貨幣擴張、消費習慣偏好與產出非對稱效應研究

戴克明　王莉++許先普

摘要：運用LSTVAR方法，考量貨幣擴張、消費習慣偏好與產出非對稱效應，發現貨幣擴張的產出效應具有非對稱性，且貨幣擴張在“低增長區制”下的產出效應顯著大于在“高增長區制”下的產出效應。消費習慣偏好的程度差異是導致不同經濟區制下貨幣政策非對稱效應的主要原因，且低消費習慣偏好下貨幣擴張的產出效果更好。鑒此，政府在主動降低經濟增速要求的同時，應積極創新宏觀調控方式，改善居民消費環境，優化居民消費結構，以降低居民消費習慣偏好。

關鍵詞： 消費習慣偏好；貨幣擴張； 產出非對稱效應； LSTVAR模型； DSGE模型

中圖分類號：F822文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2015）02-0016-06

一、引言

貨幣政策在不同的經濟環境中對產出和通貨膨脹的影響將顯著不同，即貨幣政策具有非對稱效應。經驗分析表明，美國、西歐等國家的貨幣政策普遍存在非對稱效應[1]。早期文獻大多是從理論上分析緊縮性貨幣政策與擴張性貨幣政策的產出效應。自Sims（1980）提出向量自回歸（VAR）模型后，關于非對稱效應實證檢驗的研究成果開始大量出現[2]。Cover（1992）較早實證檢驗了二戰后美國貨幣政策是否具有非對稱性，結果發現，正向貨幣沖擊對產出沒有影響，而負向貨幣沖擊對產出有影響[3]。同時，部分學者還發現負向貨幣沖擊在經濟高增長時期對產出的影響更加強烈[4]。

為準確描述貨幣政策的非線性和結構性變化特征，近年來，一些非線性方法日益頻繁地被應用于貨幣政策效應的測度中。Assenmacher和Wesche（2006）運用馬爾科夫區制轉移向量自回歸（MS-VAR）模型來研究貨幣政策的非對稱效應，結果表明，經濟繁榮時期貨幣政策主要關注通貨膨脹，經濟衰退時期則更關注經濟增長，且衰退期的影響比擴張期更為顯著[5]。Bruggemann and Riedel（2008）利用邏輯平滑轉移向量自回歸模型研究后也得出了相同的結論[6]。

目前，國內學者也開始積極關注中國貨幣政策的非對稱性問題，從研究結論來看，大多數學者認為我國貨幣政策存在非對稱效應，且緊縮性貨幣政策比擴張性貨幣政策更有效[7]，這與國外學者的研究結論相一致。陳豐（2010）則認為擴張性貨幣政策對我國實體經濟也有明顯的拉動作用[8]。

綜上所述，國內外學者關于貨幣政策非對稱效應做了很多有價值的研究，然而，這些研究大多是從宏觀視角來檢驗貨幣政策非對稱效應的存在性，基本上沒有結合微觀經濟主體的最優化行為決策來進行理論闡釋。而動態隨機一般均衡（DSGE）模型不僅深刻描述了不同約束條件下微觀經濟主體的最優化行為決策，還從根本上保證了貨幣政策的宏觀分析與微觀決策行為分析的有機結合，這有利于揭示貨幣政策非對稱效應的形成機理。本文運用LSTVAR方法研究中國貨幣政策的產出效應具有非對稱性特征，并通過構建貝葉斯估計的新凱恩斯DSGE模型，模擬分析“低增長區制”和“高增長區制”兩種不同經濟區制下貨幣擴張的產出效應。

二、經驗事實

為經驗描述貨幣擴張對實際產出和通貨膨脹的影響，以下采用LSTVAR模型來識別貨幣政策沖擊并對其產出效應和價格效應進行分析。

（一） 變量定義及數據說明

搜集了中國2003年1月～2012年12月的月度數據。主要包括實際產出增長率yt、通貨膨脹率πt、貨幣供給增長率mt等變量。其中，用工業企業實際增加值月度同比增長率衡量實際產出增長率，用居民消費價格指數月度同比增長率衡量通貨膨脹率，M-2月度同比增長率衡量貨幣供給增長率。為消除季節因素和趨勢成分的影響，采用X-11方法和HP濾波法對各變量序列進行相應調整，從而得到實際產出、通貨膨脹率和貨幣供應量等變量的波動成分。以上數據來源于Wind數據庫。

（二） 不同經濟區制下貨幣擴張對實際產出和通貨膨脹的影響

為得到貨幣擴張在不同經濟區制下對產出和通貨膨脹的影響，構建如下LSTVAR模型：

Xt=A0+A1X-t-1+（B0+B1X-t-1）F（zt）+εt （1）

式（1）中，Xt為內生變量向量，Xt=（yt，πt，mt）′，A0和B0為截距項向量，A1和B1是系數矩陣，εt為殘差向量，假定F（zt）為邏輯函數形式，即：

F（zt）=1+exp -γ（zt-c）/δz-1-12 （2）

財經理論與實踐（雙月刊）2015年第2期2015年第2期（總第194期）戴克明，王莉等：貨幣擴張、消費習慣偏好與產出非對稱效應研究

式（2）中，F（zt）是一個介于0和1之間的有界函數，zt為刻畫經濟狀態的轉移變量，經檢驗，本文選用y-t-1作為模型的轉移變量，c為門限值，γ為平滑參數，且γ>0，δz為轉移變量zt的標準差。上述模型的參數估計如下：首先，運用T-O-O格點搜索法找出參數c和γ的最優估計值，分別為0.1029和99.05；然后，將c和γ的最優估計值代入式（2），并運用非線性最小二乘法對模型進行估計；最后，應用廣義脈沖響應函數，按c的估計值，將樣本分為“經濟高速增長”區制（y-t-1>0.1029）和“經濟低速增長”區制（y-t-1≤0.1029），分別計算兩種不同經濟區制下貨幣擴張對產出和通貨膨脹的脈沖響應結果（如圖1所示）。

圖1不同經濟區制下產出和通貨膨脹對貨幣擴張的動態響應

圖1顯示了不同經濟區制下貨幣擴張對產出和通貨膨脹的影響。對產出而言，雖然在不同經濟區制下貨幣擴張均能提高產出水平，但低增長狀態下貨幣擴張對產出的拉動作用要強于高增長狀態下的拉動作用。對通貨膨脹而言，無論是處于高增長狀態，還是處于低增長狀態，貨幣擴張都將帶動物價水平的上升。

三、理論模型

盡管上述經驗事實說明了在不同經濟區制下貨幣擴張的產出效應具有非對稱性，但并未說明非對稱效應的形成機理。本文構建一個新凱恩斯DSGE模型，通過模型模擬來說明貨幣政策非對稱效應的成因。

（一） 居民

假設經濟中的居民是眾多的、同質的和存活無限期的，每個居民j（j∈[0，1]）都是通過選擇消費Cjt、勞動供給序列Njt和實際貨幣余額Mjt/Pt來實現自身期望效用最大化：

Max U=E0∑

SymboleB@ t=0βt

（Cjt-bC-t-1）1-σ1-σ-（Njt）1+η1+η+（Mjt/Pt）1-γ1-γ （3）

式（3）中，β表示跨期貼現率，參數b衡量居民的消費習慣偏好程度，C-t-1表示全體居民在t-1期的消費總量，Pt則表示全社會總體價格水平。σ表示消費的跨期替代彈性，η和γ分別表示勞動供給彈性與實際貨幣余額替代彈性，且0<β<1，σ>0，η>0，γ>0。

同時，居民的預算約束條件如下：

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的投資，Bjt和Bj-t-1分別表示居民j在t期和t-1期持有的無風險債券，并假定債券的無風險名義利率為R-t-1。Kjt表示居民j持有的資本存量，且資本積累的動態方程為：Kt=（1-δ）K-t-1+It，wjt和rKt分別表示工資和資本回報率，Tjt表示居民j從政府獲得的轉移支付。

（二） 廠商

將廠商分為最終產品生產者和中間產品生產者，最終產品生產者使用中間產品進行生產。同時，假定最終產品生產者是完全競爭的，而中間產品生產者是壟斷競爭的，中間產品的價格按Calvo交錯調整定價方式確定。

最終產品生產者價格水平：

yit=pitpt-λfyt ， i∈[0，1] （5）

式（5）中，pt=∫1-t=0pi1-λftdi11-λf。

其中，λf表示不同中間產品之間的替代彈性，0<λf<

SymboleB@ 。pt和pit分別表示t期最終產品和中間產品的價格。

中間產品生產者價格水平：

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

其中，Pt為t期中間產品價格，θp為不調整產品價格的生產者所占比例，1-θp為調整產品價格的生產者所占比例，λf表示不同中間產品之間的替代彈性，p～t為最優價格。

勞動供給工資水平：

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

其中，Wit為t期居民i的工資水平，Pt為t期中間產品價格水平，θw為居民i不對名義工資進行調整的概率，λw代表差異性勞動之間的替代彈性，為新的最優名義工資水平。

（三） 中央銀行

假定中央銀行采用數量型貨幣規則，即中央銀行通過控制名義貨幣供應量M2的增長水平來實現物價穩定和經濟增長的雙重目標，其具體形式如下：

t=τ1-t-1-τ2Etπ-t+1-τ3t+vt （8）

式（8）中，t和-t-1分別表示t期和t-1期貨幣供應量增長率水平對均衡水平的偏離，t為t期產出對均衡產出的偏離，即產出缺口。參數τi（i=1，2，3）分別為貨幣供應量平滑參數、通貨膨脹率和產出缺口的系數。πt為用消費者價格指數（CPI）衡量的通貨膨脹率，即πt=log （Pt/P-t-1）。vt表示貨幣沖擊。

（四） 經濟系統的均衡

均衡狀態下，最終產品市場出清，即總產出等于消費、投資和政府支出之和：

Yt=Ct+It+Gt（9）

根據式（3）～（9），我們可以得到基于新凱恩斯主義分析框架的一般均衡經濟系統。首先，利用狀態-空間模型求解該非線性經濟系統的穩態值，然后圍繞穩態值對模型進行對數線性化處理，從而得到一個包含7個動態方程的線性系統；其次，求解該線性系統，得到穩態條件下各變量的波動。

四、模型估計與結果分析

（一） 參數的校準與貝葉斯估計

采用我國2003～2012年宏觀月度數據對上述模型進行估計，數據直接取自經驗事實分析所用數據。其中，用除趨后的實際產出增長率t衡量產出波動，用除趨后的居民消費價格指數增長率t衡量物價波動，用除趨后的M2增長率t衡量貨幣波動。同時，為考察貨幣擴張在不同經濟區制下產出效應是否表現出非對稱性，按照特征事實中的劃分，我們設定了“經濟高速增長”和“經濟低速增長”兩個模擬樣本。

關于模型參數的確定，采用劉斌（2008）[9]的賦值原則，即模型中的靜態參數一般用校準的方法加以確定，其余動態參數則采用貝葉斯方法來估計。模型中需要校準的參數包括：資本收入份額α，資本折舊率δ，跨期貼現率β，以及投資產出比和消費產出比。校準參數主要采用先前文獻估計和普遍采用的校準值。選取時間偏好率β=0.9926，即穩態下年利率為3%；設定δ=0.025，即資本的年折舊率為1%；根據李雪松等（2011）[10]的估計，設定α=0.651，將投資產出比和消費產出比分別賦值0.43和0.42。模型中其它參數采用貝葉斯方法進行估計。表1顯示了模型中結構性參數的先驗分布和后驗分布的均值，以及95%的置信區間。

（二） 脈沖響應分析

結合校準和估計的參數值，對“經濟低速增長”區制和“經濟高速增長”區制下的新凱恩斯DSGE模型分別進行求解，最終得到不同經濟區制下產出和通貨膨脹對各種外生沖擊的動態響應結果（如圖2～圖4所示）。

圖2不同經濟區制下產出和通貨膨脹對貨幣擴張沖擊的脈沖響應

圖2顯示了在不同經濟區制下產出和通貨膨脹對貨幣擴張沖擊的動態響應。從脈沖響應結果來看：如果貨幣供應量提高1%，產出和通貨膨脹在短期內均呈正向響應，經歷一段時間后，二者將緩慢下降并最終回歸至穩態水平。其中，低增長狀態下，產出和通貨膨脹的響應將分別在第4期和第3期達到峰值，分別為1.025%和1.175%；高增長狀態下，產出和通貨膨脹的響應峰值則分別為0.769%和1.022%。

圖3顯示了在不同經濟區制下政府支出沖擊對產出和通貨膨脹的影響。結果顯示：當政府支出提高1%，產出和通貨膨脹在初期均呈正向響應，之后變成負向響應，最終產出和通貨膨脹將回歸到穩態水平。其中，對產出而言，高增長狀態下的響應峰值為0.079%，而低增長狀態下的響應峰值為0.086%；對通貨膨脹而言，高增長狀態下的響應峰值為-0.008%，而低增長狀態下的響應峰值為-0.009%。

圖4顯示了在不同經濟區制下產出和通貨膨脹對技術沖擊的動態響應。脈沖結果表明：經濟無論是處于低速增長區制，還是處于高速增長區制，正的技術沖擊均能有效提高社會總產出水平，同時還能抑制物價水平的上升。其中，低增長狀態下產出和通貨膨脹的響應峰值分別為1.359%和-0.754%，高增長狀態下產出和通貨膨脹的響應峰值分別為1.195%和-0.573%。

圖3不同經濟區制下產出和通貨膨脹對政府支出沖擊的脈沖響應

圖4不同經濟區制下產出和通貨膨脹對技術沖擊的脈沖響應

（三） 穩健性檢驗

為探析貨幣政策產出非對稱效應的可能原因，對模型中的結構性參數進行穩健性檢驗（如圖5所示）。

圖5不同消費習慣偏好下產出和通貨膨脹對貨幣擴張沖擊的脈沖響應

圖5顯示了不同消費習慣偏好下產出和通貨膨脹對貨幣擴張沖擊的動態響應。結果表明，消費習慣偏好程度不同，貨幣擴張的產出效應也顯著不同，并且，消費習慣偏好參數b越小，貨幣擴張的產出效應越高。結合表1中的參數估計結果，即低增長模型經濟中的消費習慣偏好參數小于高增長模型經濟中的消費習慣偏好參數，因此，可以得出消費習慣偏好的程度差異是導致不同經濟區制下貨幣政策產出非對稱效應的主要原因。五、結論與政策建議

本文基于中國2003～2012年宏觀經濟月度數據，并運用LSTVAR模型，從非線性視角經驗分析了在“經濟低速增長”和“經濟高速增長”兩種不同經濟區制下貨幣擴張對產出和通貨膨脹的影響。研究表明，經濟處于低速增長時期貨幣擴張的產出效應和價格效應均較大，而經濟高速增長時期貨幣擴張的產出效應和價格效應相對較小。通過構建新凱恩斯主義DSGE模型，采用貝葉斯估計與數值模擬技術，模擬分析了上述兩種不同經濟區制下貨幣擴張對產出和通貨膨脹的影響，結果證實了貨幣擴張的產出效應和價格效應均表現出狀態依賴性，且貨幣擴張在經濟低速增長時期對產出和通貨膨脹的作用效果顯著大于在經濟高速增長時期的作用效果，從而較好地解釋了經驗事實。同時，模型的穩健性檢驗結果表明，消費習慣偏好的程度差異是導致貨幣政策非對稱效應的主要原因，且低消費習慣偏好下貨幣擴張的產出效果更好。

因此，從貨幣當局政策操作角度來看，要理順貨幣政策的傳導機制，充分發揮數量型貨幣政策“穩增長”的調控效果，一方面，政府應轉變追求經濟高速增長的傳統觀念，主動放緩經濟增長速度，通過積極創新宏觀調控方式，如實施針對支持中小微企業發展的貨幣政策定向調控等，堅定不移地推動經濟結構調整和經濟的轉型升級，從而保持經濟在合理的區間運行；另一方面，通過貨幣、信貸政策的引導，鼓勵企業進行技術創新和產品提質升級，從而為新興消費熱點的培育創造良好的外部金融環境，同時，努力改善居民消費的信貸約束環境，優化居民消費結構，降低居民消費習慣偏好。

參考文獻：

[1]Candelon B. Nonlinear monetary policy in Europe： fact or myth[J]. Economics Letters， 2005， （86）： 399-403.

[2]Sims. Macroeconomics and reality[J]. Econometrica， 1980， 48（1）： 1-48.

[3]Cover. Asymmetric effects of positive and negative money supply shocks[J]. Quarterly Journal of Economics， 1992， （107）： 1261-1282.

[4]Garcia， Schaller. Are the effects of monetary policy asymmetric[J]. Economic Inquiry， 2002， 40（1）： 102-119.

[5]Assenmacher， Wesche. Estimating central banks preferences from a time-varying empirical reaction function[J]. European Economic Review， 2006， 50（8）： 1951-1974.

[6]Bruggemann R， Riedel J. Nonlinear interest rate reaction functions for the UK[R]. 2008 Working Paper， www.un-igraz.at/ socialpolitik/papers/Brueggemann. pdf.

[7]歐陽志剛， 王世杰. 我國貨幣政策對通貨膨脹與產出的非對稱反應[J]. 經濟研究， 2009， （9）： 27-37.

[8]陳豐. 金融危機下中國貨幣政策是否陷入流動性陷阱[J]. 經濟學動態， 2010， （5）： 58-64.

[9]劉斌. 我國DSGE模型的開發及在貨幣政策分析中的應用[J] 金融研究， 2008， （10）： 1-21.

[10]李雪松， 王秀麗. 工資粘性、經濟波動與貨幣政策模擬： 基于DSGE模型的分析[J]. 數量經濟技術經濟研究， 2011， （11）： 22-33.

（責任編輯：鐘 瑤）