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1、饭待肠么年第期测度货币政策效应方法论下民说及其应用郑超愚中国人民大学经济所博士生。调节货币供给与信贷资金总量是我国货币政策的基本运作形式,与货币政策中介目标选择的世界性趋势相一致,名义货 币供应量事实上已成为我国货币政策的中介目标。因此,本文在根据总供给函数构建的货币政策效应分析理论框架的支持下,通过考察我国一年 间名义货 币供应量及其与同期以国民收入为代表 的实际变量间的互动关系,来事后测度该时期内名义货币供应量管理对经济稳定政策目标的实际作用。由于可利用的统计资料在因果关系检验方面的局限,这里设立的测度货币政策效应的方法论假说也许较所给出的结论更有意义。一、货币政策效应的分析框架以趋势名义
2、货币需求量表示社会总产出按其潜在水平扩展时整个经济体系对名义货 币的需求量,从而把中性货币政策界定为调适名义货币供应量而使其等于趋势名义货币需求量。所以,当且仅当时,货币政策是扩张性的当且仅当时,货币政策是紧缩性的。趋势名义货 币需求量决定。、,、,二。,。一一、,田忌共举幽致一十一从瓦和贯中箭水幽致一长厂工总供给函数采取卢卡斯总供给函数形式,一十,畏。其 中,表示实际国民收入,表示潜在 国 民收入 即位于生产 可能性边界上的国民收入水平,、“分别表示实际的、预期的价格总水平。对于函数,存在一。,即当时,存在从而在固定不变时,与正相关。由,一,弄可得暮一一一,进而推导出总供给函数的修正形式一丫
3、一。一。其 中,二、丫分别表示实际的、预期的通货膨胀率,函数。由一一,一一定义。一代表国民收入缺口。因此,当一时二一丫从而。货币需求函数采取剑桥方程形式,表示 国民收人货币持有系数。以表此总供给函数形式是卢卡斯对在不完全信息下的厂商供给函数加总形成的。通过相机选择预期形成机制,它从形式上 兼容了新古典综合派、货币主义、新古典主 义等不同甚而对立的理论观点,已经成为总供给分析的范式。一一、。卜,山,一、算子表示施行 自然对数求导运算,一“一箭,所以就是变量的增长率,从而一“,一丫。示的时间趋势值,可得,因而的可计算离散形式为,夕,或一一,斌夕。其中,、夕汾别是 由时间序列数据回归的,、的时间趋势
4、,值。所以,就是取其时间趋势值、取其时间趋势值叭从而位于上、按斌增长 从而价格预期实玩时的名义货币需录量。设定名义货币供应量效应的水平指示数,一。因此,对于中性货币政策,一对于扩张性货币政策,对于紧缩性货币政策,。这样,与对比能够显现货币政策效应的方向,与的离差进而反映货币政策效应的力度。由,计算其增长率,一,斌夕,并且设定货币政策效应的速率指示数,一。不过,只是测度货币政策的辅助指标,不能把性能的经济含义类推到一上。设定反 映 国民收入动态的水平 指示数与速率指示数,一夕,一盯夕。与对比、与的离差分别指示 国民收入波动的方向和幅度,而仍然是辅助性的。及其辅助指标、及其辅助指标构成了货币政策效
5、应的测度指标体系。所指示的货币政策效应是狭义的,没有反映货币部门与实际部门的交互作用。只有在计算结果的基础上解析与的关联,才能够说明名义货币供应量与国民收入动态的相互关系。货币政策效应概念实际上具有双重含义,即 由所指示的货币政策的松紧度和由与关联所反映的货币政策的实际作用。情形或一在实际测度中发生的概率近于。一般地,对于经济稳定取向的货币政策,存在并且,或者并且,所以,应该测度出事后关系一一。货币政策效应的测度操作包括计算与、解析与的关联这样继起的两个阶段。依据所构建的货币政策效应分析的理论框架,与的算法程序如下由时间序列,回归其趋势值夕,计算与一夕 叭利用时间序列几与一兔 夕拟合总供给函数
6、修正形式一丫。一,从而确定二由时间序列,回归其趋势值根据时间序列夕,、试与,计算与。下面应用货币政策效应测度的方法论假说,测度一年间名义货币供应量管理的政策效应。二、国民收入动态的计量分析国民收入动态的有关数据列示在表一中。其中,与引自年中国统计年鉴,计算公式为,。,二计算公式为二一卜,若不加以特别说明,对于所选用的离散型时间变量,在年,在年一。有关国民收人动态的数据名义 国民收入按当年价格亿元实际 国民收入指数按不变价格以年为国民收入平减指数以年为通货膨胀率,二月斗月任八月任,亡工气口户六洲,一,奋用普通最小二乘法有。年间拟合直线方程一尽,其结果如下夕,由此取得夕,与一夕,见表二。夕从而夕,
7、。计算与,、分别见表五、表六。序列的时距 只有年,所以放弃了根据序列来概括我国经济周期特征的常规分析尝试。三、计算已知时间序列二、一夕,总供给函数的修正形式二一丫。一在通货膨胀率预期形成机制的特定假设下是可识别的。表二潜在国民收人及其与实际国民收人的偏差表三预期通货肺胀率年年度度夕一 夕夕夕夕,一一。一。一。,一一年年度度它。用在各种典型的通货膨胀率预期形成机制假设下拟合二一丫日一州并且进行假设检验。一年间的经验资料拒绝理性预期假设即斌、滞后分布预期假设包括分布滞后一期假设 一。瓜一和分布滞后两期假设斌,兀一,二卜,外推型预期假设即斌一。二一瓜一,然而 同时接受引入时间变量的以下两种假设形式形
8、式元一夕 夕,一,。形式元二,一二一夕夕,二,一,。通货膨胀率预期形成机制,在总供给函数拟合形式下为斌犷,在形式,下为斌一,一一,。计算,表三中序列、序列分别是试在形式和形式假设下的计算结果。年以来价格体制由行政管制价格制度 向市场形成价格制度过渡,使得通货膨胀的表现形式相应地由抑制型向公开型转变。通货膨胀率预期形成机制中时间变量的引入,即在形式中出项,、在形式中出现项,从而发生与国民收入缺口无涉的、作为函数的体制转轨型通货膨胀,一方面是 由于年以来确实存在的价格总水平随时间推移加速上涨的趋势被合理地预期到,另一方面也是同期以价格上涨替代物资短缺来释放通货膨胀压力的结果。通货膨胀率预期形 成机
9、制在形式假设下包含凡一几一,项,发生振荡因而避免了在形式假设下的单调性。对于斌二一几一几一且任。,当一。时,一瓜一从而对应于蛛网模型采用的简单外推型预期假设当一时,一二从而对应于理性预期假设随着由。到增加,斌由斌一一,向可一演化从而对应于不完全理性预期假设谱系。试一二一一可以看作是在取并且兀一,被,替代的条件下由斌一二,一二一一,衍生成的,其构造机理的经济含义可以参照丫 一二一几一十瓜一,来解释。名义货币供应量定义采用,所以由流通中现金加不包括财政存款的各类存款构成,如表四示。表四中有关现金和存款的基本数据来源于年中国金融年鉴和年中国统计年鉴,计算公式为,卜十。,计算公式为一,。表四货币及国民
10、收人货币持有系数年年度度名义货币供应食亿元民收入货货, ,币币币币币币币币币币币币币币币币币币币币币币币持有系数数数年年年末余额额年均余额额现现现金金存款款总计,以表示交易量,对于经济货币化系数,有一。根据费雪方释一,其中表示货币流通速度。由一可知一。在成熟的市场经济下是相对稳定的,经济货币化对的影响可以忽略不计,但是,年以来 由计划经济向市场经济的转型过程 同时也是我国经济货币化过程,所以明显增加。同时,减缓。因此,如表四示,持续增加并且,表现出按抛物线轨迹运动。用在年间拟合二次曲线一。,十,其结果如下下降是被许多 国家历史资料证实的统计规律。一十一一一,一,由此取得,见表四。一表五和年年度
11、度亿元亿元。,表六和年年度度。、,、,采取指数形式,所以,计算公式为,一,夕。卜,。斌。,计算公式仍然是一二忿夕,。与的计算结果见表五,与,的计算结果见表六。其 中,与从而与 是在通货膨胀率预期形成采用形式假设斌,十,即斌依表三中取值下计算的,与从而与是在斌一。二。一凡,即试依表三中取值下计算的。四、一年间名义货币供应量管理的总体评价水平指示数与速度指示数的性能差别,不仅存在于测度经济变量动态时所指示结论的数量性规定,而且存在于指示结论的方向性规定。与间存在着复杂的非线性关系。卜,夕夕,由于夕是正常数,与的关系是比较直观的,但是并不存在与同时超过或者同时低于的必然性。在年与年,但是,这里测度结
12、论的对立是 由年前经济过热从而 国民收入基期水平过高 造 成的。无法反 映基期水平 的影响。不能认为如果,那么本年度或下一年度将出现经济萧条 也不能认为如果,那么本年度或下一年度将出现经济繁荣。在年与年,但是在进入年后才有。在年与年,但是在进入年后才有。与对与所能起的辅助作用是很有限的,对名义货币供应量与国民收入间互动关系的解析应该主要依据序列和序列。至于使用、等指标来评价货币政策效应的习惯作法,缺乏宏观经济理论基础的支持,也无法纳入价格预期因素的影响,即使与依据、性质的指标所进行的评八,韶鞍尸 丫、,尹 圈一一卜 十卜,。价相比,从分析技术到分析结论都是很粗浅的。图一是与在一年间时间序列数据
13、的折线图。、必、如夕夕火火二二二夕夕荃去夕夕户、址殉泛泛泛泛乡碑二姆夕图 二如图一所示,在一年间序列与序列基本上是同调的。不考虑边界年度年和年,与、同时在年达到峰尖值,与同时在年而则滞后一年即在年达到波谷值。除年外,与同时超过或低于,从而存在一一在年,但是。依据表五,计算与的相关系数、与的相 间系数,可得一,二,从而表 明与高度正相关。所以,对与的相关分析证实了序列与序列的同调性。由于所使用的统计数据都是年度性的,时间序列数据的年度跨距极有可能超过由改变名义货币供应量到引致国民收入变化的货币政策外部时滞或 由国民收入变动到引致名义货 币供应量调整的货 币政策内部时滞,名义货币供应 量与国民收入
14、间的因果 联系 因而表现为如序列与序列的同调性所示的瞬时因果关系。这样,无法从序列与序列的关联中辩识名义货币供应量与国民收入间因果联系的方向,也就是无法判定实际发生的名义货币供应量变化是引致 国民收入波动的原因还是适应国民收入波动的结果,而 只能给出关于名义货币供应量管理政策效应的以下程式化评价。货币政策的内部时滞和外部时滞必定都在一季度以上,如果有可能利用季度性统计数据来计算与,就能够实际计量检验出其中的因果联系方 向。序列与序列同调振荡但是初相位关系欠定口因此假设序列超前于序列。此时,国民收入在没有货币政策干预下自发运动的轨迹,或者是夕,或者是夕,或者是夕。如图二示。如果经济体系自发运动依
15、轨迹夕,经济体系是 内在稳定的从而 不存在自然波 动,那么指示的实际经济波动完全是由指示的货币政策干预造成的,因而经济波动与经济周期体现的只是政策波动与政策周期。如果经济体系自发运动依轨迹夕,夕与是同相的,那么指示的货币政策干预是反稳定性的,加剧 了 由夕代表的经济体系自然波动而形成指示的实际经济波动。如果经济体系自发运动依轨迹夕,夕与是反相的,那么施行了反周期的货币政策干预,但是指示的货币政策干预力度过大,以至超过了熨平经济周期的必要限度而导致与经济体系自然波动反方向的、指示的实际经济波动。假设序列滞后于序列。如图三所示。此时必然存在着与同相的经济体系 自然波动,指示的货 币政策动态只是被动适应经济体系自发运动而调整名义供应量的结果。图三在关于序列与序列间初相位关系的假设下,货币政策被动适应经济体系的自发波动。在假设 下,货币政策干预或者引致、或者强化、或者扭曲经济体系的 自发波动。因此,一。年间以名义货币供应量管理为代表的货币政策总体上是不成功的。依据表五,计算变差系数,以揭示序列、序列围绕其平均值散布的变异程度。一邵又,其中合、又分别表示序列的均方差、平均值。对于序列,又一,台,所以。一。对于序列,又一,所以。对于序列,又一,所以。下转第页押保险金。第三,实行企业家社会选聘制。企业家阶
