中國經(jīng)濟(jì)波動根源研究：基于新凱恩斯主義視角

蒲成毅 劉震

（西南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610041）

一、引言

自2001年12月正式加入世貿(mào)組織之后，中國經(jīng)濟(jì)在改革開放的道路上又邁出了堅實的一步。與此同時，中國經(jīng)濟(jì)面臨著前所未有的機(jī)遇與挑戰(zhàn)。過去的十多年，中國經(jīng)濟(jì)增長顯著，但是，短期經(jīng)濟(jì)波動也更加劇烈，通貨膨脹的隱患一直難以根除，這對國民經(jīng)濟(jì)的長期穩(wěn)定發(fā)展提出了挑戰(zhàn)。中國經(jīng)濟(jì)波動的根源是什么呢？

學(xué)術(shù)界在識別和研究經(jīng)濟(jì)波動問題時經(jīng)常借助實證工具，向量自回歸模型是一個普遍選擇，比如：龔敏和李文博（2007）以總需求—總供給模型為基礎(chǔ)，估計了一個包含產(chǎn)出和價格水平的SVAR模型，借此揭示中國經(jīng)濟(jì)波動根源的變化，并發(fā)現(xiàn)影響中國經(jīng)濟(jì)波動的關(guān)鍵因素正從需求沖擊轉(zhuǎn)向供給沖擊；趙留彥（2008）使用SVAR模型考察影響中國短期宏觀經(jīng)濟(jì)波動的原因，認(rèn)為國內(nèi)供給沖擊是產(chǎn)出波動的主要因素；陳彥斌和唐詩磊（2009）通過使用向量自回歸模型研究動物精神對宏觀經(jīng)濟(jì)波動的動態(tài)影響，發(fā)現(xiàn)動物精神在短期對經(jīng)濟(jì)增長、通貨膨脹和利率都有顯著影響，并且認(rèn)為這種影響機(jī)制屬于需求型沖擊?？墒窍蛄孔曰貧w模型卻又存在很多的不足之處：首先，很多向量自回歸模型并沒有把前瞻性變量納入模型之中，使得向量自回歸模型失去了一些可以利用的信息；其次，從向量自回歸模型中得到的殘差，在不同的向量自回歸模型表達(dá)式之下，存在的很大差別，從而使得利用殘差解釋過去緊縮性或者擴(kuò)張性政策與實際歷史記錄存在很大出入（Rudebusch，1998）；另外，單一方程參數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義不鮮明，并且當(dāng)模型中變量很多時，往往對沖擊類別的識別更加困難，從而制約了模型的規(guī)模。

由于向量自回歸模型的諸多缺點，近年來越來越多的宏觀經(jīng)濟(jì)研究開始采用動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE）。動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE）強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)模型的微觀基礎(chǔ)，力圖使整個模型的宏觀結(jié)構(gòu)和微觀經(jīng)濟(jì)個體的最優(yōu)化行為相一致，其本身擁有其他方法所不能比擬的優(yōu)勢。DSGE模型是由Kydland和Prescott（1982）等開創(chuàng)的，目前已經(jīng)是當(dāng)今宏觀經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域中的主流研究方法。近年來，國內(nèi)學(xué)者采用DSGE方法研究中國經(jīng)濟(jì)波動做了大量工作。有些學(xué)者認(rèn)為技術(shù)沖擊是經(jīng)濟(jì)波動的主要根源，如，卜永祥和靳炎（2002）以RBC模型為基礎(chǔ)，研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)沖擊為代表的總供給沖擊，可以認(rèn)為是導(dǎo)致中國宏觀經(jīng)濟(jì)波動的主要因素。陳昆亭、龔六堂和鄒恒甫（2004）引入勞動供給和消費需求的預(yù)期偏差作為不確定因素建立太陽黑子模型，研究表明同單一的生產(chǎn)技術(shù)沖擊的RBC模型相比，太陽黑子沖擊對經(jīng)濟(jì)波動的貢獻(xiàn)有限，實際沖擊仍然是解釋經(jīng)濟(jì)波動的主要部分。

有些學(xué)者認(rèn)為貨幣政策沖擊是經(jīng)濟(jì)波動的主要根源，如，楊柳和李力（2011）在引入價格粘性的新凱恩斯主義模型中，假定貨幣政策通過調(diào)整貨幣供給增長實施的前提下，集中研究了貨幣沖擊與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。研究表明，貨幣并不是中國經(jīng)濟(jì)波動的根源，貨幣政策對實體經(jīng)濟(jì)刺激效果有限。劉霞輝（2004）利用CIA模型來探究貨幣供給量變化對經(jīng)濟(jì)波動的影響，研究發(fā)現(xiàn)由于中國市場發(fā)展水平比較底下，頻繁的貨幣供給量變動是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的大起大落的誘因。李春吉、范從來和孟曉宏（2010）建立了一個小型的新凱恩斯主義貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，他們的研究結(jié)果表明，短期內(nèi)實際貨幣余額沖擊對總產(chǎn)出和通貨膨脹的影響不大，而從長期看來實際貨幣余額沖擊對總產(chǎn)出和通貨膨脹的波動造成了巨大影響。

更多的學(xué)者則認(rèn)為技術(shù)沖擊和貨幣政策沖擊并列為經(jīng)濟(jì)波動的主要沖擊，如，徐高（2008）在新凱恩斯模型的基礎(chǔ)之上構(gòu)建了一個更貼近我國現(xiàn)實的DSGE模型，研究結(jié)果表明造成我國經(jīng)濟(jì)波動的主要因素是技術(shù)進(jìn)步和制度變化；貨幣政策的變化的是通貨膨脹波動的主要原因；政府消費支出和凈出口的變化對我國經(jīng)濟(jì)波動影響較小。許偉和陳斌開（2009）構(gòu)造了一個包含銀行部門的DSGE模型，通過研究發(fā)現(xiàn)得出了與徐高（2008）相似的結(jié)論：技術(shù)沖擊是產(chǎn)出波動的主要原因，而貨幣政策的變化是解釋通貨膨脹波動的主要因素。郭立甫、姚堅和高鐵梅（2013）采用新凱恩斯主義動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，利用貝葉斯方法進(jìn)行參數(shù)估計，認(rèn)為技術(shù)沖擊對產(chǎn)出會產(chǎn)生正向沖擊，并對通貨膨脹起到明顯的負(fù)向沖擊。貨幣政策沖擊對總產(chǎn)出和通貨膨脹均起到顯著的負(fù)向影響。

也有部分學(xué)者認(rèn)為除了技術(shù)沖擊和貨幣政策沖擊之外還有其他的因素深度的影響中國經(jīng)濟(jì)波動，比如：魏巍賢、高中元和彭翔宇（2012）建立了一個三部門的新凱恩斯主義DSGE模型，采用脈沖響應(yīng)分析和方差分解技術(shù)研究發(fā)現(xiàn)能源沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響最大，貨幣政策采用利率規(guī)則操作則具有穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)波動的作用。

綜上所述，在實際經(jīng)濟(jì)周期模型中是技術(shù)沖擊是經(jīng)濟(jì)波動的主要因素而不是貨幣因素，這與實際觀察到的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象不符（Freidman和Schwartz，1963：Leeper，et al，1996；Christiano，et al，1999）。因此，越來越多的學(xué)者在經(jīng)濟(jì)波動問題的研究中，開始采用新凱恩斯主義貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)作為DSGE模型的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，并且對引起經(jīng)濟(jì)波動的根源的認(rèn)識從單一的技術(shù)沖擊過渡到多因素驅(qū)動。貨幣政策沖擊、實際貨幣余額沖擊、能源沖擊、偏好沖擊等等外生沖擊從幕后走向前臺，學(xué)者們對中國經(jīng)濟(jì)波動根源認(rèn)識更加清楚，但是，仍然存在許多不足之處尚待彌補(bǔ)。首先，對貨幣引入學(xué)者們經(jīng)常采用MIU和CIA方法，可是往往忽視實際貨幣余額對消費的邊際效用的影響，將效用函數(shù)設(shè)定為實際貨幣余額與消費是可分的形式，這樣容易忽視實際貨幣余額對總產(chǎn)出和通貨膨脹的影響；其次，我國的貨幣政策的操作不是簡單的控制名義貨幣供給量來實現(xiàn)的，名義貨幣供給量只是貨幣政策的中間目標(biāo)并不是根本目標(biāo)，這樣的假設(shè)與現(xiàn)實情況不符。常用做法是采用Taylor規(guī)則作為中央銀行的貨幣政策規(guī)則，考慮到我國實際情況還應(yīng)該將名義貨幣供給量作為貨幣政策規(guī)則的一個要素（劉斌，2008）。再次，對于模型的參數(shù)設(shè)定，大部分文獻(xiàn)僅僅采用校準(zhǔn)的方法，因此參數(shù)的設(shè)定往往具有很大的隨意性，隨著參數(shù)的變化結(jié)論可能會發(fā)生根本性的扭轉(zhuǎn)，而極大似然估計難以求出全局最求解，使得參數(shù)估計具有不穩(wěn)健的缺點，所以極大似然估計并不是參數(shù)估計的最優(yōu)選擇；最后，大量的實證分析并沒有對參數(shù)是否穩(wěn)健做出判斷。由于DSGE模型是建立在諸多假設(shè)之上的經(jīng)濟(jì)模型，而且不同研究人員采用的樣本區(qū)間并不一致，因此有必要討論放松假設(shè)條件或者改變樣本區(qū)間，觀察結(jié)果是否穩(wěn)健。

本文參考Walsh（2003）的模型，構(gòu)建了一個三部門的新凱恩斯主義貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)DSGE模型。借鑒Kremer，Lombardo和 Werner（2003）對德國的產(chǎn)出和通貨膨脹的研究結(jié)果，將瞬時效應(yīng)函數(shù)設(shè)定為消費和實際貨幣余額不可分的形式，其作用在于實際貨幣余額的變化可以影響到消費的邊際效用，更加貼近實際經(jīng)濟(jì)行為；考慮到我國把貨幣供應(yīng)量當(dāng)做貨幣政策中介目標(biāo)的特點將名義貨幣增長率納入到Taylor規(guī)則當(dāng)中；利用貝葉斯方法對模型的參數(shù)進(jìn)行估計并對參數(shù)是否穩(wěn)健做出判斷，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解研究了貨幣政策沖擊、技術(shù)沖擊、實際貨幣余額沖擊和偏好沖擊對通貨膨脹和總產(chǎn)出的影響。

二、基本模型

本文采用了一個包含家庭部門、生產(chǎn)部門和中央銀行的新凱恩斯主義DSGE模型來研究貨幣政策沖擊、技術(shù)沖擊、實際貨幣余額沖擊和偏好沖擊對通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長的長短期影響。家庭部門持有貨幣和政府無風(fēng)險債券，向市場供給勞動力從而獲得工資收入，并做出跨時期消費決策使家庭的預(yù)期貼現(xiàn)效用最大化；生產(chǎn)部門雇傭勞動力，并在壟斷競爭的商品市場上生產(chǎn)和銷售商品。企業(yè)擁有對自家生產(chǎn)的商品的定價權(quán)，但在每一個時期并不是每家企業(yè)都會重新為自家生產(chǎn)的商品定價。生產(chǎn)部門按照最優(yōu)化規(guī)則行動，即實現(xiàn)利潤最大化。中央銀行按照廣義的Taylor規(guī)則控制名義利率。

1.家庭部門

假設(shè)存在一個無限期生存的代表性家庭，代表性家庭按照最優(yōu)化規(guī)則行動，即使家庭的預(yù)期貼現(xiàn)效用最大化。家庭的預(yù)期貼現(xiàn)效用函數(shù)為

其中，Ct表示代表性家庭在第t期的消費數(shù)量；Mt表示代表性家庭在第t期持有的名義貨幣總量；Pt表示在第t期的總物價指數(shù)；Nt表示代表性家庭在第t期的工作時間或者一個家庭有工作的人數(shù)；σ表示相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)，也等于跨時期替代彈性的倒數(shù)；1／ν代表的是貨幣需求的利率彈性；1／η表示勞動供給相對于真實工資的彈性；b和χ都是大于零的參數(shù)。該CES形式的效用函數(shù)還包括了兩個隨機(jī)沖擊表示偏好沖擊，反映的是對家庭跨時期決策的影響表示實際貨幣余額沖擊。以上兩個隨機(jī)沖擊均為一階自回歸過程，其殘差項獨立同分布于正態(tài)分布。由于采用實際貨幣余額和消費不可分的效用函數(shù)，因此實際貨幣余額可以影響消費的邊際效用，從而實際貨幣余額會影響產(chǎn)出和通貨膨脹。

家庭決定如何分布其消費支出于不同商品之上。家庭按照最優(yōu)化準(zhǔn)則行動，也就是說必須在任意給定的消費支出水平上，實現(xiàn)Ct最大化。家庭的行為必須滿足跨時期預(yù)算約束

其中，Wt表示名義貨幣工資，Bt表示家庭購買的在t＋1到期的無風(fēng)險政府債券的數(shù)量，Qt表示一期無風(fēng)險政府貼現(xiàn)債券的價格，為了避免出現(xiàn)“Ponzi Game”，必須附加上橫截面條件：即?t，n→∞，limEt［Bn］≥0，從而避免了家庭借新債還舊債的問題。代表性家庭就是在跨時期預(yù)算約束（2）和橫截面條件的約束下通過選擇每一時期的消費數(shù)量、工作時間、持有貨幣和政府無風(fēng)險債券的數(shù)量來最大化預(yù)期貼現(xiàn)效用（1）。

2.生產(chǎn)部門

按照Calvo（1983）處理方法把生產(chǎn)部門分為兩類：第一類企業(yè)生產(chǎn)有差異的中間產(chǎn)品，故而擁有自己產(chǎn)品的定價權(quán)，而第二類企業(yè)則是將中間產(chǎn)品“打包”成用來消費和投資的最終商品，并且最終商品市場是完全競爭的。將第一類企業(yè)稱之為中間產(chǎn)品生產(chǎn)商，第二類企業(yè)稱之為最終商品生產(chǎn)商。

最終商品生產(chǎn)商利用價格為Pt（i）的yt（i）單位的中間產(chǎn)品來生產(chǎn)單位的最終商品，生產(chǎn)技術(shù)為規(guī)模報酬不變，生產(chǎn)函數(shù)為CES形式

其中，ε表示不同中間產(chǎn)品之間的替代彈性，ε越低表明不同中間商品之間的可替代性也越低，也就說明中間產(chǎn)品生產(chǎn)商的壟斷勢力越大。在第t期最終商品生產(chǎn)商選擇最優(yōu)的第i種中間產(chǎn)品投入量yt（i）來實現(xiàn)利潤最大化。由于處于完全競爭的市場之中，在均衡時，最終商品生產(chǎn)商的經(jīng)濟(jì)利潤為0，這樣可以得到第t期最終商品價格指數(shù)Pt等于所有中間產(chǎn)品價格的加權(quán)平均，可以CES形式的函數(shù)表示為

假設(shè)存在無數(shù)個中間產(chǎn)品生產(chǎn)商連續(xù)分布于0到1之間，每家中間產(chǎn)品生產(chǎn)商生產(chǎn)有一、差異的中間產(chǎn)品，并且在只考慮勞動要素的前提下，中間產(chǎn)品生產(chǎn)商的生產(chǎn)函數(shù)為

其中，At＝exp）表示生產(chǎn)力沖擊（代表了總供給沖擊），假設(shè)其演化過程服從一階自回歸過程，隨機(jī)誤差項獨立同分布于正態(tài)分布。參數(shù)α∈（0，1）表示規(guī)模報酬遞減的規(guī)模，α為0時就是常見的規(guī)模報酬不變生產(chǎn)函數(shù)。隨著α增加，yt（i）增加的幅度小于 Nt（i）增加的幅度。在任意時期，只有1－θ比例的中間產(chǎn)品生產(chǎn)商可以最優(yōu)地設(shè)定自家產(chǎn)品的價格，其余部分生產(chǎn)商按照上一期的通貨膨脹率調(diào)整自家產(chǎn)品的價格。所以，參數(shù)θ的經(jīng)濟(jì)含義就是衡量價格粘性的指標(biāo)，參數(shù)越大表示價格粘性越強(qiáng)，反之越小。

3.中央銀行

采用貨幣政策規(guī)則來表示中央銀行的行為。中央銀行調(diào)控短期利率，考慮到我國把貨幣供應(yīng)量當(dāng)做貨幣政策中介目標(biāo)的特點，貨幣政策規(guī)則采用廣義的Taylor規(guī)則形式

三、模型求解及參數(shù)估計

首先利用動態(tài)規(guī)劃求出家庭部門和企業(yè)部門的均衡條件，然后將所有均衡條件在穩(wěn)態(tài)值附近進(jìn)行對數(shù)線性化，之后求解對數(shù)線性化后的方程，并通過卡爾曼濾波來估計觀測變量的似然函數(shù)，再將似然函數(shù)和參數(shù)的先驗分布結(jié)合起來可以獲得后驗分布，后驗核通過 Metropolist－Hasting算法數(shù)值模擬得到。動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型包括兩種參數(shù)：一類參數(shù)是模型的結(jié)構(gòu)參數(shù)，另一類是與各種隨機(jī)沖擊有關(guān)的參數(shù)，包括隨機(jī)沖擊的自回歸系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差。比較傳統(tǒng)的方法是采用參數(shù)校準(zhǔn)的方法，其優(yōu)點在于經(jīng)濟(jì)意義顯著；或者采用最大似然估計的方法估計參數(shù)，但是，其固有缺陷又難以避免“識別問題”。類似于Smets和 Wouters（2003）以及An和Schorfheide（2007），本文為兼顧經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計顯著性同時采用參數(shù)校準(zhǔn)和貝葉斯估計的方法估計模型的參數(shù)，從而避免了最大似乎估計難以收斂到全局最優(yōu)值的難題。

1.數(shù)據(jù)來源及構(gòu)造

本文利用了國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費者價格指數(shù)、貨幣供給量M2以及全國銀行間市場債券回購名義利率（7天）等四組中國宏觀經(jīng)濟(jì)的數(shù)據(jù)來估計DSGE模型的參數(shù)。國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)為季度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2002年第1季度到2013年第4季度。由于采用的是季度數(shù)據(jù)，所以對原始數(shù)據(jù)采用Census X12季節(jié)調(diào)整方法進(jìn)行剔除季節(jié)影響的處理。并使用①國家統(tǒng)計局并沒有公布GDP平減指數(shù)，需要根據(jù)名義GDP和GDP指數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行計算得到。GDP平減指數(shù)剔除價格影響從而獲得真實國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，最后對真實國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)取自然對數(shù)；消費者價格指數(shù)數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2002年1月到2013年12月，利用定基比序列將2002至2013年月度CPI轉(zhuǎn)換為2001年不變價格計算的月度同比數(shù)據(jù)，并用季度平均法將其轉(zhuǎn)換為季度數(shù)據(jù)。并對轉(zhuǎn)換之后的CPI數(shù)據(jù)采用Census X12季節(jié)調(diào)整方法進(jìn)行剔除季節(jié)影響的處理，之后取自然對數(shù)；貨幣供給量M2數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2002年1月到2013年12月。首先，將M2月度數(shù)據(jù)利用季度平均法轉(zhuǎn)換為季度數(shù)據(jù)，再利用Census X12季節(jié)調(diào)整方法進(jìn)行剔除季節(jié)影響，然后利用季度消費者價格指數(shù)剔除價格影響獲得實際貨幣余額，最后對實際貨幣余額取自然對數(shù)；全國銀行間市場債券回購名義利率（7天）樣本區(qū)間為2002年1月到2013年12月，對原始數(shù)據(jù)采用Census X12季節(jié)調(diào)整方法進(jìn)行剔除季節(jié)影響的處理并取自然對數(shù)。最后，為保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，將真實國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費者價格指數(shù)、實際貨幣余額以及全國銀行間市場債券回購名義利率（7天）數(shù)據(jù)均做一階差分處理。

2.參數(shù)估計

將主觀貼現(xiàn)因子β設(shè)定為0.99，不同中間產(chǎn)品之間的替代彈性ε設(shè)定為6，貨幣需求的利率彈性的倒數(shù)ν設(shè)定為1.5，工作時間相對于實際工資彈性的倒數(shù)ν設(shè)定為1，b和χ作為大于零的尺度參數(shù)分別設(shè)定為0.3和0.001。其余參數(shù)均采用貝葉斯估計方法獲得，按照慣例，我們一般假設(shè)取值范圍在0到1的參數(shù)服從貝塔分布，把那些取值范圍必須大于0的參數(shù)設(shè)定為服從逆伽馬分布，其余情況下的參數(shù)的先驗分布設(shè)定為服從正態(tài)分布。對其余結(jié)構(gòu)參數(shù)和隨機(jī)沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差使用貝葉斯方法進(jìn)行估計，參數(shù)的先驗信息和后驗均值結(jié)果見表1。

3.穩(wěn)健性分析

近十年時間先后發(fā)生了全球金融危機(jī)和歐洲主權(quán)債務(wù)危機(jī)，故而將樣本區(qū)間按時間劃分成三段：第一時間段為2002年第二季度到2006年第四季度；第二時間段為2007年第1季度到2009年第4季度；第三時間段為2010年第1季度到2013年第4季度。分別考察在不同時期參數(shù)的后驗均值及其顯著性。利用三個子樣本區(qū)間的數(shù)據(jù)，使用貝葉斯方法對模型的參數(shù)進(jìn)行估計。參數(shù)的穩(wěn)健性分析結(jié)果如表2所示。參數(shù)的后驗均值在不同時期差別不大，并且t統(tǒng)計量都是顯著的，由此得出結(jié)論：模型的參數(shù)穩(wěn)健性 良好，可以較好的刻畫宏觀經(jīng)濟(jì)運行。

表1 參數(shù)的先驗信息和后驗均值

表2 參數(shù)穩(wěn)健性分析結(jié)果

四、實證分析

為研究貨幣政策沖擊、技術(shù)沖擊、實際貨幣余額沖擊和偏好沖擊對通貨膨脹和總產(chǎn)出的影響，采用脈沖響應(yīng)分析的方法。圖1至圖4，分別為實際貨幣余額、總產(chǎn)出、通貨膨脹和名義利率對上述四種沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像。圖像的橫坐標(biāo)表示時間，單位為季度，縱坐標(biāo)表示變量偏離穩(wěn)態(tài)的百分比。

1.脈沖響應(yīng)分析

如圖1到圖4所示，在其他隨機(jī)沖擊不變的條件下，擴(kuò)張性貨幣政策刺激總產(chǎn)出在短期內(nèi)高于穩(wěn)態(tài)水平，然而總產(chǎn)出上漲的態(tài)勢并沒有持續(xù)太長時間，在第4個季度已經(jīng)回歸到穩(wěn)態(tài)水平，由此可看依靠擴(kuò)張性貨幣政策刺激總產(chǎn)出增長的做法有效但是作用有限。擴(kuò)張性貨幣政策使得名義利率水平降低，在前4個季度低于穩(wěn)態(tài)水平，而由于擴(kuò)張性貨幣政策的實施使得通貨膨脹率升高，在前5個季度高于穩(wěn)態(tài)水平，名義利率下降而通貨膨脹率上升使得實際利率下降，由此可見貨幣政策刺激總產(chǎn)出增長實際上是通過降低實際利率水平刺激投資和消費的增長來現(xiàn)實的，然而由于名義利率水平較早回歸穩(wěn)態(tài)水平使得貨幣政策刺激總產(chǎn)出增長的效果僅在短期有效。由于總產(chǎn)出水平短期的上漲和利率水平的短期下降，使得貨幣需求在前4個季度高于穩(wěn)態(tài)水平，而于第5個季度之后回歸到穩(wěn)態(tài)水平，影響持續(xù)時間較短。綜上所述，經(jīng)過脈沖響應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，擴(kuò)張性貨幣政策對刺激總產(chǎn)出的增長短期內(nèi)有效，但是效果有限，同時也促使通貨膨脹率的上漲和實際利率水平的降低。

圖1 實際貨幣余額的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖2 總產(chǎn)出的沖擊響應(yīng)函數(shù)

圖3 通貨膨脹的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖4 名義利率的脈沖響應(yīng)函數(shù)

在其他隨機(jī)沖擊不變的情況下，觀察正向的技術(shù)沖擊對總產(chǎn)出的影響。正向的技術(shù)沖擊使得總產(chǎn)出在前8個季度內(nèi)大幅度上漲，顯著高于穩(wěn)態(tài)水平，其作用力度遠(yuǎn)大于貨幣政策刺激對總產(chǎn)出的影響。正向技術(shù)沖擊還使得通貨膨脹率和名義利率在前6個季度內(nèi)低于穩(wěn)態(tài)水平，名義利率的偏離幅度明顯大于通貨膨脹的偏離幅度，由費雪定理可知，實際利率也在長期內(nèi)下降。長期的低利率降低了融資成本，反過來又刺激了投資和耐用品消費的增長，對總產(chǎn)出的增長起到間接推動作用。貨幣需求在前8個季度內(nèi)大幅度上漲是由于總產(chǎn)出的持續(xù)增加和實際利率的降低所導(dǎo)致的。對比貨幣政策刺激來看，正向技術(shù)進(jìn)步帶來的產(chǎn)出增長幅度要遠(yuǎn)大于政策刺激的增長幅度，并且由于低利率水平導(dǎo)致的投資和消費的增長反過來又促使總產(chǎn)出增加，形成良性循環(huán)。因此，可以得出初步結(jié)論，總產(chǎn)出波動的主要影響因素是技術(shù)沖擊，其次是貨幣政策沖擊。

觀察實際貨幣余額沖擊在其他隨機(jī)沖擊不變的情況下對主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響。貨幣需求的增長并沒有對通貨膨脹率和名義利率產(chǎn)生顯著影響，原因在于所有貨幣需求沖擊都被總產(chǎn)出水平的小幅度上漲中和。實際貨幣余額沖擊對主要經(jīng)濟(jì)變量的沖擊影響都比較微弱。因此在短期，實際貨幣余額沖擊并不是主要影響因素。在其他隨機(jī)沖擊不變的情況下，偏好沖擊刺激貨幣需求在前6個季度的震蕩下降，這就是使得實際利率水平上漲，名義利率上漲幅度大于通貨膨脹率上漲的幅度可以證明這一推斷。偏好沖擊改變了消費者的跨時期預(yù)算約束，使得利率提高的收入效用為正，家庭變得更加富有，促使消費增加的收入效用大于促使消費下降的替代效用，所以消費水平呈現(xiàn)增加的態(tài)勢。而利率的上漲使得投資水平下降，但是不如消費增長幅度大，所以，刺激總產(chǎn)出水平在短期內(nèi)上升。但是，現(xiàn)期消費的增加消耗了資本存量使得總產(chǎn)出在第6個季度就回歸穩(wěn)態(tài)水平。綜上所述，從脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果來看，短期內(nèi)，實際貨幣余額沖擊和偏好沖擊都不是主要的沖擊根源。

2.方差分解

從圖5和圖6的方差分解得知，對總產(chǎn)生波動影響最大的沖擊是技術(shù)沖擊，其次是貨幣政策沖擊，再次是偏好沖擊，最后是實際貨幣余額沖擊。這與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)論是相一致。綜合脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果，初步結(jié)論為：技術(shù)沖擊持續(xù)時間長而且影響力度大，并且可以降低實際利率，從而刺激投資和消費，反過來促進(jìn)總產(chǎn)出的上漲，形成良性循環(huán)；貨幣政策沖擊對總產(chǎn)出的影響集中在短期，而且影響力度小于技術(shù)沖擊，并且擴(kuò)張性貨幣政策的缺點在于提高了短期的通貨膨脹水平，而由于名義利率過早回歸穩(wěn)態(tài)水平，使得擴(kuò)張性貨幣政策所營造的低利率環(huán)境難以長時間為繼，綜合看來，擴(kuò)張性貨幣政策刺激有利有弊。

圖5 總產(chǎn)出水平的方差分解

圖6 通貨膨脹水平的方差分解

對通貨膨脹波動影響最大的因素是貨幣政策沖擊，其次是技術(shù)沖擊，再次是偏好沖擊，而實際貨幣余額沖擊對通貨膨脹的影響極其小，故而在圖6中沒有顯現(xiàn)。結(jié)合脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果，綜合來講，貨幣政策沖擊是通貨膨脹水平波動的主要根源，擴(kuò)張性貨幣政策對通貨膨脹的影響主要集中在短期，技術(shù)沖擊對通貨膨脹的影響則是長期內(nèi)使得通貨膨脹持久低于穩(wěn)態(tài)水平。從方差分解的結(jié)果得知，技術(shù)沖擊和貨幣政策沖擊可以解釋總產(chǎn)出波動的87.78%，通貨膨脹率波動的62.65%。

3.歷史分解

圖7和圖8給出了國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)增長率和通貨膨脹率的歷史分解結(jié)果?？偨Y(jié)了中國經(jīng)濟(jì)過去十多年外生沖擊對總產(chǎn)出和通貨膨脹波動的歷史貢獻(xiàn)。歷史分解的優(yōu)點在于幫助我們理解特定沖擊在不同歷史時期的作用，并且對制定經(jīng)濟(jì)政策提供幫助。圖像的橫坐標(biāo)表示樣本區(qū)間從2002年二季度到2013年四季度，縱坐標(biāo)單位為百分比。

圖7 國內(nèi)生產(chǎn)總值的歷史分解

圖7中的實線表示季度國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)增長率，整個樣本區(qū)間的平均增長率保持在7.146%，增長顯著。但是，實證結(jié)果表明2008年一季度到2009年1季度貨幣政策的刺激作用有限；自2011年一季度以來總產(chǎn)出水平連續(xù)經(jīng)歷了兩次探底，但是依靠貨幣政策的刺激又出現(xiàn)了短期反彈。這與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果一致，擴(kuò)張性貨幣政策對刺激總產(chǎn)出的增長短期內(nèi)有效，但是效果有限。如圖8所示，在實施貨幣政策刺激總產(chǎn)生的同時卻導(dǎo)致總體物價水平上漲。2008年一季度到2009年一季度和2011年一季度到2012年一季度物價水平的波動，都說明貨幣政策的調(diào)整并沒有成功熨平物價水平的波動?？v觀各個歷史時期的沖擊分解結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)：貨幣政策調(diào)整的頻率與物價水平的波動密切相關(guān)；技術(shù)沖擊對總產(chǎn)出往往起到拉低的作用；貨幣政策短期內(nèi)可以起到刺激總產(chǎn)出的作用，而總體物價水平的上漲抵消了貨幣政策的積極作用。結(jié)合脈沖響應(yīng)分析和方差分解的結(jié)論，認(rèn)為技術(shù)沖擊和貨幣政策沖擊是經(jīng)濟(jì)波動的主要根源。

圖8 通貨膨脹率的歷史分解

五、結(jié)論

為研究貨幣政策沖擊、技術(shù)沖擊、實際貨幣余額沖擊和偏好沖擊對通貨膨脹和總產(chǎn)出的影響，綜合利用脈沖響應(yīng)分析、方差分解和沖擊效應(yīng)分解等技術(shù)。不同分析得出的結(jié)論具有較強(qiáng)的一致性，綜合所有實證信息，可以得出外生沖擊對中國經(jīng)濟(jì)波動影響的諸多啟示。

技術(shù)沖擊是影響總產(chǎn)生波動的主要因素，其次是貨幣政策沖擊。貨幣政策沖擊是通貨膨脹水平波動的主要根源，擴(kuò)張性貨幣政策對通貨膨脹的影響主要集中在短期，技術(shù)沖擊對通貨膨脹的影響則是長期內(nèi)使得通貨膨脹低于穩(wěn)態(tài)水平。然而，在短期內(nèi)，實際貨幣余額沖擊不是總產(chǎn)出和通貨膨脹水平波動的主要根源。偏好沖擊對通貨膨脹率的影響僅次于貨幣政策沖擊，可以預(yù)見，家庭對經(jīng)濟(jì)波動具有一定的自我適應(yīng)和自我調(diào)節(jié)的能力。另外，擴(kuò)張性貨幣政策對刺激總產(chǎn)出的增長短期內(nèi)有效，但是效果有限，同時也促使通貨膨脹率的上漲和實際利率水平的降低。間接驗證了貨幣政策的利率傳導(dǎo)途徑的有效性。技術(shù)沖擊持續(xù)時間長而且影響力度大，可以起到降低實際利率的作用，實際利率水平的降低刺激投資和消費的增長，反過來促進(jìn)總產(chǎn)出的上漲，形成良性循環(huán)。技術(shù)沖擊通過提高總供給水平起到影響經(jīng)濟(jì)波動的作用，其對通貨膨脹的影響是間接的。通過對歷史數(shù)據(jù)的分解發(fā)現(xiàn)，貨幣政策的調(diào)整與通貨膨脹率水平的劇烈波動密切相關(guān)，而總供給沖擊對總產(chǎn)出往往起到拉低的作用。實際操作中，貨幣政策往往在保持物價水平穩(wěn)定和促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長的博弈中，選擇“保增長”，可是其代價卻是總體物價水平的上漲，貨幣政策目標(biāo)不明確成為引發(fā)通脹的誘因。

［1］龔敏，李文溥.中國經(jīng)濟(jì)波動的總供給與總需求沖擊作用分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007（11）.

［2］趙留彥.供給、需求與中國宏觀經(jīng)濟(jì)波動［J］.財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2008（3）.

［3］趙留彥，唐詩磊.信心、動物精神與中國宏觀經(jīng)濟(jì)波動［J］.金融研究，2009（3）.

［4］Rudebush G D.Do Measures of Monetary Policy in a VAR Make Sense？［J］.International Economic Review，1998，39（4）：907－217.

［5］Finn E Kydland，Edward C Prescott.Time to Build and Aggregate Fluctuations［J］.Econometrica，1982，50（6）：1345－1370.

［6］卜永祥，靳炎.中國實際經(jīng)濟(jì)周期：一個基本解釋和理論擴(kuò)展［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2002（7）.

［7］陳昆亭，龔六堂，鄒恒甫.什么造成了經(jīng)濟(jì)增長的波動，供給還是需求：中國經(jīng)濟(jì)的RBC分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2004（4）.

［8］楊柳，李力.貨幣沖擊與中國經(jīng)濟(jì)波動—基于DSGE模型的數(shù)量分析［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2011（5）.

［9］劉霞輝.為什么中國經(jīng)濟(jì)不是過冷就是過熱？［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004（11）.

［10］李春吉，范從來，孟曉宏.中國貨幣經(jīng)濟(jì)波動分析：基于壟斷競爭動態(tài)一般均衡模型的估計［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2010（7）.

［11］徐高.基于動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型的中國經(jīng)濟(jì)波動數(shù)量分析［J］.北京大學(xué)博士研究生學(xué)位論文，2008.

［12］許偉，陳斌開.銀行信貸與中國經(jīng)濟(jì)波動：1993－2005［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2009（3）.

［13］郭立甫，姚堅，高鐵梅.基于新凱恩斯DSGE模型的中國經(jīng)濟(jì)波動分析［J］.上海經(jīng)濟(jì)研究，2013（1）.

［14］魏巍賢，高中元，彭翔宇.能源沖擊與中國經(jīng)濟(jì)波動—基于動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型的分析［J］.金融研究，2012（1）.

［15］Friedman M，A Schwartz.A Monetary History of the United States，1867－1960［M］.New Jersey：Princetion University Press，1963.

［16］Leeper E M，Christopher A S，Tao Zhao.What Does Monetary Policy Do？［R］.Brookings Papers on Economic Activity，1996，27（2）：1－78.

［17］Christiano L J，M Eichenbaum，C I Evans.Monetar－y Policy Shocks：What Have We Learned and to What End？［R］.NBER Working Papers，No.13151，2007.

［18］劉斌.我國DSGE模型的開發(fā)及在貨幣政策分析中的應(yīng)用［J］.金融研究，2008（10）.

［19］Walsh C E.Monetary Theory and Policy［M］.Cambridge：The MIT Press，1998.

［20］Kremer J，Lombardo G，Werner T.Money in a New－Keynesian Model Estimated with German Data［R］.Deutsche Bundesbank Working Paper，No.15，2003.

［21］Calvo G.Staggered Prices in a Utility－Maximizing Framework［J］.Journal of Monetary Economics，1993，12（3）：383－398.

［22］Smets F，R Wouters.An Estimated Dynamic Stochastic General Equilibrium Model of the Euro Area［J］.Journal of the European Economic Association，2003，1（5）：1123－1175.

［23］Smets F，R Wouters.Shocks and Frictions in U.S.Business Cycles：A Bayesian DSGE Approach［J］.American Economic Review，2007，97（3）：586－606.

［24］An S，F(xiàn) Schorfheide.Bayesian Analysis of DSGE Models［J］.Econometric Reviews，2007，26（2－4）：113－172.