劉曉君，姜 偉，胡勁松

(1．青島大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，山東 青島 266000；2．青島大學(xué)商學(xué)院，山東 青島 266000)

1 引言

毋庸置疑，企業(yè)家信心和消費者信心對宏觀經(jīng)濟的發(fā)展越來越重要，從2008年到2017年，內(nèi)需平均每年對我國經(jīng)濟增長的貢獻率為105.7%，其中，最終消費支出在2017年對經(jīng)濟增長的貢獻率達到了58.8%，內(nèi)需已成為拉動中國經(jīng)濟發(fā)展的決定性力量，所以擴大內(nèi)需是促進中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的明智之舉。在全球金融危機的背景下，制定和實施擴張性的貨幣政策已成為各國預(yù)防和應(yīng)對金融危機和外部風(fēng)險的基本共識。2007年到2011年，受到金融危機的影響，公眾信心下降，為了使投資和消費增加，央行采取了增加貨幣供應(yīng)量的政策，經(jīng)濟增長率有了明顯的提高。之后隨著經(jīng)濟形勢的改變，央行不斷地調(diào)整貨幣政策，各項經(jīng)濟指標的波動均趨向平穩(wěn)。由此本文認為，信心、貨幣政策對經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率的影響可能存在時點上的不確定性。鑒于已有研究未充分挖掘這一典型事實，本文試圖在一個動態(tài)識別的分析情景下，充分識別信心、貨幣政策影響經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率的時變特征。

近年來，有不少學(xué)者就企業(yè)家信心、消費者信心、貨幣政策和經(jīng)濟波動之間的關(guān)系問題展開了討論與研究。然而這些研究存在以下三點不足：一是忽略了企業(yè)家信心、消費者信心與貨幣政策之間的相互關(guān)系。二是他們只選擇經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率中的一個作為調(diào)控的最終目標，但是很少同時考慮企業(yè)家信心、消費者信心、貨幣政策對通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率的影響。三是沒有考慮到信心、貨幣政策對通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率的影響具有時變特征。由此可看出，忽略了信心與貨幣政策之間的相互影響以及信心、貨幣政策對經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率的影響具有時變特征這一事實，可能產(chǎn)生與現(xiàn)實不相符的經(jīng)驗偏誤。

消費和投資對中國經(jīng)濟保持中高速發(fā)展具有重要的作用，其中，消費不但受到公眾的收入情況、商品的價格水平等條件的影響，而且受到消費者信心的影響。同樣的，投資不僅僅會受到實際利率、預(yù)期收益、風(fēng)險等因素的影響，而且也會受到企業(yè)家信心的影響。那么企業(yè)家和消費者等行為主體對未來的預(yù)期對宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展有影響嗎？有的學(xué)者認為經(jīng)濟波動的影響因素不包括信心[1]。有的學(xué)者認為經(jīng)濟波動會受到信心的影響[2]。信心在2008年金融危機時期發(fā)揮著重要的作用。正如Akerlof和George[3]在《Animal Spirits》所闡述的那樣，公眾通常只是憑借自己的直覺進行決策。因此，在經(jīng)濟繁榮時期，公眾對將來會有較好的預(yù)期，由于信心自我實現(xiàn)特性的影響，公眾會加大投資和消費，在超過經(jīng)濟發(fā)展的可承受強度時，就會出現(xiàn)經(jīng)濟泡沫；一旦泡沫破裂，企業(yè)家信心和消費者信心會迅速消退，之前憑直覺所做出的決策會露出弊端，受到羊群效應(yīng)的影響，公眾的悲觀情緒將會持續(xù)擴散，最終使得恐慌和悲觀情緒充斥整個經(jīng)濟市場。

隨著企業(yè)家信心和消費者信心對中國經(jīng)濟的發(fā)展越來越重要，研究者們加快了對信心與宏觀經(jīng)濟之間的關(guān)系的研究。陳彥斌和唐詩磊[4]認為中國宏觀經(jīng)濟的波動會受到企業(yè)家信心的影響，但不會受到消費者信心的影響；張華[5]研究發(fā)現(xiàn)，當我國宏觀經(jīng)濟出現(xiàn)波動時，企業(yè)家信心會立即做出反應(yīng)，而消費者信心對宏觀經(jīng)濟的發(fā)展趨勢不敏感；耿鵬[6]證實了經(jīng)濟系統(tǒng)中宏觀經(jīng)濟波動與公眾信心之間是相互影響的；盧學(xué)英和白文周[7]運用1999年-2017年的數(shù)據(jù)研究信心與宏觀經(jīng)濟之間的關(guān)系，結(jié)果表明，短期內(nèi)，企業(yè)家信心對中國經(jīng)濟波動的影響更大，長期內(nèi)，消費者信心對中國經(jīng)濟波動的影響更大；劉偉江和李映橋[8]認為網(wǎng)絡(luò)消費者信心指數(shù)與經(jīng)濟增長之間有動態(tài)相關(guān)關(guān)系的存在。

一國的貨幣政策對國家經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展具有重要的作用?，F(xiàn)有文獻主要從貨幣供應(yīng)量、利率、匯率等方面來研究通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率的變化。唐東坡[9]運用Dornbusch模型對匯率與通貨膨脹率之間的關(guān)系進行了研究，得出了匯率能夠影響通脹率的結(jié)論。李穎等[10]指出在通貨膨脹率較高時，利率是抑制通脹上漲的有效手段。有關(guān)貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率之間關(guān)系的研究，目前尚未得到一致的結(jié)論，有的學(xué)者認為貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率之間存在反常規(guī)關(guān)系，如伍志文[11]；Atiq-ur-Rehman[12]；有的學(xué)者認為貨幣供應(yīng)量增長率的提高能夠促進通貨膨脹率，如劉志明[13]。崔百勝[14]在已有研究的基礎(chǔ)上，對通貨膨脹率是否會對貨幣供應(yīng)量沖擊立即做出反應(yīng)進行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)當信息是即期宣布時，通貨膨脹對于貨幣供應(yīng)量的沖擊具有滯后效應(yīng)。理論界普遍認為，貨幣供應(yīng)量沖擊對經(jīng)濟增長率產(chǎn)生影響，如閆力等[15]；馬勇等[16]。那么經(jīng)濟增長率在面對貨幣供應(yīng)量沖擊時會如何變化呢？劉斌[17]指出在經(jīng)濟的衰退期，貨幣供應(yīng)量的增加會進一步加劇經(jīng)濟的衰退；彭方平等[18]在考慮通貨膨脹率的前提下，運用Logistic平滑轉(zhuǎn)換結(jié)構(gòu)向量自回歸模型對貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長率之間的關(guān)系進行了研究，研究表明短期內(nèi)，在低通貨膨脹時期，貨幣供應(yīng)量增加能夠有效促進經(jīng)濟增長和增加就業(yè)。沈坤榮和汪建[19]指出1990年之前，利率的增長對經(jīng)濟增長有推動作用，1990年之后，利率的增長對經(jīng)濟增長有抑制作用；Ajibola Ayodeji 和 Adeyemi Oluwole[20]研究發(fā)現(xiàn)利率對經(jīng)濟增長有正向作用，但影響效果不大。李蔚等[21]對匯率和經(jīng)濟增長率之間的關(guān)系進行了研究，研究發(fā)現(xiàn)從長期來看，匯率與經(jīng)濟增長率之間有著穩(wěn)定關(guān)系。

基于上面的分析和對基本經(jīng)濟事實的梳理，本文將企業(yè)家信心和消費者信心納入具有時變特征的TVP-VAR模型中，對中國宏觀經(jīng)濟波動的時變成因進行實證分析，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家信心和消費者信心的提高增加了投資和消費，公眾對貨幣的需求量增加，使得貨幣的供給量增加，利率下降，從而促進了宏觀經(jīng)濟的發(fā)展；貨幣政策的調(diào)整能夠影響公眾對未來的信心，從而影響了投資和消費，對宏觀經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生間接影響；面對不同提前期和不同時點的貨幣政策沖擊，經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率的脈沖響應(yīng)強度會隨著時間的推移出現(xiàn)波動性變化。因此，在適當提振企業(yè)家信心和消費者信心的基礎(chǔ)上，兼具穩(wěn)健性和前瞻性的貨幣政策能夠使我國的宏觀經(jīng)濟平穩(wěn)健康的發(fā)展。

與現(xiàn)有文獻相比，本文主要有以下三點貢獻：

首先，內(nèi)需是拉動中國經(jīng)濟發(fā)展的決定性力量，消費升級勢能持續(xù)增強，企業(yè)家信心和消費者信心對經(jīng)濟的健康發(fā)展有重要的作用。以往的研究忽視了企業(yè)家信心、消費者信心和貨幣政策之間的相互關(guān)系，本文彌補了相關(guān)研究在這方面的不足。

其次，本文在梳理了基本事實后，構(gòu)建了包含企業(yè)家信心、消費者信心、貨幣政策和經(jīng)濟增長率及通貨膨脹率的TVP-VAR模型，對經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率脈沖響應(yīng)的時變特征進行了分析。

最后，在分析結(jié)果的基礎(chǔ)上，指出要考慮到企業(yè)家信心和消費者信心的影響，制定兼具穩(wěn)健性和前瞻性的貨幣政策的建議。

本文余下的部分安排為，第二部分是TVP-VAR模型的構(gòu)建和變量的選取；第三部分是基于TVP-VAR模型的實證分析；第四部分是結(jié)語。

2 TVP-VAR模型的構(gòu)建與變量選取

2.1 時變參數(shù)模型構(gòu)建

首先定義一個標準的結(jié)構(gòu)VAR模型：

Ayt=F1yt-1+...+Fsyt-s+μt，t=s+1,…,n

(1)

其中，yt是k×1維觀測向量，A是k×k維系數(shù)矩陣，F(xiàn)1…Fs為k×k維的滯后系數(shù)矩陣，擾動項μt是k×1維的結(jié)構(gòu)性沖擊。假設(shè)μt～N(0,ΣΣ)，其中，

同時假定A為下三角矩陣，即

將模型(1)整理成如下簡化的VAR模型形式：

yt=B1yt-1+…+Bsyt-s+A-1Σεt

其中，Bi=A-1Fi，i=1,…,s，εt～N(0,Ik)

yt=Xtβ+A-1Σεt

(2)

βt+1=βt+μβt

(3)

αt+1=αt+μαt

(4)

ht+1=ht+μht

(5)

其中，t=s+1,…,n,βs+1～N(μβ0,Σβ0),αs+1～N(μα0,Σα0),hs+1～N(μh0,Σh0).

關(guān)于多變量時變參數(shù)的模型構(gòu)建有幾點需要說明一下：

(1)假設(shè)矩陣At下三角形矩陣是VAR系統(tǒng)的遞歸識別;

(2)該模型不要求參數(shù)平穩(wěn),只要求其服從隨機游走過程即可;

(3)以往的研究表明Σh矩陣對角與否對研究結(jié)果的影響不大，為降低研究的難度，所以本文也假設(shè)Σh為對角陣。

(4)不需要假設(shè)模型中的每個參數(shù)變量都具有時變特征，因為可能會引起過擬合問題，具體的解決辦法可以參照Primiceri[22]提出的方法解決即可。本文參照Primiceri為βs+1，αs+1，hs+1指定正太先驗分布，對于均值和方差采用常系數(shù)VAR依據(jù)樣本期前的數(shù)據(jù)計算得出。

2.2 變量選取與來源

鑒于以往的研究，本文選取了企業(yè)家信心、消費者信心、利率、貨幣增長率、經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率六個變量構(gòu)建TVP-VAR模型進行研究。其中，企業(yè)家信心和消費者信心分別用QX和XX表示；由于7日銀行間同業(yè)拆借利率的日度數(shù)據(jù)能夠很好地反映短期資金的供求關(guān)系，所以本文用它來表示利率R；用貨幣增長率M2表示廣義貨幣的月度同比增長率；用消費者物價指數(shù)的月度同比增長率CPI來表示通貨膨脹率；經(jīng)濟增長率(GDP)用國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率來代表。為了消除季節(jié)趨勢的影響，本文對所有的數(shù)據(jù)進行了Census X-12季節(jié)調(diào)整。

本文選取季度數(shù)據(jù)進行研究，主要是基于以下兩點原因：一是中國貨幣政策存在一定的時滯性，如果采用TVP-VAR模型分析月度數(shù)據(jù)，那么信息準則通常會在模型中加入12期以上的滯后期來反映滯后效應(yīng)。顯然，采用月度數(shù)據(jù)會有較大的自由度損失，導(dǎo)致估計出現(xiàn)偏誤。二是目前可獲得的最高頻的GDP數(shù)據(jù)為季度數(shù)據(jù)，企業(yè)家信心和消費者信心的數(shù)據(jù)也為季度數(shù)據(jù)，若把季度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為更高頻的數(shù)據(jù)會出現(xiàn)信息缺失的問題。為此，本文采用2005年第一季度到2017年第四季度的數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間。樣本區(qū)間不僅包括經(jīng)濟動蕩時期，也包括經(jīng)濟新常態(tài)時期，因而能夠有效地分析信心、貨幣政策對經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率的時變影響。本文所有的數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫。

3 基于TVP-VAR模型的實證研究

3.1 變量選擇與實證模型的構(gòu)建

由第二章中的式(2)至(5)，TVP-VAR完整模型可寫為：

(6)

其中，t=s+1,…,n,βs+1～N(μβ0,Σβ0),αs+1～N(μα0,Σα0),hs+1～N(μh0,Σh0)。

同時設(shè)定模型中各個參數(shù)的先驗分布如下：

其中(Σβ)ii，(Σα)ii和(Σh)ii表示矩陣的第i個對角元；同時假設(shè)

μβ0=μα0=μh0=0，Σβ0=Σα0=Σh0=10×I。為簡便化，假設(shè)Σβ為對角矩陣，已有研究表明Σβ對角與否對結(jié)果影響不顯著。

3.2 參數(shù)估計結(jié)果及MCMC算法有效性檢驗

使用MCMC算法進行10000次抽樣，首先將前1000次的抽樣結(jié)果舍棄，然后利用后9000次的抽樣對后驗分布的參數(shù)進行估計，最后采用CD統(tǒng)計量與無效因子檢驗MCMC算法的合理性。部分參數(shù)后驗估計結(jié)果如表1。

表1 參數(shù)估計結(jié)果

從表1可以看出所有參數(shù)的后驗均值均落在95%的置信區(qū)間內(nèi)，而且它們的標準差都很小，這可以得出參數(shù)估計結(jié)果很好。由CD統(tǒng)計量的收斂結(jié)果可以看出，除了(Σα)1，其他的結(jié)果均不能拒絕收斂于后驗分布這一原假設(shè)，這說明，該模型預(yù)模擬獲得的MCMC鏈收斂。所有參數(shù)的無效因子均未超過50，說明利用MCMC算法得到了足夠的不相關(guān)樣本，也就是說得到了理想的抽樣結(jié)果。

圖1從上到下分別是樣本的自相關(guān)系數(shù)、樣本收斂軌跡以及后驗密度分布圖。如圖所示，樣本的自相關(guān)系數(shù)隨著模擬次數(shù)的增加都收斂于0，表明本文設(shè)定的抽樣次數(shù)能夠很好地消除樣本之間的自相關(guān)性；樣本序列在均值附近以“白噪聲”的軌跡波動。同時，圖1也驗證了利用MCMC算法進行抽樣得到的樣本是不相關(guān)的，且是有效的，能夠很好地模擬參數(shù)的分布狀況。

圖1 樣本自相關(guān)圖、樣本路徑及后驗密度圖

自變量回歸模型(VAR)作為一種基本的計量分析工具已經(jīng)被廣泛使用，由其獲取的脈沖響應(yīng)函數(shù)估計出的參數(shù)是固定不變的。為了研究中國宏觀經(jīng)濟波動的時變成因，本文采用具有時變特征的TVP-VAR模型分別從不同提前期和不同時點的利率、貨幣增長率、企業(yè)家信心、消費者信心的正向沖擊來進行反事實實驗分析。

3.3 不同提前期的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為了研究中國經(jīng)濟波動的時變成因，本文先對得到的不同提前期的脈沖響應(yīng)函數(shù)進行分析。圖2、圖3、圖4、圖5分別給出的是在提前一個季度(1期)，一年半(6期)以及三年(12期)的條件下，貨幣政策對公眾信心沖擊的脈沖響應(yīng)圖、通貨膨脹率與經(jīng)濟增長率對貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)圖、公眾信心對貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)圖、通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率對公眾信心沖擊的脈沖響應(yīng)圖?？紤]到中國貨幣政策運用的時效性，上述提前期分別對應(yīng)短期、中期和長期效應(yīng)。圖中的10期、20期、30期、40期、50期分別對應(yīng)2007年第二季度、2009年第四季度、2012年第二季度、2014年第四季度、2017年第二季度。

圖2 不同提前期下的脈沖響應(yīng)圖

3.3.1 信心對貨幣政策的影響

圖2的第一行給出的分別是利率對企業(yè)家信心單位正向沖擊的脈沖響應(yīng)圖和貨幣增長率對企業(yè)家信心單位正向沖擊的脈沖響應(yīng)圖。從第一個圖可以看出，企業(yè)家信心的正向沖擊在長期內(nèi)會抑制利率的提高，在短期內(nèi)會促進利率的提高。這可能與我國貨幣政策存在一定的時滯性有關(guān)，企業(yè)家信心的提高使得對投資和消費增加，從而使得貨幣的需求增加，但在短期內(nèi)貨幣的供給量不能及時補足，進而使得利率提高，長期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量增加使得利率下降。觀察第二個圖可以看出，對于提前12期的企業(yè)家信心沖擊，貨幣增長率的脈沖響應(yīng)強度最大，且為正值，對于提前1期的企業(yè)家信心沖擊，貨幣增長率的脈沖響應(yīng)強度為負值，說明在長期內(nèi)，企業(yè)家信心的提高能夠促進貨幣增長率的提高，在短期內(nèi)，則會抑制貨幣增長率的提高；圖2第二行給出的分別是利率對消費者信心單位正向沖擊的響應(yīng)圖和貨幣政策對消費者信心單位正向沖擊的響應(yīng)圖。觀察第一個圖可以看出，對于提前6期的消費者信心沖擊，利率的脈沖響應(yīng)強度最大，對于提前1期的消費者信心沖擊，利率的脈沖響應(yīng)強度最小。且在整個樣本區(qū)間內(nèi)，消費者信心的提高會使得利率下降。這可能是因為，消費者信心的提高對貨幣供給的促進作用大于公眾對貨幣需求的促進作用。從第二個圖可以看出，面對不同提前期的消費者信心沖擊，貨幣增長率的脈沖響應(yīng)強度在整個樣本區(qū)間內(nèi)均為正值，說明消費者信心的提高能夠促進貨幣增長率的提高。這是因為消費者信心的提高意味著公眾對未來有較好的預(yù)期，會增加消費和投資，從而擴大了內(nèi)需，使得對貨幣的需求量增加，貨幣增長率提高。

3.3.2 貨幣政策對中國經(jīng)濟波動的影響

圖3的第一行反映的是通貨膨脹率對于貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)情況。觀察第一個圖可以看出，通貨膨脹率對利率不同提前期的單位正向沖擊的響應(yīng)變動趨勢存在一定的相似性，2007年第四季度到2009年第一季度，通貨膨脹率的沖擊響應(yīng)出現(xiàn)明顯的波動，這是由于在全球金融危機的沖擊下，隨著中國經(jīng)濟面臨的外部風(fēng)險越來越來大，央行通過頻繁地調(diào)整利率來降低通貨膨脹率的波動。短期內(nèi)響應(yīng)強度接近于零，但為正向，中長期內(nèi)為負向，表明在中長期內(nèi)，利率的增加會抑制通貨膨脹，但在短期內(nèi)會較小程度地促進通貨膨脹率。從第二個圖可以看出，對于單位貨幣沖擊，通貨膨脹率在樣本區(qū)間內(nèi)的響應(yīng)強度都是正的，而且在提前期為1期的情況下，響應(yīng)強度最大。說明貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間具有正向變動的關(guān)系，這與貨幣數(shù)量的增加在一定程度上會促進通貨膨脹的經(jīng)濟理論相符合。圖3的第二行展示的是經(jīng)濟增長率對貨幣政策沖擊的響應(yīng)情況。從第一個圖可以看出，經(jīng)濟增長率對于利率提前1期的正向沖擊響應(yīng)強度為負值，且維持在-0.4左右，對于提前12期的單位沖擊響應(yīng)為正值，數(shù)值從2005年第一季度的0.2降到了2013年第四季度的0.05，之后，隨著中國經(jīng)濟進入新常態(tài)時期保持平穩(wěn)，說明，正向的利率沖擊在長期內(nèi)能夠促進經(jīng)濟增長，在短期內(nèi)會抑制經(jīng)濟的增長。從第二個圖可以看出，經(jīng)濟增長率對貨幣增長率提前1期的正向沖擊的響應(yīng)強度在0.5-0.6之間波動，說明正向的貨幣沖擊能夠促進經(jīng)濟增長，而面對貨幣增長率提前6期的單位沖擊，經(jīng)濟增長率的響應(yīng)強度在2005年第一季度為-0.2，之后逐漸趨近于0，這與我國在金融危機后實施穩(wěn)健的貨幣政策有關(guān)。

圖3 不同提前期下的脈沖響應(yīng)圖

3.3.3 貨幣政策對信心的影響

從圖4第一行的第一個圖看出，面對提前1期和6期的利率沖擊，企業(yè)家信心的脈沖響應(yīng)強度為負值，說明在短期內(nèi)，利率的增加會使得企業(yè)家信心下降。面對提前期為12期的利率沖擊，企業(yè)家信心的脈沖響應(yīng)強度，在整個樣本區(qū)間內(nèi)逐漸下降，在2014年第三季度趨于0，從長期來看，隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，利率沖擊對企業(yè)家信心產(chǎn)生的影響逐漸減弱。觀察圖4第一行的第二個圖可以看出，對于提前1期的貨幣增長率沖擊，企業(yè)家信心的脈沖響應(yīng)強度最大為2，對于提前12期的貨幣增長率沖擊，企業(yè)家信心的脈沖響應(yīng)強度最小，且為負值，說明貨幣增長率的提高在短期內(nèi)能夠提高企業(yè)家信心，在長期內(nèi)能夠促使企業(yè)家信心下降。圖4的第二行反映的是消費者信心對貨幣政策沖擊的響應(yīng)，從第一個圖可以看出，面對不同提前期的利率沖擊，消費者信心的脈沖響應(yīng)強度在整個樣本區(qū)間內(nèi)均為正值，說明利率的提高能夠提高消費者信心。從第二個圖可以看出，面對不同提前期的貨幣增長率沖擊，消費者信心的脈沖響應(yīng)強度在整個樣本區(qū)間內(nèi)均為負值，說明貨幣增長率的提高會使得消費者信心下降。這是因為，在經(jīng)濟繁榮時期，央行會采取緊縮性的貨幣政策，利率增加，貨幣增長率下降，公眾對未來會有較好的預(yù)期。在經(jīng)濟衰退時期，央行會實施寬松的貨幣政策，利率下降，貨幣增長率提高，公眾對未來的信心下降。

圖4 不同提前期下的脈沖響應(yīng)圖

3.3.4 信心對中國宏觀經(jīng)濟波動的影響

圖5的第一行反映的是信心沖擊對通貨膨脹率的影響情況。觀察第一個圖可以知，提前1期的企業(yè)家信心沖擊對通貨膨脹率的影響最大，對于提前12期的企業(yè)家信心沖擊，通貨膨脹率的響應(yīng)強度最小，說明隨著時間的推移，企業(yè)家信心沖擊對通貨膨脹率的影響會逐漸減弱。從第二個圖可以看出，提前6期的消費者信心沖擊對通貨膨脹率的影響最大，提前12期的消費者信心沖擊對通貨膨脹率的影響，隨著時間的推移趨近于0。圖5的第二行反映的是經(jīng)濟增長率對信心沖擊的響應(yīng)情況。觀察第一個圖可以看出，對提前期1期和提前期12期的企業(yè)家信心的正向沖擊，經(jīng)濟增長率的脈沖響應(yīng)趨勢基本一致，說明在長短期內(nèi)，企業(yè)家信心對經(jīng)濟增長率有促進效應(yīng)。從第二個圖可以看出，面對提前12期的消費者信心沖擊，經(jīng)濟增長率的脈沖響應(yīng)強度最大，且為正值，面對提前1期的消費者信心沖擊，經(jīng)濟增長率的脈沖響應(yīng)強度為負值。說明消費者信心的提高在長期內(nèi)會促進經(jīng)濟增長，在短期內(nèi)會抑制經(jīng)濟增長。

圖5 不同提前期的脈沖響應(yīng)圖

從不同提前期來看，在經(jīng)濟動蕩時期(2007年第一季度-2009年第四季度)，中國經(jīng)濟雖然沒有像西方國家那樣驟然衰落，但全球性的經(jīng)濟危機對中國的沖擊仍然是不可忽視的。貨幣政策、通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率在受到單位正向沖擊時，脈沖響應(yīng)強度會出現(xiàn)明顯的波動。之后隨著不斷調(diào)整各項政策，我國的經(jīng)濟進入了經(jīng)濟新常態(tài)時期，面對沖擊時的脈沖響應(yīng)強度趨于平穩(wěn)。

3.4 不同時點上的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

前文分析表明，公眾信心能夠影響貨幣政策、經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率，貨幣政策能夠影響公眾信心、經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率。那么，隨著信心的不斷提高和貨幣政策的不斷改革，中國經(jīng)濟增長的變動趨勢又是否發(fā)生了顯著變化呢？已有研究未能給出明確的答案。鑒于此，本文選取了2007年第四季度(t=12)、2011年第二季度(t=24)、以及2016年第二季度(t=44)這三個時點來分析貨幣政策、企業(yè)家信心、消費者信心的單位正向沖擊對通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率的影響情況。綜合觀察圖6、圖7、圖8、圖9可以看出，面對不同時點的單位正向沖擊，通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率的響應(yīng)變動趨勢基本一致，但響應(yīng)強度會隨著時間的推移和控制變量的不同而產(chǎn)生差異。

3.4.1 信心對貨幣政策的影響

圖6的第一行展示的是利率和貨幣增長率對企業(yè)家信心單位沖擊的脈沖響應(yīng)圖。觀察第一個圖，可以看出利率對企業(yè)家信心沖擊的響應(yīng)強度在0-4期為正，之后變?yōu)樨撝?，這與不同提前期的脈沖響應(yīng)結(jié)果一致。觀察第二個圖可知，貨幣增長率對不同時點的企業(yè)家信心沖擊的響應(yīng)強度，在0-5期為負向，在第6期變?yōu)檎登覐牡?期逐漸趨于平穩(wěn)。圖6的第二行給出的是利率和貨幣增長率對消費者信心沖擊的脈沖響應(yīng)圖。從第一個圖可以看出，利率對于不同時點的消費者信心的單位沖擊的脈沖響應(yīng)強度基本一致，且均為負值，在0-6期內(nèi)，利率的響應(yīng)強度逐漸增大，從第7期開始逐漸減小，說明消費者信心在整個樣本區(qū)間內(nèi)與利率反向變動，而且，在金融危機時期，面對沖擊消費者信心的響應(yīng)強度最大。從第二個圖可以看出，對于不同時點的消費者信心沖擊，貨幣增長率的響應(yīng)強度從0開始逐漸增加到第六期的1之后略有下降，說明在樣本區(qū)間內(nèi)消費者信心與貨幣增長率同向變化。

圖6 不同時點的脈沖響應(yīng)圖

3.4.2 貨幣政策對中國宏觀經(jīng)濟波動的影響

圖7第一行的第一個圖反映的是通貨膨脹率對利率沖擊的響應(yīng)變動趨勢，觀察該圖可以看出，對于不同時點的正向沖擊，通貨膨脹的響應(yīng)變動趨勢基本一致，在經(jīng)過1期的滯后期后，從第2期開始由正值逐漸減少到0，之后到7期變?yōu)?0.4左右，這與上一部分分析的在短期內(nèi)利率會促進通貨膨脹，在長期內(nèi)會抑制通貨膨脹相一致。在響應(yīng)強度方面，通貨膨脹率在2007年第四季度(t=12)金融危機時期的響應(yīng)強度略微高于經(jīng)濟平穩(wěn)時期，這與我國在這一時期頻繁的調(diào)整利率這一措施相符合。從圖7第一行的第二個圖可以看出，經(jīng)濟增長率對利率沖擊的響應(yīng)強度，在0-9期內(nèi)均為負值，之后趨近于0，這與我國央行不斷調(diào)整利率，保持經(jīng)濟平穩(wěn)增長有關(guān)。圖7第二行的第一個圖反映的是貨幣增長率的正向沖擊對通貨膨脹率的影響情況，在第2期出現(xiàn)峰值，之后逐漸下降。最終趨近于0.1，說明通貨膨脹率對貨幣增長率沖擊的響應(yīng)強度在短期內(nèi)顯著為正，這也符合經(jīng)濟學(xué)常理，即貨幣供給超出長期均衡值會導(dǎo)致商品的名義價格上升，隨著時間推移，大概在第8期后，貨幣增長率對通貨膨脹率的作用逐漸減小。第二個圖展示的是經(jīng)濟增長率面對不同時點的貨幣沖擊的時變序列圖，經(jīng)濟增長率的脈沖響應(yīng)強度在第2期達到峰值，之后逐漸下降到0, 2007年第一季度經(jīng)濟增長率的響應(yīng)強度首先降為0，說明在金融危機爆發(fā)時期，貨幣增長率的提高會抑制經(jīng)濟增長率的提高。之后響應(yīng)強度趨于平穩(wěn)，說明隨著時間的推移，貨幣政策對經(jīng)濟波動的調(diào)控效應(yīng)漸漸趨向成熟。

圖7 不同時點的脈沖響應(yīng)圖

3.4.3 貨幣政策對信心的影響

圖8第一行展示的是企業(yè)家信心對貨幣政策沖擊的響應(yīng)情況。觀察第一個圖可以看出，對于不同時點的利率沖擊，企業(yè)家信心的脈沖響應(yīng)強度在0-4期基本一致，從2009年開始出現(xiàn)差異，對于2007年第4季度的利率沖擊，企業(yè)家信心的響應(yīng)變動趨勢最大。從第二個圖可以看出，企業(yè)家信心面對貨幣增長率沖擊立即做出反應(yīng)，響應(yīng)強度為1.7，大約在半年后達到最大，之后逐漸下降，在4期變?yōu)樨撝?，從?期開始趨于平穩(wěn)。圖8第二行反映的是貨幣政策沖擊對消費者信心的影響情況。從第一個圖可以看出，對于不同時點的利率沖擊，消費者信心的脈沖響應(yīng)變動趨勢基本一致，在整個樣本區(qū)間內(nèi)，消費者的響應(yīng)強度逐漸增加。從第二個圖可以看出，對于不同時點的貨幣增長率沖擊，消費者信心的脈沖響應(yīng)強度在整個樣本區(qū)間內(nèi)均為負值，說明貨幣增長率的提高會使得消費者信心下降，這與不同提前期的脈沖響應(yīng)部分的分析一致。

圖8 不同時點的脈沖相應(yīng)圖

3.4.4 信心對中國宏觀經(jīng)濟波動的影響

從圖9第一行的第一個圖可以看出，對于一單位企業(yè)家信心的沖擊，通貨膨脹率在三個不同時點的響應(yīng)變動趨勢基本相同，面對沖擊立即做出反應(yīng)，響應(yīng)強度為0.1，2007年第四季度的沖擊響應(yīng)變動趨勢最大，2016年經(jīng)濟新常態(tài)時期的沖擊響應(yīng)變動趨勢最小，這與新常態(tài)時期各項政策較為成熟有關(guān)。觀察圖9第一行的第二個圖，可以看出經(jīng)濟增長率面對不同時點的沖擊的脈沖響應(yīng)趨勢基本一致，而且對于2007年第四季度企業(yè)家信心沖擊的脈沖響應(yīng)強度的波動最大。從圖9第二行的第一個圖可以看出，面對不同時點的消費者信心的正向沖擊，通貨膨脹率的響應(yīng)強度在第2期變?yōu)?，在第6期達到負向最大值，即在經(jīng)濟危機時期，通貨膨脹的變動趨勢最大，之后逐漸減小，在第10期又變?yōu)?，之后保持平穩(wěn)。從圖9第二行的第二個圖可以看出，對于不同時點的消費者信心沖擊，經(jīng)濟增長率的脈沖響應(yīng)趨勢基本一致，對于沖擊立即做出反應(yīng)，響應(yīng)強度在1-6期為負值，之后變?yōu)檎怠?/p>

圖9 不同時點的脈沖響應(yīng)圖

從不同時點來看，金融危機時期(2007年第四季度)的響應(yīng)變動趨勢明顯大于經(jīng)濟穩(wěn)定時期(2016年第二季度)的變動趨勢。隨著我國貨幣政策的不斷成熟，經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率基本保持穩(wěn)定。

4 結(jié)語

本文運用能夠反映時變特征的TVP-VAR模型，動態(tài)識別了貨幣政策對經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率調(diào)控效應(yīng)的時變特性，同時將企業(yè)家信心和消費者信心納入考慮范圍，考察了兩個信心指標對貨幣政策、經(jīng)濟增長率以及通貨膨脹率的影響情況。以2007-2008年金融危機時期、2011年中國經(jīng)濟復(fù)蘇時期、2016年中國經(jīng)濟進入新常態(tài)時期作為典型事實，分析了不同時點的企業(yè)家信心、消費者信心、貨幣政策的單位沖擊對通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率的影響的時變特征以及企業(yè)家信心、消費者信心和貨幣政策之間的相互關(guān)系。研究結(jié)果表明：第一，企業(yè)家信心和消費者信心對宏觀經(jīng)濟的波動具有直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，其中，直接效應(yīng)表現(xiàn)為企業(yè)家信心和消費者信心自身能夠影響中國宏觀經(jīng)濟，間接效應(yīng)表現(xiàn)為公眾對未來有好的預(yù)期，會增加消費和投資，從而增加了對貨幣的需求，使得貨幣供應(yīng)量增加，利率下降，進而推動了中國經(jīng)濟的發(fā)展。第二，貨幣政策對宏觀經(jīng)濟的波動具有直接和間接的影響，其中，直接影響表現(xiàn)為貨幣政策傳導(dǎo)機制對宏觀經(jīng)濟的影響，間接影響表現(xiàn)為貨幣政策的調(diào)整會影響公眾對未來的預(yù)期，從而影響了消費和投資，進而影響了中國的經(jīng)濟波動。第三、面對沖擊，經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率脈沖響應(yīng)的波動幅度在經(jīng)濟衰退時期明顯大于經(jīng)濟平穩(wěn)時期。

從本文的結(jié)論中可以得到一些啟示：一是公眾信心與貨幣政策能夠互相影響，也就是說企業(yè)家信心會通過貨幣政策傳導(dǎo)機制影響宏觀經(jīng)濟的發(fā)展，貨幣政策能夠通過影響公眾信心影響宏觀經(jīng)濟的發(fā)展。二是利率、貨幣增長率、企業(yè)家信心和消費者信心對通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率的傳導(dǎo)渠道是通暢的，但由于長短期效應(yīng)差別的存在，貨幣政策的制定要具有前瞻性和有效性。三是在明確貨幣政策調(diào)控效應(yīng)的時變特征的基礎(chǔ)上，把握好宏觀調(diào)控的度，穩(wěn)健的貨幣政策保持中性、松緊適度，提振企業(yè)家信心和消費者信心來穩(wěn)定通貨膨脹、促進經(jīng)濟增長，將經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率都維持在合理的范圍內(nèi)，從而使我國的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，經(jīng)濟系統(tǒng)平穩(wěn)運行。