我國宏觀經濟政策效應的模擬分析
----基于季度宏觀經濟聯(lián)立方程模型

馮 濤,楊 達

(西安交通大學經濟與金融學院,陜西西安 710061)

一、 問題的提出

2008年我國經濟在持續(xù)5年以高于10%的增長率加速增長時,先后經受了國內特大自然災害和國際金融危機的沖擊,經濟發(fā)展環(huán)境發(fā)生了巨大變化。當前,金融危機對世界經濟的影響是否見底尚未可知,但其對中國經濟的負面作用已遠遠超過了1997年的亞洲金融危機?？偟膩碚f,全球經濟一體化擴大了金融危機影響的深度和廣度。具體對中國而言,1997年爆發(fā)亞洲金融危機時,我國的外匯儲備只有1400億美元,進出口貿易總額只占GDP的1/3;2009年,我國外匯儲備已高達2萬億美元,進出口貿易總額占GDP超過2/3[1]。我國經濟的發(fā)展對世界經濟的波動愈加敏感,長期以來形成的外向型經濟很難在金融危機爆發(fā)后迅速扭轉。為應對國內外經濟環(huán)境的變化,我國一年內對宏觀經濟政策進行了三次調整,并相應出臺了一系列具體措施,以保持經濟的平穩(wěn)發(fā)展。然而,面對復雜的宏觀經濟運行體系,宏觀經濟政策的執(zhí)行可謂牽一發(fā)而動全身;同時中國經濟處于轉軌時期,具有自身的獨特性,不能純粹套用現(xiàn)有理論;加之我國經濟的外向性和國內外經濟環(huán)境的不確定性,無疑加大了我國宏觀經濟政策選擇的復雜性。如何對我國當前經濟發(fā)展形勢作出正確判斷,以及如何對各項宏觀經濟政策措施的調控效應作出科學合理的評價,再一次成為學者關注的焦點?，F(xiàn)有文獻對宏觀經濟政策的研究主要有:吳超林(2001)將宏觀調控視為一種制度安排,并給出了一個解釋中國宏觀經濟調控政策的理論框架[2];周英章等(2002)運用向量自回歸模型對中國1993年至2001年間的貨幣政策傳導機制進行實證分析,認為增加有效信用供給是提高我國貨幣政策有效性的關鍵[3];劉斌(2001)運用向量自回歸模型,對貨幣政策沖擊進行沖擊響應分析,分別得出長短期的不同影響[4];李曉芳等(2005)運用結構向量自回歸(SVAR)模型,研究了我國稅收和政府支出政策對產出所產生的動態(tài)沖擊效應[5]。上述學者的研究尚未涉及用聯(lián)立方程模型進行分析,不利于充分反映宏觀經濟內部的復雜聯(lián)系[6-7],劉玉紅等(2006)[8]和高鐵梅等(2007)[9]分別用2SLS和3SLS方法建立了我國宏觀經濟年度和季度聯(lián)立方程模型,并應用于貨幣政策和財政政策的實證研究。本文在現(xiàn)有研究的基礎上進一步進行研究,第一,從傳統(tǒng)凱恩斯理論的需求層面出發(fā),融入新古典等經濟理論,用聯(lián)立方程模型刻畫我國開放經濟條件下現(xiàn)代經濟運行體系,同時,立足我國經濟發(fā)展現(xiàn)實,確定模型中各變量的內生性、外生性問題;第二,采用動態(tài)建模方法,全面考察被解釋變量的影響因素,力求真實反映我國經濟轉軌時期的運行特征,并根據(jù)“檢驗、檢驗、再檢驗”的原則進行約化,最終得到簡化的模型;第三,在傳統(tǒng)聯(lián)立方程模型基礎上,通過對變量進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗并引入誤差修正項,既可有效地避免偽回歸,又能同時反映經濟運行的短期波動和長期均衡關系;最后,應用所建立模型,對宏觀經濟政策方案進行模擬分析,定量地考察各方案的效果,為正確評價宏觀經濟政策效應以及下一步宏觀經濟政策取向、時間和力度的選擇提供科學依據(jù)。

二、 開放條件下我國季度宏觀經濟聯(lián)立方程模型的建立

開放條件下現(xiàn)代經濟運行體系主要涵蓋經濟行為、市場機制、對外開放和宏觀經濟政策四個方面。其中,經濟行為主要由消費和投資行為所決定;市場機制表現(xiàn)為價格水平、利率水平及其決定機制;就中國目前的發(fā)展狀況而言,對外開放主要體現(xiàn)在進出口貿易、外商直接投資等;而宏觀經濟政策以利于宏觀經濟發(fā)展目標的實現(xiàn)為方向,主要作用于平抑經濟的周期性波動[10]。本文以凱恩斯理論的需求導向模型為基礎,通過商品市場、金融市場、勞動市場、價格和國外影響五個子模塊及其所含要素間的相互聯(lián)系,反映上述經濟運行的四個方面主要內容,構建出開放條件下我國宏觀經濟運行的理論框架(見圖1)。

圖1 開放條件下我國季度宏觀經濟聯(lián)立方程模型流程圖注: *號所注為內生變量,其余為外生變量。

本文采用動態(tài)建模方法[11],建立了由14個行為方程、10個定義方程和41個變量(內生變量24個、外生變量17個)構成的開放條件下我國季度宏觀經濟聯(lián)立方程模型。其中,商品市場子模塊包含7個行為方程,分別為城鎮(zhèn)居民人均消費支出、農村人均現(xiàn)金生活消費支出、國內非政府投資、外商來華直接投資、商品出口和商品進口方程,另包括財政收入方程;金融市場子模塊包含3個行為方程,分別刻畫了M1口徑的貨幣供應量、M2口徑的貨幣供應量和居民儲蓄存款余額;勞動市場子模塊包含2個行為方程,即城鎮(zhèn)平均勞動報酬和從業(yè)人口方程;價格子模塊包含2個行為方程,分別是消費者價格指數(shù)和出口商品價格指數(shù)方程。以下是部分估計結果[注]應用軟件:Eviews 6.0;數(shù)據(jù)來源:1999年至2009年《中國經濟景氣月報》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人民銀行統(tǒng)計季報》、《國際金融統(tǒng)計》。:

城鎮(zhèn)居民人均消費支出與人均可支配收入存在長期均衡關系[12],長期均衡關系如下:

① ECM-變量名,表示誤差修正項,下同。

② 季節(jié)虛擬變量:S1,第一季度=1,其他=0;S2,第二季度=1,其他=0;S3,第三季度=1,其他=0。系數(shù)下括號內的數(shù)據(jù)是相應的t統(tǒng)計量,下同。

ECM-CUt=ln(CUt)-0.9ln(IUt)①

誤差修正形式的城鎮(zhèn)居民人均消費方程:

(1)

其中,CU表示城鎮(zhèn)居民人均消費支出,IU表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入,CPI表示消費者價格指數(shù),t表示時間。從城鎮(zhèn)居民人均消費支出方程可以看出,在長期,城鎮(zhèn)居民人均消費支出完全取決于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入;在短期,城鎮(zhèn)居民人均消費支出的波動由城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和消費者價格指數(shù)的前期值共同影響。誤差修正項的系數(shù)為-0.913,這說明城鎮(zhèn)居民消費對長期均衡偏離的調整速度較快。

國內非政府投資方程如下:

其中,ING表示國內非政府投資,IG表示政府投資性支出,RTGDP表示GDP增長率,RTL表示一年期貸款利率,PGDP表示GDP平減指數(shù)。方程(2)中政府投資的系數(shù)為正,說明在我國政府投資對國內非政府投資具有正面效果,而非產生“擠出效應”;同時,政府投資的影響在一個季度之后即有明顯效果。

商品出口方程如下:

其中,ECM-EXt=ln(EXt)-0.8ln(IMt)-0.4ln(GDP7Ft)

EX表示商品出口額(以美元計),IM表示商品進口額(以美元計),GDP7F表示主要貿易國GDP(以美元計),即指美國、日本、韓國、德國、英國、法國、荷蘭七國GDP之和,EXRP表示商品出口相對價格,定義為我國出口商品價格指數(shù)(以人民幣計)與世界出口商品價格指數(shù)(以美元計)之比(用人民幣兌美元的名義匯率進行折算)。在長期,商品出口依存于商品進口和主要貿易國GDP,彈性系數(shù)分別為0.8和0.4。商品出口對長期均衡偏離的調整需要近26個月(1/0.115≈8.7個季度)才能完成,且在短期,商品出口季節(jié)波動性明顯。

從業(yè)人口方程如下:

其中,EMPOP表示從業(yè)人口數(shù),WAGE表示城鎮(zhèn)平均勞動報酬,其余變量含義與前述相同。國內失業(yè)率最近有升高趨勢,勞動人數(shù)通常由需求方決定。方程(4)證實了這一初步推斷,在既定生產條件限制下,廠商以追求利潤最大化為原則,決定其所需的勞動人數(shù)和資本量,如總需求增加(即模型中GDP增長率為正),廠商對勞動力引申需求隨之增加,而勞動需求與勞動成本(即模型中城鎮(zhèn)平均勞動報酬)則成反向關系。同時,政府投資對從業(yè)人口的影響顯著,說明政府擴大投資可有效地增加就業(yè)崗位,緩解就業(yè)壓力。

消費者價格指數(shù)方程如下:

其中,ECM-CPIt=ln(CPIt)-0.8ln(INDPIt)

INDPI表示工業(yè)品出廠價格指數(shù),M1表示貨幣供應量,其余變量含義與前述相同。工業(yè)品出廠價格指數(shù)無論在長期還是短期都是消費者價格指數(shù)的重要影響因素。而短期內,M1口徑的貨幣供應量對消費者價格指數(shù)的影響較國內生產總值更為明顯。誤差修正項的系數(shù)為-0.198,表明消費者價格指數(shù)偏離長期均衡的調整需5個季度(1/0.198≈5)完成。

三、 政策方案執(zhí)行效果的模擬分析

2008年以來,我國宏觀經濟政策目標經歷了從“雙防”到“一保一控”再到“保增長、擴內需”的三次重大調整,各部門相應采取了一系列政策措施,以應對國內外經濟環(huán)境的變化,平抑經濟的劇烈波動。當前,在金融危機對我國經濟和世界經濟造成巨大負面沖擊的背景下,宏觀經濟政策的首要任務是保持我國經濟平穩(wěn)較快地增長。從模型所刻畫的我國宏觀經濟運行特征來看,主要貿易國的GDP即外需是影響我國商品出口的最顯著因素,匯率相比之下影響程度很小,因此在世界經濟低迷的環(huán)境中,“保增長”必須啟動內需,即通過積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策以及一系列政策措施刺激國內的消費和投資需求。而政策措施是否合理,執(zhí)行效果如何,以及政策的節(jié)奏和力度如何把握,均是關系宏觀經濟政策目標能否實現(xiàn)的關鍵問題。本文在模型基礎上通過對不同政策方案的模擬分析,對政策效應進行定量考察,這也正是建立宏觀經濟計量模型的目的所在。本文所建立的開放條件下中國季度宏觀經濟聯(lián)立方程模型共涉及17個外生變量,其中包括3個虛擬變量。在當前我國經濟已經企穩(wěn)回升的形勢下,在確定基礎方案時,設定城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農村人均現(xiàn)金收入、經濟活動人口、政府投資性支出、政府消費性支出、主要貿易國GDP、世界出口商品價格指數(shù)、工業(yè)品出廠價格指數(shù)、城鎮(zhèn)人口、農村人口和我國進口商品價格指數(shù)從2009年四季度起進入增長期,增長率為2000年至2007年我國經濟平穩(wěn)上升階段各變量的平均增長率;將名義匯率、一年期貸款利率和一年期存款利率分別設定為1美元對人民幣6.8元、5.31%(調整日期為2008年12月23日)和2.25%(調整日期為2008年12月23日)。

1. 增加政府投資性支出

為應對金融危機后世界經濟低迷對我國經濟發(fā)展的負面沖擊,政府計劃在2010年底前投資4萬億元人民幣,以刺激國內有效需求,拉動經濟增長。情景Ⅰ模擬政府投資性支出每季度勻速增加5%,模擬結果如表1。

① 表中值為模擬值較之基準值的增長率(負值表示降低率),即(模擬值-基準值)/基準值,其中基準值是將政策變量賦予基礎方案所設定的值而得到的估計結果,模擬值是將政策變量賦予情景模擬中相應的值而得到的估計結果,下同。

表1 情景Ⅰ的模擬結果① %

從表1可以看出,增加政府投資性支出有效地促進了GDP的增長,并增加了城鎮(zhèn)就業(yè)崗位,有利于緩解就業(yè)壓力;同時,對私人投資并未產生傳統(tǒng)理論中的“擠出效應”,這表明此項擴張性的財政政策對應對金融危機、保持經濟增長具有正面效應。但這項政策措施的效果仍不盡理想。第一,由于我國投資占GDP的比率長期高于世界其他國家的水平,且我國投資的絕對水平也一直保持著高速增長的趨勢,加大了我國調整經濟結構和轉變經濟粗放型增長模式的難度;第二,政府投資對私人投資的引導作用有限,意味著經濟發(fā)展的內在動力尚未被調動起來,擴大政府投資規(guī)模僅在短期對經濟增長具有顯著效應,在長期效應會不斷減弱。

2. 增加居民收入

國內消費需求作為內需的重要組成部分,其增長緩慢是我國經濟發(fā)展中內需不足的重要原因,同時較低的邊際消費傾向也會影響投資對經濟增長的拉動效果。目前對我國而言,居民消費的增加,尤其是農村居民消費的增加,對進一步改善人們生活水平和促進經濟增長意義重大。我國政府也在通過轉移支付、合理調整稅收政策等手段提高低收入居民的收入,以刺激居民消費需求。情景Ⅱ模擬城鎮(zhèn)和農村居民收入均一次性增加5%,模擬結果如表2。

表2 情景Ⅱ的模擬結果 %

從表2可以看出,增加居民收入通過帶動居民消費的增加有效地促進了GDP的增長。雖然對GDP的拉動效應并不理想,但對居民消費的提升作用明顯優(yōu)于擴大政府投資的措施,有效地提高了人們的生活水平。同時,表2所示的數(shù)據(jù)表明,當收入增加相同幅度時,農村居民平均消費支出的增長幅度略大于城鎮(zhèn)居民,但總體而言消費增加的幅度遠小于收入增長的幅度。

3. 增加居民收入同時降低存款利率

為刺激國內消費需求,金融機構人民幣存款基準利率(一年期)分別于2008年10月9日、10月30日、11月27日和12月23日由4.14%下調至3.87%、3.60%、2.52%和2.25%。情景Ⅲ模擬城鎮(zhèn)和農村居民收入均一次性增加5%的同時,將存款利率再下調0.27個百分點,模擬結果如表3。

表3 情景Ⅲ的模擬結果 %

從表3看出,進一步降低存款利息率并未明顯地有助于將居民增加的收入轉化為消費。這一結果表明,啟動消費不能單純依靠一次性收入的增長或降低金融機構的存款利息率,而應通過醫(yī)療、養(yǎng)老等保障制度的建設與完善,消除抵制消費的隱性因素;同時,也應促進金融市場的發(fā)展,擴充居民的投資對象。

4. 降低貸款利率

2008年金融機構人民幣貸款基準利率(一年期)經歷了9月16日、10月9日、10月30日、11月27日和12月23日五次下調,分別調整為7.2%、6.93%、6.66%、5.58%和5.31%,以刺激國內的投資需求。情景IV模擬貸款利率一次性下調0.27個百分點,模擬結果如表4。

表4 情景Ⅳ的模擬結果 %

從表4可以看出,進一步降低貸款利率對刺激經濟增長有一定的正面效果,但影響十分微弱。理論上,古典學派和凱恩斯學派均認同貨幣政策在經濟周期的不同階段作用效果不同,其促進經濟增長的作用弱于反通貨膨脹的作用[13]。除理論所述的原因外,表4所示的數(shù)據(jù)表明,我國居民消費支出和國內非政府投資對利率變動的反應不敏感,直接導致了國內有效需求對利率變動的反應不敏感,從而削弱了調整利率對經濟增長的調控作用[14]。

5. 增加貨幣供應量

我國中央銀行從1996年起正式將貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標,重點是控制M1,同時監(jiān)測M0和M2,情景Ⅴ模擬M1口徑的貨幣供應量一次性擴大10%,模擬結果如表5。

表5 情景Ⅴ的模擬結果 %

從表5可以看出,進一步增加貨幣供應量,會帶來GDP一定幅度的增長,達到了刺激經濟復蘇的目標。但這一政策方案也存有不足之處:第一,貨幣供應量的增加對私人投資的刺激作用微弱;第二,GDP的增長中一部分來自于消費的增加,但如前文方程(1)所示,CPI的系數(shù)為正,表明中國居民消費具有“買漲不買跌”的特征,這部分增長只是由于價格的上漲,對經濟的實質發(fā)展并無益處;第三,貨幣供應量的增加加劇了通貨膨脹壓力,會誘導人們產生通貨膨脹預期,對經濟發(fā)展引發(fā)新的問題[15]。

四、 結論與展望

本文在構建我國宏觀經濟運行理論框架的基礎上,利用1999年一季度至2009年一季度的宏觀經濟季度數(shù)據(jù),采用動態(tài)建模方法,建立了刻畫我國開放經濟條件下宏觀經濟運行特征的聯(lián)立方程模型,并進一步運用情景模擬對各政策方案的執(zhí)行效果進行定量分析,結果表明,財政政策相較于貨幣政策而言,對刺激經濟復蘇具有快速有效的優(yōu)勢,而貨幣政策的有效性則須進一步提高?；谏鲜鰧ξ覈洕l(fā)展形勢和宏觀經濟政策執(zhí)行效果的定量分析,筆者認為有三方面問題須在今后的經濟發(fā)展中得到足夠的重視。

第一,關于經濟外向型發(fā)展模式的反思與轉變。出口一直是拉動我國近年經濟高速增長的主動力,但當金融危機爆發(fā)后,由于外需不足導致我國出口大幅下降因而對實體經濟造成負面沖擊。目前世界經濟雖已初露復蘇跡象,但仍存在諸多不確定因素。金融危機爆發(fā)后,我國的主要貿易國為促進本國經濟的復蘇,傾向于采取貿易保護主義政策,不利于國際貿易和我國商品出口的恢復和發(fā)展;同時,此次危機也在一定程度上弱化了主要貿易國居民“過度消費”的觀念,進一步縮減境外市場的消費需求,宏觀和微觀層面的多重不利因素使得我國所面臨的外需不足的局面不會在短期內有所改變。因此,有必要以此次危機為契機,積極轉變我國經濟的外向型發(fā)展模式,逐步消除長期以來形成的對國外需求的過度依賴,通過一系列措施刺激國內有效需求的增長,從而帶動我國經濟的長久發(fā)展。

第二,關于財政政策調控重點的調整。積極的財政政策在緩解金融危機沖擊方面顯示出了快速有效的優(yōu)勢。未來一段時期,財政政策仍須保持擴張態(tài)勢,在“保增長”的同時,著力于“擴內需”與“調結構”,將有限的財政收入更多地用于民生項目,建立和完善社會保障體系,以此激發(fā)國內的消費需求;同時,結合相應的信貸政策,在經濟平穩(wěn)增長的基礎上逐步實現(xiàn)結構調整。

第三,關于貨幣政策調控方向的適度改變及其有效性的提高?？偟亩?在保持擴張性的宏觀經濟政策基調下,寬松的貨幣政策應逐步走向中性。在具體操作上:一是適度收緊銀根,控制信貸規(guī)模和貨幣供應量的過快增長,正確引導公眾的通脹預期,為經濟發(fā)展營造平穩(wěn)環(huán)境。二是在控制貨幣總量的同時,通過調整信貸投放結構,加強對新興企業(yè)和中小企業(yè)的支持,同時,提高對商業(yè)銀行的監(jiān)管水平,在有效防范和控制信貸風險的前提下,積極配合國家調整經濟結構的發(fā)展方向。三是應有計劃地改變貨幣政策中介目標的選擇,雖然在現(xiàn)階段,調整利率的方案對經濟的調控效果并不明顯,但不能因此忽略以貨幣供應量作為貨幣政策中介目標對經濟發(fā)展造成的負面影響。正確的做法是在未來的經濟發(fā)展中積極為利率有效調控經濟提供充分的條件,除利率市場化外,還應積極培育和發(fā)展金融市場,適度創(chuàng)新金融衍生工具,使得微觀主體的消費行為和投資行為能對利率產生敏感反應并迅速作出調整,從而促進貨幣政策更加健康有效地發(fā)揮作用。

參考文獻:

[1]戴相龍. 當前的國際金融危機及我國的應對措施[J]. 中國人民大學學報, 2009(3):34-44.

[2]吳超林. 宏觀調控的制度基礎與政策邊界分析----一個解釋中國宏觀調控政策效應的理論框架[J]. 中國社會科學, 2001(4):54-63.

[3]周英章,蔣振聲. 貨幣渠道、信用渠道與貨幣政策有效性----中國1993—2001年的實證分析和政策含義[J]. 金融研究, 2002(9):34-43.

[4]劉斌. 貨幣政策沖擊的識別及我國貨幣政策有效性的實證分析[J]. 金融研究, 2001(7):1-9.

[5]李曉芳,高鐵梅,梁云芳. 稅收和政府支出政策對產出動態(tài)沖擊效應的計量分析[J]. 財貿經濟, 2005(2):32-39.

[6]王惠炯,李泊溪,李善同. 中國實用宏觀經濟模型1999[M]. 北京:中國財政經濟出版社, 1999.

[7]沈利生. 中國經濟波動和宏觀調控研究[M]. 北京:社會科學文獻出版社, 1995.

[8]劉玉紅,高鐵梅,陶藝. 中國轉軌時期宏觀經濟政策傳導機制及政策效應的模擬分析[J]. 數(shù)量經濟技術經濟研究, 2006(3):15-23.

[9]高鐵梅,梁云芳,何光劍. 中國季度宏觀經濟政策分析模型----對宏觀經濟政策效應的模擬分析[J]. 數(shù)量經濟技術經濟研究, 2007(11):3-14.

[10]李治國. 轉型期的中國宏觀經濟運行機制及其計量模型研究[M]. 上海:上海財經大學出版社, 2007.

[11]何新華,吳海英,曹永福,等. 中國宏觀經濟季度模型China-QEM[M]. 北京:社會科學文獻出版社, 2005.

[12]Engle R F, Granger C W. Cointegration and Error Correction Representation, Estimation and Testing[J]. Econometrica, 1987,55:251-276.

[13]Christiano L J, Eichenbaum M. Liquidity Effects, Monetary Policy and the Business Cycle[J]. Journal of Money, Credit and Banking, 1995,4:1113-1136.

[14]Christiano L J. Modeling the Liquidity Effect of a Money Shock[J]. Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 1991,15:3-34.

[15]李念齋. 中國貨幣政策研究[M]. 北京:中國統(tǒng)計出版社, 2003.