貨幣政策、通貨膨脹與經濟增長關系研究

楊 毅

（鄭州升達經貿管理學院 國際經濟與貿易系，鄭州451191）

0 引言

經濟的長期增長與短期波動，始終是經濟學研究的兩大核心內容。與這兩大核心內容息息相關的一個經濟現象就是以高通貨膨脹率為標記的經濟危機。由于經濟行為主體的有限理性、信息的不完全性以及經濟條件變化的隨機性，導致經濟危機的發生很難避免且后果嚴重。為了應對經濟危機，特別是為了減少經濟危機對經濟系統的嚴重傷害，凱恩斯提出了以需求管理理論為核心內容的宏觀經濟學。這一學說的本質是為政府進行經濟干預，實施宏觀調控政策提供理論基礎。但是從凱恩斯經濟學誕生的那一天起，政府宏觀政策的有用性就成為理論界爭論的焦點。特別是在現有政治經濟制度之下，貨幣政策比財政政策有著更快的傳導途徑，其對經濟系統的影響，特別是短期的影響具有更大的作用。那么貨幣政策的作用如何？它抑制了通貨膨脹，還是加重了通貨膨脹？最終又會對經濟的長期增長具有什么樣的影響效應？這些理論問題始終困擾著許多宏觀經濟學家的思索。因此，對貨幣政策、通貨膨脹和經濟增長三者之間的相互作用關系的問題進行研究，具有很高的理論價值。本文嘗試從這方面展開分析。

1 SVAR模型框架和數據的選取

現有的研究成果表明，信貸渠道是我國貨幣政策傳導的主要途徑。因此本文將以貨幣政策的銀行信貸渠道為理論前提來建立模型。其次，雖然VAR模型在經濟政策作用機制檢驗方面起到了重要作用，但是VAR模型中的方差分解和脈沖響應函數仍然缺乏足夠的經濟理論支持。因此在研究中我們將采用Bemanke提出的結構向量自回歸(SVAR)模型，該模型通過分解不同來源的結構擾動及其脈沖響應，有效地揭示了一組變量的動態行為，這使得其特別適用于比較貨幣政策沖擊對不同地區或不同行業的動態影響。為此，在SVAR模型中我們根據一定的經濟假設，給出一個線性動態系統化簡化式的可識別條件，然后介紹模型中的數據選取過程。

1.1 SVAR模型理論

假設Yt是由我們所關注的宏觀經濟變量構成的k維向量，L是一階滯后算子，這樣一個動態線性結構方程系統可以表示為：

經濟動態系統具有一般性的自回歸結構，即滯后算子多項式B(L)為：

其中Bi,i=0,1,2…p是系數矩陣。為了對結構式方程進行估計，我們需要將其轉化為簡化式形式，此時Yt的每個分量的當前變量可以表示成為每個變量的具有滯后變量，以及序列不相關的結構式擾動項的線性組合。如果矩陣B0是可逆的，可以在方程(1)兩端乘以B0的逆矩陣，得到下述方程表達式：

雖然簡化式VAR模型的右端都已經是前定變量，但是模型卻發生了兩個十分重要的變化。一個是簡化式沖擊不再具有白噪聲性質，即出現了序列相關性，為此普通最小二乘估計已經不再是一致估計了；另一個是從簡化式參數估計無法唯一地恢復出結構式參數，這產生了模型的不可識別間題。

為了處理第一個問題，我們需要使用條件異方差下的其他估計方法。此時簡化式擾動的協方差矩陣為：

對此我們可以使用工具變量法、二階段最小二乘法或完全信息極大似然法等，獲得VAR模型簡化式參數的一致估計，并且獲得簡化式擾動序列的估計。

SVAR模型另一個重要問題是滯后階數的確定。在選擇滯后階數p時，一方面想使滯后階數足夠大，以便能完整的反映所構造模型的動態特征；但另一方面滯后階數越大，需要估計的參數也越多，會減少模型的自由度，從而降低估計的精度。理論上確定滯后階數的方法有許多種，本文采用Eviews6.0中提供的LM檢驗、AIC信息準則、SC準則、HQ檢驗等多種標準來檢驗滯后階數p的選擇。對這些方法下的檢驗結果，采取“多數原則”來選擇p的取值。

1.2 變量選取、數據來源

根據前面的理論分析，本文選用中國宏觀經濟的月度數據對貨幣政策、物價水平和經濟增長之間的關系進行實證分析。選取全國金融機構年末貸款余額作為貨幣政策的指標。這主要是考慮到目前銀行信貸渠道仍然是我國貨幣政策傳導的主要途徑；選取全國居民消費價格指數CPI的變化度量通貨膨脹率的變動；選取全國人均實際GDP來度量經濟的增長。樣本取自2003年1月到2011年05月，共計101個月度數據的時間序列。數據均來自國家統計局和中國經濟景氣月報。全國人均實際GDP、全國金融機構年末貸款余額都按可比價格進行整理，然后對這些經過整理后的數據進行對數調整，以避免數據波動過大造成的異方差和多重共線性問題。

2 SVAR模型的建立與數據檢驗

2.1 SVAR模型的建立

根據上面的理論分析，結合本文研究的需要首先建立3變量的SVAR模型，其結果如下：

即簡化式擾動項εt是結構式擾動項μt的線性組合，因此代表一種復合沖擊。模型中有k=3個內生變量，因此為了能夠獲得SVAR模型的可識別條件，必須根據經濟理論和所研究的問題對模型施加k(k-1)/2個約束條件。因此對模型施加如下的約束條件：（1）根據總供給函數，即IS曲線方程，假設當期人均實際GDP不受當期貸款規模的影響，-b12=0；（2）由于貨幣政策沖擊的滯后性，假設當期貸款規模對當期通貨膨脹的變化沒有響應，-b23=0；（3）最后，假設當期的通貨膨脹對當期的人均實際GDP變化沒有響應，-b31=0。

2.2 模型的平穩性檢驗

首先對時間序列進行平穩性檢驗。本文對三個時間序列進行ADF單位根檢驗，使用AIC和SC信息標準作為最佳滯后長度的選擇標準。使用ADF法對時間序列具有時間趨勢、截距項和時間趨勢以及二者都沒有這三種模型分別做了單位根檢驗。檢驗結果表明，通貨膨脹率CPI是平穩的；貨幣政策log(DK)、經濟增長log(PGDP)是非平穩的，它們的二階差分是平穩的。這三個時間序列不能構成協整關系。

另一方面，為了判斷區域經濟波動與貨幣政策沖擊之間的相互作用，還需要估計脈沖響應函數。脈沖響應函數描述了結構式沖擊的單位變化對內生變量的動態影響過程，或者內生變量對結構式沖擊1個標準差變化所產生的當期或者滯后響應。在估計脈沖響應函數時，我們假設沖擊發生的順序是：人均實際GDP→貸款規模→通貨膨脹率，如此沖擊發生順序表明了中央銀行的基本響應過程。同時，為了保證脈沖響應函數方法中參數的有效性（例如脈沖響應函數的標準誤差），必須進行SVAR模型的平穩性檢驗，有關結果見表2。根據結果可知SVAR模型所有特征多項式根的倒數都小于1，即位于單位園內，從而模型是平穩的。

表1 所有經濟變量序列應用ADF方法進行的平穩性檢驗

3 實證結果與分析

表2 SVAR模型的平穩性檢驗

3.1 脈沖響應函數

為了分析貨幣政策對本輪通貨膨脹的影響及其長期效應，我們選用樣本區間樣本區間2009年1月至2011年5月。通過Eviews6.0軟件得出經濟增長和通貨膨脹對貨幣政策沖擊的響應曲線圖。在脈沖響應函數圖形中，橫軸表示沖擊發生的時間間隔；縱軸表示變量變化的百分點，虛線表示1倍標準差的置信范圍。脈沖響應函數的滯后數為30個月。

圖1 通貨膨脹率對貨幣政策沖擊的脈沖響應

圖2 人均實際GDP對貨幣政策沖擊的脈沖響應

首先，分析貨幣政策變量沖擊對通貨膨脹率的動態作用過程。根據圖1可知，當出現1個百分點的貨幣政策正向沖擊之后，通貨膨脹率產生了正向的響應效應。在滯后4月后，物價水平達到高峰，然后緩慢開始下降。而且在滯后的30月內都產生正向作用并趨于平穩，驗證了貨幣供給的增長帶來物價上漲的觀點。

其次，分析貨幣政策變量沖擊對人均實際GDP的動態作用過程。根據圖2可知，當出現1個百分點的貨幣政策正向沖擊之后，在前3個月內，對人均實際GDP產生了負向效應。從第4個月開始，人均實際GDP的響應開始轉變成正向效應。然后，緩慢上升至第15個月達到最大值0.21個百分點處后趨于平緩。而且在之后的15個月內，穩定在0.18個百分點處。驗證了貨幣政策對經濟增長具有真實貢獻的觀點。

同時，可以看到貨幣政策對經濟增長的作用要滯后與其對通貨膨脹的影響。反映了貨幣政策對產品市場的影響要滯后于其對貨幣市場的影響，表明實體經濟中產品供求的調節滯后于虛擬經濟中金融資產價格的波動。

3.2 方差分解

方差分解是通過分析每一個沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同沖擊的重要性。因此，方差分解給出對SVAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。內生變量變化主要由方差來測度。本文中的SVAR模型在樣本期內的方差分解如圖4所示。這些曲線顯示出源于不同擾動項的變化引起的方差占內生變量總方差的百分比。

圖3 貨幣政策、通貨膨脹率對經濟增長的貢獻程度

由圖3可得，除去經濟增長滯后值對當期經濟增長的影響，貨幣政策和通貨膨脹率對經濟增長的貢獻率為正，其和約為10%。進一步可以看出，在這一輪通貨膨脹過程中，一方面貨幣政策通過影響貨幣供給來改變商品交易過程，從而通過促進商品交易直接影響經濟增長；另一方面，貨幣政策通過影響物價總體水平來改變不同商品之間的相對價格，進而導致資源重新配置間接影響經濟增長。

4 結論與建議

本文運用SVAR模型對貨幣政策、通貨膨脹和經濟增長三者之間的相互影響進行了脈沖響應及方差分解等實證分析，并得出以下結論：

(1)通過實證分析表明，貨幣供給的增長會帶來物價的上漲，并且滯后4個月后達到最大效應。另一方面，貨幣政策也對經濟增長具有真實效應，表現出貨幣長期非中性。

(2)貨幣政策對經濟增長的影響途徑有兩條，一種途徑是改變商品交易過程；另一種則是引導商品重新配置。最終放大了對經濟增長的影響效應。

從上述研究結果可以看到，貨幣政策通過兩種途徑對經濟產生復雜而深遠的影響。政府在制定任何一項貨幣政策時都應該反復思考，在明確政策目標的基礎上，深入研究經濟整體運行的動態特征，從影響途徑、影響效應及其滯后時間來全面考察相關貨幣政策的制定。

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