基于开放经济模型的实证分析

(一)数据处理及计量结果

基于前文所述，本文SVAR计量模型选取产出(GDp)、消费者物价指数(CpI)、名义利率(i)、货币供给量(M1)和有效汇率(q)五组宏观时间序列数据；时间区间为1992年第1季度-2007年的第4季度，样本容量为64。产出(GDp)、消费者物价指数(CpI)、名义利率(i)和货币供给量(M1)，而有效汇率数据来自国际货币基金组织(International Monetary Fund)，指一元人民币能兑换的外币数量，外币是用世界上几种主要货币的加权求得的，这意味有效汇率上升，人民币升值，有效汇率下降，人民币贬值。对产出(GDp)和货币供给量(M1)两组时间序列数据，我们用消费者物价指数(CpI)对它们进行平减后得到实际值，然后对实际产出、消费者物价指数、名义利率、实际货币供给量和有效汇率这五组数据取自然对数形式，以消除数据的异方差性。最后，我们对这五组数据进行hp滤波处理，基于季度数据考虑，取滤波因子λ=1600；得到它们分别去趋势项的波动项，记为Xt=(yt~，pt~，it~，Mt~，qt~)′。将Xt=(yt~，pt~，it~，Mt~，qt~)′作为简化式VAR估计的五个内生变量，于是yt~，pt~，it~，Mt~和qt~就可表示为{(εist，εst，εmst，εmdt，εqt)′}∞t=0五个随机分量的线性组合。

简化式VAR估计包括常数项和三个季节哑变量(seasonal dummies)；计量结果表明最优滞后期数为4。AIC=4，FpC=3，hQC=4，SC=4；由此选择最优滞后期数为4。VAR(4)特征多项式的逆根都在单位圆内，所以VAR(4)是稳定的。显然，用于简化式VAR估计的五个内生变量是稳定的。根据以上讨论的识别约束条件，我们就可以识别矩阵A和B；结构方程的计量估计结果如下：

y~-0.7236×p~+0.009×i~+0.215×m~+0.1645×q~=0.159×εis

p~=0.086×εs

i~-7.4432×m~=0.3932×εms

-1.698×y~+0.0425×i~+m~=0.25×εmd

0.4759×y~-0.0031×i~-0.0641×m~+q~=0.181×εq

据此可以得到我们分析需要的脉冲反应函数(Impulse Response Function，IRF)和方差分解(Variance Decomposition)。脉冲反应函数和方差分解的算法可参考hamilton(1994)，helmut Lutkepohl和Markus Kratzig(2004)。

(二)脉冲响应函数和方差分解

在这一部分，我们详细讨论和分析了供给冲击、IS需求冲击、货币需求冲击、货币供给冲击以及汇率冲击对中国宏观经济中的产出、物价水平、利率、货币量货币量指M1数量，下同；当然，我们也可以用M2数量对本文的SVAR做稳健性检验，由于M2样本长度限制，未做检验。以及汇率产生的动态效应。

1.供给冲击的动态效应

刻画了产出、价格、利率、货币供给量对供给冲击的脉冲响应过程。可以看出，当发生1％的供给冲击时，产出立即增加一定值，随后渐渐上升，大概在第9季度增加到最大，然后再逐渐下降，大约在第20季度下降到一个稳态值，并一直保持不变即长期效应(约0.5%)。在供给冲击的作用下有明显的驼峰(humpshaped)效应，这意味供给冲击对产出具有持续性(persistence)；由于结构方程(1)-(5)没有解析解(analytic solutions)，因而，我们不能用数理方法来判断ISLM模型能否预测产出在供给冲击的作用下有驼峰(humpshaped)效应；但模型预测正向的供给冲击使产出增加，这和实证的结论是一致的。另外，和其他冲击相比，产出不仅在供给冲击下当期增幅最大，达到0.25%，在IS冲击下为0.1%；而且在冲击的传导过程中，最大增幅也最大，为0.8%(第9季度)；在IS冲击下为0.18%。如前文所述，生产率水平和技术冲击均可视为供给冲击，因而这一实证结论表明，近十几年来，我国GDp的持续增长主要是由技术进步这和我国经济增长是由投资拉动的观点并不矛盾；事实上，投资新设备，新厂房正体现了技术进步。推动的。供给冲击对产出脉冲的正的长期效应正是我们施加长期约束的体现。其次，看价格水平对供给冲击的动态反应；一个标准的供给冲击之后，价格有一个微弱的上升(0.025%)并在前6个季度维持正值(尽管幅度非常小)，之后，价格逐渐下降，大概在17季度，下降到最低点(-0.15%)，随后维持在负值状态；可见，物价水平对供给冲击表现为负的长期效应，这正是开放的ISLM模型所预测的。所不同的是，实证中的物价水平初期对供给冲击表现为正效应，可能的解释是，央行观察到GDp增长率进一步加速时，过快地增加了货币供应量，从而价格初期微弱增加，之后央行稳定了货币供应量，由于产出的持续性，价格持续下跌。说明这种解释是合理的，供给冲击发生的初期，货币供应量增加非常快，第4季度即达到最大值，之后，货币供应量增加趋缓，在第17季度之后趋于稳定。利率对供给冲击的动态效应表现为幅度大而且时效短，图中显示第8个季度后，利率就回到稳定状态，而且其最大幅度仅次于产出，达到0.2%，这和ISLM模型的预测是一致的。方程(2)(重写为：mt~=α2yt~-α3it~其中，mt~=Mt~-pt~)表明，由产出增加引起的货币需求的增加在初期必须由较高的利率来维持均衡，之后，随着冲击效应的逐渐减弱，货币需求和产出趋于稳定，利率很快回到稳定状态。正体现了产出，货币需求和利率在供给冲击下的动态传导过程：供给冲击下的前几期，产出增幅相比货币需求的增幅要大的多，因而，必须由较高的利率来维持均衡，故利率的增幅也相对较大；但随着货币供应量的增加，利率的波幅迅速趋缓，直至产出和货币供应量同步，利率恢复稳定或零状态。

这一工具被广泛地用于实证宏观经济分析中，尤其用于量化分析(财政或货币)政策或冲击对经济的作用。冲击发生在第一期；小标题，如，产出(供给冲击)表示产出对供给冲击的动态响应过程，粗实线表示这一动态响应过程，虚线表示经过2000次重复计算(Bootstrap)，显著水平为5%的脉冲响应的置信区间(Confidence Interval)，详细算法见hall(1992)。供给冲击对产出波动的方差贡献随波动频率周期的递减或波动周期的递增而逐渐下降，如，供给冲击当期对产出的方差贡献是76%，滞后一期是67%，滞后二期是50%，等等，第十期之后，趋于稳定，为25%。与对产出波动的方差贡献相反，供给冲击对通胀的方差贡献随波动频率周期的递减或波动周期的递增而逐渐上升，供给冲击当期对通胀的方差贡献是0，这正体现了我们在实证SVAR估计时所做的识别约束，滞后一期是3%，等等，第十期之后，趋于稳定，为12%。同样，供给冲击对利率波动和货币量的方差贡献随波动频率周期的递减或波动周期的递增而逐渐下降，与对产出波动的方差贡献不同的是，前两者的方差对供给冲击呈现微弱的驼峰形；第十期之后，趋于稳定，分别是20%和30%。这和传统凯恩斯有关经济波动的观点是一致的。方差分解表明，IS需求冲击对产出波动的方差贡献最大(40%)，这一点和有关中国经济波动成因的现行文献的结论相一致。其次是汇率冲击(26%)，第三是供给冲击(25%)，最后是货币供给冲击(6%)和货币需求冲击(3%)。值得一提的是，汇率冲击对产出波动的方差贡献为26%，仅次于IS需求冲击的贡献，其可能的解释是：我国产出的很大一部分用于出口，是外需拉动的，对汇率的变动非常敏感，1992年至今，我国采用固定汇率制，只允许汇率在基准值上下做窄幅波动。这说明，国际市场对我国出口的产品缺乏刚性需求，换句话说，我国出口的产品在国际市场上缺乏竞争力。此外，可以看出，货币冲击对产出波动的方差贡献相当小，仅为9%，我们认为，对中国这样一个正处于经济高速发展的发展中国家而言，实冲击是经济增长的源泉和动力，名义(或货币)冲击的作用有限，这进一步暗示，我们不能对财政或货币政策对中国经济的影响期望过高。

2.IS需求冲击的动态效应

在发生IS需求冲击的当期，产出即刻增加0.1%，随后在未来3个季度持续增加，在第5季度增加到冲击后的第1个最大涨幅值，然后经历一个微弱的短暂的下降再上升的过程，在第8季度，产出到达冲击后的第2个最大涨幅值，其数值和第1个最大涨幅值基本相同；而后，表现为持续下降到最低再缓慢上升的一个过程，最终在第25季度后回到稳定状态；可以看出，产出在IS需求冲击后的第5季度至第8季度保持在较高的水平上且脉冲图显示双驼峰特征；产出响应表现出很强的持续性，这表明需求冲击对我国经济的持续拉动作用。产出在IS需求冲击后的第14季度至第27季度处于萎缩和停滞状态，出现了过度响应(overshooting)，事实上，由于厂商的产能不能满足需求的增加，因而需要增加投资来扩大产出，但随着需求的缓解，厂商的产能出现过剩，投资下降，导致产出萎缩和停滞。产出对IS需求冲击的短期效应正是施加识别约束的体现。价格水平对IS需求冲击的动态响应当期即上升到一个相当高的数值，并在未来的10个季度保持在高位，脉冲轨迹呈现持续的驼峰性，跨度长达10个季度；接着逐渐下降，大约在20季度下降到最低，然后又逐渐上升，在第30季度后又回到初始状态。可见，价格对IS需求冲击有非常强的内在传导机制。产出和价格对IS需求冲击的动态反应轨迹相对波动频率周期来说基本上是同步的；在正是ISLM模型所预测的结果：正向的IS需求冲击使产出增加，物价水平上升，即产出与价格同向运动。正如ISLM所预测的，一个正的IS需求冲击使IS曲线向右移动，这导致名义利率的增加，由于通胀的压力，促使真实利率下降，名义利率最终回到稳定状态；正展现了(名义)利率在IS需求冲击下的这种响应轨迹。货币供应量在IS需求冲击下有正的永久效应并呈现显著的驼峰性，这与货币供应量在供给冲击下的运行轨迹类似，而且，正的永久效应和ISLM模型的预测是一致的；和名义冲击(货币供给冲击，货币需求冲击及汇率冲击)相比，供给冲击和IS需求冲击对货币供应量的效应大而持久；这说明，实冲击是导致名义变量变化的根源。

IS需求冲击对产出波动的方差贡献随波动频率周期的递减或波动周期的递增而逐渐上升，如，IS需求冲击当期对产出的方差贡献是12%，滞后一期是16%，滞后二期是30%，等等，第四期达到最大40%，接着，下降了4个百分点，之后，逐渐增加，第十期之后，趋于稳定，为40%；方差变化呈现驼峰形。而且，IS需求冲击对产出波动的方差贡献最大，见前文分析。与之相反，IS需求冲击对通胀波动的方差贡献随波动频率周期的递减或波动周期的递增而逐渐下降，当期贡献是100%，这正体现了我们在实证SVAR估计时所做的识别约束，滞后一期是97%，滞后二期是73%，等等，第十三期之后，趋于稳定，为54%。IS需求冲击对价格波动的方差贡献最大(54%)，其次是货币供给冲击(17%)，第三是汇率冲击(13%)，最后是供给冲击(12%)和货币需求冲击(5%)。由此可见，就我国经济发展的现状，IS需求冲击，包括政府消费，公共投资等，仍是推动物价上涨的主要原因；这从一个侧面表明，我国的产能仍然不能满足社会对消费物质的需求。此外，货币供给也是推动物价上涨的重要原因，这和传统的凯恩斯有关通胀的观点是吻合的。值得强调的是，和开放的ISLM模型所预测的一样，汇率冲击对通胀的贡献也相当大，占13%。事实上，汇率冲击意味本国货币升值，本国产品的价格相比上升了。IS需求冲击对利率和货币波动的方差贡献基本相同，都随波动频率周期的递减或波动周期的递增而逐渐上升，长期贡献率分别为16%和15%；最后IS需求冲击对汇率波动的贡献为12%，仅次于政府调整汇率的政策因素(占73%)，这说明，一个国家采用什么汇率制度(如固定汇率制，浮动汇率制等)最终是由该国家的经济实力或产能所决定的。

3.货币供给冲击的动态效应

产出当期对货币供给冲击响应为0，这体现了SVAR识别约束：货币供给冲击当期对产出没有影响；在冲击发生后的5个季度，产出震荡上行，第6季度到达脉冲响应最大值，此后，在未来的15个季度，产出震荡下行，回归稳态，呈现弱驼峰形。可见，产出对正向的货币供给冲击表现为短期的正效应。其次，当发生1％的货币供给冲击时，价格当期小幅跳高，在随后的9个季度不断增加，在第10季度增加最大值，接着逐渐小幅下降，大约在20季度下降到一稳定值，价格对货币供给冲击的响应呈现显著的驼峰形。长期来说，价格对货币供给冲击表现为正效应。SVAR识别约束假设货币供给冲击当期对利率没有影响，利率当期的脉冲响应说明了这一点；实证SVAR的内在传导机制指出，滞后一期，货币供给冲击对利率也基本没有影响；在滞后二期，利率急剧下降至脉冲响应最低点，在滞后第三期，利率大幅跳高至稳态附近，之后，利率在稳态附近做窄幅震荡，大约20个季度后，回归稳态。最后，我们考查货币量对货币供给冲击的动态响应过程；货币量对货币供给冲击的响应在前5个季度为负值，并且逐渐递增，第6个季度之后，冲击响应为正值，之后，逐渐递增并在第13季度到达最大值，随后，逐渐递减，20个季度后，趋于稳定，呈现显著的驼峰形。以上这些实证检验特征很好地诠释了凯恩斯有关实变量和名义变量在名义冲击下的内在传导机制：由于价格的迅速上升，货币量在冲击的初期表现为下降，而在名义冲击下，产出当期不受影响，为维持价格和利率的均衡，导致利率下降；随着冲击的传播，产出逐渐增加以满足名义冲击导致的需求增加，伴随而来的是价格和利率的上升，这一点，可由菲利普斯曲线(式(4))和LM方程(式(2))看出；由于利率对冲击的动态响应从跨度上较短，产出的脉冲响应过程也相应不长。从长期来看，产出和利率回归稳态，而价格和货币量有永久效应，到达一个新的稳定状态。另外，利率的脉冲响应从一定意义上说明我国的“流动性效应”(“Liquidity effect”)寻找“流动性效应”的方法可参考相关文献：Cocharne(1989)，Lucas(1990)，Christiano(1991)，Leeper和Gordon(1992)，Sims(1986，1988)，Gali(1992)等。短期内非常明显：在货币供给冲击下，利率短期下降且迅速上升到稳态值之上。这一实证检验结论和现有文献的结论相比。

货币供给冲击对产出方差的长期贡献为6%，而对价格，利率，货币量和汇率的长期贡献分别为17%，40%，26%和4%。可以看出，对所有结构冲击来说，货币供给冲击对利率波动的贡献最大，为40%，其他冲击依次排序如下：供给冲击为19%，IS需求冲击为17%，汇率冲击为13%，最后是货币需求冲击，为11%。这说明央行通过利率工具制定货币政策时，主要的方法是调整流通中的货币量；而且，产出波动和需求波动也是央行制定货币政策时需要考虑的重要因素。此外，随着世界经济的一体化，汇率的波动也成为央行制定货币政策时的重要参考指标。

以上的实证分析表明，中国央行在制定货币政策时，其理论背景不仅仅是简约式泰勒利率规则(Taylor interestrate rule)，即调整利率时仅考虑通胀波动和产出波动，而且还考查汇率波动和需求波动。

4.货币需求冲击的动态效应

和产出当期对货币供给冲击响应一样，产出当期对货币需求冲击的响应也为0，之后，产出缓慢下降，在冲击后的第10季度，到达最低点；然后，经过较长时间的窄幅波动，缓慢上升，回归稳态，可以看出，产出对货币需求冲击的脉冲响应呈现倒驼峰形；总体上说，货币需求冲击对产出的影响是较弱的负效应。至于价格对货币需求冲击的响应，货币需求冲击导致价格的小幅上升，并窄幅波动，从长期来看，价格对货币需求冲击表现为微弱的正效应。当一个标准基点的货币需求冲击发生时，利率立即跳高至0.1%，并在未来2个季度上升到最高点，之后，快速下降并在第7季度下降至最低点(-0.08%)，之后，掉头上行，3个季度后，在稳态附近窄幅波动，直至回归稳态；脉冲图显示，利率响应跨度短但波动剧烈。最后，来看货币量对货币需求冲击的动态效应；货币量当期增加了0.07个基本点，之后，逐渐增加并在第10季度到达最大值，随后，逐渐递减，再经过5个季度后，到达新的稳态值；长期来看，货币需求冲击对货币量有正效应。经济意义说，货币需求冲击可以理解为财政政策冲击，如提高收入所得税或资本税等，由此可见，上述的SVAR实证检验和凯恩斯主义的ISLM模型所预测的是一致的。

货币需求冲击对产出方差的长期贡献为3%，而对价格、利率、货币量和汇率的长期贡献分别为5%、11%、18%及7%。和货币供给冲击相比，货币需求冲击对相关的宏观经济变量波动的贡献较小；对汇率波动的贡献除外，但二者对汇率波动的贡献都很小。由此，我们可以得出，在中国过去的十几年经济发展中，财政政策仅仅是对货币政策的补充，而且其对中国宏观经济的调节作用不显著。

5.汇率冲击的动态效应

在这一部分，我们讨论各宏观经济变量包括产出、价格、利率、货币量对汇率冲击的脉冲响应函数。汇率冲击发生的当期即人民币升值一个基本点，产出立即小幅下降，之后，继续下行，在第7季度下降到最低值，然后持续上升，在第12季度时穿过稳态基准值，接着，在未来的8个季度上升到脉冲响应的最大值，随后，脉冲响应惯性回归稳态。由于施加在实证SVAR上的识别条件：价格当期不受汇率冲击的影响，价格当期的脉冲响应为零，之后，其脉冲响应的动态轨迹与产出基本一样，只是价格的脉冲响应滞后产出一期，计算得知：价格脉冲和产出脉冲的同期相关系数为0.81，而价格滞后一期的脉冲和产出脉冲的相关系数为0.95。换句话说，价格滞后一期的脉冲和产出脉冲基本同步。当发生1％的汇率冲击后，利率表现为当期的小幅下降，在第6季度下降到最低点，之后，缓慢上行，在第14季度穿过其稳定数值，在第19季度上升到最大值，随后，惯性回归稳态。中短期来看，汇率冲击似乎对经济有很显著的流动性效应。最后，来看货币量对汇率冲击的动态效应：货币量当期小幅下降，然后，快速下降，第5季度至最低值；之后，快速上升，第10季度至货币初期的振幅水平；长期来说，汇率冲击对货币量有微弱的负效应。基于凯恩斯主义的开放ISLM 模型的认为：汇率冲击发生的当期促使汇率急剧增加，导致本国产品的价格上升以及利率下降，因而本国产品的需求下降，产出降低，导致货币需求减弱；另外，由于利率下降，导致投资增加，随着冲击的传播，产出逐渐增加，伴随而来的是价格和利率的逐渐上升以及货币量需求的增加；这正是式(2)和式(4)所诠释的。相应宏观经济变量的动态运行轨迹可以得出，这些实证检验结论很好地吻合了理论模型的预测。

汇率冲击对产出波动、价格波动、利率波动、货币量波动以及汇率波动的长期贡献分别为26%、13%、13%、11%和73%。可见，汇率波动对我国宏观经济的影响非常显著：汇率冲击对产出、价格、利率以及货币量影响的经济含义已在前文中讨论过，这里不再赘述。值得一提的是，汇率冲击对汇率波动的长期贡献达到73%，换句话说，汇率波动主要是由汇率冲击造成的，这一实证检验符合我国现行采用的基于基准值上下窄幅波动的固定汇率制度。

6.结构冲击对汇率的影响

传统的凯恩斯理论认为汇率和国际贸易是造成短期经济波动的重要原因；事实上，基于凯恩斯理论的开放ISLM模型认为，供给冲击初期使IS曲线和LM曲线朝右移动，导致有效汇率下降，即本国货币贬值；同样，IS需求冲击初期使IS曲线向右移动，也导致有效汇率下降，本国货币贬值。至于货币供给和需求冲击，货币供给冲击初期使LM曲线向右移动，导致有效汇率上升，即本国货币升值；货币需求冲击会导致外国利率下降，因而，汇率上升。这些实证检验结论很好地吻合了上述理论模型的预测：供给冲击当期，汇率下降，滞后一期，回到稳态，而后，汇率迅速增加，并在第6季度，上升到最大值，接着，迅速回落，回归稳态；可以看出，在供给冲击下，汇率波动的持久性不显著。在IS需求冲击的当期，汇率小幅下降，之后，继续下降并在第4季度到达最低点，接着，从最低点持续增加，第8季度穿过基准值并在第13季度到达最大值，而后，逐渐下降，回归稳态；与供给冲击的效果相反，在IS需求冲击下，汇率波动的持久性相当显著。

至于货币供给冲击，实证SVAR识别约束指出：货币供给冲击当期不影响汇率，即汇率当期响应为0，之后，汇率迅速增加并在第5季度上升至最大值，接着，汇率迅速降低并在第12季度下降至基准值，而后，在基准值上下小幅波动，回归稳态。显然，在货币供给冲击下，汇率波动的持久性较弱。同样，在货币需求冲击下，汇率当期响应为正，短暂上升并在第4季度上升至最大值后，迅速下降，在第6季度时穿过基准值，继续下降并在第10季度跌至最低值，而后，逐渐上升回归稳态。相对货币供给冲击而言，在货币需求冲击下，汇率波动的持久性较强。在汇率冲击下，汇率波动振幅大且有很强的惯性，汇率冲击对汇率有永久的正效应。总之，实证SVAR检验表明，IS需求冲击，如国外对我国产品的需求，是造成汇率波动的主要因素。