基于狀態(tài)空間模型的我國動態(tài)貨幣政策乘數(shù)研究

1、基于狀態(tài)空間模型的我國動態(tài)貨幣政策乘數(shù)研究    【關鍵詞】貨幣政策乘數(shù) 狀態(tài)空間模型 卡爾曼濾波 貨幣政策乘數(shù)可以較好的衡量貨幣政策的效果,該乘數(shù)越大說明貨幣政策的有效性越強。以往的研究主要考察了樣本期間貨幣政策乘數(shù)的平均大小,不能反映該乘數(shù)隨時間的變化情況,而由于我國經濟體制改革的推進和經濟結構的變化,研究我國經濟變量之間的關系最好考慮到時間因素,也就是從動態(tài)的角度考察經濟變量之間的關系。狀態(tài)空間模型是目前研究變量之間動態(tài)關系的較成熟的方法,本文依次介紹了貨幣政策乘數(shù)的理論推導、狀態(tài)空間模型技術和基于狀態(tài)空間模型對我國動態(tài)貨幣政策乘數(shù)的估計等。 一、

2、貨幣政策乘數(shù)理論推導 貨幣政策乘數(shù)是基于經典宏觀經濟模型IS-LM模型計算的。IS-LM模型主要包括兩個方程:IS方程和LM方程,IS方程描述了商品市場均衡時利率與產出的關系;LM方程描述了貨幣市場均衡時利率與產出的關系;兩個方程聯(lián)立求解就得到了商品市場和貨幣市場同時均衡時的均衡收入和均衡利率。 1、IS方程 IS方程考察的是商品市場均衡時利率和收入的關系,商品市場均衡要求總需求等于收入。總需求可以分為四個部分:消費C、投資I、政府購買G和凈出口NX,其中消費是可支配收入的函數(shù)、投資是利率的函數(shù)、政府購買和凈出口假設為自主成份。從而總需求的四個組成部分可表示為:消費:C=C0 cTR0 c(1

3、-t)Y,其中,C0表示自發(fā)消費,c表示邊際消費傾向,TR0表示政府自主轉移支付,t表示稅率,Y表示收入;投資:I=I0-bi,其中,I0表示自發(fā)投資,b表示投資對利率的敏感系數(shù),i表示實際利率;政府購買:G0;凈出口:NX0。將以上四個變量的表達式帶入總需求方程:AD=C I G NX,得:AD=A0 c(1-t)Y-bi。其中:A0=C0 cTR0 I0 G0 NX0,表示總需求中不受收入和利率影響的自主部分。商品市場均衡要求:Y=AD,從而我們得到IS方程:Y=?琢(A0-bi),其中,?琢=2、LM方程 LM方程考察的是貨幣市場均衡時利率和收入的關系,貨幣市場均衡要求貨幣需求等于貨幣供

4、給。先考察貨幣3、貨幣政策乘數(shù) 4、我國IS-LM模型中的變量選擇 IS-LM模型適用于成熟的市場經濟,并不適合直接用于研究我國的經濟現(xiàn)實。本文分析了構建我國IS-LM模型所需要的經濟變量,發(fā)現(xiàn)我國的經濟數(shù)據(jù)不支持構建規(guī)范的IS-LM模型。 首先,我國的實際利率經常有負值出現(xiàn),實際利率與投資不存在理論上應有的負相關,實際利率與實際貨幣量也不存在理論上的負相關,而名義利率與投資和實際貨幣量都表現(xiàn)出了一定程度的負相關,因此,本文選擇一年期貸款名義利率而不是實際利率用于構建IS-LM模型。 IS-LM模型中的理論變量與實際經濟統(tǒng)計中的變量并不一一對應,本文采取司春林等的做法來選擇構建IS-LM模型的

5、變量:IS-LM模型中的消費C采用統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的居民消費表示;我國全社會固定資產投資根據(jù)資金來源渠道分為國家預算內資金、國內貸款、利用外資、自籌和其他資金等,模型中的投資I采用統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的國內貸款、利用外資、自籌和其他資金表示;模型中的政府G購買采用統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的政府消費和國家預算內資金表示;模型中的凈出口采用統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的貨物和服務凈出口表示。將政府購買和凈出口看作外生變量。 二、研究方法簡介 本文采用可變參數(shù)模型研究我國的動態(tài)貨幣政策乘數(shù),而要估計可變參數(shù)模型,可以通過轉化為狀態(tài)空間模型來估計。 1、狀態(tài)空間模型 經濟系統(tǒng)中的許多變量往往是不可觀測的,被稱為狀態(tài)變量,可以使用狀態(tài)空間模型估計這些

6、不可觀測的狀態(tài)變量。狀態(tài)空間模型主要包括兩個方程:量測方程和狀態(tài)方程。量測方程表達了系統(tǒng)的輸出與系統(tǒng)輸入和系統(tǒng)狀態(tài)的關系;狀態(tài)方程也稱為轉移方程表達了系統(tǒng)當前狀態(tài)與前期狀態(tài)的關系。 量測方程如下:yt=Zt?琢t ut,其中,yt表示k×1維可觀測向量,?琢t表示m×1維狀態(tài)向量,Zt是k×m階矩陣,ut是k×1維向量,且E(ut)=0,var(ut)=Ht。 狀態(tài)方程如下:?琢t=Tt?琢t-1 Rt?著t,其中,Tt是m×m階矩陣,Rt是m×g矩陣,?著t是g×1向量,且滿足E(?著t)=0,var(?著t)=Qt。以上

7、的狀態(tài)空間模型要求ut和?著t相互獨立,ut和初始狀態(tài)向量?琢0相互獨立,?著t和初始狀態(tài)向量?琢0也相互獨立。設初始狀態(tài)向量的期望為a0,協(xié)方差矩陣為P0。 2、卡爾曼濾波 狀態(tài)空間模型的核心算法是卡爾曼濾波,卡爾曼濾波是一種方差遞歸算法,該算法主要包括5個方程。我們以狀態(tài)空間模型中的幾個方程為例說明。 給定t-1時刻的狀態(tài)變量at-1和狀態(tài)變量的協(xié)方差Pt-1,則預測方程為:att-1=Ttat-1,Ptt-1=TtPt-的遞推過程。 三、我國貨幣政策乘數(shù)的估計 基于數(shù)據(jù)可得性考慮,本文的實證研究使用19812007年的年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于數(shù)字中國三十年和國中與產出或利率無關的自發(fā)部分,基

8、于對我國經濟數(shù)據(jù)的分析,本文將政府購買和凈出口作為外生變量,分別記為G0和NX0。將消費看作是可支配收入的函數(shù);將投資看作是利率的函數(shù),對消費和投資分別對各自的自變量做回歸,回歸方程中的常數(shù)項即為兩個經濟變量的自發(fā)部分,分別記為C0和I0。使用一元回歸,本文計算得到我國居民的自發(fā)消費約為1159.6億元,即C0約等于1159.6億元;我國的自發(fā)投資約為15610.2億元,即I0約等于15610.2億元。        使用狀態(tài)空間模型,本文計算得到我國的動態(tài)貨幣政策乘數(shù)如表1和圖1所示。研究結果表明,我國貨幣政策乘

9、數(shù)的變化特點以1990年為界,大體上可區(qū)分為兩個階段:1983年到1990年貨幣政策乘數(shù)總體上逐漸增加;1990年到2007年,貨幣政策乘數(shù)總體上逐漸減小。 19831990年間,我國現(xiàn)代央行體制初步確立,貨幣政策對宏觀經濟的影響日益增加,央行對貨幣政策的運用也日臻成熟,這期間,貨幣政策乘數(shù)逐漸增加,表明貨幣政策效果逐漸增強。 1984年,中國人民銀行開始專門行使中央銀行職能,當年的貨幣政策取向是放松銀根,支持經濟發(fā)展。年末,狹義貨幣供應量M1余額2845億元,比上年增長31.4%;流通中現(xiàn)金M0余額792億元,比上年增長49.5%。1984年的貨幣政策對于經濟增長的促進作用是明顯的,按可比價

10、格計算的國內生產總值增長率高達15.2%。從估計的貨幣政策乘數(shù)看,1984年的貨幣政策乘數(shù)為1.85,成為局部最大值。 1986年以后,銀行信用在經濟發(fā)展中的作用不斷提高,央行貨幣政策對宏觀經濟的影響越來越大。1986年的貨幣政策取向是穩(wěn)中求松,狹義貨幣供應量M1的年末余額是3856億元,比上年增長28%;M0的年末余額是1218億元,比上年增長23.3%。1986年的貨幣政策取得了較明顯的效果,按可比價格計算的國內生產總值增長率為8.8%,居民消費價格指數(shù)下降到107。從估計的貨幣政策乘數(shù)看,1986年的貨幣政策乘數(shù)為2.42,成為局部最大值。 1990年的貨幣政策取向是由緊到松、適時調節(jié)。

11、歷時三年治理整頓的效果在1990年得到了充分體現(xiàn),年末M1余額6951億元,比上年增長19.2%;流通中現(xiàn)金M0余額2644億元,比上年增長12.8%。1990年,國內生產總值增長率下降到3.8%,居民消費價格指數(shù)下降為103.1。1990年的貨幣政策實施取得了較好的效果,從估計的貨幣政策乘數(shù)看,1990年的貨幣政策乘數(shù)達到2.58,是考察期內的最大值。 1990年到2007年,我國的貨幣政策乘數(shù)總體上不斷減少。1994年貨幣政策乘數(shù)達到局部最小,隨后反彈,于1997年貨幣政策乘數(shù)達到局部最大值;1997年以后貨幣政策乘數(shù)總體上呈現(xiàn)下降趨勢。根據(jù)對貨幣政策乘數(shù)的估計,可以認為我國自1990年以

12、后尤其是1997年以后貨幣政策的效果是逐漸變弱的。 自1990年以來,以M1計算的貨幣政策乘數(shù)總體上不斷下降。這或許可以從以下幾個方面得到解釋。 首先,從M1的流通速度看。由貨幣數(shù)量方程:MV=PY,可知,如果貨幣流通速度V大,則同樣的貨幣供應量可以完成更多的交易,由V=PY/M,求得貨幣供應量M1的流通速度,如表2所示。 由表2可見,自1989年以來,M1的流通速度總體上呈下降趨勢,流通速度的下降使得貨幣政策的有效性受到影響。表現(xiàn)在貨幣政策乘數(shù)上,就是1990年以來的貨幣政策乘數(shù)總體上不斷減小。 其次,從貨幣供應量增長與國內生產總值增長的相關性看。本文計算了三個層次的貨幣供應量增長率與國內生產總值增長率的相關系數(shù),結果表明:M0增