消費(fèi)習(xí)慣、粘性價(jià)格與貨幣流通速度——基于NK 模型的估計(jì)

謝超峰

一、引 言

當(dāng)前中國(guó)正處在轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵時(shí)期，經(jīng)濟(jì)下行壓力較大，為此，國(guó)家通過(guò)定向調(diào)控，希望能增強(qiáng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)實(shí)力。國(guó)務(wù)院相繼出臺(tái)金融支持“三農(nóng)”以及經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的指導(dǎo)意見(jiàn)，其核心是盤活存量資金，用好增量資金，即提高資金運(yùn)用效率或者說(shuō)加快貨幣流通速度。國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者對(duì)各國(guó)貨幣流通速度的運(yùn)動(dòng)及其決定因素展開(kāi)大量的經(jīng)驗(yàn)和理論研究。除了國(guó)民收入、利息率之外，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們還以制度變遷、金融深化等理論來(lái)解釋貨幣流通速度問(wèn)題，學(xué)者們也圍繞著這些假說(shuō)進(jìn)行了大量的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)(麥金農(nóng)，2006；Bordo，1981；Duca，2004)。中國(guó)貨幣流通速度從1978 年以來(lái)一直呈穩(wěn)定下降趨勢(shì)，以M2為口徑的貨幣流通速度從1990 年的2.24 下降到2013 年的0.74①1990 年之前的數(shù)據(jù)可參見(jiàn)左孝順的《貨幣流通速度的變化：中國(guó)的例證(1978-1997)》。。而且，中國(guó)的貨幣流通速度不僅低于發(fā)達(dá)國(guó)家，也低于印度等發(fā)展中國(guó)家②從余永定的《M2/GDP 的動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)路徑》中的表1 可以清楚的看到這一點(diǎn)。。為此，中國(guó)學(xué)者除了沿襲西方主流觀點(diǎn)之外還針對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)特征提出了自己的觀點(diǎn)③對(duì)于中國(guó)貨幣流通速度研究綜述可以參見(jiàn)汪洋的《中國(guó)M2/ GDP 比率問(wèn)題研究述評(píng)》。。一方面中國(guó)經(jīng)濟(jì)是由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)，各種商品實(shí)現(xiàn)貨幣化，因此貨幣需求增加貨幣流通速度下降(王曦，2001；易綱、陳昕，2001)。另一方面，中國(guó)是一個(gè)發(fā)展中的大國(guó)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處在不斷的變化當(dāng)中，不同部門的貨幣需求不同，因此部門之間的比例變化必然影響到了貨幣流通速度。對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的度量有不同的視角，包括農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門(趙留彥、王一鳴，2005)，實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)以及金融部門內(nèi)部結(jié)構(gòu)(謝平、張懷清，2007；伍志文，2003)。除此之外，徐藹婷和李金昌(2010)則是從GDP 的構(gòu)成來(lái)說(shuō)明游離于官方GDP 指標(biāo)之外的交易規(guī)模對(duì)貨幣流通速度有著重要影響。李春吉等(2010)認(rèn)為我國(guó)貨幣流通速度下降的一個(gè)可能原因是居民實(shí)際消費(fèi)與持有的實(shí)際貨幣替代彈性較低?，F(xiàn)有研究及政策更多是強(qiáng)調(diào)對(duì)金融系統(tǒng)對(duì)貨幣流通速度的作用，對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)轉(zhuǎn)型國(guó)家而言，完善金融市場(chǎng)固然重要，但是金融終究是以實(shí)體經(jīng)濟(jì)為服務(wù)對(duì)象的，因此有必要從實(shí)體經(jīng)濟(jì)自身的特點(diǎn)來(lái)分析貨幣現(xiàn)象。

在現(xiàn)實(shí)當(dāng)中名義價(jià)格往往表現(xiàn)出來(lái)一種剛性①?gòu)奈锢韺W(xué)上講，和彈性價(jià)格相對(duì)應(yīng)的應(yīng)該是剛性價(jià)格(rigid price)，和剛性價(jià)格相近的一個(gè)名詞是粘性價(jià)格(sticky price)反映了價(jià)格不能及時(shí)調(diào)整的一種狀態(tài)。文獻(xiàn)中兩種名詞都在使用，所以本文在這里也不嚴(yán)格區(qū)分。，例如在歐洲和美國(guó)價(jià)格的調(diào)整大約需要六個(gè)月到一年的時(shí)間(Klenow，2007)。中國(guó)總體價(jià)格持續(xù)時(shí)間的中值為2.7 個(gè)月，剔出促銷因素之后，總體價(jià)格的持續(xù)時(shí)間為3.4 個(gè)月(金雪軍等，2013)。另一方面，現(xiàn)實(shí)的總消費(fèi)也會(huì)出現(xiàn)過(guò)度平滑之謎，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們指出消費(fèi)習(xí)慣是解釋消費(fèi)過(guò)度平滑的原因之一(A.Seckin，2000)。Naki 和Moore (1996)及Guariglia 和Rossi(2002)分別通過(guò)PSID 和BHPS 數(shù)據(jù)為習(xí)慣形成找到實(shí)證數(shù)據(jù)。在中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的背景下，中國(guó)居民消費(fèi)也出現(xiàn)消費(fèi)習(xí)慣的影響，就效用而言，不僅是消費(fèi)帶來(lái)效用，消費(fèi)的增長(zhǎng)幅度也同樣帶來(lái)效用(杭斌、閆新華，2013)。無(wú)論是價(jià)格剛性還是消費(fèi)習(xí)慣，都和貨幣有著密切關(guān)系，事實(shí)上這兩個(gè)特征也都可以從貨幣的角度進(jìn)行解釋。關(guān)于貨幣的本質(zhì)，以馬克思為代表的古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)識(shí)的更加深刻。馬克思對(duì)商品價(jià)值形式的深刻分析，我們可以知道貨幣分為商品貨幣和符號(hào)貨幣，商品的價(jià)格可以表示為商品價(jià)值與貨幣價(jià)值之比。因?yàn)樯唐坟泿?，如金，自身?yè)碛袃r(jià)值，而符號(hào)貨幣，如紙幣，本質(zhì)上表示一種負(fù)債。所以在使用紙幣進(jìn)行商品買賣的時(shí)候，從貨幣的角度來(lái)看就是龐氏騙局(ponzi game)②正如哈恩(1965)所提出的那樣，為什么沒(méi)有內(nèi)在價(jià)值的紙幣在與商品交換時(shí)會(huì)有正的價(jià)值。。因?yàn)榭梢园l(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)恐慌的時(shí)候，人們會(huì)爭(zhēng)先把手中的紙幣換成商品，以免財(cái)產(chǎn)受到損失。商品賣者在經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的時(shí)候同樣為了自己的財(cái)產(chǎn)不受損失，只能把名義價(jià)格提高以彌補(bǔ)“舊債”，也就是說(shuō)名義價(jià)格在這樣的貨幣制度下必然會(huì)表現(xiàn)出來(lái)一種剛性，即上升容易而下降困難，換言之，這樣的貨幣制度本身其實(shí)蘊(yùn)含著價(jià)格上漲預(yù)期③對(duì)于價(jià)格剛性的原因，已經(jīng)有很多種解釋，例如新凱恩斯主義的菜單成本、效率工資等。。同樣消費(fèi)習(xí)慣也可理解為消費(fèi)剛性，消費(fèi)者希望消費(fèi)水平只升不降。在消費(fèi)者的跨期選擇過(guò)程中，往期的實(shí)際消費(fèi)會(huì)對(duì)現(xiàn)期以紙幣表示的名義收入形成一種參照，消費(fèi)者會(huì)綜合考慮未來(lái)消費(fèi)的穩(wěn)定增長(zhǎng)來(lái)決定現(xiàn)期消費(fèi)。因此，對(duì)貨幣流通速度的分析不能忽略這兩個(gè)典型特征。因?yàn)楝F(xiàn)實(shí)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)是一個(gè)以貨幣為媒介的交換經(jīng)濟(jì)，流通手段是貨幣的一個(gè)基本職能，無(wú)論是價(jià)格剛性還是消費(fèi)習(xí)慣都會(huì)引起貨幣需求的變化，進(jìn)而影響貨幣流通速度。正是基于這樣的原因本文試圖利用新凱恩斯主義模型①眾多模型將名義價(jià)格粘性融入了貨幣模型當(dāng)中，如Hairault 和Portier(1993)、Yun(1996)、Ireland(1997，2000a，2001a、b)、Rotemberg 和Woodford(1997)以及Kim(2000)等等。，檢驗(yàn)消費(fèi)習(xí)慣和價(jià)格粘性對(duì)貨幣流通速度的影響的方向和機(jī)理。

本文所構(gòu)建的模型當(dāng)中包括名義粘性和實(shí)際粘性兩方面。名義粘性主要體現(xiàn)在中間產(chǎn)品定價(jià)方面；實(shí)際粘性則體現(xiàn)在消費(fèi)者的消費(fèi)習(xí)慣影響。本文進(jìn)行了確定性模擬，考察了這兩個(gè)確定參數(shù)的變化對(duì)貨幣流通速度的影響。模擬結(jié)果表明，隨著粘性程度的增加，當(dāng)面對(duì)正向貨幣量沖擊時(shí)，貨幣流通速度會(huì)減慢，而面對(duì)技術(shù)沖擊時(shí)貨幣流通速度會(huì)短暫加快。

二、模 型

假定整個(gè)經(jīng)濟(jì)是由無(wú)限存活的家庭、最終產(chǎn)品企業(yè)以及中間產(chǎn)品企業(yè)構(gòu)成。家庭和中間產(chǎn)品企業(yè)構(gòu)成一個(gè)[0,1]上的一個(gè)連續(xù)統(tǒng)，分別用i , j∈ [0, 1]表示。代表性家庭購(gòu)買最終產(chǎn)品用于消費(fèi)，并向中間產(chǎn)品企業(yè)提供資本和勞動(dòng)。中間產(chǎn)品用于最終產(chǎn)品的生產(chǎn)，在生產(chǎn)過(guò)程中，中間產(chǎn)品之間是完全替代的，因此中間產(chǎn)品企業(yè)是壟斷競(jìng)爭(zhēng)。

（一）家庭

假定所有家庭都是同質(zhì)的，一個(gè)代表性家庭i，在t 期擁有單位的名義貨幣和單位的資本。在t 期代表性家庭按照 wt的實(shí)際工資率提供單位的勞動(dòng)給中間產(chǎn)品企業(yè)，并以實(shí)際資本回報(bào)率 rt的價(jià)格向每個(gè)中間產(chǎn)品企業(yè)提供單位的資本。那么相應(yīng)的t 時(shí)期勞動(dòng)供給總量為：

資本供給總量為：

Feenstra(1986)證明CIA 模型是MIU 模型的一種特例，Croushore(1993)證明CIA模型和MIU 模型在作用上是等價(jià)的。因?yàn)樵贑IA 模型中，交易的時(shí)間順序非常重要，這里為了簡(jiǎn)化分析，采用MIU 模型。因此，這里假定該代表性家庭的目標(biāo)是最大化貼現(xiàn)的效用函數(shù)：

一個(gè)代表性家庭的預(yù)算約束為：

其中，t = 0,1 ,2,…，Pt表示t 時(shí)期的價(jià)格總水平。該預(yù)算約束可以進(jìn)一步表示為：

其中πt= PtPt-1表示價(jià)格總水平變化率。

名義貨幣總量的運(yùn)動(dòng)方程為 Mt= gtMt-1，其中 gt為隨機(jī)沖擊，且遵循如下過(guò)程：

如果假定即期效用函數(shù)為：參照Fuhrer(2000)、Amato 和Laubach(2004)的做法，這里將消費(fèi)習(xí)慣以乘法形式(multiplicative habits)引入了效用函數(shù)，即用前一期的消費(fèi)水平表示消費(fèi)習(xí)慣，以說(shuō)明效用不僅取決于當(dāng)期消費(fèi)數(shù)量還取決于消費(fèi)的增長(zhǎng)幅度。如果消費(fèi)水平停滯，效用會(huì)降低。其中b 為習(xí)慣形成參數(shù)，通常在0 和1 之間，它度量了消費(fèi)習(xí)慣在效用函數(shù)中的重要程度。參數(shù)值越大意味著消費(fèi)習(xí)慣的影響越大，當(dāng)期消費(fèi)帶來(lái)的效用越小，當(dāng) b= 0就是標(biāo)準(zhǔn)的時(shí)間可分的效用函數(shù)①更一般的形式應(yīng)該是多重消費(fèi)習(xí)慣形成模型，由Abel(1990)首次提出。這里僅僅考慮了最后一期的消費(fèi)的影響。。這里消費(fèi)習(xí)慣僅僅取決于家庭自身消費(fèi)，不取決于全社會(huì)的消費(fèi)總量，此即消費(fèi)習(xí)慣是內(nèi)在的(internal)，這時(shí)的消費(fèi)習(xí)慣不會(huì)產(chǎn)生消費(fèi)的外部性①M(fèi)cCallum 和Nelson(1999)、Amato 和Laubach(2004)以及Christiano、Eichenbaum 和Evans(2005)假定習(xí)慣形成是內(nèi)在(internal)于家庭的，而Smets 和Wouters(2003)以及Ravn、Schmitt-Grohé 和Uribe(2006)則認(rèn)為習(xí)慣形成是外在的(external)。。那么家庭問(wèn)題就是在預(yù)算約束式(2)的條件下選擇最大化目標(biāo)函數(shù)式(1)。該問(wèn)題的Bellman 方程可以表示為：

相應(yīng)的一階條件可寫為：

由式(5)和式(6)可以得到實(shí)際貨幣需求函數(shù)為：

從中可以看到，實(shí)際貨幣需求函數(shù)是實(shí)際消費(fèi)、預(yù)期利潤(rùn)率以及預(yù)期價(jià)格總水平變化率的函數(shù)。

（二）最終產(chǎn)品企業(yè)

最終商品生產(chǎn)者在t 期按照 Pt(j )的價(jià)格購(gòu)買中間產(chǎn)品企業(yè)j 提供的 Yt(j )單位商品生產(chǎn)單一的最終產(chǎn)品，j ∈ [0,1]，并且假定最終產(chǎn)品市場(chǎng)為完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)。假定最終產(chǎn)品企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)為CES 生產(chǎn)函數(shù)：

其中，α ＞1 為生產(chǎn)中要素的替代彈性。

完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)上的最終產(chǎn)品企業(yè)生產(chǎn)者選擇中間投入要素?cái)?shù)量以最大化自身利潤(rùn)，即：

不難得到其一階條件為：

那么最終產(chǎn)品企業(yè)對(duì)中間產(chǎn)品的需求可以表示為：

將對(duì)第j 部門產(chǎn)品的需求函數(shù)代入最終產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)，可以得到最終產(chǎn)品的定價(jià)規(guī)則：

（三）中間產(chǎn)品企業(yè)

中間產(chǎn)品企業(yè)屬于壟斷競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)，在需求約束和技術(shù)約束條件下最大化企業(yè)利潤(rùn)。根據(jù)卡夫(Calvo，1983)定價(jià)規(guī)則，企業(yè)在選擇價(jià)格時(shí)，并非所有企業(yè)都可以及時(shí)調(diào)整價(jià)格，而是每一期只有一部分企業(yè)(1 - ρ)可以自主選擇最優(yōu)價(jià)格，其余部分(ρ)企業(yè)則不能及時(shí)選擇最優(yōu)價(jià)格，只能根據(jù)一定的原則選擇價(jià)格。ρ 就相當(dāng)于價(jià)格粘性的程度，ρ 越大，表示價(jià)格粘性的程度越大，反之，價(jià)格粘性程度越小，ρ = 0則是彈性價(jià)格的極端情況。為了簡(jiǎn)單起見(jiàn)，本文假定不能及時(shí)調(diào)整價(jià)格的企業(yè)選擇與上期相同的價(jià)格，即

假定勞動(dòng)力市場(chǎng)和資本市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)的，中間產(chǎn)品企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

其中 θ ∈ (0, 1)表示資本彈性。λt表示外生技術(shù)沖擊，滿足，誤差項(xiàng)服從獨(dú)立同分布。能夠在第t 期選擇價(jià)格的中間產(chǎn)品企業(yè)j，在技術(shù)約束式(10)和需求約束式(8)下，選擇價(jià)格以最大化能改變價(jià)格時(shí)期內(nèi)的預(yù)期利潤(rùn)：

其中，Yt+kt( j )表示那些在t 期能夠選擇價(jià)格的中間產(chǎn)品企業(yè)的產(chǎn)量。該問(wèn)題可以拆分成兩步：成本最小化和最優(yōu)定價(jià)。

由于中間產(chǎn)品的對(duì)稱性，在t +k 期，所有中間產(chǎn)品企業(yè)成本最小化問(wèn)題可以表示為在式(10)約束下的

其一階條件為：

因?yàn)?rt和 wt對(duì)任意j 都相等，這就意味著任意中間產(chǎn)品企業(yè)的資本與勞動(dòng)力數(shù)量之比都相等。由公式(12)我們可以得到中間產(chǎn)品企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的需求為：

以及對(duì)資本的需求為：

那么不難得到代表性中間產(chǎn)品企業(yè)的總成本函數(shù)以及邊際成本函數(shù)分別為：

同樣，我們可以發(fā)現(xiàn)每一個(gè)中間產(chǎn)品企業(yè)的邊際成本都相等。將式(15)帶入目標(biāo)函數(shù)可得：

由此可得出在t 期能夠制定價(jià)格的中間產(chǎn)品企業(yè)j 的最優(yōu)定價(jià)為：

綜合能調(diào)整價(jià)格企業(yè)的價(jià)格方程以及不能調(diào)整價(jià)格企業(yè)的定價(jià)決策，由式(9)可得最終商品價(jià)格水平運(yùn)動(dòng)公式為：

（四）均衡條件

對(duì)于最終產(chǎn)品市場(chǎng)而言，最終產(chǎn)品既可以用于消費(fèi)也可以用于資本形成，即Yt= Ct+ It。其中 It= Kt+1- (1 - δ) Kt，δ 為資本折舊率，這里假定資本形成不需要成本。要素市場(chǎng)均衡意味著，資本和勞動(dòng)力的需求等于供給，可以將其表示為。貨幣市場(chǎng)出清的條件是 Ms= Md，在對(duì)前面問(wèn)題的求解過(guò)程中沒(méi)有區(qū)分需求量和供給量，本文這里使用同一個(gè)字母表示需求量和供給量，這樣不用再引入需求等于供給這樣的方程。勞動(dòng)力市場(chǎng)均衡條件可以表示為：

資本市場(chǎng)的均衡為：

所有家庭都是中間產(chǎn)品企業(yè)的資本所有者，因此可以獲得中間產(chǎn)品的超額利潤(rùn)，那么t 期總的超額利潤(rùn)總和為：

因?yàn)樽罱K產(chǎn)品企業(yè)是完全競(jìng)爭(zhēng)的，將獲得零利潤(rùn)。因此可以得到總的超額利潤(rùn)為：

中間產(chǎn)品企業(yè)的定價(jià)方程，已經(jīng)得出即為：

成本最小化的一階條件為：

加總的生產(chǎn)函數(shù)為：

第t 期最終產(chǎn)品定價(jià)規(guī)則為：

實(shí)際貨幣增長(zhǎng)滿足：

貨幣增長(zhǎng)和技術(shù)的隨機(jī)過(guò)程滿足：

三、模型求解

（一）穩(wěn)態(tài)

根據(jù)公式(18)可知，在穩(wěn)態(tài)時(shí)有下列等式成立：

化簡(jiǎn)之后即為：

由于最終產(chǎn)品既可以用于消費(fèi)也可以用于投資形成資本，因此根據(jù)預(yù)算約束可知，在穩(wěn)態(tài)時(shí)，而穩(wěn)態(tài)時(shí)的資本存量①因?yàn)榉€(wěn)態(tài)時(shí)有，所以根據(jù)公式(8)，穩(wěn)態(tài)時(shí)有成立。：其中，所以：

同樣可以求得均衡時(shí)超額利潤(rùn)：

同理根據(jù)公式(5)可知，穩(wěn)態(tài)時(shí)實(shí)際貨幣需求為：

由于MV = PY，所以：

根據(jù)前面所得穩(wěn)態(tài)時(shí)各個(gè)變量的表達(dá)式可知，相應(yīng)的穩(wěn)態(tài)時(shí)的貨幣流通速度為：

從中不難發(fā)現(xiàn)，影響穩(wěn)態(tài)時(shí)貨幣流通速度的因素可以歸結(jié)為四大類：(1)由參數(shù)σ、η、γ、β 和b 所代表的偏好、制度、習(xí)慣等；(2)由所表示的資本收入和勞動(dòng)收入的分配結(jié)構(gòu)；(3)由θ 所表示的各個(gè)產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系；(4)由α 1- α所表示的價(jià)格加成，可以視為一般利潤(rùn)率。此時(shí)價(jià)格粘性并不影響貨幣流通速度，上述這些因素又恰好是影響商品貨幣體系下的貨幣流通速度。這說(shuō)明符號(hào)貨幣體系下的貨幣流通速度本質(zhì)上是由商品貨幣體系下的貨幣流通速度來(lái)決定的，但是符號(hào)貨幣體系下的一些特殊因素仍然要進(jìn)一步分析。

（二）對(duì)數(shù)線性化

因?yàn)橹虚g產(chǎn)品企業(yè)定價(jià)的方程中含有無(wú)窮級(jí)數(shù)，本文使用準(zhǔn)差分法(quasi difference)來(lái)簡(jiǎn)化產(chǎn)品定價(jià)方程。使用Uhlig(1999)的方法，定義，表示各個(gè)變量與各自均衡值之間的對(duì)數(shù)偏離。經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)線性化之后，由公式(18)所表示的中間產(chǎn)品企業(yè)定價(jià)規(guī)則可以簡(jiǎn)化成：

應(yīng)用對(duì)數(shù)線性化同樣可以得到最終產(chǎn)品價(jià)格的變化公式：

在方程兩邊同時(shí)引入滯后算子 (1 - βρ L-1)，其中L 表示一階滯后算子，經(jīng)過(guò)代數(shù)運(yùn)算之后就可以得到：

其他方程對(duì)數(shù)線性化的結(jié)果羅列如下：

（三）校準(zhǔn)

模型參數(shù)的確定可以通過(guò)校準(zhǔn)或者估計(jì)的方法，常用的估計(jì)方法有GMM、Bayes估計(jì)等。盡管估計(jì)的方法被視為更客觀，但是由于國(guó)內(nèi)使用DSGE 進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)分析的文獻(xiàn)已有相當(dāng)多的數(shù)量，一些參數(shù)的估計(jì)也達(dá)成了共識(shí)，這為本文所涉及的主要參數(shù)確定了大致的估計(jì)范圍，因此本文使用較為傳統(tǒng)的經(jīng)驗(yàn)校準(zhǔn)的方式來(lái)確定參數(shù)。

1. 消費(fèi)習(xí)慣參數(shù)。關(guān)于消費(fèi)習(xí)慣的參數(shù)b 的經(jīng)驗(yàn)研究很少，所得結(jié)果差異較大。根據(jù)Caroll、Overland 和Weil(2000)的研究，消費(fèi)習(xí)慣參數(shù)應(yīng)該在0.1～0.75 取值。杭斌(2010)利用中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)估計(jì)消費(fèi)習(xí)慣形成參數(shù)平均值為0.265；呂朝鳳和黃海波(2011)校準(zhǔn)的結(jié)果為0.55；郭新強(qiáng)等人(2013)使用廣義矩估計(jì)，以滯后名義利息率、工資收入和消費(fèi)增長(zhǎng)率為工具變量得到的習(xí)慣偏好因子為0.58；而孫寧華和周揚(yáng)(2,013)將習(xí)慣形成參數(shù)設(shè)定為0.1；饒曉輝和劉方(2014)通過(guò)貝葉斯估計(jì)消費(fèi)習(xí)慣參數(shù)設(shè)定為0.697,7。根據(jù)這些研究，本文參考杭斌(2010)的研究結(jié)果，將消費(fèi)習(xí)慣形成參數(shù)設(shè)定為0.2，同時(shí)在后文考察當(dāng)參數(shù)從0～0.3 變化時(shí)，消費(fèi)習(xí)慣對(duì)貨幣流通速度的影響。

2. 主觀貼現(xiàn)率。國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)普遍將其設(shè)定為0.97～0.99，但是當(dāng)存在消費(fèi)習(xí)慣的時(shí)候，對(duì)未來(lái)的貼現(xiàn)就會(huì)比較低。同時(shí)考慮到穩(wěn)態(tài)時(shí)資本的季度實(shí)際利息率為1.5%,，根據(jù)公式(27)所以這里將主觀貼現(xiàn)率設(shè)定為0.83。

3. 消費(fèi)替代彈性。對(duì)于消費(fèi)替代彈性的經(jīng)驗(yàn)研究較少，可能是因?yàn)槿鄙俪浞值臄?shù)據(jù)測(cè)定該值，因而各個(gè)研究者所設(shè)定的數(shù)值差別也較大。例如黃賾琳(2005)認(rèn)為跨期替代彈性應(yīng)該接近1，通過(guò)模擬認(rèn)為這一參數(shù)介于0.7～1 比較合適，因此設(shè)定為0.7。薛鶴翔(2010)則將其設(shè)定為1，馬勇(2013)參照梅冬州和龔六堂的設(shè)定，將其設(shè)定為2，呂朝鳳和黃梅波(2011)通過(guò)模擬也認(rèn)為取值在0.7～1 之間是比較合理的，他們將其設(shè)定為0.87。但是李春吉(2010)等通過(guò)比較分析將其設(shè)定為0.16，認(rèn)為這意味著中國(guó)家庭內(nèi)消費(fèi)水平低，持有的貨幣余額多，消費(fèi)對(duì)貨幣的替代彈性小。本文經(jīng)過(guò)模擬發(fā)現(xiàn)，設(shè)定在0.1～0.4 比較合適，所以本文這里就設(shè)定為0.3。

4. 貨幣需求彈性。王君斌和王文甫(2010)將其設(shè)定為1，意味著效用函數(shù)對(duì)貨幣量取對(duì)數(shù)形式，黃炎龍和陳偉忠(2013)則將其設(shè)定為3。本文折中處理，設(shè)定該值為2。

5. 貨幣偏好。該參數(shù)值表示對(duì)實(shí)際貨幣余額的重視程度，王君斌(2010)經(jīng)過(guò)實(shí)驗(yàn)將其設(shè)定為0.12，并且通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)模型對(duì)該參數(shù)不敏感。本文也將其設(shè)定為0.12。

6. 勞動(dòng)力彈性系數(shù)。大部分文獻(xiàn)對(duì)勞動(dòng)力彈性的確定范圍在(0.2，6)之間，而且多數(shù)文獻(xiàn)模擬發(fā)現(xiàn)該值比較穩(wěn)健。本文經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)同樣發(fā)現(xiàn)沖擊響應(yīng)對(duì)該值是穩(wěn)健的。Ireland(2003)等人根據(jù)美國(guó)的數(shù)據(jù)，設(shè)定閑暇的彈性 γ=1.5 ，本文也將該值設(shè)定為1.5。

7. 資本折舊率。國(guó)外資本年度折舊率一般為0.1，國(guó)內(nèi)的研究學(xué)者認(rèn)為中國(guó)的資本年度折舊率一般應(yīng)高于國(guó)外的，故呂朝鳳和黃梅波(2011)設(shè)定為0.11，折算成季度值差別不大。因此本文也就將其設(shè)定為0.1。

8. 資本產(chǎn)出彈性。對(duì)該參數(shù)值的估計(jì)涉及到資本存量的估計(jì)，國(guó)內(nèi)對(duì)資本存量的估計(jì)多以張軍(2003)、單豪杰(2008)等人的研究為基礎(chǔ)，所以大部分文獻(xiàn)對(duì)資本產(chǎn)出彈性的估計(jì)都是在0.4～0.6 之間，比如杜清源和龔六堂(2005)的估計(jì)為0.42，黃頤琳(2,005)的估計(jì)為0.503，呂朝鳳和黃梅波(2,011)的估計(jì)為0.523。多數(shù)學(xué)者就采用了一種折中的方式，如郭新強(qiáng)(2013)、馬勇(2013)和武曉利(2014)均將其取值為0.5，本文也采用這種方式，將其設(shè)定為0.5。

9. 中間產(chǎn)品替代彈性。王君斌和王文甫(2010)將其設(shè)定為6；郭新強(qiáng)等人(2013)根據(jù)Zhang(2009)對(duì)中國(guó)宏觀季度數(shù)據(jù)的GMM 估計(jì)將其設(shè)定為4.61；黃炎龍和陳偉忠(2013)基于賈俊雪和郭慶旺的研究，將其設(shè)定為6，這意味著產(chǎn)品市場(chǎng)上價(jià)格加成約占20%,。本文這里也將其設(shè)定為6。

10. 價(jià)格粘性。可能是由于缺少相關(guān)的微觀數(shù)據(jù)，關(guān)于企業(yè)調(diào)整價(jià)格的概率的經(jīng)驗(yàn)研究相對(duì)較少，國(guó)外一般都遵循Taylor(1,999)的設(shè)置，將表示價(jià)格粘性的參數(shù)ρ 設(shè)置為0.75。國(guó)內(nèi)研究設(shè)置各不相同，王君斌和王文甫(2010)將價(jià)格粘性設(shè)定為0.5，王祥和蘇 梽芳(2014)將其設(shè)定為0.6，楊慎可(2014)設(shè)定為0.85。本文首先將其設(shè)定為0.75，因?yàn)檫@一數(shù)值是國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)中廣泛采用的。后文將比較價(jià)格粘性從0.1～0.75 變化時(shí)，對(duì)貨幣流通的影響。將各個(gè)參數(shù)的值匯總?cè)绫?。

本文動(dòng)態(tài)參數(shù)主要包括貨幣沖擊和技術(shù)沖擊的一階自回歸參數(shù)以及隨機(jī)沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差，即(φ，σg)和(φ，σλ)。使用2000 年1 季度到2014 年3 季度的M2口徑的貨幣增長(zhǎng)率估算出①相關(guān)數(shù)據(jù)源自中國(guó)人民銀行網(wǎng)站。，φ = 0.7 7，σg= 0.0 2。對(duì)于技術(shù)沖擊的回歸，國(guó)內(nèi)研究所得結(jié)果比較相近，黃賾琳(2005)估計(jì)的結(jié)果為0.727 和標(biāo)準(zhǔn)差為0.024,6，李浩、胡永剛和馬知遙(2007)估計(jì)為0.644 和0.027,3，呂朝鳳和黃梅波(2011)為0.572 和0.024,2。本文就選取 φ= 0.64，σλ= 0.0 2。根據(jù)各個(gè)參數(shù)，可以計(jì)算出各個(gè)變量穩(wěn)態(tài)時(shí)的值，見(jiàn)表2。

表1 各參數(shù)含義及賦值

表2 內(nèi)生變量的穩(wěn)態(tài)值

（四）動(dòng)態(tài)效應(yīng)

根據(jù)所建模型以及校準(zhǔn)的參數(shù)，可以求解模型的數(shù)值解，并將模型所得到模擬結(jié)果與實(shí)際變量進(jìn)行比較，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠衲茌^好的擬合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)。本文選取1978 年—2013 年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、國(guó)民收入核算中的居民消費(fèi)、從業(yè)人員數(shù)以及M2和V2，經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)差分HP 濾波消除變量趨勢(shì)之后，估計(jì)相關(guān)統(tǒng)計(jì)量。具體結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 模型所模擬經(jīng)濟(jì)的周期特征

其中，Kydland-Prescott 是模型所模擬的經(jīng)濟(jì)變量的標(biāo)準(zhǔn)差與實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量的標(biāo)準(zhǔn)差的比，表明模型對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的擬合程度。由于現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)的可得性，這里只比較了產(chǎn)出、消費(fèi)、勞動(dòng)、M2以及V2。所計(jì)算的K-P 比率分別為：95.27%,、80.84%,、342.92%、108.54%,、100.64%,。從以上比率可以看出，對(duì)產(chǎn)出以及消費(fèi)和貨幣量以及貨幣流通速度擬合較好，對(duì)勞動(dòng)力人數(shù)擬合的較差，模型所反映的勞動(dòng)力波動(dòng)性更強(qiáng)?？傮w來(lái)說(shuō)，該模型比較適合用來(lái)分析我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的特征。

為了考察居民消費(fèi)習(xí)慣和價(jià)格粘性如何影響貨幣流通速度，本文分別令參數(shù)b= [0, 0.1,0.2,0.3]，ρ = [0. 1,0.3,0.5,0.65,0.75]，然后比較當(dāng)受到貨幣沖擊和技術(shù)沖擊時(shí)兩種情況下不同參數(shù)組合下貨幣流通速度的變化。首先考察，當(dāng)價(jià)格粘性保持不變且等于0.75 時(shí)，消費(fèi)習(xí)慣從0 到0.3 變化時(shí)，貨幣流通速度的變化情況。圖1 表示了當(dāng)價(jià)格粘性不變時(shí)，在不同消費(fèi)習(xí)慣參數(shù)下貨幣流通速度的變化。

從圖1 可以看出當(dāng)沒(méi)有消費(fèi)習(xí)慣影響時(shí)，當(dāng)貨幣量存在一個(gè)正向沖擊時(shí)，貨幣流通速度變化率為正，即此時(shí)貨幣流通速度會(huì)加快，但是很快會(huì)減慢，在10 期之后，就以一個(gè)穩(wěn)定的速率遞減。但是，當(dāng)存在消費(fèi)習(xí)慣影響時(shí)，貨幣流通速度變化率為負(fù)即貨幣流通速度是逐漸遞減的，而且消費(fèi)習(xí)慣影響越大，貨幣流通速度下降也越快。在15 期之后，就以一個(gè)不變的速度下降。這說(shuō)明當(dāng)存在消費(fèi)習(xí)慣的影響時(shí)，貨幣量的增加會(huì)嚴(yán)重減慢貨幣流通速度。更加直觀的如圖2 所示，中國(guó)平均消費(fèi)傾向從上世紀(jì)90 年代以來(lái)一直呈穩(wěn)定下降趨勢(shì)，而與此同時(shí)中國(guó)的貨幣凈增長(zhǎng)率始終為正①以《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的城鎮(zhèn)居民人均現(xiàn)金消費(fèi)支出與城鎮(zhèn)人均可支配收入之比來(lái)表示平均消費(fèi)傾向，用M2 的增長(zhǎng)率減去GDP 的增長(zhǎng)率表示M2 的凈增長(zhǎng)率。。當(dāng)消費(fèi)具有剛性的時(shí)候，理性的消費(fèi)者為了保證未來(lái)消費(fèi)的提高，勢(shì)必會(huì)降低當(dāng)前的邊際消費(fèi)傾向，所以更多的貨幣沒(méi)有帶來(lái)更多的消費(fèi)，貨幣以各種形式沉淀下來(lái)，因此貨幣流通速度并沒(méi)有加快。

圖1 貨幣流通速度對(duì)貨幣量沖擊響應(yīng)

圖2 中國(guó)城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向和M2凈增長(zhǎng)率

另外，人們行為趨于保守，過(guò)去消費(fèi)會(huì)對(duì)現(xiàn)期消費(fèi)產(chǎn)生重要影響，此時(shí)增加貨幣量并不能加快貨幣流通，因而對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的影響也是非常有限的。從圖3 可以看出，實(shí)際產(chǎn)出變化率對(duì)貨幣量的沖擊在第2 期就變?yōu)樨?fù)值了。

圖3 實(shí)際產(chǎn)出對(duì)貨幣量的沖擊響應(yīng)

這印證了凱恩斯主義的觀點(diǎn)，在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期，貨幣政策的作用是非常有限的。因?yàn)榇藭r(shí)人們的消費(fèi)更加謹(jǐn)慎，受過(guò)去消費(fèi)的影響更大，因而貨幣流通速度減慢，擴(kuò)張性貨幣政策難以改變?nèi)藗兊倪@種行為，此時(shí)即使大量注入流動(dòng)性也未必會(huì)引起名義GDP的增加。在2008 年金融危機(jī)之后，美國(guó)持續(xù)量化寬松(QE)的貨幣政策就是例證。

圖4 表示了當(dāng)價(jià)格粘性不變時(shí)，不同消費(fèi)習(xí)慣對(duì)一個(gè)正向技術(shù)沖擊的反應(yīng)?？梢钥闯觯?dāng)發(fā)生正向技術(shù)沖擊時(shí)，會(huì)加快貨幣流通速度，但是在5 期之后就會(huì)回到正常水平。當(dāng)面對(duì)技術(shù)沖擊時(shí)，即使消費(fèi)習(xí)慣增強(qiáng)，貨幣流通速度也會(huì)加快。一個(gè)有趣的現(xiàn)象是消費(fèi)習(xí)慣越大，對(duì)技術(shù)沖擊的反應(yīng)越強(qiáng)烈。一個(gè)可能的解釋是技術(shù)沖擊是一種供給沖擊，能給經(jīng)濟(jì)帶來(lái)利好，所以會(huì)加快貨幣流通。但是相對(duì)于貨幣量的沖擊，技術(shù)沖擊對(duì)貨幣流通速度的影響并不具有持續(xù)性。

圖4 貨幣流通速度對(duì)技術(shù)沖擊響應(yīng)

其次，考察當(dāng)消費(fèi)習(xí)慣保持0.2 不變而價(jià)格粘性從0.1～0.75 變化時(shí)貨幣流通速度在受到貨幣量沖擊和技術(shù)沖擊時(shí)的反應(yīng)。圖5 表示了當(dāng)消費(fèi)習(xí)慣不變時(shí)，隨著價(jià)格粘性的變化，面臨貨幣量沖擊時(shí)貨幣流通速度的變化?？梢钥闯?，當(dāng)存在價(jià)格粘性時(shí)，貨幣量的正向沖擊會(huì)減慢貨幣流通速度。而且隨著粘性程度的增強(qiáng)，即越來(lái)越多的企業(yè)不能隨時(shí)調(diào)整價(jià)格，貨幣流通速度會(huì)越來(lái)越慢，在15 期之后就會(huì)以一個(gè)穩(wěn)定的速率下降。彭方平、連玉君等(2013)根據(jù)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，認(rèn)為我國(guó)中小企業(yè)規(guī)模數(shù)量多，貨幣需求表現(xiàn)出規(guī)模不經(jīng)濟(jì)，這可能是造成我國(guó)高貨幣化的原因之一。盡管大企業(yè)相對(duì)于中小企業(yè)而言，有更好的財(cái)務(wù)管理制度、企業(yè)信譽(yù)，因而貨幣使用效率更高。但是我們還應(yīng)該意識(shí)到，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的同時(shí)也會(huì)使價(jià)格具有更高的粘性，這可能會(huì)降低全社會(huì)的貨幣使用效率。所以在分析企業(yè)規(guī)模與貨幣流通速度問(wèn)題上不僅要注意貨幣使用的規(guī)模效應(yīng)還要注意價(jià)格效應(yīng)。由于在本模型中，企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)都是規(guī)模報(bào)酬不變的，因此難以刻畫企業(yè)規(guī)模、價(jià)格粘性與貨幣流通速度之間的關(guān)系。

圖5 貨幣流通速度對(duì)貨幣量沖擊響應(yīng)

圖6 貨幣流通速度對(duì)技術(shù)沖擊響應(yīng)

圖6 表示了當(dāng)消費(fèi)習(xí)慣不變時(shí)，隨著價(jià)格粘性的變化，面臨技術(shù)沖擊時(shí)貨幣流通速度的變化。與面對(duì)貨幣數(shù)量沖擊不同，當(dāng)面臨一個(gè)正向技術(shù)沖擊時(shí)，粘性越大貨幣流通速度變化越大。同樣在10 期之后，貨幣沖擊的影響就消失了。當(dāng)商品的相對(duì)價(jià)格改變時(shí)，比如受到技術(shù)沖擊之后，商品的成本更低，但是可以調(diào)整價(jià)格的企業(yè)份額也越來(lái)越小，如果這部分的影響不能抵消價(jià)格粘性的影響，那么最終商品的價(jià)格總水平就會(huì)上漲，那么實(shí)際貨幣余額就會(huì)減少，因而貨幣流通速度會(huì)增加。但是，技術(shù)沖擊對(duì)貨幣流通速度的影響并不能持續(xù)，一個(gè)可能的原因是模型當(dāng)中的技術(shù)沖擊主要集中在實(shí)體經(jīng)濟(jì)當(dāng)中，并沒(méi)有考慮金融部門的技術(shù)創(chuàng)新。

傳統(tǒng)理論研究通常將貨幣流通速度或者貨幣需求歸結(jié)為財(cái)富量以及有價(jià)資產(chǎn)的收益率。這種總量研究其實(shí)假定了微觀市場(chǎng)是有效的，但是現(xiàn)實(shí)中市場(chǎng)是存在摩擦的?，F(xiàn)實(shí)的消費(fèi)并不是隨著收入的波動(dòng)而波動(dòng)的，而是非常平滑的；現(xiàn)實(shí)的價(jià)格也不是隨時(shí)能夠調(diào)整的。這些因素恰恰是影響價(jià)格實(shí)現(xiàn)的因素，貨幣僅僅是購(gòu)買力的暫棲地，因此這些因素是會(huì)影響貨幣需求的。通過(guò)觀察消費(fèi)習(xí)慣與價(jià)格粘性的不同參數(shù)組合下的貨幣流通速度對(duì)外生沖擊的反應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)這些參數(shù)大小對(duì)貨幣流通速度有著重要影響。

四、結(jié)束語(yǔ)

現(xiàn)實(shí)商品經(jīng)濟(jì)社會(huì)，商品和貨幣復(fù)雜的糾纏在一起，通常影響商品流通的因素也會(huì)影響貨幣流通，這些因素包括生產(chǎn)、分配、交換和流通，反之，也是如此。本文重點(diǎn)關(guān)注交換環(huán)節(jié)影響貨幣流通的因素，因?yàn)樨泿诺囊粋€(gè)基本職能就是流通手段，因此影響交換比例的因素，比如消費(fèi)習(xí)慣和紙幣體系下的價(jià)格粘性，勢(shì)必會(huì)對(duì)貨幣流通速度產(chǎn)生影響。本文借助新凱恩斯主義模型，構(gòu)建一個(gè)包含消費(fèi)習(xí)慣以及價(jià)格粘性的封閉經(jīng)濟(jì)，分別在生產(chǎn)率沖擊和貨幣量沖擊下，通過(guò)觀察在消費(fèi)習(xí)慣和價(jià)格粘性的不同參數(shù)組合下貨幣流通速度的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)一方面貨幣流通速度終將以一個(gè)固定速率下降，這和弗里德曼對(duì)美國(guó)近百年的經(jīng)驗(yàn)研究相吻合，另一方面當(dāng)面對(duì)正向貨幣量沖擊時(shí)，貨幣流通速度會(huì)隨著消費(fèi)習(xí)慣和價(jià)格粘性的增強(qiáng)而減慢，而面對(duì)技術(shù)沖擊時(shí)貨幣流通速度會(huì)隨著消費(fèi)習(xí)慣和價(jià)格粘性的增強(qiáng)短暫加快。這一結(jié)論的理論含義和政策含義都是非常明確的。從理論上講，對(duì)貨幣流通速度的影響因素分析，不能局限于總量變量如總收入等，以及結(jié)構(gòu)性變量包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、分配結(jié)構(gòu)等，還應(yīng)該包含個(gè)量因素。因?yàn)樨泿帕魍ㄋ俣仁强偭扛拍?，其微觀基礎(chǔ)應(yīng)該是個(gè)量，因此應(yīng)該重視影響相對(duì)價(jià)格的諸多因素對(duì)貨幣總量的作用及機(jī)制。從政策上講，當(dāng)存在消費(fèi)習(xí)慣和價(jià)格粘性時(shí)，大水漫灌式的貨幣政策不能提高貨幣的使用效率即加快貨幣流通速度。要想盤活存量，用好增量，除了金融創(chuàng)新之外，還需要管理好消費(fèi)者預(yù)期，理順價(jià)格機(jī)制。國(guó)務(wù)院也出臺(tái)了價(jià)格改革方案，放開(kāi)了一些政府定價(jià)，未來(lái)會(huì)繼續(xù)深化重點(diǎn)領(lǐng)域的價(jià)格改革。這些改革都將有助于貨幣使用效率的提高。本文初步分析了價(jià)格總水平影響因素當(dāng)中消費(fèi)習(xí)慣和價(jià)格粘性對(duì)貨幣流通速度的影響。但是，這些參數(shù)都是確定的，更一般的情況應(yīng)該是隨機(jī)的，因此可以進(jìn)一步考慮消費(fèi)習(xí)慣沖擊、狀態(tài)沖擊對(duì)貨幣流通速度的影響，進(jìn)而能夠明確這兩個(gè)因素在多大程度上解釋中國(guó)貨幣流通速度長(zhǎng)期下降的問(wèn)題。

［1］ 杜清源，龔六堂. 帶“金融加速器”的RBC 模型[J]. 金融研究，2005(4)：16-30.

［2］ 郭新強(qiáng)，汪 偉，楊 坤. 剛性儲(chǔ)蓄、貨幣政策與中國(guó)居民消費(fèi)動(dòng)態(tài)[J]. 金融研究，2013(2)：46-59.

［3］ 杭 斌，閆新華. 經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)時(shí)期的居民消費(fèi)行為——基于習(xí)慣形成的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2013，12(4)：1191-208.

［4］ 杭 斌. 城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向?yàn)楹纬掷m(xù)下降——基于消費(fèi)習(xí)慣形成的實(shí)證分析[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010(6)：126-138.

［5］ 黃炎龍，陳偉忠. 通貨膨脹的穩(wěn)定性與最優(yōu)通貨膨脹[J]. 管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2013，16(5)：13-26.

［6］ 黃賾琳. 中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期特征與財(cái)政政策效應(yīng)——一個(gè)基于三部門 RBC 模型的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005(6)：27-39.

［7］ 金雪軍，黃 滕，祝 宇. 中國(guó)商品市場(chǎng)名義價(jià)格粘性的測(cè)度[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2013(9)：85-98.

［8］ 李 浩，胡永剛，馬知遙. 國(guó)際貿(mào)易與中國(guó)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期——基于封閉與開(kāi)放經(jīng)濟(jì)的RBC 模型比較分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2007(5)：17-26+41.

［9］ 李春吉，范從來(lái)，孟曉宏. 中國(guó)貨幣經(jīng)濟(jì)波動(dòng)分析——基于壟斷競(jìng)爭(zhēng)動(dòng)態(tài)一般均衡模型的估計(jì)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2010(7)：96-120.

［10］ 呂朝鳳，黃梅波. 習(xí)慣形成、借貸約束與中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期特征——基于RBC 模型的實(shí)證分析[J]. 金融研究，2011(9)：1-13.

［11］ 馬 勇. 植入金融因素的DSGE 模型與宏觀審慎貨幣政策規(guī)則[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2013(7)：68-92.

［12］ 麥金農(nóng). 經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貨幣與資本[M]. 北京：中國(guó)金融出版社，2006.

［13］ 彭方平，連玉君，胡新明，等. 規(guī)模經(jīng)濟(jì)、卡甘效應(yīng)與微觀貨幣需求——兼論我國(guó)高貨幣化之謎[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2013(4)：83-93.

［14］ 饒曉輝，劉 方. 政府生產(chǎn)性支出與中國(guó)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2014(11)：17-30.

［15］ 孫寧華，周 揚(yáng). 消費(fèi)習(xí)慣形成、貨幣政策與中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)——MIU 模型與校準(zhǔn)分析[J].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2013(2)：60-76.

［16］ 王 曦. 經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的貨幣需求與貨幣流通速度[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2001(10)：20-28.

［17］王 祥，蘇 梽芳. 中國(guó)貨幣政策的福利損失與政策規(guī)則選擇——基于新凱恩斯DSGE 模型的分析[J]. 南方經(jīng)濟(jì)，2014(3)：21-37.

［18］ 王君斌，王文甫. 非完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)、技術(shù)沖擊和中國(guó)勞動(dòng)就業(yè)——?jiǎng)討B(tài)新凱恩斯主義視角[J]. 管理世界，2010(1)：23-35+43.

［19］ 王君斌. 通貨膨脹慣性、產(chǎn)出波動(dòng)與貨幣政策沖擊：基于剛性價(jià)格模型的通貨膨脹和產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)分析[J］. 世界經(jīng)濟(jì)，2010(3)：71-94.

［20］ 伍志文. “中國(guó)之謎” ——文獻(xiàn)綜述和一個(gè)假說(shuō)[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2003，3(1)：40-71.

［21］ 武曉利，龔 敏，晁江鋒. 家庭消費(fèi)行為變遷、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與居民消費(fèi)率——基于Bayes 估計(jì)的DSGE 模型[J]. 經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2014(6)：30-35.

［22］ 謝 平，張懷清. 融資結(jié)構(gòu)、不良資產(chǎn)與中國(guó)M2/GDP [J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2007(2)：27-37.

［23］ 謝超峰. 貨幣流通速度研究的新視角：價(jià)值價(jià)格視角[J]. 鄭州大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)，2015，48(1)：85-90.

［24］ 徐藹婷，李金昌. 中國(guó)貨幣流通速度及變化規(guī)律—— 一個(gè)新的分析視角[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2010(10)：37-44.

［25］ 薛鶴翔. 中國(guó)的產(chǎn)出持續(xù)性—— 基于剛性價(jià)格和剛性工資模型的動(dòng)態(tài)分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2010，9(4)：1359-1384.

［26］ 楊慎可. 成本渠道與財(cái)政支出乘數(shù)—— 基于新凱恩斯模型分析[J]. 財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2014，(5)：15-21.

［27］ 易 綱，陳 昕. 中國(guó)的貨幣、銀行和金融市場(chǎng)：1984—1993[M]. 上海：上海三聯(lián)出版社，1996.

［28］ 趙留彥，王一鳴. 中國(guó)貨幣流通速度下降的影響因素——一個(gè)新的分析視角[J]. 中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2005(4)：17-28+205.

［29］ A. Seckin. Consumption with Habit Formation[J]. Cirano，2000.

［30］ Amato JD，Laubach T. Implications of Habit Formation for Optimal Monetary Policy[J]. Journal of Monetary Economics，2004，51(2)：305-25.

［31］ Bordo MD，Jonung L. The Long Run Behavior of the Income Velocity of Money in Five Advanced Countries，1870-1975：An Institutional Approach [J]. Economic Inquiry，1981，19(1)：96-116.

［32］ Calvo GA. Staggered Prices in a Utility-maximizing Framework[J]. Journal of Monetary Economics，1983，12(3)：383-98.

［33］ Carroll CD，Overland J，Weil DN. Saving and Growth with Habit Formation[J]. American Economic Review，2000，90(3)：341-55.

［34］ Croushore D. Money in the Utility Function：Functional Equivalence to a Shopping-time Model[J]. Journal of Macroeconomics，1994，15(1)：175-82.

［35］ Duca JV，Vanhoose DD. Recent Developments in Understanding the Demand for Money[J].Journal of Economics and Business，2004，56(4)：247-72.

［36］ Feenstra RC. Functional Equivalence Between Liquidity Costs and the Utility of Money[J]. Journal of Monetary Economics，1986，17(2)：271-91.

［37］ Fuhrer JC. Habit Formation in Consumption and Its Implications for Monetary-policy Models[J].American Economic Review，2000，90(3)：367-90.

［38］ Guariglia A，Rossi M. Consumption，Habit Formation，and Precautionary Saving：Evidence From the British Household Panel Survey[J]. Oxford Economic Papers，2002，54(1)：1-19.

［39］ Ireland PN. Endogenous Money Or Sticky Prices?[J]. Journal of Monetary Economics，2003，50(8)：1623-48.

［40］ Klenow PJ，Willis JL. Sticky Information and Sticky Prices[J]. Journal of Monetary Economics，2007，54(1)：79-99.

［41］ Naik NY，Moore MJ. Habit Formation and Intertemporal Substitution in Individual Food Consumption[J]. The Review of Economics and Statistics，1996：321-28.