袁暉光

(沈陽師范大學(xué)國際商學(xué)院， 遼寧 沈陽 110034)

根據(jù)西方主流貨幣理論的觀點(diǎn)，貨幣政策對于真實(shí)經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)出和就業(yè)調(diào)整具有條件依存性，其政策邊界為自然失業(yè)率水平。通過增發(fā)貨幣制造超預(yù)期通貨膨脹來增加就業(yè)僅在經(jīng)濟(jì)衰退期失業(yè)處于自然失業(yè)率水平之下時有效。一旦經(jīng)濟(jì)以自然失業(yè)率達(dá)到了潛在產(chǎn)出水平，即使繼續(xù)增發(fā)貨幣，貨幣也不會再對真實(shí)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，最終結(jié)果只能是高水平的通貨膨脹率。因此，在充滿摩擦的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，用貨幣政策調(diào)控經(jīng)濟(jì)的有效性取決于對政策邊界的清楚把握。然而， 現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中自然失業(yè)率水平既無法直接定量，也無法直接觀測。清楚把握政策邊界的關(guān)鍵在于找到可以直接觀測的政策評估指標(biāo)。

一、基于1978年-2009年通脹與就業(yè)時間序列的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

由于協(xié)整檢驗(yàn)可以刻畫兩個或多個序列之間的平衡或平穩(wěn)關(guān)系。通過對通貨膨脹與失業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，觀察兩者之間的相關(guān)關(guān)系，有助于對超預(yù)期通脹對就業(yè)影響的政策邊界進(jìn)行客觀考察，有助于對改革開放以來我國貨幣政策運(yùn)用的有效性進(jìn)行客觀評估。如果通脹與失業(yè)兩個變量存在均衡的相關(guān)關(guān)系，那么盡管兩者均在不斷變化，兩個時間序列的變化趨勢也不會脫離太遠(yuǎn)。換言之，如果兩個變量的變動幅度不相互脫離，說明存在著一種內(nèi)在關(guān)系使兩個變量不至于相互偏離太遠(yuǎn)。

(一)數(shù)據(jù)

檢驗(yàn)將使用中國1978年至2009年的通貨膨脹與就業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均源自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。其中，通貨膨脹率根據(jù)CPI數(shù)據(jù)以上年為參照年計算得出，失業(yè)率以歷年的城鎮(zhèn)失業(yè)率為替代變量。數(shù)據(jù)計算整理結(jié)果見表1。

(二)時間序列平穩(wěn)性及單整檢驗(yàn)

使用Eviews 6.0軟件包對通貨膨脹率和失業(yè)率兩個時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果(見表2)表明，通貨膨脹和失業(yè)率數(shù)據(jù)均非平穩(wěn)時間序列，兩者的t值分別為-2.434988和-1.821447，均未高于10%的顯著性水平臨界值。

檢驗(yàn)表明1978-2009年中國通貨膨脹率和失業(yè)率兩組數(shù)據(jù)均為非平穩(wěn)時間序列，因此需要進(jìn)一步做單整檢驗(yàn)。又因?yàn)橹挥袃蓚€單整階數(shù)相同的時間序列滿足協(xié)整分析的條件，因此還應(yīng)考察兩個時間序列是否單整階數(shù)相同。檢驗(yàn)結(jié)果(見表3)表明，通貨膨脹率和失業(yè)率數(shù)據(jù)均為一階單整時間序列。

表1 1978年-2009年中國城鎮(zhèn)失業(yè)率及城鎮(zhèn)消費(fèi)價格指數(shù)數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站數(shù)據(jù)計算整理

表2 通貨膨脹和失業(yè)率單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

數(shù)據(jù)來源：Eviews 6.0 軟件包程序運(yùn)行結(jié)果

表3 通貨膨脹和失業(yè)率一階單整檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

數(shù)據(jù)來源：Eviews 6.0 軟件包程序運(yùn)行結(jié)果

由于通貨膨脹率和失業(yè)率兩組數(shù)據(jù)雖然并非平穩(wěn)時間序列，但是單整階數(shù)相同，因此滿足協(xié)整分析的前提條件，可以進(jìn)行協(xié)整分析和檢驗(yàn)。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

第一步，以通貨膨脹率為因變量建立待估回歸方程：

運(yùn)用Eviews6.0軟件包估計參數(shù)(見表4)得到：

表4 通貨膨脹與失業(yè)率協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

數(shù)據(jù)來源：Eviews 6.0 軟件包程序運(yùn)行結(jié)果

對上式的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由回歸方程估計結(jié)果計算殘差：

第二步，以通貨膨脹作為自變量構(gòu)建模型，重復(fù)上面的檢驗(yàn)步驟。

建立待估回歸方程：

運(yùn)用Eviews6.0軟件包估計參數(shù)(見表5)得到：

由回歸方程估計結(jié)果可得殘差：

表5 失業(yè)與通貨膨脹率協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

數(shù)據(jù)來源：Eviews6.0 軟件包程序運(yùn)行結(jié)果

通貨膨脹和失業(yè)率兩個時間序列之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系，充分表明通貨膨脹與實(shí)際經(jīng)濟(jì)存在內(nèi)在均衡關(guān)系。超預(yù)期通貨膨脹與實(shí)際經(jīng)濟(jì)未發(fā)生永久性偏離。但是，如果將待估方程的自變量和因變量進(jìn)行調(diào)換，則協(xié)整關(guān)系有所減弱，這也表明，超預(yù)期通貨膨脹對于實(shí)際經(jīng)濟(jì)的影響作用具有暫時性、一過性和有限性。由于宏觀貨幣政策的有效性邊界為潛在產(chǎn)出。但是，就目前的統(tǒng)計手段而言，潛在產(chǎn)出水平只能事后模擬，而無法事前預(yù)知，因此，無法直接將其作為是否行使宏觀貨幣政策的有效現(xiàn)實(shí)依據(jù)。另外，現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)摩擦使政策實(shí)施和政策效果總會存在一定的時滯，一旦決定實(shí)施貨幣政策，那么應(yīng)該在何時實(shí)施，以及何時停止實(shí)施政策也是貨幣政策是否能夠產(chǎn)生預(yù)期效果的關(guān)鍵。

二、基于VAR模型宏觀貨幣政策效應(yīng)滯后期檢驗(yàn)

利用VAR模型，對貨幣政策產(chǎn)生效果的滯后期數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，可以為貨幣政策決策部門采取何種貨幣政策，并且有效把握行使政策時機(jī)提供重要參考。

(一)數(shù)據(jù)與變量

本文采用2001年到2011年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，樣本區(qū)間為2001年的第一個季度到2011年的第二季度。數(shù)據(jù)摘選或整理自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報》。這是目前為止最權(quán)威和最適合做VAR分析的數(shù)據(jù)。

VAR模型的預(yù)測精度并不象結(jié)構(gòu)性模型那樣要求盡可能地在模型中包括所有的內(nèi)生變量，本文將參照關(guān)于菲利普斯曲線模型的理論分析, 并基于國內(nèi)外相關(guān)研究的統(tǒng)計規(guī)則和相關(guān)計量研究慣例，在模型中僅引入如下變量：通貨膨脹率、產(chǎn)出缺口和預(yù)期通脹。根據(jù)前文分析，通貨膨脹率取決于邊際成本、上一期通脹率和預(yù)期通脹率。由于平均邊際成本數(shù)據(jù)不易獲得，因此通常以產(chǎn)出缺口加以替代。

(二)建模與檢驗(yàn)

圖1 一階VAR(1)方程AR特征方程的特征根倒數(shù)絕對值

第一步，對所有數(shù)據(jù)系列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明通貨膨脹、通貨膨脹預(yù)期和產(chǎn)出缺口在99%的置信水平、貨幣供應(yīng)增長速度在95%的置信水平拒絕存在單位根的原假設(shè)。因?yàn)橛谐渥愕睦碚摵臀墨I(xiàn)依據(jù)證明自變量與因變量之間存在相關(guān)關(guān)系，略去格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，直接根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果對數(shù)據(jù)進(jìn)行VAR建模。

第二步，構(gòu)建VAR待估模型如下。

第三步，確定模型的最大滯后階數(shù)。輸入上述4個內(nèi)生變量并運(yùn)行Eviews6.0軟件包，進(jìn)行多次向量自回歸運(yùn)算，并查看滯后階數(shù)評價標(biāo)準(zhǔn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)多數(shù)準(zhǔn)則參考值均選擇1階滯后期VAR模型。因此，按照多數(shù)變量取值最小的準(zhǔn)則，選取VAR(1)模型參數(shù)估計值。

第四步，VAR(1)模型的穩(wěn)定性特征檢驗(yàn)。VAR模型穩(wěn)定的充分與必要條件是AR 特征方程的特征根的倒數(shù)絕對值小于1，如果作圖，那么左右特征值都要在單位圓以內(nèi)。由圖1可知，VAR(1)模型全部特征值的根均在單位圓以內(nèi)，因此通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)，證明VAR(1)模型系統(tǒng)具有穩(wěn)定性，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，對貨幣政策產(chǎn)生政策效應(yīng)時滯進(jìn)行檢驗(yàn)。

(三)宏觀貨幣政策效應(yīng)檢驗(yàn)

利用VAR(1)模型提供的脈沖響應(yīng)分析工具分析宏觀貨幣政策效應(yīng)時滯，檢驗(yàn)如果宏觀政策發(fā)生改變，會經(jīng)過多久的時滯對通貨膨脹和產(chǎn)出產(chǎn)生影響，以及貨幣政策的影響可以持續(xù)多久。運(yùn)用Eviews6.0軟件包進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果如圖2所示，表明貨幣增長率每增加一個標(biāo)準(zhǔn)差，分別對通貨膨脹率和產(chǎn)出的脈沖影響。

圖2 通脹率和經(jīng)濟(jì)增長率對貨幣增長一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖效應(yīng)圖

由圖2中的第一幅圖可以看出貨幣量正增長會立即對通貨膨脹率產(chǎn)生正向影響。脈沖提升效應(yīng)在第5期達(dá)到最高點(diǎn)，之后逐漸衰減，脈沖效應(yīng)在11期已經(jīng)逐漸趨于0。這意味著，貨幣一次性增長可以使通貨膨脹率迅速增加，增加的效應(yīng)在第5個季度達(dá)到最高點(diǎn)，但是并不會持續(xù)推高通脹率，大約三年為一個衰減周期，三年后貨幣增量對通貨膨脹率的推高效應(yīng)消失。由第二副圖可以看出貨幣量正的增長同樣會立即對GDP增長率產(chǎn)生正向影響，但幅度明顯小于對于通脹率的影響，提升效應(yīng)在第4期達(dá)到最高，之后迅速衰減，脈沖效應(yīng)在第8期時已經(jīng)逐漸接近0。這表明，量化寬松的貨幣政策對產(chǎn)出的影響要微弱得多，并且無法使產(chǎn)量獲得持續(xù)增加。

三、結(jié)論與啟示

改革開放后，我國的貨幣政策確實(shí)有效地對實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。通過對改革開放至2009年中國的通貨膨脹和失業(yè)率時間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，證明兩者之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系。超預(yù)期通貨膨脹的貨幣政策并未與實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)生永久性偏離，表明我國的宏觀貨幣政策從整體來看對經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)作用是有效的。

貨幣政策確實(shí)存在政策邊界。將待估方程的自變量和因變量進(jìn)行調(diào)換后，通貨膨脹和就業(yè)之間的協(xié)整關(guān)系有所減弱，充分表明實(shí)際經(jīng)濟(jì)并不會持續(xù)受到超預(yù)期通貨膨脹的影響，超預(yù)期通貨膨脹對于實(shí)際經(jīng)濟(jì)的影響作用具有暫時性、一過性和有限性，存在明顯的宏觀貨幣政策邊界。一但達(dá)到政策邊界，實(shí)際產(chǎn)出和就業(yè)便決定于內(nèi)生增長變量，沿著均衡增長路徑發(fā)展變化。

充分運(yùn)用宏觀貨幣時滯來確定政策實(shí)施的時機(jī)。宏觀貨幣政策的有效性邊界為潛在產(chǎn)出。但是，就目前的統(tǒng)計手段而言，潛在產(chǎn)出水平只能事后模擬，而無法事前預(yù)知，因此，無法直接將其作為是否行使宏觀貨幣政策的有效現(xiàn)實(shí)依據(jù)。現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)摩擦使政策實(shí)施和政策效果總會存在一定的時滯，何時實(shí)施，以及何時停止實(shí)施政策是貨幣政策是否能夠產(chǎn)生預(yù)期效果的關(guān)鍵。通過VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析可以為宏觀貨幣政策實(shí)施時機(jī)提供參考。