結構沖擊對我國貨幣流通速度和產出的影響

結構沖擊對我國貨幣流通速度和產出的影響

一、動態(tài)一般均衡框架下的貨幣流通速度研究貨幣的流暢性是貨幣經濟的一個重要概念，是反映名義生產水平和貨幣數量之間關系的宏觀變量。對貨幣流通速度把握不準,貨幣需要量就不能被準確預測,從而貨幣供給就不可能適量,貨幣形勢及整個經濟形勢就有可能向社會不合意的方向轉化。各國貨幣當局在貨幣政策的制定與實施上也十分慎重地考慮貨幣流通速度的變化及其影響,以貨幣供應量為貨幣政策中介目標的國家更是如此。因此,對貨幣流通速度的影響因素進行實證研究具有重要意義。關于貨幣流通速度影響因素的實證研究大多是在傳統(tǒng)貨幣需求框架下進行的。貨幣流通速度與貨幣需求是一物兩面,實際貨幣需求主要受收入等規(guī)模變量和利率、通貨膨脹預期等機會成本變量及制度變量的影響,從而貨幣流通速度也受上述變量影響。以往大多數研究很少在考慮實際部門與貨幣部門動態(tài)相互作用的一般均衡框架下探討貨幣流通速度變化的影響因素。然而,近年來,隨著貨幣理論的發(fā)展,國外經濟學界開辟了貨幣流通速度實證研究的新方向:通過預付現金模型(cash-in-advancemodel)、搜尋模型(searchmodel)引入貨幣,在動態(tài)一般均衡框架下研究貨幣流通速度的變動性及決定因素?？傮w說來,動態(tài)一般均衡分析的核心思想是從微觀層面著手分析宏觀問題,將“宏觀”層面上的均衡轉化為微觀上“代表性主體”的動態(tài)最優(yōu)化問題,利用一般均衡條件下的個體最優(yōu)化來解釋總量現象。這也是現代宏觀經濟學遵循的經典研究范式。反觀我國經濟學界對貨幣流通速度影響因素的實證研究,運用動態(tài)一般均衡框架的很少見,與國際研究前沿存在較大差距。再者,研究貨幣流通速度的變動,就不得不研究貨幣增長對產出的效應。產出波動的源泉及實際部門和貨幣部門之間的聯系一直是宏觀經濟學研究的焦點問題之一?；谏鲜隹紤],本文將通過改進的預付現金模型引入貨幣,構筑一個動態(tài)一般均衡框架,運用結構向量自回歸(structuralvectorautoregression,即SVAR)模型,研究我國貨幣沖擊、制度沖擊和技術沖擊對貨幣流通速度和產出變化的影響。二、理論模型(一)過度的財產性差異我們考慮經濟中一代表性個體尋求最大化其終生效用其中,ct表示t期人均消費,β(0<β<1)為貼現率。假定社會總的生產函數為柯布-道格拉斯生產函數。在t期,代表性個體的產出為Yt=Atf(kt),其中At為技術參數,kt為人均資本。f滿足稻田條件,并且f′>0,f″<0。假定折舊率為100%,即投資等于資本存量。為簡化分析,我們排除經濟中的不確定性。代表性個體面臨的預算約束為:其中,kt表示t期開始時的實際人均資本。,即t期開始時的實際人均貨幣持有量,Pt為t期開始時的物價水平,Mt為t期開始時的名義人均貨幣持有量。πt=(Pt-Pt-1)/Pt-1,為t期開始時的通貨膨脹率。st為t期開始時的個體從政府得到的一次總付轉移的實際值。除了上述預算約束外,代表性個體還面臨下列預付現金(CIA)約束:部分(η)消費品的購買及部分(θ)投資必須使用現金。其中,?代表金融制度,φ(φ>0)代表交易頻率。比例η、θ取決于?。隨著一國金融制度的發(fā)展與完善(正向金融制度沖擊),會有若干制度因素使得比例η和θ逐漸下降。例如,股票、債券、基金、短期票據等新的金融產品不斷出現,會增加投資品種的選擇,將在一定程度上替代貨幣執(zhí)行價值儲藏職能;同時,回購協議、透支、信用卡、匯票、信用證及信貸擔保等信用工具和信用方式的出現,將在一定程度上替代貨幣發(fā)揮交易媒介作用。這樣的話,比例η和θ會逐漸下降,即意味著η′(?)<0,θ′(?)<0。這是對傳統(tǒng)的CIA模型(詳見Clower,1967;Stockman,1981)的一個改進。如果約束條件(2)中的η與θ均為1,或η=1,θ=0,便回到傳統(tǒng)的CIA模型。約束條件(2)對CIA模型的另一個改進是允許消費間隔(支付頻率)與貨幣持有間隔(銷售頻率)不同,即一定時間內貨幣可能多次交易以促成更多消費和投資。交易頻率φ受通貨膨脹率影響。通貨膨脹率上升時,持有貨幣成本變大,人們會減少貨幣持有量和持有時間,從而交易更加頻繁,所以φ′(π)>0。如果約束條件(2)中的φ=1,便回到傳統(tǒng)的CIA模型。在個人預算約束(1)及預付現金約束(2)下,代表性個體最大化其效用。最后假定政府的預算約束為:,即假定政府收入完全來自鑄幣收入,政府預算每期都能達到平衡,鑄幣收入完全用于一次總付轉移。同時假定外生貨幣供給:Mt+1=(1+α)Mt,α為貨幣增長率。(二)貨幣流通速度與貨幣增長的均衡給定狀態(tài)變量mt和kt,記t期的值函數為G(mt,kt)。在約束條件(1)和(2)下有下列貝爾曼(Bellman)方程:其中,λ為拉格朗日乘數。由(1)可得,。(3)的一階條件為:(3)的包絡條件為:由以上一階條件和包絡條件可得該經濟的一個穩(wěn)態(tài)均衡方程2:此外,還可得到另一個穩(wěn)態(tài)均衡方程3:通過對方程(4)和方程(5)及Y=Af(k)進行求導及微分處理,可得α、?及A對產出水平的影響4:貨幣流通速度為5:由(9)可得α、?及A對貨幣流通速度的影響:其中,方程(12)在哈羅德中性技術進步的假定下成立。6下面我們結合上述模型的結果具體分析貨幣沖擊、制度沖擊和技術沖擊對產出和貨幣流通速度的影響。第一,從(6)式、(10)式來看,貨幣增長率的上升對產出和貨幣流通速度的效應不確定。這可以從以下兩方面來解釋:一種情形下,貨幣增長率的上升導致了通貨膨脹率的上升(穩(wěn)態(tài)時貨幣增長率等于通貨膨脹率),這增加了持有貨幣的機會成本,因而降低了投資的凈收益率,導致投資下降,產出和消費也隨之下降,即出現“反向Tobin效應”7。在投資的凈收益率下降的情況下,資本產出比(k/Y)下降,這意味著d(k/Y)<0。這樣的話,由(10)式可知,如果θ>η,則貨幣流通速度上升;反之,如果θ<η,則貨幣流通速度可能下降,也可能上升。這樣在上述一般均衡模型中,通脹率可能通過對資本和產出的效應間接影響貨幣流通速度,貨幣流通速度與通貨膨脹可能負相關,這有別于傳統(tǒng)貨幣需求框架下的結論(傳統(tǒng)觀點認為貨幣流通速度與通貨膨脹正相關)。另一種情形下,貨幣增長率的上升,即通貨膨脹率的上升顯著提高交易頻率φ,這將釋放出一部分貨幣進入投資領域,從而增加投資,進而增加產出和消費,即出現“Tobin效應”。而且,從(9)式可以看出,較高的交易頻率對貨幣流通速度有正向影響。第二,金融制度?的正向沖擊使得η、θ下降,即更多的消費和投資不必直接使用現金,這將直接減少貨幣持有量。由于貨幣存在機會成本,金融制度?的正向沖擊(如信用交易制度的改善)也會降低投資的邊際成本,從而增加資本、產出和消費,正如(7)式所示。金融制度?的正向沖擊減少了貨幣持有量,其直接的效應是加快了貨幣流通速度(由(11)式等號右側中括號里的第二、三項體現)。然而金融制度?的正向沖擊也增加了投資和產出,這間接地增加了貨幣需求,降低了貨幣流通速度。所以,金融制度?對貨幣流通速度的總體影響不明確。不過,從(11)式來看,在面對金融制度?的正向沖擊時,如果η>θ,則貨幣流通速度上升。第三,技術參數A的正向沖擊(技術進步)增加了資本的邊際產品,進而提高了穩(wěn)態(tài)時的資本存量和產出水平(如(8)式所示),消費也隨之增加;相應地,為了滿足更高水平的投資和消費需求,貨幣需求也將增加。在柯布-道格拉斯生產函數及哈羅德中性技術進步假定下,產出與實際貨幣需求將同比例變動,因而,從(9)式可以看出,貨幣流通速度將保持不變。三、確認測試(一)結構向量自回歸模型本文將運用結構向量自回歸(SVAR)模型,探討貨幣沖擊、制度沖擊和技術沖擊對我國貨幣流通速度和產出變化的影響。自20世紀80年代初Sims的研究開始,向量自回歸(VAR)模型取代了傳統(tǒng)的聯立方程模型,在很多研究領域取得了成功。然而,VAR模型也存在著自身的不足,其核心問題是模型結果很難用于結構分析,不能充分體現經濟變量作用的雙向和反饋關系;另一個問題是模型中的待估參數通常過多,只有所含變量較少的VAR才可以得到比較滿意的估計結果。結構向量自回歸(SVAR)模型產生于20世紀80年代中期BlanchardandQuah(1989)對貨幣政策的分析。該方法通過對普通VAR模型施加長短期識別約束條件,可以分析經濟變量對結構沖擊的響應,還可以減少模型的待估參數。820世紀90年代以來,人們對SVAR進行了深入研究,并廣泛用于分析貨幣沖擊和實際沖擊的傳導機制。為了估計SVAR模型,要求所考察的變量必須是平穩(wěn)的。所以我們首先對變量進行平穩(wěn)性檢驗,然后設定SVAR模型的識別條件,進而分析各種結構沖擊對貨幣流通速度和產出的動態(tài)效應軌跡,即進行脈沖響應分析,最后考察各種結構沖擊對貨幣增長率、貨幣流通速度和產出的相對重要性,即進行方差分解。(二)模型估計及變量說明本文所考察的三個變量是貨幣增長率、貨幣流通速度和產出。本文使用1994—2005年的季度數據。數據選取之所以從1994年開始,基于以下原因:1994年以前,我國的季度GDP數據不完整,雖然可以用季度工業(yè)總產值替代季度GDP,也可以使用一些技術將年度GDP數值分解為季度GDP數值,但上述方法在計算貨幣的收入流通速度時可能會導致較大的誤差。本文中我國貨貨幣流通速度采用的是狹義貨幣M1的流通速度(V),因為前文理論模型中貨幣主要發(fā)揮交易媒介作用,M1的作用與該作用比較接近。貨幣增長率采用的是基礎貨幣(MB)的增長率(以基礎貨幣對數的一階差分表示9),理由如下:基礎貨幣的外生性強于狹義貨幣和廣義貨幣,這更符合前文理論模型的假定及滿足后文SVAR模型的識別條件。貨幣供應量(M1)、GDP、數據來自《中國人民銀行統(tǒng)計季報》各期,基礎貨幣數據來自《中國人民銀行統(tǒng)計季報》中“貨幣當局資產負債表(負債)”中的“儲備貨幣”數據。我們用季度名義GDP值除以消費價格的季度定基比指數得到季度實際GDP(RGDP)。由于我國沒有公布定基比指數,首先用我國公布的消費物價月環(huán)比指數構造月定基比指數(以1993年12月為基期),再把每季度三個月的消費價格月定基比指數用幾何平均的方法計算出定基比季度指數。消費物價月環(huán)比指數2001—2005年的數據來自《中國經濟景氣月報》各期、1997—2000年的數據來自宋海林和劉澄(2003)、1997年以前的數據來自謝安(1998)。實際GDP、貨幣流通速度和基礎貨幣數據均經過X-12方法消除季節(jié)因素后再取對數值。本文實證檢驗使用的有關數據見附錄5。在進行計量分析時,使用的軟件是EViews5.0。在估計SVAR模型之前,首先對各個變量進行平穩(wěn)性檢驗,采用的是ADF檢驗,結果見表1。從表1可以看出:基礎貨幣在1%顯著水平上、貨幣流通速度以及產出均在10%顯著水平上滿足一階單整過程,即各變量的一階差分是平穩(wěn)的。(三)模型識別約束我們估計一個包含貨幣增長率、貨幣流通速度和產出三個變量的自回歸系統(tǒng)。根據前文理論模型,影響產出和貨幣流通速度的因素可分為三類相互正交的結構性沖擊——貨幣沖擊εα、制度沖擊ε?、技術沖擊εA,這三類沖擊分別對應于α、?、A的變化,也分別對應于貨幣增長率、貨幣流通速度和產出三個因變量的擾動。由于前文平穩(wěn)性檢驗結果表明基礎貨幣、貨幣流通速度、產出均是一階單整過程,其一階差分是平穩(wěn)的,我們取其對數差分,記為D(LMB)、D(LV)和D(LRGDP)。記向量Xt=[D(LMB),D(LV),D(LRGDP)]′,εt=[εα,ε?,εA]′。在變量滿足平穩(wěn)性條件的情況下,移動平均形式的結構模型可表示為:其中,B(L)=I+B1L+B2L2+…是滯后算子L的系數矩陣多項式.在宏觀經濟研究中,短期中實際部門和貨幣部門的相互作用爭議較多,而長期中對二者關系的認識則較為一致,所以我們對所研究的三個變量關系施加長期約束。由于模型中包含三個變量,為了進一步從VAR模型中識別結構擾動,需要施加三個長期約束。根據前文的理論結果(12),技術沖擊對貨幣流通速度沒有長期影響,這表明(13)式長期系數矩陣B(L)中的B23等于零。為了識別模型,我們還假定長期中貨幣增長率的變化不受制度沖擊和技術沖擊的影響,這意味著(13)式長期系數矩陣B(L)中的B12、B13等于零。這是個很強的假定,但是出于簡化問題的需要,作這一假定是合理的:其一,在主流宏觀經濟學中,貨幣基本都被假定為外生的。其二,作該假定是為了滿足SVAR模型的識別條件。如果不作該假定,為了滿足SVAR模型的識別條件而作出其他假定的話,會與我們前文理論模型的基本結論相矛盾。作出上述長期約束之后,結構模型方程(13)就可以表示為如下形式:其中,C1、C2、C3為常數項。(四)最優(yōu)滯后階數的確定和確定脈沖響應函數可描述系統(tǒng)中某一內生變量發(fā)生的沖擊(shock)對其他變量的動態(tài)效應軌跡。我們首先估計包含貨幣增長率和貨幣流通速度、產出的一階差分變量的未施加限制性條件的VAR模型,根據AIC和SC準則、滯后參數的t-統(tǒng)計值及殘差的診斷檢驗結果等,判定VAR模型的最優(yōu)滯后階數為4。施加長期約束條件后,在EViews5.0中用蒙特卡羅模擬方法重復100次得到脈沖響應函數。下面我們分別分析貨幣沖擊、制度沖擊、技術沖擊對貨幣流通速度和產出的動態(tài)效應。1.貨幣沖擊對貨幣流通速度的影響從圖1、圖2可以看出,貨幣沖擊在前7個季度對產出和貨幣流通速度的影響波動性較大,自第7個季度以后便基本穩(wěn)定在長期水平上。貨幣沖擊使得貨幣流通速度和產出基本上同向變動。貨幣沖擊對貨幣流通速度整體上具有持久的正向效應,這主要是因為:交易頻率對通貨膨脹比較敏感,通貨膨脹導致持幣成本增加,從而促使交易更加頻繁,進而使得貨幣流通速度上升。貨幣沖擊對產出整體上具有持久的正向效應,這表明在我國存在“Tobin效應”,即在我國貨幣被作為資產而持有,較高的貨幣增長率有助于增加產出和消費。2.圖3和圖4顯示了制度影響對貨幣流通速度和產量的動態(tài)影響。3正金融系統(tǒng)的影響金融系統(tǒng)的發(fā)展和完善基本上可以改變貨幣流通速度和產量的方向。這對貨幣流通速度和產量產生了顯著的、永久的和積極的影響。總體上，這將呈反演趨勢。影響在兩個季度內達到峰值，然后逐漸升高，在大約七個季度后達到峰值。這可能是由于中國是一個發(fā)展中國家，制度影響的作用可以采取一個適應性的過程。在制度影響之后，人們對該制度的影響有了等待期，因此他們無法立即應對該制度的影響，也不能將影響的積極影響減少。在制度影響一段時間后，制度影響的積極影響開始逐步增加，并穩(wěn)定。從兩個方面來看，積極金融系統(tǒng)的影響可以從兩個方面來解釋。另一方面，積極金融系統(tǒng)如信用交易系統(tǒng)的改善的影響可以減少貨幣持有的數量。直接影響是加快貨幣流通。另一方面，中國的消費品比例可能高于投資外國資金的比例。在這種情況下，積極金融系統(tǒng)的影響將增加貨幣流通速度。積極金融系統(tǒng)的影響對收入和我們的理論預期是一致的。這是因為金融系統(tǒng)的發(fā)展和完善降低了投資的跨境成本，增加了資本和生產。當然，這也符合金融發(fā)展促進經濟增長的觀點3.技術沖擊集中供給側m從圖5至圖6可以看出,技術沖擊對貨幣流通速度的效應很短暫,其效應自第5個季度以后便基本上趨向于零,沒有長期影響,這與我們前文對SVAR模型施加的長期約束相一致。在短期中,產出沖擊使得貨幣流通速度在第3—5季度內下降,這表明短期中我國狹義貨幣M1具有奢侈品的特征,即隨著收入上升,貨幣需求的增加幅度更大。技術沖擊對產出有顯著的、持久的正向影響,即技術沖擊增加了資本的邊際產品,進而提高了資本存量和產出水平。技術沖擊對產出的正向效應在開始時比較平穩(wěn),然后有所下降,自第4個季度以后趨于長期的平穩(wěn)水平。這表明技術進步會很快促進產出增長,但其對產出增長的促進作用會隨時間的推移出現短暫的下降,之后穩(wěn)定在長期水平上。(五)長期約束條件下的svar模型預測誤差方差分解技術可將系統(tǒng)的預測均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所做的貢獻。因此,方差分解給出的是每一隨機信息對VAR模型中各變量影響的相對重要性。表2給出了方差分解結果,可以看到貨幣、制度、技術三種結構沖擊對貨幣增長率、貨幣流通速度變化率和產出增長率的相對重要性。較長時期中貨幣增長率的變動受自身沖擊的影響最為顯著,超過91%的比例,而其余不足9%歸因于制度沖擊和技術沖擊。這表明技術沖擊和制度沖擊長期內對貨幣增長率的影響并不顯著。這與我們對SVAR模型施加的長期約束條件比較一致。貨幣流通速度的變動有94%以上的比例為制度沖擊和貨幣沖擊所解釋,技術沖擊的解釋力不足6%。這也比較符合我們對SVAR模型施加的長期約束條件。貨幣流通速度的變動83%以上由制度沖擊所解釋,這與BordoandJonung(1987)的研究結果一致:制度變量是貨幣流通速度的重要決定因素。在產出的變動中,制度沖擊是最重要的因素,貢獻率在66%以上;技術沖擊次之,貢獻率在21%以上;貨幣沖擊相對不重要,貢獻率不足12%。四、表現為長期的不穩(wěn)定因素本文在動態(tài)一般均衡框架下、運用結構向量自回歸模型(SVAR),基于我國的經驗數據,研究了貨幣沖擊、制度沖擊和技術沖擊對貨幣流通速度和產出變化的影響。實證檢驗表明:1.從脈沖響應分析結果來看,(1)貨幣沖擊使得貨幣流通速度和產出基本上同向變動。貨幣沖擊對產出有持久的正效應,即在我國存在“Tobin效應”。貨幣沖擊對貨幣流通速度有持久的正向效應,主要是因為通貨膨脹導致持幣成本增加,從而使得交易更加頻繁。(2)制度沖擊使得貨幣流通速度和產出基本上同向變動。制度沖擊對產出具有顯著的、持久的正向效應,符合理論預期。制度沖擊對貨幣流通速度也具有顯著的、持久的正向影響。這是因為制度沖擊減少了貨幣持有量,我國消費品購買使用現金的比例可能大于投資使用現金的比例。(3)技術沖擊對產出有比較顯著的、持久的正向影響,對貨幣流通速度沒有長期影響,符合理論預期。在短期中,產出沖擊使得貨幣流通速度下降,這表明短期中我國狹義貨幣M1具有奢侈品的特征。2.從方差分解結果來看,對SVAR模型施加的長期約束條