朱培金(中國人民銀行杭州中心支行,浙江杭州310001)
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貨幣政策結(jié)構(gòu)變遷與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定
——基于TVP-VAR模型的實(shí)證研究
朱培金
(中國人民銀行杭州中心支行,浙江杭州310001)
摘要:通過構(gòu)建包含貨幣供應(yīng)量和利率指標(biāo)的包有隨機(jī)波動(dòng)率的時(shí)變向量自回歸(TVP-VAR)模型,實(shí)證分析中國貨幣政策變遷與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定之間的內(nèi)在動(dòng)態(tài)響應(yīng)機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn):通貨膨脹沖擊在短期內(nèi)對(duì)產(chǎn)出具有促進(jìn)作用,而長期看對(duì)產(chǎn)出的影響十分微弱;貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制具有顯著的時(shí)變性;積極的貨幣政策(增加貨幣供應(yīng)量和降低利率)在短期內(nèi)具有真實(shí)效應(yīng),而長期來看缺乏持久性影響;中國貨幣政策存在短期利率上升導(dǎo)致長期利率下降的“利率之謎”現(xiàn)象。
關(guān)鍵詞:貨幣政策;中介目標(biāo);結(jié)構(gòu)變遷;非對(duì)稱性;時(shí)變參數(shù)向量自回歸(TVP-VAR)模型
貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的研究歷來受到經(jīng)濟(jì)學(xué)家重視,之所以如此,是因?yàn)檠胄羞\(yùn)用貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì),以期達(dá)到保持幣值穩(wěn)定和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長之目的。因此,貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)機(jī)制研究自然成為熱點(diǎn)領(lǐng)域。長期以來,研究經(jīng)濟(jì)變量之間動(dòng)態(tài)機(jī)制主要有VAR模型和動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡(DSGE)模型兩類方法。前者是非結(jié)構(gòu)性建模方法,無需微觀基礎(chǔ)理論,認(rèn)為所有變量都是內(nèi)生的,通過脈沖響應(yīng)函數(shù)研究變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系;后者在嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)理論假設(shè)基礎(chǔ)上,通過在約束條件下最優(yōu)化目標(biāo)函數(shù)的方法,保證在所有市場(chǎng)都出清的情況下引入隨機(jī)變量,研究隨機(jī)變量的擾動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的動(dòng)態(tài)影響過程,其經(jīng)濟(jì)理論之堅(jiān)實(shí)、假設(shè)之嚴(yán)苛、建模之復(fù)雜等原因,導(dǎo)致動(dòng)態(tài)結(jié)果與現(xiàn)實(shí)出入較大,并不令人滿意。
本文采取時(shí)變參數(shù)向量自回歸(TVP-VAR)模型,利用1996年第一季度至2014年第二季度數(shù)據(jù),分析貨幣政策結(jié)構(gòu)變遷與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)機(jī)制。由于時(shí)間跨度大,簡(jiǎn)單令貨幣政策參數(shù)恒常的假設(shè)顯然有悖于中國近20年的現(xiàn)實(shí)。與其他國家一樣,中國央行貨幣政策的中介目標(biāo)也發(fā)生了一些變化,從早期的貨幣供應(yīng)量M1向M2轉(zhuǎn)變,到近期出現(xiàn)貨幣政策供應(yīng)量和利率相結(jié)合的操作模式[1],單一考慮貨幣供應(yīng)量或利率作為中國貨幣政策中介目標(biāo)可能會(huì)損失很多信息,而把兩者納入VAR模型,可以捕捉更多的政策信息以及貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的內(nèi)在動(dòng)態(tài)聯(lián)系。
長期以來,對(duì)貨幣政策中介目標(biāo)的選取始終存在爭(zhēng)議。一種觀點(diǎn)認(rèn)為應(yīng)瞄準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量。貨幣主義認(rèn)為貨幣需求函數(shù)具有穩(wěn)定性,造成經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的根源在于貨幣供給方面;新凱恩斯主義認(rèn)為名義價(jià)格和名義工資存在粘性,貨幣供給沖擊對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)會(huì)產(chǎn)生真實(shí)效應(yīng)。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為貨幣政策中介目標(biāo)應(yīng)鎖定利率。凱恩斯認(rèn)為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行本質(zhì)具有不穩(wěn)定性,只要以利率作為中介目標(biāo)逆經(jīng)濟(jì)風(fēng)向行事,可熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng),同時(shí)還認(rèn)為貨幣是一種資產(chǎn),與其他金融資產(chǎn)有替代性,金融資產(chǎn)價(jià)格變化最終會(huì)反映到利率變化上;盧卡斯認(rèn)為公眾是理性的,會(huì)預(yù)先充分掌握和利用一切可用的信息,貨幣政策沖擊效果最后都會(huì)通過價(jià)格水平反映出來??梢?,言外之意是貨幣政策中介目標(biāo)應(yīng)瞄準(zhǔn)利率。
中國自1994年開始,把貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)。1998年提出M1、M2兩個(gè)層次的貨幣供應(yīng)量和信貸增長3個(gè)總量調(diào)控目標(biāo)。隨著金融創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化,貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出的穩(wěn)定聯(lián)系被打破,許多國家紛紛放棄了以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)的做法而轉(zhuǎn)向利率目標(biāo),國內(nèi)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長的聯(lián)系也因此變得不穩(wěn)定。謝平等人認(rèn)為貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)已不再適合,而具有市場(chǎng)化特征的利率指標(biāo)應(yīng)該得到重視[2]。
對(duì)中國貨幣政策中介目標(biāo)有效的實(shí)證研究也存在差異。趙磊利用1996—2006年的季度數(shù)據(jù),基于普爾規(guī)則得出貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)有效的結(jié)論[3];Zhang研究得出貨幣供應(yīng)量增長率與CPI的相關(guān)性從1992—1999年的0.8降到2000—2006年的0.16,相反利率與CPI的相關(guān)性卻從0.16升至-0.676[4];劉明志認(rèn)為現(xiàn)階段貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)仍有一定合理性,考慮到貨幣流動(dòng)速度的不穩(wěn)定,建議將中介目標(biāo)動(dòng)態(tài)化,同時(shí)對(duì)銀行間市場(chǎng)利率進(jìn)行監(jiān)測(cè)[5];李文樂等人采用VAR模型對(duì)貨幣政策的數(shù)量效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)進(jìn)行分析,研究得出利率工具對(duì)商業(yè)銀行信貸投放過程的調(diào)控力有所改善[6]。然而,以上學(xué)者使用的1997—2013年數(shù)據(jù)的恒定系數(shù)VAR模型,可能忽略了貨幣政策的結(jié)構(gòu)性變遷機(jī)制。奚君羊等人基于新凱恩斯DSGE模型對(duì)中國貨幣政策的福利函數(shù)進(jìn)行分析,認(rèn)為與利率變動(dòng)相比,貨幣供應(yīng)量變動(dòng)造成福利損失更大,建議貨幣政策中介目標(biāo)由貨幣供應(yīng)量逐步轉(zhuǎn)向利率[7]。因?yàn)楝F(xiàn)階段中國貨幣政策中介目標(biāo)處于貨幣供應(yīng)量向利率轉(zhuǎn)型的過程中,筆者同時(shí)考慮了貨幣供應(yīng)量和利率作為貨幣政策中介目標(biāo),以研究其與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。
關(guān)于貨幣政策作用效果的文獻(xiàn)十分豐富,但研究重點(diǎn)有所變化,主要由政策效應(yīng)的對(duì)稱性向非對(duì)稱性轉(zhuǎn)變。弗里德曼曾指出:貨幣政策有一個(gè)時(shí)滯很大而且差異很大的傳導(dǎo)過程。央行可能出于各種緣由對(duì)通脹程度的高低以及通脹和通縮不同情況形成不同的偏好,采取非對(duì)稱的操作模式。實(shí)證方面,非對(duì)稱性的文獻(xiàn)相對(duì)較少,Ruge-Murcia、Cukierman等人研究發(fā)現(xiàn)OECD成員國支持非線性目標(biāo)的假設(shè),Martin等人用非線性二次邏輯平滑轉(zhuǎn)換模型檢驗(yàn)英格蘭銀行的貨幣政策,Assenmacher-Wesche等人利用馬爾科夫轉(zhuǎn)換函數(shù)研究了貨幣政策的非對(duì)稱性[8-11]。
中國關(guān)于貨幣政策非線性檢驗(yàn)的研究中,鄭挺國等人采用區(qū)制轉(zhuǎn)移方法研究中國的非線性貨幣政策[12];趙進(jìn)文等人基于LSTR模型,研究了中國貨幣政策操作的有效性,測(cè)定中國貨幣政策操作的政策拐點(diǎn)與開關(guān)函數(shù)的具體形式[13];正如陳守東等人所言,這些非線性分析方法描繪了非線性特征,但均不能刻畫貨幣政策工具變量由于受到宏觀共同因子的影響而產(chǎn)生的變量序列伴隨時(shí)間而變化的條件異方差性[14]。傳統(tǒng)的VAR模型無法捕捉到中國漸進(jìn)式改革實(shí)踐對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響,Cogley和Sargent (2005)、Primiceri(2005)、Nakajima考慮系數(shù)隨機(jī)變化,運(yùn)用貝葉斯技術(shù),采取MCMC模擬方法估算的TVP-VAR模型,很好地捕捉了一些傳統(tǒng)模型無法捕捉的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象[15]。本文借鑒這些研究成果,研究和分析貨幣政策結(jié)構(gòu)變遷與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)響應(yīng)機(jī)制。
(一)TVP-VAR模型
VAR模型的一般形式為:
其中Yt為k×1維列向量,A為k×k階下三角矩陣,F(xiàn)1,F(xiàn)2,…,F(xiàn)s,為k×k維系數(shù)矩陣,ut為k×1維外生擾動(dòng)項(xiàng)。因?yàn)橥浇Y(jié)構(gòu)沖擊A是下三角可逆矩陣,式(1)左乘A-1得到:
其中Bi=A-1Fi(i=1,2,…,s);Σ=diag(σ1,σ2,…,σk);σi為方差。令Xt=Is(Y′t-1,Y′t-2,…,Y′t-s),為克羅內(nèi)克積,β為k2s×1階系數(shù)矩陣。
如果式(2)滿足系數(shù)矩陣βt,參數(shù)At和方差矩陣Σt時(shí)變特征,則式(2)成為式(3)的TVP-VAR模型,其特點(diǎn)在于所有系數(shù)具有時(shí)變性,能刻畫系數(shù)的結(jié)構(gòu)變遷,即:
其中at=(a21,t,a31,t,a32,t,a41,t,…,akk-1,t)′為下三角矩陣A的元素,ht=(h1t,h2t,…,hkt)′,hjt=logσ2jt(j=1,2,…,k),時(shí)變參數(shù)服從隨機(jī)游走過程:
(二)TVP-VAR模型的估計(jì)方法
TVP-VAR模型參數(shù)估計(jì)較為復(fù)雜,待估參數(shù)過多,主要運(yùn)用貝葉斯推論來進(jìn)行MCMC模擬估計(jì)。簡(jiǎn)單而言,令Y={Yt}tn=1,ω=(Σβ,Σa,Σh),設(shè)置先驗(yàn)概率密度π(ω),在給定數(shù)據(jù)Y的基礎(chǔ)上得出后驗(yàn)分布π(β,a,h,ω|Y),然后采用MCMC模擬方法進(jìn)行迭代。其步驟如下:第一,給出β、a、h、ω的先驗(yàn)分布;第二,依據(jù)樣本得出β|a,h,Σβ,Y;第三,依據(jù)樣本得出Σβ|β;第四,依據(jù)樣本得出a|β,h,Σa,Y;第五,依據(jù)樣本得出Σa|a;第六,依據(jù)樣本得出h|β,a,Σh,Y;第七,依據(jù)樣本得出Σh|h;第八,回到步驟2,依次迭代,直至符合一定的條件時(shí)結(jié)束[15]。
(一)數(shù)據(jù)說明和處理
本文主要研究貨幣政策結(jié)構(gòu)變遷與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)機(jī)制。為此,宏觀經(jīng)濟(jì)變量主要選取國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和通貨膨脹用CPI表示,貨幣政策中介目標(biāo)為貨幣供應(yīng)增長率和利率,前者用M2的同比增長率表示,后者用7天銀行間同業(yè)拆借利率(i)替代。樣本期為1996年第一季度至2014年第二季度(Wind數(shù)據(jù)庫的M2數(shù)據(jù)始于1996年,因此M2增長率數(shù)據(jù)始于1997年)。GDP和CPI數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計(jì)局,M2數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫,利率i數(shù)據(jù)來源于《中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》和中國人民銀行網(wǎng)上數(shù)據(jù)庫。
宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中常使用產(chǎn)出缺口概念,以表示實(shí)際產(chǎn)出超過潛在產(chǎn)出的比例。潛在產(chǎn)出通過HP濾波法得到,產(chǎn)出缺口是剔除價(jià)格因素后的實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出之差和潛在產(chǎn)出的比值。本文TVPVAR模型的估計(jì)是利用Nakajima的編程方式,并借助Matlab2011實(shí)現(xiàn)。
(二)參數(shù)先驗(yàn)和后驗(yàn)分布
對(duì)各個(gè)參數(shù)賦予先驗(yàn)分布,為后驗(yàn)證分布的計(jì)算奠定基礎(chǔ)。
其中IW是指逆Wishart分布,Gamma是伽馬分布,I是單位矩陣。(Σa)i和(Σh)i分別是系數(shù)矩陣的第i對(duì)角線元素。同時(shí),假設(shè)時(shí)變參數(shù)的擾動(dòng)項(xiàng)初始值為零,方差相等,即uβ0=ua0=uh0=0,Σβ0=Σa0=Σh0=10×I。為計(jì)算后驗(yàn)分布,運(yùn)用MCMC模擬方法,在去掉前1 000次樣本后,進(jìn)行10 000次模擬后的計(jì)算結(jié)果。表1是滯后兩階的TVP-VAR模型貝葉斯估計(jì)值。
表1 參數(shù)的貝葉斯估計(jì)值表
表1給出了估計(jì)參數(shù)后驗(yàn)分布均值、標(biāo)準(zhǔn)差、95%的置信區(qū)間、Geweke收斂診斷值(CD)和無效影響因子(inefficiency)(收斂診斷值(CD)是檢驗(yàn)馬爾科夫的集中度指標(biāo),詳見Geweke(1992);無效影響因子(inefficiency)是計(jì)算衡量MCMC混合鏈的指標(biāo),inefficiency=1+2Σms=1ρs,ρs,是滯后s期MCMC樣本的自相關(guān)系數(shù))。有先驗(yàn)信息的MCMC方法估計(jì)方差分量標(biāo)準(zhǔn)誤較無先驗(yàn)信息的MCMC方法要精確,基于先驗(yàn)信息MCMC估計(jì)的收斂診斷值(CD)都小于1,有些甚至為十分接近于0,表明收斂于后驗(yàn)分布的零假定并不能被拒絕(5%的臨界值為1.96,1%的臨界值為2.56)。除(Σh)3的無效因子為52.45外,其他無效因子都比較小,即便無效因子為52.45,意味著可以得到10 000/50=200個(gè)不相關(guān)樣本,對(duì)后驗(yàn)推斷也是足夠的。
(三)貨幣政策的結(jié)構(gòu)變遷對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)影響的實(shí)證結(jié)果
1.時(shí)變方差和時(shí)變的同步結(jié)構(gòu)沖擊影響。TVP-VAR模型是一種多元時(shí)間序列模型,部分系數(shù)和沖擊的協(xié)方差矩陣都是時(shí)變的,可以捕捉結(jié)構(gòu)時(shí)變性以及可能的非線性特征。本文旨在刻畫貨幣政策的結(jié)構(gòu)變遷與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)機(jī)制,中國貨幣政策中介目標(biāo)隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變遷,央行同時(shí)以貨幣供給和利率對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行適當(dāng)調(diào)控,以穩(wěn)定幣值和保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長,因此TVP-VAR模型可以對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)。設(shè)變量組為(p,x,m,i),p、x、m、i分別代表通脹、產(chǎn)出缺口、M2增速、利率。
從隨機(jī)變量的時(shí)變方差來看??傮w而言,隨機(jī)變量p和i的時(shí)變方差呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì),中國經(jīng)濟(jì)從1996年軟著落之后,通脹更加溫和,利率政策也更為穩(wěn)健,時(shí)變方差表現(xiàn)出下降態(tài)勢(shì)。2008年全球金融危機(jī)爆發(fā),中國政府為避免經(jīng)濟(jì)下滑過快,采取了4萬億的經(jīng)濟(jì)刺激政策,在一定程度上推高了通脹和利率,導(dǎo)致時(shí)變方差有所回升,而隨機(jī)變量x和m時(shí)變方差呈先降后升的變化,與現(xiàn)實(shí)情況相符。與2008年之前產(chǎn)出較為穩(wěn)定不同,2008年之后產(chǎn)出波動(dòng)性有所提高,這與外部環(huán)境和中國的經(jīng)濟(jì)政策相關(guān)。M2增速在2007年之前較為穩(wěn)定,此后變化十分不穩(wěn)定,2009年的表現(xiàn)尤為凸出(M2的增速分別為25.43%、28.38%、29.26%、28.42%)。
時(shí)變的同步結(jié)構(gòu)沖擊影響是TVP-VAR模型的一大特點(diǎn)。在本文模型中,通脹對(duì)產(chǎn)出(p→x)、M2增速(p→m)、利率(p→i)的同步結(jié)構(gòu)沖擊影響幾乎為零,而產(chǎn)出對(duì)M2增速(x→m)、利率(x→i)以及M2增速對(duì)利率(m→i)的同步結(jié)構(gòu)沖擊影響效果時(shí)正時(shí)負(fù)。
2.等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)。與傳統(tǒng)VAR模型參數(shù)假定恒定不同,TVP-VAR模型中參數(shù)是時(shí)變的,因此會(huì)得到不同形式的脈沖響應(yīng)函數(shù),而TVP -VAR模型會(huì)產(chǎn)生兩種不同測(cè)度的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖,即等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)圖和時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。前者是指在給定時(shí)間間隔下,每期自變量單位沖擊在固定時(shí)間間隔中對(duì)應(yīng)變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖;后者是在每一時(shí)點(diǎn)對(duì)VAR模型進(jìn)行估計(jì),從動(dòng)態(tài)角度刻畫模型的結(jié)構(gòu)變化。圖1是TVP-VAR模型的等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù),短虛線、長虛線、實(shí)線分別代表滯后4、8和12期的脈沖響應(yīng)??梢园l(fā)現(xiàn),盡管滯后期不同導(dǎo)致了等間隔脈沖響應(yīng)大小不一,但其走勢(shì)基本一致。
圖1 等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)圖
通脹沖擊的脈沖響應(yīng)。通脹沖擊的影響短期效應(yīng)明顯,滯后1年的影響在2001年、2007年、2010年有3個(gè)小高峰,但滯后3年的影響幾乎消失。短期內(nèi)(1年)通脹沖擊對(duì)產(chǎn)出具有明顯促進(jìn)作用,但中長期(2、3年)對(duì)產(chǎn)出的影響卻為負(fù)。從長期福利考慮,短期菲利普斯的權(quán)衡取舍關(guān)系并不十分可取,短期內(nèi)通脹上升會(huì)降低廣義貨幣供應(yīng)增速,但長期而言會(huì)提高M(jìn)2增速。通脹對(duì)利率政策而言,短期內(nèi)作用效果始終為正,但對(duì)中長期中,2004—2008年作用效果有一個(gè)負(fù)向影響。
產(chǎn)出沖擊的脈沖響應(yīng)。產(chǎn)出沖擊對(duì)其自身的作用效果十分明顯,尤其是短期內(nèi)一個(gè)單位的產(chǎn)出增加會(huì)產(chǎn)生持續(xù)的負(fù)影響,但中長期而言這種負(fù)效應(yīng)有所減弱。產(chǎn)出沖擊對(duì)通脹和M2增速的影響微弱,但在2006—2009年的影響幅度有所增加。
M2增速?zèng)_擊的脈沖響應(yīng)。M2增速在短期內(nèi)對(duì)通脹影響較大,而長期作用十分微弱,M2增速效果會(huì)在一兩年內(nèi)基本釋放。M2增速對(duì)產(chǎn)出的影響十分有限,短期內(nèi)一個(gè)百分點(diǎn)的沖擊,產(chǎn)出可提高0.1~0.3個(gè)百分點(diǎn),在2006年以后效應(yīng)約為0.1個(gè)百分點(diǎn),長期而言M2增速?zèng)_擊有可能減少產(chǎn)出,過快的貨幣供給導(dǎo)致通脹高企,產(chǎn)出下降。M2增速?zèng)_擊與利率呈此消彼長關(guān)系,在需求變化不大的情況下,M2增速上升導(dǎo)致流動(dòng)性泛濫,引起貨幣供求失衡,使資金使用成本(利率)下降。
利率沖擊的脈沖響應(yīng)。利率沖擊對(duì)通脹影響為負(fù),而利率沖擊對(duì)通脹的長期效應(yīng)大于短期效應(yīng),可能與利率的傳導(dǎo)機(jī)制有關(guān),因?yàn)橹袊蕚鲗?dǎo)機(jī)制敏感性存在障礙。利率對(duì)產(chǎn)出有微弱的刺激作用,這與常理相悖,筆者認(rèn)為可能與“利率之謎”有關(guān)。2005年6月,時(shí)任美聯(lián)儲(chǔ)主席的格林斯潘首次提出短期聯(lián)邦利率上升會(huì)導(dǎo)致長期利率下降的悖論。長期以來,中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展高度依賴投資,其增速遠(yuǎn)超M2增速,導(dǎo)致資金供求缺口增大,短期利率易生難降,由于結(jié)構(gòu)性和產(chǎn)能過剩等問題,投資的長期回報(bào)不顯著,抑制了長期利率,因而從表面上看利率提高似乎促進(jìn)產(chǎn)出增加。利率與M2增速之間的此消彼長關(guān)系仍然成立,短期效應(yīng)大于長期效應(yīng)。
3.時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)。圖2是時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù),從動(dòng)態(tài)角度刻畫模型的結(jié)構(gòu)變化,其中短虛線、長虛線、實(shí)線分別代表10、20和30期的沖擊反應(yīng)函數(shù)。
圖2 時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖
通脹沖擊對(duì)通脹自身、產(chǎn)出、利率的影響存在先升后降的現(xiàn)象,但是對(duì)M2增速而言,經(jīng)歷了一個(gè)先降后升的歷程。產(chǎn)出沖擊會(huì)導(dǎo)致通脹先降后升、M2增速和利率先升后降的過程。M2增速?zèng)_擊會(huì)導(dǎo)致通脹先升后降,產(chǎn)出會(huì)對(duì)其產(chǎn)生一個(gè)明顯的下降過程,但對(duì)利率政策有一個(gè)微弱的正向促進(jìn)作用,可能與“利率之謎”有關(guān)。利率沖擊使通脹和M2增速下降,此后作用效應(yīng)逐漸減弱,但對(duì)產(chǎn)出而言其仍有一定的促進(jìn)作用。總之,不同時(shí)期的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)均呈現(xiàn)收斂性,且大部分呈“駝峰狀”的動(dòng)態(tài)軌跡,即隨著時(shí)間的推移作用效果都會(huì)逐漸降低,直至收斂。
本文采用TVP-VAR模型實(shí)證檢驗(yàn)了中國貨幣政策結(jié)構(gòu)變遷與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定影響。研究結(jié)果表明貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制具有時(shí)變性。從隨機(jī)變量的方差看,隨機(jī)變量p和i的時(shí)變方差總體呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì),而隨機(jī)變量x和m的時(shí)變方差呈先降后升的變化軌跡。從同步結(jié)構(gòu)沖擊影響效應(yīng)看,通脹對(duì)產(chǎn)出(p→x)、M2增速(p→m)、利率(p→i)的同步結(jié)構(gòu)沖擊影響效果幾乎為零,而產(chǎn)出對(duì)M2增速(x→m)、利率(x→i)和M2增速對(duì)利率(m→i)的影響效應(yīng)具有時(shí)正時(shí)負(fù)的時(shí)變性;從等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)看,除了利率沖擊對(duì)通脹的影響外,其它短期作用效應(yīng)都大于中長期效應(yīng),同時(shí)滯后期不同導(dǎo)致等間隔脈沖響應(yīng)大小不一,但其走勢(shì)基本一致。重要的是,無論等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)還是時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù),“利率之謎”現(xiàn)象始終凸出,這與中國結(jié)構(gòu)性矛盾有關(guān),即短期資金需求大,利率上升,而長期資本邊際產(chǎn)出降低,利率下降。
為有效調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)和充分發(fā)揮貨幣政策在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用,提出以下幾點(diǎn)政策建議:
第一,保持貨幣政策穩(wěn)健性。長期以來,央行一直在通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長之間徘徊,以保增長為己任,只有當(dāng)通脹危及到經(jīng)濟(jì)增長時(shí),控制通脹才成為重點(diǎn)。此外,貨幣政策在某種程度上還發(fā)揮著財(cái)政政策的功能,因?yàn)槌~貨幣大量發(fā)行形成的鑄幣稅上繳財(cái)政,客觀上起到積極財(cái)政政策的功效。在經(jīng)濟(jì)增長步入次高速時(shí)期后,貨幣政策應(yīng)以穩(wěn)健為主,不宜給市場(chǎng)提供過多的流動(dòng)性。
第二,調(diào)控經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性矛盾。長期不加辨別地奉行凱恩斯主義的擴(kuò)大“需求”藥方政策,導(dǎo)致政府介入經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域過多,引發(fā)結(jié)構(gòu)性有效需求不足和結(jié)構(gòu)性有效供給不足并存的困境,即無效產(chǎn)能過剩,有效供給不足。結(jié)構(gòu)性矛盾一方面降低貨幣政策效果,另一方面也會(huì)引發(fā)諸如“利率之謎”現(xiàn)象。因此,應(yīng)以穩(wěn)增長、促改革、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生為目標(biāo),健全貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制。
第三,逐漸轉(zhuǎn)變貨幣政策中介目標(biāo)。貨幣內(nèi)生論認(rèn)為貨幣供應(yīng)量由經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)本身決定,央行不應(yīng)直接調(diào)控貨幣供應(yīng)量,應(yīng)以價(jià)格型工具為主,通過利率政策間接調(diào)控經(jīng)濟(jì)。由于執(zhí)行偏離貨幣內(nèi)生性的政策,部分導(dǎo)致“利率之謎”的出現(xiàn)。因此,依據(jù)客觀實(shí)際,逐漸將中介目標(biāo)由貨幣供應(yīng)量轉(zhuǎn)向利率,通過價(jià)格機(jī)制以穩(wěn)定中國宏觀經(jīng)濟(jì),這不但有助于發(fā)揮市場(chǎng)的資源配置作用,而且還可以健全利率傳導(dǎo)機(jī)制,為存款利率放開這最后一步的利率市場(chǎng)化創(chuàng)造條件。
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(責(zé)任編輯:郭詩夢(mèng))
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Monetary Policy Structural Changes and Macroeconomic Stability:Empirical Test Based on the TVP-VAR Model
ZHU Pei-jin
(Hangzhou Central Branch,the People's Bank of China,Hangzhou 310001,China)
Abstract:This paper aims to provide a comprehensive overview of the estimation methodology for TVP-VAR model with stochastic volatility.The TVP-VAR model,combined with stochastic volatility,book=57,ebook=58can be estimated using Markov chain Monte Carlo(MCMC)methods in the context of a Bayesian inference,so it enables us to capture possible dynamic changes in underlying structure of the economy in monetary policy.The results show that inflation will have a promoting effect on output in the short term,while a weak effect in the long term.Meanwhile,the results vividly depict time-varying characteristics of Chinese monetary transmission mechanism.In addition,aggressive monetary policy,has real effects in the short term,but it lacks permanent impact on the output in the long term.Further,study found that China 's monetary policy will produce"rate puzzle"phenomenon,which mean that monetary policy led to the existence of the short-term interest rates to rise and the long-term interest rate fall.
Key words:monetary policy;intermediate target;structural changes;asymmetry;time-varying parameter vector auto regression(TVP-VAR)mod
基金項(xiàng)目:教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目《開放經(jīng)濟(jì)條件下貨幣政策規(guī)則動(dòng)態(tài)計(jì)量方法及應(yīng)用研究》(12JJD790015)
收稿日期:2015-01-23;修復(fù)日期:2015-04-14
文章編號(hào):1007-3116(2015)07-0051-07
文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A
中圖分類號(hào):F822.0
作者簡(jiǎn)介:朱培金,男,浙江紹興人,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,經(jīng)濟(jì)師,研究方向:貨幣理論與政策,宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量。