货币扩张、消费习惯偏好与产出非对称效应研究

消费习惯偏好；货币扩张；

产出非对称效应；

LSTVAR模型；

DSGE模型

中图分类号：F822文献标识码：A文章编号：1003-7217（2015）02-0016-06

一、引言

货币政策在不同的经济环境中对产出和通货膨胀的影响将显著不同，即货币政策具有非对称效应。经验分析表明，美国、西欧等国家的货币政策普遍存在非对称效应。早期文献大多是从理论上分析紧缩性货币政策与扩张性货币政策的产出效应。自Sims（1980）提出向量自回归（VAR）模型后，关于非对称效应实证检验的研究成果开始大量出现。Cover（1992）较早实证检验了二战后美国货币政策是否具有非对称性，结果发现，正向货币冲击对产出没有影响，而负向货币冲击对产出有影响。同时，部分学者还发现负向货币冲击在经济高增长时期对产出的影响更加强烈。

为准确描述货币政策的非线性和结构性变化特征，近年来，一些非线性方法日益频繁地被应用于货币政策效应的测度中。Assenmacher和Wesche（2006）运用马尔科夫区制转移向量自回归（MS-VAR）模型来研究货币政策的非对称效应，结果表明，经济繁荣时期货币政策主要关注通货膨胀，经济衰退时期则更关注经济增长，且衰退期的影响比扩张期更为显著。Bruggemann

and

Riedel（2008）利用逻辑平滑转移向量自回归模型研究后也得出了相同的结论。

目前，国内学者也开始积极关注中国货币政策的非对称性问题，从研究结论来看，大多数学者认为我国货币政策存在非对称效应，且紧缩性货币政策比扩张性货币政策更有效，这与国外学者的研究结论相一致。陈丰（2010）则认为扩张性货币政策对我国实体经济也有明显的拉动作用。

综上所述，国内外学者关于货币政策非对称效应做了很多有价值的研究，然而，这些研究大多是从宏观视角来检验货币政策非对称效应的存在性，基本上没有结合微观经济主体的最优化行为决策来进行理论阐释。而动态随机一般均衡（DSGE）模型不仅深刻描述了不同约束条件下微观经济主体的最优化行为决策，还从根本上保证了货币政策的宏观分析与微观决策行为分析的有机结合，这有利于揭示货币政策非对称效应的形成机理。本文运用LSTVAR方法研究中国货币政策的产出效应具有非对称性特征，并通过构建贝叶斯估计的新凯恩斯DSGE模型，模拟分析“低增长区制”和“高增长区制”两种不同经济区制下货币扩张的产出效应。

二、经验事实

为经验描述货币扩张对实际产出和通货膨胀的影响，以下采用LSTVAR模型来识别货币政策冲击并对其产出效应和价格效应进行分析。

（一）

变量定义及数据说明

搜集了中国2003年1月～2012年12月的月度数据。主要包括实际产出增长率yt、通货膨胀率πt、货币供给增长率mt等变量。其中，用工业企业实际增加值月度同比增长率衡量实际产出增长率，用居民消费价格指数月度同比增长率衡量通货膨胀率，M-2月度同比增长率衡量货币供给增长率。为消除季节因素和趋势成分的影响，采用X-11方法和HP滤波法对各变量序列进行相应调整，从而得到实际产出、通货膨胀率和货币供应量等变量的波动成分。以上数据来源于Wind数据库。

（二）

不同经济区制下货币扩张对实际产出和通货膨胀的影响

为得到货币扩张在不同经济区制下对产出和通货膨胀的影响，构建如下LSTVAR模型：

Xt=A0+A1X-t-1+（B0+B1X-t-1）F（zt）+εt

（1）

式（1）中，Xt为内生变量向量，Xt=（yt，πt，mt）′，A0和B0为截距项向量，A1和B1是系数矩阵，εt为残差向量，假定F（zt）为逻辑函数形式，即：

F（zt）=1+exp

-γ（zt-c）/δz-1-12

（2）

财经理论与实践（双月刊）2015年第2期2015年第2期（总第194期）戴克明，王莉等：货币扩张、消费习惯偏好与产出非对称效应研究

式（2）中，F（zt）是一个介于0和1之间的有界函数，zt为刻画经济状态的转移变量，经检验，本文选用y-t-1作为模型的转移变量，c为门限值，γ为平滑参数，且γ>0，δz为转移变量zt的标准差。上述模型的参数估计如下：首先，运用T-O-O格点搜索法找出参数c和γ的最优估计值，分别为0.1029和99.05；然后，将c和γ的最优估计值代入式（2），并运用非线性最小二乘法对模型进行估计；最后，应用广义脉冲响应函数，按c的估计值，将样本分为“经济高速增长”区制（y-t-1>0.1029）和“经济低速增长”区制（y-t-1≤0.1029），分别计算两种不同经济区制下货币扩张对产出和通货膨胀的脉冲响应结果（如图1所示）。

图1不同经济区制下产出和通货膨胀对货币扩张的动态响应

图1显示了不同经济区制下货币扩张对产出和通货膨胀的影响。对产出而言，虽然在不同经济区制下货币扩张均能提高产出水平，但低增长状态下货币扩张对产出的拉动作用要强于高增长状态下的拉动作用。对通货膨胀而言，无论是处于高增长状态，还是处于低增长状态，货币扩张都将带动物价水平的上升。

三、理论模型

尽管上述经验事实说明了在不同经济区制下货币扩张的产出效应具有非对称性，但并未说明非对称效应的形成机理。本文构建一个新凯恩斯DSGE模型，通过模型模拟来说明货币政策非对称效应的成因。

（一）

居民

假设经济中的居民是众多的、同质的和存活无限期的，每个居民j（j∈[0，1]）都是通过选择消费Cjt、劳动供给序列Njt和实际货币余额Mjt/Pt来实现自身期望效用最大化：

Max

U=E0∑

[emailprotected]

t=0βt

（Cjt-bC-t-1）1-σ1-σ-（Njt）1+η1+η+（Mjt/Pt）1-γ1-γ

（3）

式（3）中，β表示跨期贴现率，参数b衡量居民的消费习惯偏好程度，C-t-1表示全体居民在t-1期的消费总量，Pt则表示全社会总体价格水平。σ表示消费的跨期替代弹性，η和γ分别表示劳动供给弹性与实际货币余额替代弹性，且00。

同时，居民的预算约束条件如下：

Cjt+Ijt+BjtPt+MjtPt=

R-t-1Bj-t-1Pt+Mj-t-1Pt+wjtNjt+rKtKjt+Tjt

（4）

式（4）中，Ijt表示居民j的投资，Bjt和Bj-t-1分别表示居民j在t期和t-1期持有的无风险债券，并假定债券的无风险名义利率为R-t-1。Kjt表示居民j持有的资本存量，且资本积累的动态方程为：Kt=（1-δ）K-t-1+It，wjt和rKt分别表示工资和资本回报率，Tjt表示居民j从***获得的转移支付。

（二）

厂商

将厂商分为最终产品生产者和中间产品生产者，最终产品生产者使用中间产品进行生产。同时，假定最终产品生产者是完全竞争的，而中间产品生产者是垄断竞争的，中间产品的价格按Calvo交错调整定价方式确定。

最终产品生产者价格水平：

yit=pitpt-λfyt

，

i∈[0，1]

（5）

式（5）中，pt=∫1-t=0pi1-λftdi11-λf。

其中，λf表示不同中间产品之间的替代弹性，0<λf<

[emailprotected]

。pt和pit分别表示t期最终产品和中间产品的价格。

中间产品生产者价格水平：

P-1/λft=θp（P-t-1（P-t-1P-t-2）-1/λf+（1-θp）-1/λft（6）

其中，Pt为t期中间产品价格，θp为不调整产品价格的生产者所占比例，1-θp为调整产品价格的生产者所占比例，λf表示不同中间产品之间的替代弹性，p～t为最优价格。

劳动供给工资水平：

W-1/λwt=θwW-t-1（P-t-1P-t-2）γw-1/λw+（1-θw）-1/λwt（7）

其中，Wit为t期居民i的工资水平，Pt为t期中间产品价格水平，θw为居民i不对名义工资进行调整的概率，λw代表差异性劳动之间的替代弹性，为新的最优名义工资水平。

（三）

中央银行

假定中央银行采用数量型货币规则，即中央银行通过控制名义货币供应量M2的增长水平来实现物价稳定和经济增长的双重目标，其具体形式如下：

t=τ1-t-1-τ2Etπ-t+1-τ3t+vt

（8）

式（8）中，t和-t-1分别表示t期和t-1期货币供应量增长率水平对均衡水平的偏离，t为t期产出对均衡产出的偏离，即产出缺口。参数τi（i=1，2，3）分别为货币供应量平滑参数、通货膨胀率和产出缺口的系数。πt为用消费者价格指数（CPI）衡量的通货膨胀率，即πt=log

（Pt/P-t-1）。vt表示货币冲击。

（四）

经济系统的均衡

均衡状态下，最终产品市场出清，即总产出等于消费、投资和***支出之和：

Yt=Ct+It+Gt（9）

根据式（3）～（9），我们可以得到基于新凯恩斯主义分析框架的一般均衡经济系统。首先，利用状态-空间模型求解该非线性经济系统的稳态值，然后围绕稳态值对模型进行对数线性化处理，从而得到一个包含7个动态方程的线性系统；其次，求解该线性系统，得到稳态条件下各变量的波动。

四、模型估计与结果分析

（一）

参数的校准与贝叶斯估计

采用我国2003～2012年宏观月度数据对上述模型进行估计，数据直接取自经验事实分析所用数据。其中，用除趋后的实际产出增长率t衡量产出波动，用除趋后的居民消费价格指数增长率t衡量物价波动，用除趋后的M2增长率t衡量货币波动。同时，为考察货币扩张在不同经济区制下产出效应是否表现出非对称性，按照特征事实中的划分，我们设定了“经济高速增长”和“经济低速增长”两个模拟样本。

关于模型参数的确定，采用刘斌（2008）的赋值原则，即模型中的静态参数一般用校准的方法加以确定，其余动态参数则采用贝叶斯方法来估计。模型中需要校准的参数包括：资本收入份额α，资本折旧率δ，跨期贴现率β，以及投资产出比和消费产出比。校准参数主要采用先前文献估计和普遍采用的校准值。选取时间偏好率β=0.9926，即稳态下年利率为3%；设定δ=0.025，即资本的年折旧率为1%；根据李雪松等（2011）的估计，设定α=0.651，将投资产出比和消费产出比分别赋值0.43和0.42。模型中其它参数采用贝叶斯方法进行估计。表1显示了模型中结构性参数的先验分布和后验分布的均值，以及95%的置信区间。

（二）

脉冲响应分析

结合校准和估计的参数值，对“经济低速增长”区制和“经济高速增长”区制下的新凯恩斯DSGE模型分别进行求解，最终得到不同经济区制下产出和通货膨胀对各种外生冲击的动态响应结果（如图2～图4所示）。

图2不同经济区制下产出和通货膨胀对货币扩张冲击的脉冲响应

图2显示了在不同经济区制下产出和通货膨胀对货币扩张冲击的动态响应。从脉冲响应结果来看：如果货币供应量提高1%，产出和通货膨胀在短期内均呈正向响应，经历一段时间后，二者将缓慢下降并最终回归至稳态水平。其中，低增长状态下，产出和通货膨胀的响应将分别在第4期和第3期达到峰值，分别为1.025%和1.175%；高增长状态下，产出和通货膨胀的响应峰值则分别为0.769%和1.022%。

图3显示了在不同经济区制下***支出冲击对产出和通货膨胀的影响。结果显示：当***支出提高1%，产出和通货膨胀在初期均呈正向响应，之后变成负向响应，最终产出和通货膨胀将回归到稳态水平。其中，对产出而言，高增长状态下的响应峰值为0.079%，而低增长状态下的响应峰值为0.086%；对通货膨胀而言，高增长状态下的响应峰值为-0.008%，而低增长状态下的响应峰值为-0.009%。

图4显示了在不同经济区制下产出和通货膨胀对技术冲击的动态响应。脉冲结果表明：经济无论是处于低速增长区制，还是处于高速增长区制，正的技术冲击均能有效提高社会总产出水平，同时还能抑制物价水平的上升。其中，低增长状态下产出和通货膨胀的响应峰值分别为1.359%和-0.754%，高增长状态下产出和通货膨胀的响应峰值分别为1.195%和-0.573%。

图3不同经济区制下产出和通货膨胀对***支出冲击的脉冲响应

图4不同经济区制下产出和通货膨胀对技术冲击的脉冲响应

（三）

稳健性检验

为探析货币政策产出非对称效应的可能原因，对模型中的结构性参数进行稳健性检验（如图5所示）。

图5不同消费习惯偏好下产出和通货膨胀对货币扩张冲击的脉冲响应

图5显示了不同消费习惯偏好下产出和通货膨胀对货币扩张冲击的动态响应。结果表明，消费习惯偏好程度不同，货币扩张的产出效应也显著不同，并且，消费习惯偏好参数b越小，货币扩张的产出效应越高。结合表1中的参数估计结果，即低增长模型经济中的消费习惯偏好参数小于高增长模型经济中的消费习惯偏好参数，因此，可以得出消费习惯偏好的程度差异是导致不同经济区制下货币政策产出非对称效应的主要原因。五、结论与政策建议

本文基于中国2003～2012年宏观经济月度数据，并运用LSTVAR模型，从非线性视角经验分析了在“经济低速增长”和“经济高速增长”两种不同经济区制下货币扩张对产出和通货膨胀的影响。研究表明，经济处于低速增长时期货币扩张的产出效应和价格效应均较大，而经济高速增长时期货币扩张的产出效应和价格效应相对较小。通过构建新凯恩斯主义DSGE模型，采用贝叶斯估计与数值模拟技术，模拟分析了上述两种不同经济区制下货币扩张对产出和通货膨胀的影响，结果证实了货币扩张的产出效应和价格效应均表现出状态依赖性，且货币扩张在经济低速增长时期对产出和通货膨胀的作用效果显著大于在经济高速增长时期的作用效果，从而较好地解释了经验事实。同时，模型的稳健性检验结果表明，消费习惯偏好的程度差异是导致货币政策非对称效应的主要原因，且低消费习惯偏好下货币扩张的产出效果更好。

因此，从货币当局政策操作角度来看，要理顺货币政策的传导机制，充分发挥数量型货币政策“稳增长”的调控效果，一方面，***应转变追求经济高速增长的传统观念，主动放缓经济增长速度，通过积极创新宏观调控方式，如实施针对支持中小微企业发展的货币政策定向调控等，坚定不移地推动经济结构调整和经济的转型升级，从而保持经济在合理的区间运行；另一方面，通过货币、信贷政策的引导，鼓励企业进行技术创新和产品提质升级，从而为新兴消费热点的培育创造良好的外部金融环境，同时，努力改善居民消费的信贷约束环境，优化居民消费结构，降低居民消费习惯偏好。

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（责任编辑：钟

瑶）