货币扩张、消费习惯偏好与产出非对称效应研究

 摘要：运用LSTVAR方法，考量货币扩张、消费习惯偏好与产出非对称效应，发现货币扩张的产出效应具有非对称性，且货币扩张在"低增长区制"下的产出效应显著大于在"高增长区制"下的产出效应。消费习惯偏好的程度差异是导致不同经济区制下货币政策非对称效应的主要原因，且低消费习惯偏好下货币扩张的产出效果更好。鉴此，政府在主动降低经济增速要求的同时，应积极创新宏观调控方式，改善居民消费环境，优化居民消费结构，以降低居民消费习惯偏好。 
　　关键词： 消费习惯偏好；货币扩张； 产出非对称效应； LSTVAR模型； DSGE模型 
　　中图分类号：F822文献标识码：A文章编号：1003-7217（2015）02-0016-06 
　　一、引言 
　　货币政策在不同的经济环境中对产出和通货膨胀的影响将显著不同，即货币政策具有非对称效应。经验分析表明，美国、西欧等国家的货币政策普遍存在非对称效应[1]。早期文献大多是从理论上分析紧缩性货币政策与扩张性货币政策的产出效应。自Sims（1980）提出向量自回归（VAR）模型后，关于非对称效应实证检验的研究成果开始大量出现[2]。Cover（1992）较早实证检验了二战后美国货币政策是否具有非对称性，结果发现，正向货币冲击对产出没有影响，而负向货币冲击对产出有影响[3]。同时，部分学者还发现负向货币冲击在经济高增长时期对产出的影响更加强烈[4]。 
　　为准确描述货币政策的非线性和结构性变化特征，近年来，一些非线性方法日益频繁地被应用于货币政策效应的测度中。Assenmacher和Wesche（2006）运用马尔科夫区制转移向量自回归（MS-VAR）模型来研究货币政策的非对称效应，结果表明，经济繁荣时期货币政策主要关注通货膨胀，经济衰退时期则更关注经济增长，且衰退期的影响比扩张期更为显著[5]。Bruggemann and Riedel（2008）利用逻辑平滑转移向量自回归模型研究后也得出了相同的结论[6]。 
　　目前，国内学者也开始积极关注中国货币政策的非对称性问题，从研究结论来看，大多数学者认为我国货币政策存在非对称效应，且紧缩性货币政策比扩张性货币政策更有效[7]，这与国外学者的研究结论相一致。陈丰（2010）则认为扩张性货币政策对我国实体经济也有明显的拉动作用[8]。 
　　综上所述，国内外学者关于货币政策非对称效应做了很多有价值的研究，然而，这些研究大多是从宏观视角来检验货币政策非对称效应的存在性，基本上没有结合微观经济主体的最优化行为决策来进行理论阐释。而动态随机一般均衡（DSGE）模型不仅深刻描述了不同约束条件下微观经济主体的最优化行为决策，还从根本上保证了货币政策的宏观分析与微观决策行为分析的有机结合，这有利于揭示货币政策非对称效应的形成机理。本文运用LSTVAR方法研究中国货币政策的产出效应具有非对称性特征，并通过构建贝叶斯估计的新凯恩斯DSGE模型，模拟分析"低增长区制"和"高增长区制"两种不同经济区制下货币扩张的产出效应。 
　　二、经验事实 
　　为经验描述货币扩张对实际产出和通货膨胀的影响，以下采用LSTVAR模型来识别货币政策冲击并对其产出效应和价格效应进行分析。 
　　（一） 变量定义及数据说明 
　　搜集了中国2003年1月～2012年12月的月度数据。主要包括实际产出增长率yt、通货膨胀率πt、货币供给增长率mt等变量。其中，用工业企业实际增加值月度同比增长率衡量实际产出增长率，用居民消费价格指数月度同比增长率衡量通货膨胀率，M-2月度同比增长率衡量货币供给增长率。为消除季节因素和趋势成分的影响，采用X-11方法和HP滤波法对各变量序列进行相应调整，从而得到实际产出、通货膨胀率和货币供应量等变量的波动成分。以上数据来源于Wind数据库。 
　　（二） 不同经济区制下货币扩张对实际产出和通货膨胀的影响 
　　为得到货币扩张在不同经济区制下对产出和通货膨胀的影响，构建如下LSTVAR模型： 
　　Xt=A0+A1X-t-1+（B0+B1X-t-1）F（zt）+εt （1） 
　　式（1）中，Xt为内生变量向量，Xt=（yt，πt，mt）′，A0和B0为截距项向量，A1和B1是系数矩阵，εt为残差向量，假定F（zt）为逻辑函数形式，即： 
　　F（zt）=1+exp -γ（zt-c）/δz-1-12 （2） 
　　财经理论与实践（双月刊）2015年第2期2015年第2期（总第194期）戴克明，王莉等：货币扩张、消费习惯偏好与产出非对称效应研究 
　　式（2）中，F（zt）是一个介于0和1之间的有界函数，zt为刻画经济状态的转移变量，经检验，本文选用y-t-1作为模型的转移变量，c为门限值，γ为平滑参数，且γ>0，δz为转移变量zt的标准差。上述模型的参数估计如下：首先，运用T-O-O格点搜索法找出参数c和γ的最优估计值，分别为0.1029和99.05；然后，将c和γ的最优估计值代入式（2），并运用非线性最小二乘法对模型进行估计；最后，应用广义脉冲响应函数，按c的估计值，将样本分为"经济高速增长"区制（y-t-1>0.1029）和"经济低速增长"区制（y-t-1≤0.1029），分别计算两种不同经济区制下货币扩张对产出和通货膨胀的脉冲响应结果（如图1所示）。 
　　图1不同经济区制下产出和通货膨胀对货币扩张的动态响应 
　　图1显示了不同经济区制下货币扩张对产出和通货膨胀的影响。对产出而言，虽然在不同经济区制下货币扩张均能提高产出水平，但低增长状态下货币扩张对产出的拉动作用要强于高增长状态下的拉动作用。对通货膨胀而言，无论是处于高增长状态，还是处于低增长状态，货币扩张都将带动物价水平的上升。 
　　三、理论模型 
　　尽管上述经验事实说明了在不同经济区制下货币扩张的产出效应具有非对称性，但并未说明非对称效应的形成机理。本文构建一个新凯恩斯DSGE模型，通过模型模拟来说明货币政策非对称效应的成因。 　　（一） 居民 
　　假设经济中的居民是众多的、同质的和存活无限期的，每个居民j（j∈[0，1]）都是通过选择消费Cjt、劳动供给序列Njt和实际货币余额Mjt/Pt来实现自身期望效用最大化： 
　　Max U=E0∑ 
　　SymboleB@ t=0βt 
　　（Cjt-bC-t-1）1-σ1-σ-（Njt）1+η1+η+（Mjt/Pt）1-γ1-γ （3） 
　　式（3）中，β表示跨期贴现率，参数b衡量居民的消费习惯偏好程度，C-t-1表示全体居民在t-1期的消费总量，Pt则表示全社会总体价格水平。σ表示消费的跨期替代弹性，η和γ分别表示劳动供给弹性与实际货币余额替代弹性，且00，η>0，γ>0。 
　　同时，居民的预算约束条件如下： 
　　Cjt+Ijt+BjtPt+MjtPt= 
　　R-t-1Bj-t-1Pt+Mj-t-1Pt+wjtNjt+rKtKjt+Tjt （4） 
　　式（4）中，Ijt表示居民j的投资，Bjt和Bj-t-1分别表示居民j在t期和t-1期持有的无风险债券，并假定债券的无风险名义利率为R-t-1。Kjt表示居民j持有的资本存量，且资本积累的动态方程为：Kt=（1-δ）K-t-1+It，wjt和rKt分别表示工资和资本回报率，Tjt表示居民j从政府获得的转移支付。 
　　（二） 厂商 
　　将厂商分为最终产品生产者和中间产品生产者，最终产品生产者使用中间产品进行生产。同时，假定最终产品生产者是完全竞争的，而中间产品生产者是垄断竞争的，中间产品的价格按Calvo交错调整定价方式确定。 
　　最终产品生产者价格水平： 
　　yit=pitpt-λfyt ， i∈[0，1] （5） 
　　式（5）中，pt=∫1-t=0pi1-λftdi11-λf。 
　　其中，λf表示不同中间产品之间的替代弹性，0