我國宏觀經(jīng)濟(jì)貨幣沖擊和實(shí)際沖擊的SVAR分析

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1、 我國宏觀經(jīng)濟(jì)貨幣沖擊和實(shí)際沖擊的SVAR分析 　　為了研究我國宏觀經(jīng)濟(jì) 波動沖擊源的問題，并為經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下我國貨幣政策和財政 政策的選擇提供理論指導(dǎo)，本文通過結(jié)構(gòu)性向量自回歸模型(SVAR)識別了四種不同的沖擊源，即貨幣供給沖擊、技術(shù)沖擊、政府支出沖擊和消費(fèi)沖擊。結(jié)果表明：貨幣沖擊對一般價格水平具有長期影響，而且存在明顯的滯后效應(yīng)，但是貨幣沖擊并非造成價格水平波動的支配力量，政府支出沖擊才是。貨幣沖擊對產(chǎn)出水平只具有短期影響。實(shí)際沖擊中的技術(shù)沖擊對產(chǎn)出波動的貢獻(xiàn)率為91%左右，是產(chǎn)出波動的決定性力量，同時政府支出沖擊和消費(fèi)沖擊還對價格水平存在長期的正面影響? 　　研究概述 　　據(jù)統(tǒng)

2、計，2012-2015年中國GDP增速為7.7%、7.7%、7.3%、6.9%，告別了過去30多年平均10%的高速增長，中國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)的攻堅期。改革開放三十多年來，我國GDP增速只有三次連續(xù)2-3年低于8%，現(xiàn)在是第四次出現(xiàn)。所以在中國經(jīng)濟(jì)的增長過程中，什么才是導(dǎo)致波動的主要原因?是貨幣沖擊還是實(shí)際沖擊?厘清我國經(jīng)濟(jì)周期波動中貨幣沖擊和實(shí)際沖擊的機(jī)制和效果，能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)新常態(tài)下我國貨幣政策和財政政策的選擇提供指引。 　　西方經(jīng)濟(jì)學(xué) 者很早就對貨幣沖擊與經(jīng)濟(jì)波動的影響進(jìn)行分析，為實(shí)證研究奠定了理論基礎(chǔ)。Mellander等(1992)用持續(xù)的供給沖擊來解釋國內(nèi)總產(chǎn)值的波動，Rogers

3、(1999)指出貨幣沖擊對真實(shí)匯率波動的影響，Kim，Roubini(2008)用美國數(shù)據(jù)對比分析了財政沖擊和產(chǎn)出沖擊的效果。我國學(xué)者運(yùn)用國外的理論和方法對我國宏觀經(jīng)濟(jì)波動問題進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，但是對于中國經(jīng)濟(jì)波動的主要沖擊根源問題尚未達(dá)成一致認(rèn)識。 　　我國的學(xué)者也進(jìn)行了大量的研究。李雪、簡澤(2007)提出實(shí)際沖擊對產(chǎn)出的作用不同于貨幣沖擊的短期作用，存在持久的影響。劉金全(2009)提出需求沖擊、供給沖擊和貨幣沖擊是實(shí)際產(chǎn)出波動的來源，但供給沖擊對實(shí)際產(chǎn)出波動率沒有顯著影響。王憲勇、韓煦(2009)發(fā)現(xiàn)技術(shù)沖擊對通脹的影響明顯小于其貨幣沖擊對通脹的影響。米詠梅、王憲勇(2011

4、)提出我國經(jīng)濟(jì)波動的主要來源是供給沖擊，同時貨幣供給沖擊在短期內(nèi)會造成產(chǎn)出下降和通貨膨脹下降。田新民、武曉婷(2012)發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)貨幣沖擊給CPI帶來負(fù)向影響，需求沖擊給CPI帶來正向影響，但是從長期來看兩個沖擊日趨接近，都趨向于零。楊冬(2013)指出供給沖擊和需求沖擊對產(chǎn)出都具有正向影響，其中供給沖擊的貢獻(xiàn)要大于需求沖擊。近些年來，我國經(jīng)濟(jì)處在轉(zhuǎn)型期，更多地學(xué)者開始關(guān)注沖擊對我國經(jīng)濟(jì)增速轉(zhuǎn)變的影響。丁志帆(2014)利用動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型對轉(zhuǎn)型期中國經(jīng)濟(jì)波動沖擊進(jìn)行實(shí)證研究。易曉澂(2015)運(yùn)用符號約束TVP-VAR研究常規(guī)貨幣政策和非常規(guī)貨幣政策對我國經(jīng)濟(jì)的影響，提出我國貨幣當(dāng)局應(yīng)該

5、優(yōu)先選擇常規(guī)貨幣政策作為貨幣調(diào)控手段。魯君駟等(2015)將貨幣供應(yīng)量和異質(zhì)性消費(fèi)者納入到DSGE模型當(dāng)中，探討了政府支出沖擊對我國經(jīng)濟(jì)增長的持續(xù)正向影響。 　　為了分析貨幣沖擊和實(shí)際沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)波動的動態(tài)影響，本文在搜集25年(1990-2014年)部分經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，建立包含產(chǎn)出、貨幣供給、利率和價格水平的四變量結(jié)構(gòu)性向量自回歸模型，通過施加長短期約束條件來識別不同的沖擊源。再運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，描述和分析不同沖擊對這四個經(jīng)濟(jì)變量影響的動態(tài)效果，得出相關(guān)結(jié)論，為政策制定者在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展的宏觀政策選擇上提供依據(jù)和指導(dǎo)。 　　模型構(gòu)建 　　(一)模型設(shè)計和變量選擇

6、 　　為了考察產(chǎn)出、貨幣供給、利率和價格水平受不同沖擊源的動態(tài)影響效果，本文建立了如下統(tǒng)計模型：將引起我國宏觀經(jīng)濟(jì)波動的沖擊分為貨幣沖擊和實(shí)際沖擊，其中實(shí)際沖擊包括以技術(shù)沖擊為代表的總供給沖擊，以及以政府支出沖擊(相對產(chǎn)出)和消費(fèi)沖擊(相對價格)為代表的總需求沖擊。在這個四變量的結(jié)構(gòu)性VAR模型中，內(nèi)生變量包括產(chǎn)出、貨幣供給、利率和價格水平，4個沖擊分別是技術(shù)沖擊、貨幣供給沖擊、政府支出沖擊和消費(fèi)沖擊。 　　建立SVAR模型：A0Zt=A1et-1+…+At-pep+et 　　其中Zt=(yt，mt，rt，pt)’為內(nèi)生變量的向量，u是漂移向量;變量yt、mt、rt和pt分別

7、表示取對數(shù)后的實(shí)際GDP、貨幣供給量、利率和一般價格水平的變化率，A(L)是44的矩陣多項式，L是滯后算子;et是41的矩陣，包含四個經(jīng)濟(jì)沖擊，et=(ett，emst，egt，ect)’，用ett表示技術(shù)沖擊，egt表示政府支出沖擊，emst表示貨幣供給沖擊，ect表示消費(fèi)沖擊。 　　(二)數(shù)據(jù)來源和處理 　　本文數(shù)據(jù)使用1990-2014年問我國實(shí)際產(chǎn)出、一年定期存款利率、全國零售物價指數(shù)和貨幣供給量(M2)的年度時間序列。實(shí)際產(chǎn)出數(shù)據(jù)選擇年度CDP指數(shù)，并以1978年為基期進(jìn)行換算獲得實(shí)際值。貨幣供給采用廣義貨幣供給M2的數(shù)據(jù)。一般價格水平選擇商品零售價格指數(shù)來衡量。以上數(shù)據(jù)

8、均源自中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》。利率指標(biāo)選擇一年定期存款利率，若某些月份利率發(fā)生變動則采用算數(shù)平均數(shù)代替，數(shù)據(jù)源自中國人民銀行網(wǎng)站。分別對獲得的四組數(shù)據(jù)的變動率取對數(shù)，獲得對應(yīng)計量模型中的yt、mt、rt和pt。 　　實(shí)證檢驗(yàn) 　　(一)單位根檢驗(yàn) 　　構(gòu)建VAR模型首先要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，常采用的方法就是ADF檢驗(yàn)法。 　　從表1的檢驗(yàn)結(jié)果看，yt、mt、rt和pt對應(yīng)的ADF值均大于1%置信水平的臨界值，可以判斷它們是非平穩(wěn)的，而△yt、△mt、△rt和△pt對應(yīng)的ADF值均小于1%置信水平的臨界值，所以可以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為它們是

9、平穩(wěn)的。因此yt、mt、rt和pt是一階單整的。 　　(二)協(xié)整檢驗(yàn) 　　由于yt、mt、rt和pt是一階單整的非平穩(wěn)序列，不能直接建立VAR模型。為了分析這四個變量的線性組合是否存在穩(wěn)定的關(guān)系，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)有很多方法，但是由于本文的樣本數(shù)據(jù)少，更適用于用Johansen極大似然法來進(jìn)行檢驗(yàn)。 　　從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在通常的顯著性水平上，前兩個原假設(shè)的最大特征根和跡統(tǒng)計量的值都大于5%臨界值，第三個和第四個原假設(shè)的最大特征根和跡統(tǒng)計量的值都小于5%臨界值，因此前兩個原假設(shè)都被拒絕，即有且僅有2個協(xié)整關(guān)系?？梢缘贸鼋Y(jié)論yt、mt、rt和pt之間存在長

10、期的均衡關(guān)系，且協(xié)整關(guān)系的個數(shù)是2。 　　(三)滯后階數(shù)確定 　　構(gòu)建SVAR模型，首先需要做的是確定模型的滯后階數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，滯后零階所對應(yīng)的AIC值和SC值分別為-13.2055和-13.0080，滯后一階所對應(yīng)的AIC值和SC值分別為-14.2175‘和-13.2301‘。依據(jù)AIC和SC最小準(zhǔn)則，確定VAR模型的最佳滯后階數(shù)是1，可以構(gòu)建VAR(1)模型。對模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型VAR(1)的所有特征方程根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，說明VAR模型是穩(wěn)定的。 　　(四)SVAR模型估計 　　根據(jù)上面的分析，可以對SVAR模型進(jìn)行估計。對構(gòu)建的四變量SVAR模型

11、進(jìn)行變換，則有A‘(L)Zt=et，其中A‘(L)=Ao-A1L-A2L2-…ApLP，因此Zt=D(L)et，其中D(L)=A’(L)-1=D0+D1L+D2L2+…DpLP。所以yt、mt、rt和pt與各個沖擊的線性組合為： 　　SVAR模型是帶約束條件的向量自回歸模型，所以估計SVAR模型的關(guān)鍵就是施加約束條件(見表3)。由于方差一協(xié)方差矩陣為對稱陣，它只能對Ao施加10個約束條件，但是Ao中有16個元素，所以還需要另外對Ao施加6個約束條件。這6個長期約束條件：第一，技術(shù)沖擊是技術(shù)進(jìn)步、知識積累引起的生產(chǎn)率的永久性提高，因此供給沖擊對產(chǎn)出產(chǎn)生永久性影響。但是除了供給沖擊，貨幣沖擊

12、、政府支出沖擊和消費(fèi)沖擊在長期都不會對產(chǎn)出產(chǎn)生永久性影響，因此三個長期約束為D12(1)=D13(1)=D14(1)=0;第二，貨幣的供應(yīng)量是由央行確定的，貨幣供給沖擊短期內(nèi)受到政府支出沖擊和消費(fèi)沖擊的影響，但是從長期看兩個沖擊的疊加效應(yīng)為零，因此兩個長期約束可以表示為D23(1)=D24(1)=0;第三，消費(fèi)沖擊對利率不存在長期永久性影響，因此第六個長期約束條件為D34(1)=0。 　　實(shí)證結(jié)果及分析 　　(一)脈沖響應(yīng)函數(shù) 　　依據(jù)估計出來的結(jié)構(gòu)性模型，可以得到產(chǎn)出、貨幣供給、利率和價格水平對四個沖擊的反應(yīng)函數(shù)，以考察它們之間的動態(tài)效果(見圖1-圖4)。 　　1.技

13、術(shù)沖擊。從圖1檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，技術(shù)沖擊對產(chǎn)出具有正向的沖擊，而且隨著時間的推移，逐漸達(dá)到穩(wěn)定值0.4%。從長期來看，技術(shù)沖擊對產(chǎn)出具有長久的影響，這也符合的假設(shè)。技術(shù)沖擊和貨幣供給之間存在長期的正向相關(guān)關(guān)系，使得貨幣供給緩慢上升，并趨于穩(wěn)定值。這可能是因?yàn)榧夹g(shù)沖擊造成了社會 生產(chǎn)力的提升，加速了貨幣對產(chǎn)品的轉(zhuǎn)化，進(jìn)而增加了對貨幣的需求。利率受技術(shù)沖擊影響，短期內(nèi)迅速上升，在第3期達(dá)到最高點(diǎn)，而后又開始緩慢下降，逐漸趨于穩(wěn)定狀態(tài)。技術(shù)沖擊在初期使得價格水平增加了0。4%，并且在第2期迅速上升，峰值在第3期出現(xiàn)，影響達(dá)到0.24%，然后影響逐漸消失，趨于零。 　　2。貨幣供給沖擊。貨幣沖擊

14、在短期內(nèi)對產(chǎn)出具有正向沖擊效果，但是長期影響效果為零。貨幣供給沖擊對利率存在反向影響，并且這個沖擊在第4期趨于零，之后又緩慢下降，穩(wěn)定在-0.7%左右。貨幣沖擊在初期就使價格下降0.2%，從第2期開始速上升，并且達(dá)到峰值，之后又迅速下降，從第8期開始脈沖曲線又位于零坐標(biāo)線下方，之后影響逐漸消失。 　　3.政府支出沖擊。政府支出沖擊對產(chǎn)出有負(fù)向影響，并長期存在，從第6期開始趨于穩(wěn)定值0.1%。政府支出沖擊與-貨幣供給正向相關(guān)，并且存在長期影響。政府支出沖擊短期內(nèi)對價格水平有正向影響，第2期后這種影響迅速下降，從第4期開始變?yōu)樨?fù)，到第8期又恢復(fù)到零坐標(biāo)線上方，并逐漸趨于穩(wěn)定狀態(tài)。 　　

15、4.消費(fèi)沖擊。消費(fèi)沖擊在短期內(nèi)對產(chǎn)出具有正向沖擊效果，這種效果非常小，而且從長期看，影響效果為零。一個正向的消費(fèi)沖擊使得貨幣供給緩慢下降，在長期趨于穩(wěn)定狀態(tài)0.6%。消費(fèi)沖擊在初期對利率不存在影響，但隨著時間推移，緩慢上升，在第4期達(dá)到峰值0.5%，之后略有下降，從長期看趨于0.3%。消費(fèi)沖擊在期初對價格水平就有0.2%的貢獻(xiàn)率，在第4期達(dá)到峰值0.24%，之后一直呈下降趨勢，穩(wěn)定在0.19%。 　　(二)差分分解 　　為了考察沖擊的相對重要性，分別對四個內(nèi)生變量進(jìn)行差方分解。表4-表7中，沖擊1表示技術(shù)沖擊，沖擊2表示貨幣供給沖擊，沖擊3表示政府支出沖擊，沖擊4表示消費(fèi)沖擊。從表

16、4可以看出，技術(shù)沖擊對產(chǎn)出的影響在初期就達(dá)到了96%，之后雖然隨著時間的推移稍有減弱，但是仍然穩(wěn)定在91%左右，是貢獻(xiàn)率最大的沖擊，而其他沖擊的影響都非常小。在表5的差方分解表中發(fā)現(xiàn)，在初期貨幣沖擊對貨幣供給的影響最大，但是從第7期開始，技術(shù)沖擊的貢獻(xiàn)率顯著提升，并且一直維持在39%附近，而貨幣沖擊的貢獻(xiàn)率已經(jīng)下降到了47%附近，這個兩個沖擊在長期對貨幣供給都會產(chǎn)生較大影響。同時，利率受多個沖擊影響，其中技術(shù)沖擊對利率的影響存在延遲效應(yīng)，消費(fèi)沖擊的貢獻(xiàn)率占總貢獻(xiàn)率的分量最小。價格水平在初期受到消費(fèi)沖擊的影響最大，政府支出沖擊次之，但是從第2期開始，政府支出沖擊對價格水平的貢獻(xiàn)就高于消費(fèi)沖擊的貢

17、獻(xiàn)。 　　結(jié)論 　　基于本文建立的SVAR模型和分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：貨幣沖擊對價格水平具有長期動態(tài)效果，而且價格水平對貨幣沖擊的反應(yīng)具有明顯的滯后效應(yīng)，但是貨幣沖擊并非造成價格水平波動的支配力量，政府支出沖擊才是，這與之前的假設(shè)有些許不同。同時貨幣沖擊在短期內(nèi)確實(shí)對產(chǎn)出水平具有影響。實(shí)際沖擊中的技術(shù)沖擊對產(chǎn)出波動的貢獻(xiàn)率為91%左右，同時實(shí)際沖擊的三個代表沖擊還對價格水平存在長期的正面影響。 　　根據(jù)以上分析，本文得出以下兩個結(jié)論：第一，中國經(jīng)濟(jì)的波動主要來自技術(shù)沖擊，技術(shù)沖擊決定了實(shí)際產(chǎn)出變化趨勢以及長期波動的絕大部分。中國在生產(chǎn)技術(shù)和自主研發(fā)能力方面都存在不足，目前主要通過引進(jìn)

18、國外的先進(jìn)設(shè)備或者聘請外籍專家的方式來解決關(guān)鍵領(lǐng)域的技術(shù)問題。目前我國已進(jìn)入經(jīng)濟(jì)增長新常態(tài)，工業(yè) 作為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)，想要實(shí)現(xiàn)實(shí)際產(chǎn)出在數(shù)量以及技術(shù)含量上的雙增長，勢必要加快結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級的步伐，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，轉(zhuǎn)變發(fā)展方式。第二，貨幣沖擊對價格水平具有長期影響，但是政府支出沖擊才是價格水平波動的主要力量，分析結(jié)果意味著在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的背景下，我國貨幣當(dāng)局可以通過控制貨幣供給量實(shí)現(xiàn)調(diào)控價格水平的目的，但是這對產(chǎn)出水平?jīng)]有顯著影響。政府支出沖擊對價格水平波動貢獻(xiàn)率最高，同時政府支出的增加在短期內(nèi)可能又會造成產(chǎn)出水平下降和價格水平的上升，因此在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵之際，財政沖擊的方向、效果分析對財政政策的選擇至關(guān)重要。