流動(dòng)性過(guò)剩對(duì)物價(jià)和產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)分析

1、流動(dòng)性過(guò)剩對(duì)物價(jià)和產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)分析張龍西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院管理科學(xué)與工程系內(nèi)容摘要：本文運(yùn)用結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型方法，研究了我國(guó)流動(dòng)性過(guò)剩對(duì)物價(jià)和產(chǎn)出所產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)。主要結(jié)論是: 流動(dòng)性過(guò)剩正沖擊對(duì)物價(jià)僅有短期正效應(yīng)，即在短期促使物價(jià)上漲。流動(dòng)性過(guò)剩正沖擊對(duì)產(chǎn)出有正效應(yīng)，而且其效果是中長(zhǎng)期有效的，即流動(dòng)性過(guò)剩在中長(zhǎng)期促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)。貨幣供應(yīng)量M2對(duì)產(chǎn)出的增長(zhǎng)的效力相對(duì)較大，而貨幣供應(yīng)量M1對(duì)物價(jià)的影響力相對(duì)較大。關(guān) 鍵 詞：流動(dòng)性過(guò)剩；物價(jià)上漲；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；結(jié)構(gòu)向量自回歸模型。Analysis of the Dynamic Effect of ExcessLiquidity

2、Shocks to the Price and the OutputZHANG Long 1, XU LiHua2Abstract：This paper presents an econometric analysis of the dynamic effect of excess liquidity shocks to the price level and the output in our country based on structural VAR approach.The main conclusions are：There is a short-term response of

3、the price level to excess liquidity positive shocks,thus, excess liquidity promotes the price level to increase in a short-time.There is a positive response of the output to excess liquidity positive shocks,which will embody its positive to the output in economic long-term development, i.e.,excess l

4、iquidity promotes output to increase in a long time.Monetary supply M2 shocks have more positive effects on the output than the price level,while monetary supply M1 versus.Key Words：Excess Liquidity ；Price Rising ；Economic Growth；SVAR（Strctural vector auto-regression) 作者簡(jiǎn)介：1、張龍： 男，漢族，陜西富平人，西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)

5、院講師，博士研究生，研究方向?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)分析和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 一、引言 自2002年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)又進(jìn)入了一個(gè)新的周期的上升過(guò)程，因而從1998年開始實(shí)施了六年的積極的財(cái)政政策于2003年逐漸“淡出”，轉(zhuǎn)而實(shí)行穩(wěn)健的財(cái)政政策和穩(wěn)健的貨幣政策；從2004年開始，我國(guó)出現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)偏熱的苗頭，幾年來(lái)，由于我國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目的“雙順差”導(dǎo)致的我國(guó)外匯儲(chǔ)備、外匯占款的不斷攀高以及銀行存款大于貸款的差額日趨擴(kuò)大，逐漸形成了流動(dòng)性過(guò)剩的問題，進(jìn)而引起了國(guó)內(nèi)物價(jià)的持續(xù)走高和經(jīng)濟(jì)運(yùn)行由偏快向過(guò)熱的進(jìn)一步轉(zhuǎn)變；為防止經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由偏快轉(zhuǎn)為過(guò)熱，防止價(jià)格由結(jié)構(gòu)性上漲演變?yōu)槊黠@通貨膨脹，從2008年起，我國(guó)開始實(shí)行從緊的貨幣

6、政策。對(duì)于我國(guó)流動(dòng)性過(guò)剩問題，國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界已作了大量探討，但大多是對(duì)流動(dòng)性過(guò)剩形成的原因、表現(xiàn)極其影響進(jìn)行了研究，并提出了相應(yīng)的政策建議，如趙磊（2007）1 趙磊. 對(duì)當(dāng)前我國(guó)流動(dòng)性過(guò)剩問題的深層思考J.南方金融2007（7）：1921.以及連建輝和翁洪琴（2006）2 翁洪琴.銀行流動(dòng)性過(guò)剩:當(dāng)前金融運(yùn)行中面臨的突出問題J，財(cái)經(jīng)科學(xué)，2006（4）：17.等，很少有關(guān)于流動(dòng)性過(guò)剩與物價(jià)變化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究，即使有這方面的研究，也大都是運(yùn)用描述性的統(tǒng)計(jì)方法對(duì)有關(guān)指標(biāo)進(jìn)行比較分析，如劉傳哲（2008）3 劉傳哲.我國(guó)流動(dòng)性過(guò)剩的原因極其作用機(jī)理分析J，管理評(píng)論，2008（1） 38.和卜永祥

7、（1999）4 卜永祥.我國(guó)貨幣流動(dòng)性的周期變動(dòng)及其成因J.金融研究1999年（8）：2733.等），也有一些涉及貨幣的流動(dòng)性與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究，如王少平、李子奈（2004）5 王少平、李子奈.我國(guó)貨幣需求的協(xié)整分析及其貨幣政策建議J，經(jīng)濟(jì)研究，2004（7）：917.,但僅僅側(cè)重于流動(dòng)性過(guò)剩與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的這一方面的分析,沒有分析流動(dòng)性過(guò)剩與物價(jià)變化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。本文結(jié)合近年來(lái)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的現(xiàn)實(shí)，在對(duì)流動(dòng)性過(guò)剩與物價(jià)變化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行理論分析的基礎(chǔ)上，利用動(dòng)態(tài)聯(lián)立方程模擬貨幣供應(yīng)量、物價(jià)和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系，用向量自回歸模型分析貨幣供應(yīng)量與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消

8、費(fèi)物價(jià)指數(shù)之間聯(lián)合變動(dòng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。以此為基礎(chǔ)給出國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和物價(jià)對(duì)貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)曲線和方差分析結(jié)果，并進(jìn)一步對(duì)這三者的關(guān)系進(jìn)行系統(tǒng)的分析。二、理論與模型流動(dòng)性過(guò)剩(Excess Liquidity)，簡(jiǎn)單地說(shuō)，就是貨幣發(fā)行過(guò)多，貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)過(guò)快，銀行機(jī)構(gòu)資金來(lái)源充沛，在宏觀經(jīng)濟(jì)上表現(xiàn)為貨幣供給量超過(guò)了實(shí)體經(jīng)濟(jì)對(duì)貨幣的需求量，這些多余的資金僻要尋找投資出路.于是就會(huì)形成投資過(guò)度、經(jīng)濟(jì)過(guò)熱以及通貨膨脹的危險(xiǎn)。其原因在于：既然流動(dòng)性過(guò)剩是一種超經(jīng)濟(jì)貨幣發(fā)行的現(xiàn)象，就是說(shuō)貨幣發(fā)行超過(guò)了經(jīng)濟(jì)正常運(yùn)行的一種需要.那么可以用貨幣數(shù)量論6 梁小民.高級(jí)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)教程M.北京：北京大學(xué)出版社，2003

9、。339-340.來(lái)衡量流動(dòng)性。設(shè)M為流通中的貨幣數(shù)量, V為貨幣流通速度，P為價(jià)格總水平或價(jià)格指數(shù)，Y是一國(guó)的實(shí)際國(guó)民收入.則交易方程為: MV=PY （1） 它的含義是:貨幣總量乘以貨幣流通速度等于產(chǎn)出乘以價(jià)格水平。從方程式的各個(gè)變量分析，V被認(rèn)為是一個(gè)受制度、偏好等長(zhǎng)期因紊影響的結(jié)構(gòu)性變量，在短期內(nèi)不會(huì)有大的變化;Y為剔除價(jià)格指數(shù)變化的實(shí)際收入，也就是通常說(shuō)的實(shí)際GDP，取決于資源、技術(shù)等條件，我國(guó)目前仍屬資源約束型國(guó)家。相對(duì)于過(guò)旺需求而言資源短缺是它的常態(tài)7 馬凱.關(guān)于當(dāng)前物價(jià)形勢(shì)問題J.經(jīng)濟(jì)改革與發(fā)展，1996年（10）：810.。短期假定不變；這樣價(jià)格P就成為貨幣供應(yīng)量與貨幣需要量

10、的相互關(guān)系的晴雨表。當(dāng)貨幣供應(yīng)量嚴(yán)重超過(guò)貨幣需要量時(shí)即出現(xiàn)流動(dòng)性過(guò)剩時(shí). 導(dǎo)致的結(jié)果，一方面是大量的資金追逐房地產(chǎn)、基礎(chǔ)資源和各種金融資產(chǎn)，形成資產(chǎn)價(jià)格的快速上漲。而上游資源價(jià)格的上升，必然會(huì)推動(dòng)下游消費(fèi)品價(jià)格的上升。如果在一些因素的刺激下，部分流動(dòng)性開始追逐消費(fèi)品，就會(huì)引起物價(jià)的較快上漲。另一方面，式（1）可以變形為下邊的方程8 趙春萍董寧譯.流動(dòng)性過(guò)剩的測(cè)度方法研究J.統(tǒng)計(jì)研究，2007（9）：6568.: m+v=y+p (2) 其中，小寫字母代表對(duì)原變量取對(duì)數(shù)，代表一階差分，對(duì)式(2)進(jìn)行移項(xiàng)，得出以下方程: y= m-p+v (3) 根據(jù)式(3)，真實(shí)產(chǎn)出(或稱實(shí)際收入)的增長(zhǎng)率等于

11、貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率減去價(jià)格水平的上漲率(即通貨膨脹率)，再加上貨幣流通速度的變動(dòng)率。那么在貨幣流通速度不變同時(shí)穩(wěn)定物價(jià)的條件下，實(shí)現(xiàn)了貨幣供給水平M的增長(zhǎng)也就等同于實(shí)現(xiàn)了穩(wěn)定物價(jià)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)。因?yàn)镸的變化直接影響現(xiàn)實(shí)購(gòu)買力從而直接影響總的消費(fèi)需求;而且M通過(guò)貨幣市場(chǎng)的傳導(dǎo)會(huì)影響利率水平的變動(dòng)，然后通過(guò)資本市場(chǎng)的傳導(dǎo)影響投資需求的變化。因此貨幣流動(dòng)性水平不僅通過(guò)消費(fèi)需求變化直接影響總需求，而且通過(guò)利率水平的變化影響貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制間接影響總需求變化。以上分析了流動(dòng)性過(guò)剩對(duì)物價(jià)和產(chǎn)出的影響，可以看出，以上的結(jié)論都是有條件的，從形式上看，無(wú)論是式（1）還是式（2），都只是一個(gè)恒等式，各種貨幣理論

12、就是對(duì)其中的變量提出不同的假設(shè)，從而就得出了不同的貨幣需求模型，并有不同的政策含義，事實(shí)上，貨幣供應(yīng)量、物價(jià)和產(chǎn)出是相互影響、相互依賴、相互作用的關(guān)系，有鑒于此，本文利用動(dòng)態(tài)聯(lián)立方程模擬貨幣供應(yīng)量、物價(jià)和產(chǎn)出波動(dòng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。而分析經(jīng)濟(jì)變量聯(lián)合變動(dòng)的一種方式是根據(jù)這些變量的理論關(guān)系構(gòu)造出一個(gè)結(jié)構(gòu)模型，這種方法需要假定在模型中某些變量相對(duì)于另一些變量而言是外生的，并且在系統(tǒng)模型中排除掉一些變量。另一種更為精細(xì)的方法是，在模型中既無(wú)需預(yù)先假定基本變量的結(jié)構(gòu)關(guān)系方程，又無(wú)需給出特定的外生變量的條件下，設(shè)定和估計(jì)向量自回歸模型9 Damodar N.Gujarati:Basic Economtrics

13、McGraw-Hill,Inc.，1995.741-746.（VectorAutoregres-sion，簡(jiǎn)稱VAR）。如果知道模型的正確結(jié)構(gòu)，結(jié)構(gòu)式模型法無(wú)疑會(huì)更優(yōu)越；然而，即使在發(fā)達(dá)國(guó)家，盡管各經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系相對(duì)明晰，但關(guān)于正確的結(jié)構(gòu)模型的爭(zhēng)論仍然無(wú)休無(wú)止，對(duì)于正處于轉(zhuǎn)軌過(guò)程中的中國(guó)經(jīng)濟(jì)，由于建立市場(chǎng)機(jī)制的過(guò)程中經(jīng)歷了急劇的制度變遷，要直接構(gòu)造一個(gè)結(jié)構(gòu)式模型就更加困難了，因此，本文首先采用向量自回歸模型分析貨幣供應(yīng)量與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)之間聯(lián)合變動(dòng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。并在對(duì)其中的變量進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步構(gòu)造結(jié)構(gòu)向量自回歸模型10 高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模M.北京，

14、清華大學(xué)出版社，2006。252-259.11 William H.:Greene,Econometric Analysis,Prentice-Hall International Inc.1997.10-106.10（Strctural VAR, 簡(jiǎn)稱SVAR）,以此為基礎(chǔ)計(jì)算出國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和物價(jià)對(duì)貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)曲線和方差分解結(jié)果，分析流動(dòng)性過(guò)剩、物價(jià)上漲與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的效應(yīng)關(guān)系。若用mt表示貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率數(shù)值，yt表示產(chǎn)出增長(zhǎng)率數(shù)值，pt表示居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)增長(zhǎng)率，則mt、yt、pt組成的向量Yt=(mt、yt、pt)T反映三者動(dòng)態(tài)關(guān)系的3維隨機(jī)向量在服從p階向量自回歸方程的VA

15、R模型形式如下：Yt=A0+ A1Yt-1+ApYt-p+t (4)其中A0為n維常數(shù)向量，AS（s=1，2，p）為n×n維系數(shù)矩陣，t為n維獨(dú)立同分布的隨機(jī)向量，E(t)=0, E(t, t) =為協(xié)方差矩陣。為便于理解，將p=2的向量自回歸方程寫成更具體的聯(lián)立方程組形式：mt=c1+a11 mt-1+a12 mt-2+a13 yt-1 +a14 yt-2+a15 pt-1+a16 pt-2+1t (5)yt=c2+a11 mt-1+a22 mt-2+a23 yt-1+a24yt-2+a25 pt-1+a26 pt-2+2t (6) pt=c3+a31mt-1+a32mt-2+a3

16、3yt-1+a34 yt-2+a35 pt-1+a36 pt-2+3t (7)其中 ci(i=1,2,3)和aij(i=1,2,3.j=1,2,3,4,5,6)為待估參數(shù)，i為誤差擾動(dòng)項(xiàng)。VAR模型中每一變量都表示為其自身和其他變量滯后的回歸方程形式，并沒有給出變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的確切形式，而這些當(dāng)期相關(guān)關(guān)系就隱藏在誤差項(xiàng)的相關(guān)結(jié)構(gòu)中，是無(wú)法解釋的（將此種形式稱為VAR模型的簡(jiǎn)化式），所以需要建立包含變量之間的當(dāng)期關(guān)系的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR，即VAR模型的結(jié)構(gòu)式）：mt=c1+b12yt+b13pt+a11 mt-1+a12 mt-2+a13 yt-1 +a14 yt-2+a15 p

17、t-1+a16 pt-2+u1t (8)yt=c2+ b21mt+b23pt+a11 mt-1+a22 mt-2+a23 yt-1+a24yt-2+a25 pt-1+a26 pt-2+u2t (9)pt=c3+ b31mt+b32yt+a31mt-1+a32mt-2+a33yt-1+a34 yt-2+a35 pt-1+a36 pt-2+u3t (10)其中bij表示第j個(gè)變量對(duì)第i變量的即時(shí)作用，uit是結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)，它們互不相關(guān)且與其他的沖擊不相關(guān)，其組成的向量是協(xié)方差為單位矩陣的白噪聲向量，一般而言，簡(jiǎn)化式擾動(dòng)項(xiàng)i是結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)uit的線性組合，是一種復(fù)合沖擊， 由于誤差的協(xié)方差距陣是非對(duì)

18、角形的，即代表系統(tǒng)中任何兩個(gè)變量之間協(xié)方差的矩陣除對(duì)角線以外的元素不等于零，因此以移動(dòng)平均形式表示的系統(tǒng)的誤差需要正交化，通過(guò)Cholesky分解11，可以使uit組成的向量是協(xié)方差為單位矩陣的白噪聲向量，正因?yàn)檎换藢?duì)每一個(gè)解釋變量擾動(dòng)之間的協(xié)方差，從而誤差ui的協(xié)方差矩陣成為對(duì)角形，這就使得每一個(gè)變量的相對(duì)影響可以分離開來(lái)。但正交化過(guò)程所涉及到的一個(gè)重要問題是變量次序的選擇，因?yàn)榇涡蚩梢杂绊懙剿鼈兯攘康男?yīng)。一般地，預(yù)期不會(huì)或很少對(duì)其他的變量產(chǎn)生作用的變量應(yīng)該放到最后。三、數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)及模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)根據(jù)前面的理論分析，選擇變量貨幣供應(yīng)量M1或M2作為流動(dòng)性過(guò)剩指標(biāo)變量，這個(gè)

19、變量的新息（Innovation）可以看作是流動(dòng)性過(guò)剩沖擊本身，VAR模型中的Y和P變量對(duì)這個(gè)指標(biāo)變量沖擊的反應(yīng)就模擬了對(duì)流動(dòng)性過(guò)剩沖擊的反應(yīng)，利用2002年1月至2007年12月期間M1和M2與Y和P增長(zhǎng)率的的月度數(shù)據(jù)，用Eviews軟件12 張曉峒，Eviews使用指南與案例M，北京，機(jī)械工業(yè)出版社2007。114-12對(duì)VAR模型的動(dòng)態(tài)方程式（5）、（6）和（7）的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，本文所采用數(shù)據(jù)來(lái)源為中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣統(tǒng)計(jì)月報(bào)。文中各指標(biāo)M、P和Y的數(shù)據(jù)取其按可比價(jià)格計(jì)算的比上年同期增長(zhǎng)率(結(jié)合我國(guó)的實(shí)際，GDP缺乏月度數(shù)據(jù)，故用月度工業(yè)增加值代替)，并且所采用數(shù)

20、據(jù)均分別做了X12季節(jié)調(diào)整。以下不再說(shuō)明。由于經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中多數(shù)宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，即其均值與方差隨時(shí)間的變化而變化，這會(huì)導(dǎo)致一個(gè)序列對(duì)另一個(gè)序列的回歸出現(xiàn)偽相關(guān)系的結(jié)果，而且，普通最小平方回歸法OLS也不能得出一個(gè)一致性的參數(shù)估計(jì)量。因此，進(jìn)行時(shí)間序列分析之前，首先應(yīng)通過(guò)差分把非平穩(wěn)時(shí)間序列變換為平穩(wěn)的時(shí)間序列，這就需要對(duì)這些宏觀經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列作平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文應(yīng)用ADF(Augrnented Diekey-Fuller，1979)和pp(phillips-Permn，1993)方法對(duì)各序列及其一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)各指標(biāo)均為一階差分平穩(wěn)的，ADF和PP結(jié)果見表1。表

21、1 序列及其一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)變量ADF檢驗(yàn)PP檢驗(yàn)變量ADF檢驗(yàn)PP檢驗(yàn)M1-1.12-1.41DM1-11.41*-11.35*M2-1.89-2.08DM2-8.83*-8.91*P-0.58-0.66DP-7.78*-7.78*Y-3.26-8.07*DY-9.47*-42.69*注：ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)都采用包含截距不包含趨勢(shì)的方程形式。其中，“*”號(hào)表示在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。即變量序列在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)序列。DY、DT、DG.分別為原序列的差分序列。表1說(shuō)明，各序列均為一階差分平穩(wěn)的，即各序列均為一階單整序列，記為I（1）(即變量序列本身不是平穩(wěn)的，而其一階

22、差分序列是平穩(wěn)的)，說(shuō)明這些變量序列以幾乎相同的速度同時(shí)變化，且有不斷增長(zhǎng)的共同趨勢(shì)，各變量序列不可能遵從一種長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，但在現(xiàn)實(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，有可能兩個(gè)或兩個(gè)以上I（1）序列其線性組合是平穩(wěn)序列，記為I（0），反映這些I（1）變量序列具有協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明這些I（1）變量序列之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因此，需要對(duì)模型包含的變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趨f(xié)整關(guān)系，其結(jié)果顯示在1%和5%的顯著性水平下各存在一個(gè)協(xié)整方程，模型中各內(nèi)生變量之間具有協(xié)整關(guān)系。被估計(jì)的VAR模型所有根的模小于1并且位于單位圓內(nèi)，如圖1，因此，所設(shè)定VAR模型是穩(wěn)定的。基于SC和AIC

23、信息準(zhǔn)則，在向量自回歸方程中每一個(gè)變量都使用到包含常數(shù)項(xiàng)在內(nèi)的二階滯后。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)行格蘭杰（Grenger）因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如下： 圖1 VAR模型特征方程的根圖表2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) 原假設(shè)統(tǒng)計(jì)量P值原假設(shè)統(tǒng)計(jì)量P值P不是引起M的格蘭杰原因3.47140.1763P不是引起G的格蘭杰原因3.96810.0375G不是引起M的格蘭杰原因0.20580.9022G不是引起P的格蘭杰原因29.5920.0000M不是引起P的格蘭杰原因8.37090.0152M不是引起G的格蘭杰原因2.49460.2873由表2可知：物價(jià)P和產(chǎn)出Y都不是引起M變化的原因，物價(jià)P也不是引起Y變化的原因，據(jù)此，

24、為使式（8）、（9）和（10）組成的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型的結(jié)構(gòu)沖擊可識(shí)別，結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際狀況作出如下的3個(gè)假設(shè): b12=0，b13=0，b31=0 ；然后估計(jì)SVAR模型的因子分解矩陣，這樣，就可以用VAR模型中的結(jié)構(gòu)選項(xiàng)進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析。 四、我國(guó)流動(dòng)性過(guò)剩動(dòng)態(tài)影響的脈沖響應(yīng)分析在VAR模型中，一次沖擊對(duì)第i個(gè)變量的沖擊不僅直接影響第i個(gè)變量，并且通過(guò)VAR模型的動(dòng)態(tài)(滯后)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給所有的其他內(nèi)生變量。脈沖響應(yīng)函數(shù)描繪了在一個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)上加上一次性的(one-time shock )沖擊，對(duì)于內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。例如，考慮產(chǎn)出對(duì)于貨幣的單位沖擊的反應(yīng)函數(shù)

25、，對(duì)于VAR模型而言，脈沖響應(yīng)函數(shù) 13 Jack Johnston and John DiNARdo Econometric Methods The McGraw-Hill Companies,Inc.1997.300-302. 為：而對(duì)于SVAR模型，其脈沖響應(yīng)函數(shù) （11） 式（11）描述了在時(shí)期t,其他變量和早期變量不變的情況下Y對(duì)M的一個(gè)沖擊的反應(yīng)，其中，q是沖擊作用的時(shí)間滯后間隔。通過(guò)具體計(jì)算可以得到一個(gè)變量Y或P對(duì)另一個(gè)流動(dòng)性過(guò)剩變量沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，并把脈沖響應(yīng)特征用圖形進(jìn)行描繪，同時(shí)，估算SVAR模型系統(tǒng)中內(nèi)生變量Y或P的預(yù)測(cè)均方誤差由系統(tǒng)各變量隨機(jī)新息所做貢獻(xiàn)的比例隨時(shí)間

26、變化而變化的規(guī)律，并把流動(dòng)性過(guò)剩變量貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)比例特征用表格表示出來(lái)，具體結(jié)果詳細(xì)分析如下：（一）產(chǎn)出對(duì)流動(dòng)性過(guò)剩沖擊的脈沖響應(yīng)分析通過(guò)對(duì)VAR模型參數(shù)估計(jì)得到VAR模型的各方程擬合優(yōu)度都超過(guò)85%，結(jié)果比較理想，可以用于脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。由此繪出產(chǎn)出對(duì)貨幣供應(yīng)量M1和M2的單位正沖擊的響應(yīng)曲線，本文產(chǎn)出對(duì)M1和M2的單位正沖擊的響應(yīng)曲線選取滯后長(zhǎng)度為12個(gè)月，見圖1和圖2。圖中橫坐標(biāo)表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位為月度)，縱坐標(biāo)表示產(chǎn)出對(duì)貨幣供應(yīng)量M1和M2沖擊的反應(yīng)程度(百分?jǐn)?shù))，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。圖2 SVAR模型中產(chǎn)出對(duì)M1沖擊的響應(yīng) 圖3 SVAR模型中產(chǎn)出對(duì)M2沖擊的

27、響應(yīng)從圖2和圖脈沖響應(yīng)曲線可見，當(dāng)在本期給M1沖擊一個(gè)正沖擊后，對(duì)產(chǎn)出具有長(zhǎng)期正向影響，即流動(dòng)性過(guò)剩的增加會(huì)提高產(chǎn)出，在第1月到達(dá)最大值0.78，隨后2個(gè)月連續(xù)下降，第3個(gè)月到達(dá)最小值，以后雖有起伏，但第6個(gè)月開始趨于平穩(wěn)。從圖3可以看出，當(dāng)在本期給M2一個(gè)正沖擊后，產(chǎn)出的響應(yīng)在前4期會(huì)波動(dòng)較大，其在第2期達(dá)到其峰值1.4，隨后劇烈下降，并于達(dá)到其谷底，0.1，以后逐漸緩慢下降，但長(zhǎng)期仍有正向影響。比較圖2和圖3可以看出，貨幣供應(yīng)量M1和M2沖擊對(duì)產(chǎn)出具有顯著促進(jìn)作用和較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)。而且M2沖擊對(duì)產(chǎn)出的作用大于M1沖擊對(duì)產(chǎn)出的作用。（二） 物價(jià)對(duì)流動(dòng)性過(guò)剩沖擊的脈沖響應(yīng)分析本文物價(jià)對(duì)貨幣供應(yīng)

28、量M1和M2的單位正沖擊的響應(yīng)曲線選取滯后長(zhǎng)度為40個(gè)月，見圖4和圖5。圖中橫坐標(biāo)表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位為月度)，縱坐標(biāo)表示物價(jià)對(duì)M1和M2沖擊的反應(yīng)程度(百分?jǐn)?shù)) ，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。 圖4 SVAR模型中物價(jià)對(duì)M1沖擊的響應(yīng) 圖5 SVAR模型中物價(jià)對(duì)M2沖擊的響應(yīng)從圖4和圖5脈沖響應(yīng)曲線可以看出，給實(shí)際M1增長(zhǎng)率一個(gè)百分點(diǎn)的沖擊，對(duì)物價(jià)前40個(gè)月處于正向影響，而且從第1個(gè)月到第13個(gè)月對(duì)物價(jià)的影響快速增加，以后逐漸減小，到第40個(gè)月接近于0。給實(shí)際M2增長(zhǎng)率一個(gè)百分點(diǎn)的沖擊，在前兩個(gè)月對(duì)物價(jià)的影響很小，且有小幅下降，此后逐漸增加，到第12個(gè)達(dá)到最大值，接著逐漸下降，到

29、第37個(gè)月時(shí)為0，表明貨幣供應(yīng)量M1和M2的沖擊在短期（三年內(nèi)）都對(duì)物價(jià)保持正的影響。比較圖4和圖5可以看出，物價(jià)對(duì)M1沖擊的響應(yīng)稍大于對(duì)M2的沖擊的響應(yīng)。五、 流動(dòng)性過(guò)剩對(duì)產(chǎn)出和物價(jià)貢獻(xiàn)率分析（一） M1和M2對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率分析脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對(duì)一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊效果;而方差分解則是將系統(tǒng)的均方誤差(Mean Square Error)分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所做的貢獻(xiàn)，并估算該變量貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)比例隨時(shí)間變化而變化的特征。與脈沖響應(yīng)函數(shù)相比較方差分解提供了另外一種描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)的方法。本文的方差分解模型14 C.A.Sims,Macroecomomics and Realidy,Ecomo

30、metrica,1980,48:148.為: （12）式（12）中j=1,2,3，分別表示M、P和Y，即分別為貨幣供應(yīng)量、物價(jià)和產(chǎn)出，是產(chǎn)出Y對(duì)第j個(gè)變量的沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，是第j個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)差，var(Yt)是產(chǎn)出Y的方差，(s)表示第j個(gè)變量對(duì)產(chǎn)出Y的方差貢獻(xiàn)率，s表示滯后期間。其經(jīng)濟(jì)意義為，如果(s)較大時(shí)，意味著第j個(gè)變量沖擊對(duì)產(chǎn)出Y的影響大;相反地，(s)較小時(shí)，可以認(rèn)為第j個(gè)變量沖擊對(duì)產(chǎn)出Y的影響小。這里只計(jì)算貨幣供應(yīng)量M1和M2對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率，如表2。表2. 對(duì)產(chǎn)出的方差分解結(jié)果 （%）滯后期2612182021222430M1貢獻(xiàn)率8.7410.7916.8620.9621.

31、2921.3021.2320.9319.52 滯后期2612131418212430M2貢獻(xiàn)率65.1967.4572.1472.2272.0970.2668.2766.4063.98表2中第2行和第4行的數(shù)值分別代表1個(gè)單位貨幣的外生沖擊對(duì)產(chǎn)出影響的貢獻(xiàn)率(%)。表2所列的方差分解結(jié)果說(shuō)明，在前21期，貨幣供應(yīng)量M1沖擊對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率在逐期增大，到第21期達(dá)到最大值21.30%，以后逐漸減小，可以看出，在第2期，產(chǎn)出預(yù)測(cè)方差的8.74%可以由貨幣M1的變動(dòng)來(lái)解釋，到第21期有21.30%可由貨幣供應(yīng)量M1的變動(dòng)來(lái)解釋，以后M1沖擊對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率逐漸減小。在前13期，貨幣供應(yīng)量M2沖擊對(duì)產(chǎn)出的作用在逐期增大。貨幣供應(yīng)量M2對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率由第2期的65.19%增大到第13期的最大值72.22%，以后逐漸減小，這說(shuō)明，一方面，在我國(guó)，貨幣供應(yīng)量M2沖擊對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率大于貨幣M1沖擊的貢獻(xiàn)率；另一方面，過(guò)