇ｓ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ ｉｓ ｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓ ｏｒ ｅｘｏｇｅｎｏｕｓ
ａｎｄ ｓｔｕｄｙ ｔｈｅ ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ ｏｆ ｍｏｎｅｙ ｄｅｍａｎｄ ａｎｄ ｓｐｅｃｕｌａｔｉｖｅ ｓｈｏｃｋ ｏｎ ｔｈｅ ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃ ｓｔａｂｉｌｉｔｙ．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔ
ｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ Ｃｈｉｎａ＇ｓ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ ｉｓ ｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓ，ａｎｄ ｍｏｎｅｙ ｄｅｍａｎｄ ｓｈｏｃｋｓ ａｎｄ ｓｐｅｃｕｌａｔｉｖｅ ａｔｔａｃｋｓ ｈａｖｅ ａ
ｇｒｅａｔ ｉｍｐａｃｔ ｏｎ ｔｈｅ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ，ａｎｄ ｔｈｅｎ ｈａｖｅ ａ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ ｏｎ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ，
ｓｔｒｅｎｇｔｈｅｎｉｎｇ ｔｈｅ ｇｕｉｄａｎｃｅ ａｎｄ ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ｏｆ ｐｕｂｌｉｃ ｅｘｐｅｃｔａｔｉｏｎｓ，ｔｈｅｒｅｂｙ ｗｅａｋｅｎｉｎｇ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ
ｍｏｎｅｙ ｄｅｍａｎｄ ｓｈｏｃｋｓ ａｎｄ ｓｐｅｃｕｌａｔｉｖｅ ａｔｔａｃｋｓ ｗｉｌｌ ｈａｖｅ ｇｒｅａｔ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ ｔｏ ｐｒｅｖｅｎｔ ａｎｄ ｃｕｒｂ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ｉｎ
Ｃｈｉｎａ．
Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｍｏｎｅｙ ｄｅｍａｎｄ；ｓｐｅｃｕｌａｔｉｖｅ ｔｒａｄｉｎｇ；ｆｌｕｃｔｕａｔｉｏｎ ｏｆ ｍａｃｒｏ－ｅｃｏｎｏｍｙ
（责任编辑：崔国平）
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