結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)我國貨幣流通速度和產(chǎn)出的影響

結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)我國貨幣流通速度和產(chǎn)出的影響

一、動(dòng)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(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要概念，是反映名義生產(chǎn)水平和貨幣數(shù)量之間關(guān)系的宏觀變量。對(duì)貨幣流通速度把握不準(zhǔn),貨幣需要量就不能被準(zhǔn)確預(yù)測(cè),從而貨幣供給就不可能適量,貨幣形勢(shì)及整個(gè)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)就有可能向社會(huì)不合意的方向轉(zhuǎn)化。各國貨幣當(dāng)局在貨幣政策的制定與實(shí)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(yīng)量為貨幣政策中介目標(biāo)的國家更是如此。因此,對(duì)貨幣流通速度的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究具有重要意義。關(guān)于貨幣流通速度影響因素的實(shí)證研究大多是在傳統(tǒng)貨幣需求框架下進(jìn)行的。貨幣流通速度與貨幣需求是一物兩面,實(shí)際貨幣需求主要受收入等規(guī)模變量和利率、通貨膨脹預(yù)期等機(jī)會(huì)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(shù)研究很少在考慮實(shí)際部門與貨幣部門動(dòng)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(jīng)濟(jì)學(xué)界開辟了貨幣流通速度實(shí)證研究的新方向:通過預(yù)付現(xiàn)金模型(cash-in-advancemodel)、搜尋模型(searchmodel)引入貨幣,在動(dòng)態(tài)一般均衡框架下研究貨幣流通速度的變動(dòng)性及決定因素?？傮w說來,動(dòng)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(zhuǎn)化為微觀上“代表性主體”的動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問題,利用一般均衡條件下的個(gè)體最優(yōu)化來解釋總量現(xiàn)象。這也是現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)遵循的經(jīng)典研究范式。反觀我國經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)貨幣流通速度影響因素的實(shí)證研究,運(yùn)用動(dòng)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(dòng),就不得不研究貨幣增長對(duì)產(chǎn)出的效應(yīng)。產(chǎn)出波動(dòng)的源泉及實(shí)際部門和貨幣部門之間的聯(lián)系一直是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的焦點(diǎn)問題之一?；谏鲜隹紤],本文將通過改進(jìn)的預(yù)付現(xiàn)金模型引入貨幣,構(gòu)筑一個(gè)動(dòng)態(tài)一般均衡框架,運(yùn)用結(jié)構(gòu)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(shù)沖擊對(duì)貨幣流通速度和產(chǎn)出變化的影響。二、理論模型(一)過度的財(cái)產(chǎn)性差異我們考慮經(jīng)濟(jì)中一代表性個(gè)體尋求最大化其終生效用其中,ct表示t期人均消費(fèi),β(0<β<1)為貼現(xiàn)率。假定社會(huì)總的生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。在t期,代表性個(gè)體的產(chǎn)出為Yt=Atf(kt),其中At為技術(shù)參數(shù),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(jīng)濟(jì)中的不確定性。代表性個(gè)體面臨的預(yù)算約束為:其中,kt表示t期開始時(shí)的實(shí)際人均資本。,即t期開始時(shí)的實(shí)際人均貨幣持有量,Pt為t期開始時(shí)的物價(jià)水平,Mt為t期開始時(shí)的名義人均貨幣持有量。πt=(Pt-Pt-1)/Pt-1,為t期開始時(shí)的通貨膨脹率。st為t期開始時(shí)的個(gè)體從政府得到的一次總付轉(zhuǎn)移的實(shí)際值。除了上述預(yù)算約束外,代表性個(gè)體還面臨下列預(yù)付現(xiàn)金(CIA)約束:部分(η)消費(fèi)品的購買及部分(θ)投資必須使用現(xiàn)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(huì)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(jù)等新的金融產(chǎn)品不斷出現(xiàn),會(huì)增加投資品種的選擇,將在一定程度上替代貨幣執(zhí)行價(jià)值儲(chǔ)藏職能;同時(shí),回購協(xié)議、透支、信用卡、匯票、信用證及信貸擔(dān)保等信用工具和信用方式的出現(xiàn),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(huì)逐漸下降,即意味著η′(?)<0,θ′(?)<0。這是對(duì)傳統(tǒng)的CIA模型(詳見Clower,1967;Stockman,1981)的一個(gè)改進(jìn)。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(duì)CIA模型的另一個(gè)改進(jìn)是允許消費(fèi)間隔(支付頻率)與貨幣持有間隔(銷售頻率)不同,即一定時(shí)間內(nèi)貨幣可能多次交易以促成更多消費(fèi)和投資。交易頻率φ受通貨膨脹率影響。通貨膨脹率上升時(shí),持有貨幣成本變大,人們會(huì)減少貨幣持有量和持有時(shí)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(gè)人預(yù)算約束(1)及預(yù)付現(xiàn)金約束(2)下,代表性個(gè)體最大化其效用。最后假定政府的預(yù)算約束為:,即假定政府收入完全來自鑄幣收入,政府預(yù)算每期都能達(dá)到平衡,鑄幣收入完全用于一次總付轉(zhuǎn)移。同時(shí)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(shù)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(shù)。由(1)可得,。(3)的一階條件為:(3)的包絡(luò)條件為:由以上一階條件和包絡(luò)條件可得該經(jīng)濟(jì)的一個(gè)穩(wěn)態(tài)均衡方程2:此外,還可得到另一個(gè)穩(wěn)態(tài)均衡方程3:通過對(duì)方程(4)和方程(5)及Y=Af(k)進(jìn)行求導(dǎo)及微分處理,可得α、?及A對(duì)產(chǎn)出水平的影響4:貨幣流通速度為5:由(9)可得α、?及A對(duì)貨幣流通速度的影響:其中,方程(12)在哈羅德中性技術(shù)進(jìn)步的假定下成立。6下面我們結(jié)合上述模型的結(jié)果具體分析貨幣沖擊、制度沖擊和技術(shù)沖擊對(duì)產(chǎn)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(duì)產(chǎn)出和貨幣流通速度的效應(yīng)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(dǎo)致了通貨膨脹率的上升(穩(wěn)態(tài)時(shí)貨幣增長率等于通貨膨脹率),這增加了持有貨幣的機(jī)會(huì)成本,因而降低了投資的凈收益率,導(dǎo)致投資下降,產(chǎn)出和消費(fèi)也隨之下降,即出現(xiàn)“反向Tobin效應(yīng)”7。在投資的凈收益率下降的情況下,資本產(chǎn)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(duì)資本和產(chǎn)出的效應(yīng)間接影響貨幣流通速度,貨幣流通速度與通貨膨脹可能負(fù)相關(guān),這有別于傳統(tǒng)貨幣需求框架下的結(jié)論(傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為貨幣流通速度與通貨膨脹正相關(guān))。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(jìn)入投資領(lǐng)域,從而增加投資,進(jìn)而增加產(chǎn)出和消費(fèi),即出現(xiàn)“Tobin效應(yīng)”。而且,從(9)式可以看出,較高的交易頻率對(duì)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(fèi)和投資不必直接使用現(xiàn)金,這將直接減少貨幣持有量。由于貨幣存在機(jī)會(huì)成本,金融制度?的正向沖擊(如信用交易制度的改善)也會(huì)降低投資的邊際成本,從而增加資本、產(chǎn)出和消費(fèi),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(yīng)是加快了貨幣流通速度(由(11)式等號(hào)右側(cè)中括號(hào)里的第二、三項(xiàng)體現(xiàn))。然而金融制度?的正向沖擊也增加了投資和產(chǎn)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(duì)貨幣流通速度的總體影響不明確。不過,從(11)式來看,在面對(duì)金融制度?的正向沖擊時(shí),如果η>θ,則貨幣流通速度上升。第三,技術(shù)參數(shù)A的正向沖擊(技術(shù)進(jìn)步)增加了資本的邊際產(chǎn)品,進(jìn)而提高了穩(wěn)態(tài)時(shí)的資本存量和產(chǎn)出水平(如(8)式所示),消費(fèi)也隨之增加;相應(yīng)地,為了滿足更高水平的投資和消費(fèi)需求,貨幣需求也將增加。在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)及哈羅德中性技術(shù)進(jìn)步假定下,產(chǎn)出與實(shí)際貨幣需求將同比例變動(dòng),因而,從(9)式可以看出,貨幣流通速度將保持不變。三、確認(rèn)測(cè)試(一)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型本文將運(yùn)用結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型,探討貨幣沖擊、制度沖擊和技術(shù)沖擊對(duì)我國貨幣流通速度和產(chǎn)出變化的影響。自20世紀(jì)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(lián)立方程模型,在很多研究領(lǐng)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(jié)果很難用于結(jié)構(gòu)分析,不能充分體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)變量作用的雙向和反饋關(guān)系;另一個(gè)問題是模型中的待估參數(shù)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(jì)結(jié)果。結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型產(chǎn)生于20世紀(jì)80年代中期BlanchardandQuah(1989)對(duì)貨幣政策的分析。該方法通過對(duì)普通VAR模型施加長短期識(shí)別約束條件,可以分析經(jīng)濟(jì)變量對(duì)結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng),還可以減少模型的待估參數(shù)。820世紀(jì)90年代以來,人們對(duì)SVAR進(jìn)行了深入研究,并廣泛用于分析貨幣沖擊和實(shí)際沖擊的傳導(dǎo)機(jī)制。為了估計(jì)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(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),然后設(shè)定SVAR模型的識(shí)別條件,進(jìn)而分析各種結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)貨幣流通速度和產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)效應(yīng)軌跡,即進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析,最后考察各種結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)貨幣增長率、貨幣流通速度和產(chǎn)出的相對(duì)重要性,即進(jìn)行方差分解。(二)模型估計(jì)及變量說明本文所考察的三個(gè)變量是貨幣增長率、貨幣流通速度和產(chǎn)出。本文使用1994—2005年的季度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)不完整,雖然可以用季度工業(yè)總產(chǎn)值替代季度GDP,也可以使用一些技術(shù)將年度GDP數(shù)值分解為季度GDP數(shù)值,但上述方法在計(jì)算貨幣的收入流通速度時(shí)可能會(huì)導(dǎo)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?yàn)榍拔睦碚撃Ｐ椭胸泿胖饕l(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(chǔ)貨幣(MB)的增長率(以基礎(chǔ)貨幣對(duì)數(shù)的一階差分表示9),理由如下:基礎(chǔ)貨幣的外生性強(qiáng)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(shí)別條件。貨幣供應(yīng)量(M1)、GDP、數(shù)據(jù)來自《中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》各期,基礎(chǔ)貨幣數(shù)據(jù)來自《中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》中“貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表(負(fù)債)”中的“儲(chǔ)備貨幣”數(shù)據(jù)。我們用季度名義GDP值除以消費(fèi)價(jià)格的季度定基比指數(shù)得到季度實(shí)際GDP(RGDP)。由于我國沒有公布定基比指數(shù),首先用我國公布的消費(fèi)物價(jià)月環(huán)比指數(shù)構(gòu)造月定基比指數(shù)(以1993年12月為基期),再把每季度三個(gè)月的消費(fèi)價(jià)格月定基比指數(shù)用幾何平均的方法計(jì)算出定基比季度指數(shù)。消費(fèi)物價(jià)月環(huán)比指數(shù)2001—2005年的數(shù)據(jù)來自《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》各期、1997—2000年的數(shù)據(jù)來自宋海林和劉澄(2003)、1997年以前的數(shù)據(jù)來自謝安(1998)。實(shí)際GDP、貨幣流通速度和基礎(chǔ)貨幣數(shù)據(jù)均經(jīng)過X-12方法消除季節(jié)因素后再取對(duì)數(shù)值。本文實(shí)證檢驗(yàn)使用的有關(guān)數(shù)據(jù)見附錄5。在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí),使用的軟件是EViews5.0。在估計(jì)SVAR模型之前,首先對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),采用的是ADF檢驗(yàn),結(jié)果見表1。從表1可以看出:基礎(chǔ)貨幣在1%顯著水平上、貨幣流通速度以及產(chǎn)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(shí)別約束我們估計(jì)一個(gè)包含貨幣增長率、貨幣流通速度和產(chǎn)出三個(gè)變量的自回歸系統(tǒng)。根據(jù)前文理論模型,影響產(chǎn)出和貨幣流通速度的因素可分為三類相互正交的結(jié)構(gòu)性沖擊——貨幣沖擊εα、制度沖擊ε?、技術(shù)沖擊εA,這三類沖擊分別對(duì)應(yīng)于α、?、A的變化,也分別對(duì)應(yīng)于貨幣增長率、貨幣流通速度和產(chǎn)出三個(gè)因變量的擾動(dòng)。由于前文平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明基礎(chǔ)貨幣、貨幣流通速度、產(chǎn)出均是一階單整過程,其一階差分是平穩(wěn)的,我們?nèi)∑鋵?duì)數(shù)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(dòng)平均形式的結(jié)構(gòu)模型可表示為:其中,B(L)=I+B1L+B2L2+…是滯后算子L的系數(shù)矩陣多項(xiàng)式.在宏觀經(jīng)濟(jì)研究中,短期中實(shí)際部門和貨幣部門的相互作用爭議較多,而長期中對(duì)二者關(guān)系的認(rèn)識(shí)則較為一致,所以我們對(duì)所研究的三個(gè)變量關(guān)系施加長期約束。由于模型中包含三個(gè)變量,為了進(jìn)一步從VAR模型中識(shí)別結(jié)構(gòu)擾動(dòng),需要施加三個(gè)長期約束。根據(jù)前文的理論結(jié)果(12),技術(shù)沖擊對(duì)貨幣流通速度沒有長期影響,這表明(13)式長期系數(shù)矩陣B(L)中的B23等于零。為了識(shí)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(shù)沖擊的影響,這意味著(13)式長期系數(shù)矩陣B(L)中的B12、B13等于零。這是個(gè)很強(qiáng)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(jīng)濟(jì)學(xué)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(shí)別條件。如果不作該假定,為了滿足SVAR模型的識(shí)別條件而作出其他假定的話,會(huì)與我們前文理論模型的基本結(jié)論相矛盾。作出上述長期約束之后,結(jié)構(gòu)模型方程(13)就可以表示為如下形式:其中,C1、C2、C3為常數(shù)項(xiàng)。(四)最優(yōu)滯后階數(shù)的確定和確定脈沖響應(yīng)函數(shù)可描述系統(tǒng)中某一內(nèi)生變量發(fā)生的沖擊(shock)對(duì)其他變量的動(dòng)態(tài)效應(yīng)軌跡。我們首先估計(jì)包含貨幣增長率和貨幣流通速度、產(chǎn)出的一階差分變量的未施加限制性條件的VAR模型,根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則、滯后參數(shù)的t-統(tǒng)計(jì)值及殘差的診斷檢驗(yàn)結(jié)果等,判定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)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(fù)100次得到脈沖響應(yīng)函數(shù)。下面我們分別分析貨幣沖擊、制度沖擊、技術(shù)沖擊對(duì)貨幣流通速度和產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。1.貨幣沖擊對(duì)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(gè)季度對(duì)產(chǎn)出和貨幣流通速度的影響波動(dòng)性較大,自第7個(gè)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(chǎn)出基本上同向變動(dòng)。貨幣沖擊對(duì)貨幣流通速度整體上具有持久的正向效應(yīng),這主要是因?yàn)?交易頻率對(duì)通貨膨脹比較敏感,通貨膨脹導(dǎo)致持幣成本增加,從而促使交易更加頻繁,進(jìn)而使得貨幣流通速度上升。貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出整體上具有持久的正向效應(yīng),這表明在我國存在“Tobin效應(yīng)”,即在我國貨幣被作為資產(chǎn)而持有,較高的貨幣增長率有助于增加產(chǎn)出和消費(fèi)。2.圖3和圖4顯示了制度影響對(duì)貨幣流通速度和產(chǎn)量的動(dòng)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(chǎn)量的方向。這對(duì)貨幣流通速度和產(chǎn)量產(chǎn)生了顯著的、永久的和積極的影響?？傮w上，這將呈反演趨勢(shì)。影響在兩個(gè)季度內(nèi)達(dá)到峰值，然后逐漸升高，在大約七個(gè)季度后達(dá)到峰值。這可能是由于中國是一個(gè)發(fā)展中國家，制度影響的作用可以采取一個(gè)適應(yīng)性的過程。在制度影響之后，人們對(duì)該制度的影響有了等待期，因此他們無法立即應(yīng)對(duì)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(shí)間后，制度影響的積極影響開始逐步增加，并穩(wěn)定。從兩個(gè)方面來看，積極金融系統(tǒng)的影響可以從兩個(gè)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(shù)量。直接影響是加快貨幣流通。另一方面，中國的消費(fèi)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(duì)收入和我們的理論預(yù)期是一致的。這是因?yàn)榻鹑谙到y(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(chǎn)。當(dāng)然，這也符合金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的觀點(diǎn)3.技術(shù)沖擊集中供給側(cè)m從圖5至圖6可以看出,技術(shù)沖擊對(duì)貨幣流通速度的效應(yīng)很短暫,其效應(yīng)自第5個(gè)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(duì)SVAR模型施加的長期約束相一致。在短期中,產(chǎn)出沖擊使得貨幣流通速度在第3—5季度內(nèi)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(shù)沖擊對(duì)產(chǎn)出有顯著的、持久的正向影響,即技術(shù)沖擊增加了資本的邊際產(chǎn)品,進(jìn)而提高了資本存量和產(chǎn)出水平。技術(shù)沖擊對(duì)產(chǎn)出的正向效應(yīng)在開始時(shí)比較平穩(wěn),然后有所下降,自第4個(gè)季度以后趨于長期的平穩(wěn)水平。這表明技術(shù)進(jìn)步會(huì)很快促進(jìn)產(chǎn)出增長,但其對(duì)產(chǎn)出增長的促進(jìn)作用會(huì)隨時(shí)間的推移出現(xiàn)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(yù)測(cè)誤差方差分解技術(shù)可將系統(tǒng)的預(yù)測(cè)均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所做的貢獻(xiàn)。因此,方差分解給出的是每一隨機(jī)信息對(duì)VAR模型中各變量影響的相對(duì)重要性。表2給出了方差分解結(jié)果,可以看到貨幣、制度、技術(shù)三種結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)貨幣增長率、貨幣流通速度變化率和產(chǎn)出增長率的相對(duì)重要性。較長時(shí)期中貨幣增長率的變動(dòng)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(shù)沖擊。這表明技術(shù)沖擊和制度沖擊長期內(nèi)對(duì)貨幣增長率的影響并不顯著。這與我們對(duì)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(dòng)有94%以上的比例為制度沖擊和貨幣沖擊所解釋,技術(shù)沖擊的解釋力不足6%。這也比較符合我們對(duì)SVAR模型施加的長期約束條件。貨幣流通速度的變動(dòng)83%以上由制度沖擊所解釋,這與BordoandJonung(1987)的研究結(jié)果一致:制度變量是貨幣流通速度的重要決定因素。在產(chǎn)出的變動(dòng)中,制度沖擊是最重要的因素,貢獻(xiàn)率在66%以上;技術(shù)沖擊次之,貢獻(xiàn)率在21%以上;貨幣沖擊相對(duì)不重要,貢獻(xiàn)率不足12%。四、表現(xiàn)為長期的不穩(wěn)定因素本文在動(dòng)態(tài)一般均衡框架下、運(yùn)用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR),基于我國的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù),研究了貨幣沖擊、制度沖擊和技術(shù)沖擊對(duì)貨幣流通速度和產(chǎn)出變化的影響。實(shí)證檢驗(yàn)表明:1.從脈沖響應(yīng)分析結(jié)果來看,(1)貨幣沖擊使得貨幣流通速度和產(chǎn)出基本上同向變動(dòng)。貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出有持久的正效應(yīng),即在我國存在“Tobin效應(yīng)”。貨幣沖擊對(duì)貨幣流通速度有持久的正向效應(yīng),主要是因?yàn)橥ㄘ浥蛎泴?dǎo)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(chǎn)出基本上同向變動(dòng)。制度沖擊對(duì)產(chǎn)出具有顯著的、持久的正向效應(yīng),符合理論預(yù)期。制度沖擊對(duì)貨幣流通速度也具有顯著的、持久的正向影響。這是因?yàn)橹贫葲_擊減少了貨幣持有量,我國消費(fèi)品購買使用現(xiàn)金的比例可能大于投資使用現(xiàn)金的比例。(3)技術(shù)沖擊對(duì)產(chǎn)出有比較顯著的、持久的正向影響,對(duì)貨幣流通速度沒有長期影響,符合理論預(yù)期。在短期中,產(chǎn)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(jié)果來看,對(duì)SVAR模型施加的長期約束條