消費習(xí)慣、粘性價格與貨幣流通速度——基于NK 模型的估計

謝超峰

一、引 言

當(dāng)前中國正處在轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期，經(jīng)濟(jì)下行壓力較大，為此，國家通過定向調(diào)控，希望能增強(qiáng)實體經(jīng)濟(jì)實力。國務(wù)院相繼出臺金融支持“三農(nóng)”以及經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的指導(dǎo)意見，其核心是盤活存量資金，用好增量資金，即提高資金運用效率或者說加快貨幣流通速度。國內(nèi)外眾多學(xué)者對各國貨幣流通速度的運動及其決定因素展開大量的經(jīng)驗和理論研究。除了國民收入、利息率之外，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們還以制度變遷、金融深化等理論來解釋貨幣流通速度問題，學(xué)者們也圍繞著這些假說進(jìn)行了大量的經(jīng)驗檢驗(麥金農(nóng)，2006；Bordo，1981；Duca，2004)。中國貨幣流通速度從1978 年以來一直呈穩(wěn)定下降趨勢，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)可參見左孝順的《貨幣流通速度的變化：中國的例證(1978-1997)》。。而且，中國的貨幣流通速度不僅低于發(fā)達(dá)國家，也低于印度等發(fā)展中國家②從余永定的《M2/GDP 的動態(tài)增長路徑》中的表1 可以清楚的看到這一點。。為此，中國學(xué)者除了沿襲西方主流觀點之外還針對中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實特征提出了自己的觀點③對于中國貨幣流通速度研究綜述可以參見汪洋的《中國M2/ GDP 比率問題研究述評》。。一方面中國經(jīng)濟(jì)是由計劃經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向市場經(jīng)濟(jì)，各種商品實現(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，中國是一個發(fā)展中的大國，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)成來說明游離于官方GDP 指標(biāo)之外的交易規(guī)模對貨幣流通速度有著重要影響。李春吉等(2010)認(rèn)為我國貨幣流通速度下降的一個可能原因是居民實際消費與持有的實際貨幣替代彈性較低?，F(xiàn)有研究及政策更多是強(qiáng)調(diào)對金融系統(tǒng)對貨幣流通速度的作用，對于中國這樣一個轉(zhuǎn)型國家而言，完善金融市場固然重要，但是金融終究是以實體經(jīng)濟(jì)為服務(wù)對象的，因此有必要從實體經(jīng)濟(jì)自身的特點來分析貨幣現(xiàn)象。

在現(xiàn)實當(dāng)中名義價格往往表現(xiàn)出來一種剛性①從物理學(xué)上講，和彈性價格相對應(yīng)的應(yīng)該是剛性價格(rigid price)，和剛性價格相近的一個名詞是粘性價格(sticky price)反映了價格不能及時調(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。，例如在歐洲和美國價格的調(diào)整大約需要六個月到一年的時間(Klenow，2007)。中國總體價格持續(xù)時間的中值為2.7 個月，剔出促銷因素之后，總體價格的持續(xù)時間為3.4 個月(金雪軍等，2013)。另一方面，現(xiàn)實的總消費也會出現(xiàn)過度平滑之謎，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們指出消費習(xí)慣是解釋消費過度平滑的原因之一(A.Seckin，2000)。Naki 和Moore (1996)及Guariglia 和Rossi(2002)分別通過PSID 和BHPS 數(shù)據(jù)為習(xí)慣形成找到實證數(shù)據(jù)。在中國經(jīng)濟(jì)快速增長的背景下，中國居民消費也出現(xiàn)消費習(xí)慣的影響，就效用而言，不僅是消費帶來效用，消費的增長幅度也同樣帶來效用(杭斌、閆新華，2013)。無論是價格剛性還是消費習(xí)慣，都和貨幣有著密切關(guān)系，事實上這兩個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)識的更加深刻。馬克思對商品價值形式的深刻分析，我們可以知道貨幣分為商品貨幣和符號貨幣，商品的價格可以表示為商品價值與貨幣價值之比。因為商品貨幣，如金，自身擁有價值，而符號貨幣，如紙幣，本質(zhì)上表示一種負(fù)債。所以在使用紙幣進(jìn)行商品買賣的時候，從貨幣的角度來看就是龐氏騙局(ponzi game)②正如哈恩(1965)所提出的那樣，為什么沒有內(nèi)在價值的紙幣在與商品交換時會有正的價值。。因為可以發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)恐慌的時候，人們會爭先把手中的紙幣換成商品，以免財產(chǎn)受到損失。商品賣者在經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的時候同樣為了自己的財產(chǎn)不受損失，只能把名義價格提高以彌補(bǔ)“舊債”，也就是說名義價格在這樣的貨幣制度下必然會表現(xiàn)出來一種剛性，即上升容易而下降困難，換言之，這樣的貨幣制度本身其實蘊(yùn)含著價格上漲預(yù)期③對于價格剛性的原因，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。。同樣消費習(xí)慣也可理解為消費剛性，消費者希望消費水平只升不降。在消費者的跨期選擇過程中，往期的實際消費會對現(xiàn)期以紙幣表示的名義收入形成一種參照，消費者會綜合考慮未來消費的穩(wěn)定增長來決定現(xiàn)期消費。因此，對貨幣流通速度的分析不能忽略這兩個典型特征。因為現(xiàn)實的市場經(jīng)濟(jì)是一個以貨幣為媒介的交換經(jīng)濟(jì)，流通手段是貨幣的一個基本職能，無論是價格剛性還是消費習(xí)慣都會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。，檢驗消費習(xí)慣和價格粘性對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際粘性兩方面。名義粘性主要體現(xiàn)在中間產(chǎn)品定價方面；實際粘性則體現(xiàn)在消費者的消費習(xí)慣影響。本文進(jìn)行了確定性模擬，考察了這兩個確定參數(shù)的變化對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)面對正向貨幣量沖擊時，貨幣流通速度會減慢，而面對技術(shù)沖擊時貨幣流通速度會短暫加快。

二、模 型

假定整個經(jīng)濟(jì)是由無限存活的家庭、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[0,1]上的一個連續(xù)統(tǒng)，分別用i , j∈ [0, 1]表示。代表性家庭購買最終產(chǎn)品用于消費，并向中間產(chǎn)品企業(yè)提供資本和勞動。中間產(chǎn)品用于最終產(chǎn)品的生產(chǎn)，在生產(chǎn)過程中，中間產(chǎn)品之間是完全替代的，因此中間產(chǎn)品企業(yè)是壟斷競爭。

（一）家庭

假定所有家庭都是同質(zhì)的，一個代表性家庭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的實際工資率提供單位的勞動給中間產(chǎn)品企業(yè)，并以實際資本回報率 rt的價格向每個中間產(chǎn)品企業(yè)提供單位的資本。那么相應(yīng)的t 時期勞動供給總量為：

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的。因為在CIA 模型中，交易的時間順序非常重要，這里為了簡化分析，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)：

一個代表性家庭的預(yù)算約束為：

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

其中πt= PtPt-1表示價格總水平變化率。

名義貨幣總量的運動方程為 Mt= gtMt-1，其中 gt為隨機(jī)沖擊，且遵循如下過程：

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)，即用前一期的消費水平表示消費習(xí)慣，以說明效用不僅取決于當(dāng)期消費數(shù)量還取決于消費的增長幅度。如果消費水平停滯，效用會降低。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)值越大意味著消費習(xí)慣的影響越大，當(dāng)期消費帶來的效用越小，當(dāng) b= 0就是標(biāo)準(zhǔn)的時間可分的效用函數(shù)①更一般的形式應(yīng)該是多重消費習(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的影響。。這里消費習(xí)慣僅僅取決于家庭自身消費，不取決于全社會的消費總量，此即消費習(xí)慣是內(nèi)在的(internal)，這時的消費習(xí)慣不會產(chǎn)生消費的外部性①McCallum 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)可以得到實際貨幣需求函數(shù)為：

從中可以看到，實際貨幣需求函數(shù)是實際消費、預(yù)期利潤率以及預(yù)期價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 )的價格購買中間產(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)品市場為完全競爭市場。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。

完全競爭市場上的最終產(chǎn)品企業(yè)生產(chǎn)者選擇中間投入要素數(shù)量以最大化自身利潤，即：

不難得到其一階條件為：

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

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

假定勞動力市場和資本市場是完全競爭的，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，誤差項服從獨立同分布。能夠在第t 期選擇價格的中間產(chǎn)品企業(yè)j，在技術(shù)約束式(10)和需求約束式(8)下，選擇價格以最大化能改變價格時期內(nèi)的預(yù)期利潤：

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

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

其一階條件為：

因為 rt和 wt對任意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)對勞動力的需求為：

以及對資本的需求為：

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 期能夠制定價格的中間產(chǎn)品企業(yè)j 的最優(yōu)定價為：

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

（四）均衡條件

對于最終產(chǎn)品市場而言，最終產(chǎn)品既可以用于消費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。要素市場均衡意味著，資本和勞動力的需求等于供給，可以將其表示為。貨幣市場出清的條件是 Ms= Md，在對前面問題的求解過程中沒有區(qū)分需求量和供給量，本文這里使用同一個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。勞動力市場均衡條件可以表示為：

資本市場的均衡為：

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，那么t 期總的超額利潤總和為：

因為最終產(chǎn)品企業(yè)是完全競爭的，將獲得零利潤。因此可以得到總的超額利潤為：

中間產(chǎn)品企業(yè)的定價方程，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)品定價規(guī)則為：

實際貨幣增長滿足：

貨幣增長和技術(shù)的隨機(jī)過程滿足：

三、模型求解

（一）穩(wěn)態(tài)

根據(jù)公式(18)可知，在穩(wěn)態(tài)時有下列等式成立：

化簡之后即為：

由于最終產(chǎn)品既可以用于消費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，而穩(wěn)態(tài)時的資本存量①因為穩(wěn)態(tài)時有，所以根據(jù)公式(8)，穩(wěn)態(tài)時有成立。：其中，所以：

同樣可以求得均衡時超額利潤：

同理根據(jù)公式(5)可知，穩(wěn)態(tài)時實際貨幣需求為：

由于MV = PY，所以：

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

從中不難發(fā)現(xiàn)，影響穩(wěn)態(tài)時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收入的分配結(jié)構(gòu)；(3)由θ 所表示的各個產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系；(4)由α 1- α所表示的價格加成，可以視為一般利潤率。此時價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。這說明符號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決定的，但是符號貨幣體系下的一些特殊因素仍然要進(jìn)一步分析。

（二）對數(shù)線性化

因為中間產(chǎn)品企業(yè)定價的方程中含有無窮級數(shù)，本文使用準(zhǔn)差分法(quasi difference)來簡化產(chǎn)品定價方程。使用Uhlig(1999)的方法，定義，表示各個變量與各自均衡值之間的對數(shù)偏離。經(jīng)過對數(shù)線性化之后，由公式(18)所表示的中間產(chǎn)品企業(yè)定價規(guī)則可以簡化成：

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

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

其他方程對數(shù)線性化的結(jié)果羅列如下：

（三）校準(zhǔn)

模型參數(shù)的確定可以通過校準(zhǔn)或者估計的方法，常用的估計方法有GMM、Bayes估計等。盡管估計的方法被視為更客觀，但是由于國內(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)的估計也達(dá)成了共識，這為本文所涉及的主要參數(shù)確定了大致的估計范圍，因此本文使用較為傳統(tǒng)的經(jīng)驗校準(zhǔn)的方式來確定參數(shù)。

1. 消費習(xí)慣參數(shù)。關(guān)于消費習(xí)慣的參數(shù)b 的經(jīng)驗研究很少，所得結(jié)果差異較大。根據(jù)Caroll、Overland 和Weil(2000)的研究，消費習(xí)慣參數(shù)應(yīng)該在0.1～0.75 取值。杭斌(2010)利用中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)估計消費習(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，以滯后名義利息率、工資收入和消費增長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)通過貝葉斯估計消費習(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，將消費習(xí)慣形成參數(shù)設(shè)定為0.2，同時在后文考察當(dāng)參數(shù)從0～0.3 變化時，消費習(xí)慣對貨幣流通速度的影響。

2. 主觀貼現(xiàn)率。國內(nèi)文獻(xiàn)普遍將其設(shè)定為0.97～0.99，但是當(dāng)存在消費習(xí)慣的時候，對未來的貼現(xiàn)就會比較低。同時考慮到穩(wěn)態(tài)時資本的季度實際利息率為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. 消費替代彈性。對于消費替代彈性的經(jīng)驗研究較少，可能是因為缺少充分的數(shù)據(jù)測定該值，因而各個研究者所設(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)等通過比較分析將其設(shè)定為0.16，認(rèn)為這意味著中國家庭內(nèi)消費水平低，持有的貨幣余額多，消費對貨幣的替代彈性小。本文經(jīng)過模擬發(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)對貨幣量取對數(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)值表示對實際貨幣余額的重視程度，王君斌(2010)經(jīng)過實驗將其設(shè)定為0.12，并且通過穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)模型對該參數(shù)不敏感。本文也將其設(shè)定為0.12。

6. 勞動力彈性系數(shù)。大部分文獻(xiàn)對勞動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)過檢驗同樣發(fā)現(xiàn)沖擊響應(yīng)對該值是穩(wěn)健的。Ireland(2003)等人根據(jù)美國的數(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。國外資本年度折舊率一般為0.1，國內(nèi)的研究學(xué)者認(rèn)為中國的資本年度折舊率一般應(yīng)高于國外的，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。對該參數(shù)值的估計涉及到資本存量的估計，國內(nèi)對資本存量的估計多以張軍(2003)、單豪杰(2008)等人的研究為基礎(chǔ)，所以大部分文獻(xiàn)對資本產(chǎn)出彈性的估計都是在0.4～0.6 之間，比如杜清源和龔六堂(2005)的估計為0.42，黃頤琳(2,005)的估計為0.503，呂朝鳳和黃梅波(2,011)的估計為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)對中國宏觀季度數(shù)據(jù)的GMM 估計將其設(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)品市場上價格加成約占20%,。本文這里也將其設(shè)定為6。

10. 價格粘性?？赡苁怯捎谌鄙傧嚓P(guān)的微觀數(shù)據(jù)，關(guān)于企業(yè)調(diào)整價格的概率的經(jīng)驗研究相對較少，國外一般都遵循Taylor(1,999)的設(shè)置，將表示價格粘性的參數(shù)ρ 設(shè)置為0.75。國內(nèi)研究設(shè)置各不相同，王君斌和王文甫(2010)將價格粘性設(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，因為這一數(shù)值是國內(nèi)外文獻(xiàn)中廣泛采用的。后文將比較價格粘性從0.1～0.75 變化時，對貨幣流通的影響。將各個參數(shù)的值匯總?cè)绫?。

本文動態(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口徑的貨幣增長率估算出①相關(guān)數(shù)據(jù)源自中國人民銀行網(wǎng)站。，φ = 0.7 7，σg= 0.0 2。對于技術(shù)沖擊的回歸，國內(nèi)研究所得結(jié)果比較相近，黃賾琳(2005)估計的結(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)各個參數(shù)，可以計算出各個變量穩(wěn)態(tài)時的值，見表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)果與實際變量進(jìn)行比較，以檢驗?zāi)Ｐ褪欠衲茌^好的擬合現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)。本文選取1978 年—2013 年的國內(nèi)生產(chǎn)總值、國民收入核算中的居民消費、從業(yè)人員數(shù)以及M2和V2，經(jīng)過對數(shù)差分HP 濾波消除變量趨勢之后，估計相關(guān)統(tǒng)計量。具體結(jié)果見表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)差與實際經(jīng)濟(jì)變量的標(biāo)準(zhǔn)差的比，表明模型對現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)的擬合程度。由于現(xiàn)實數(shù)據(jù)的可得性，這里只比較了產(chǎn)出、消費、勞動、M2以及V2。所計算的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，對產(chǎn)出以及消費和貨幣量以及貨幣流通速度擬合較好，對勞動力人數(shù)擬合的較差，模型所反映的勞動力波動性更強(qiáng)。總體來說，該模型比較適合用來分析我國經(jīng)濟(jì)波動的特征。

為了考察居民消費習(xí)慣和價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)價格粘性保持不變且等于0.75 時，消費習(xí)慣從0 到0.3 變化時，貨幣流通速度的變化情況。圖1 表示了當(dāng)價格粘性不變時，在不同消費習(xí)慣參數(shù)下貨幣流通速度的變化。

從圖1 可以看出當(dāng)沒有消費習(xí)慣影響時，當(dāng)貨幣量存在一個正向沖擊時，貨幣流通速度變化率為正，即此時貨幣流通速度會加快，但是很快會減慢，在10 期之后，就以一個穩(wěn)定的速率遞減。但是，當(dāng)存在消費習(xí)慣影響時，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，就以一個不變的速度下降。這說明當(dāng)存在消費習(xí)慣的影響時，貨幣量的增加會嚴(yán)重減慢貨幣流通速度。更加直觀的如圖2 所示，中國平均消費傾向從上世紀(jì)90 年代以來一直呈穩(wěn)定下降趨勢，而與此同時中國的貨幣凈增長率始終為正①以《中國統(tǒng)計年鑒》中的城鎮(zhèn)居民人均現(xiàn)金消費支出與城鎮(zhèn)人均可支配收入之比來表示平均消費傾向，用M2 的增長率減去GDP 的增長率表示M2 的凈增長率。。當(dāng)消費具有剛性的時候，理性的消費者為了保證未來消費的提高，勢必會降低當(dāng)前的邊際消費傾向，所以更多的貨幣沒有帶來更多的消費，貨幣以各種形式沉淀下來，因此貨幣流通速度并沒有加快。

圖1 貨幣流通速度對貨幣量沖擊響應(yīng)

圖2 中國城鎮(zhèn)居民平均消費傾向和M2凈增長率

另外，人們行為趨于保守，過去消費會對現(xiàn)期消費產(chǎn)生重要影響，此時增加貨幣量并不能加快貨幣流通，因而對實際產(chǎn)出的影響也是非常有限的。從圖3 可以看出，實際產(chǎn)出變化率對貨幣量的沖擊在第2 期就變?yōu)樨?fù)值了。

圖3 實際產(chǎn)出對貨幣量的沖擊響應(yīng)

這印證了凱恩斯主義的觀點，在經(jīng)濟(jì)蕭條時期，貨幣政策的作用是非常有限的。因為此時人們的消費更加謹(jǐn)慎，受過去消費的影響更大，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，此時即使大量注入流動性也未必會引起名義GDP的增加。在2008 年金融危機(jī)之后，美國持續(xù)量化寬松(QE)的貨幣政策就是例證。

圖4 表示了當(dāng)價格粘性不變時，不同消費習(xí)慣對一個正向技術(shù)沖擊的反應(yīng)?？梢钥闯?，當(dāng)發(fā)生正向技術(shù)沖擊時，會加快貨幣流通速度，但是在5 期之后就會回到正常水平。當(dāng)面對技術(shù)沖擊時，即使消費習(xí)慣增強(qiáng)，貨幣流通速度也會加快。一個有趣的現(xiàn)象是消費習(xí)慣越大，對技術(shù)沖擊的反應(yīng)越強(qiáng)烈。一個可能的解釋是技術(shù)沖擊是一種供給沖擊，能給經(jīng)濟(jì)帶來利好，所以會加快貨幣流通。但是相對于貨幣量的沖擊，技術(shù)沖擊對貨幣流通速度的影響并不具有持續(xù)性。

圖4 貨幣流通速度對技術(shù)沖擊響應(yīng)

其次，考察當(dāng)消費習(xí)慣保持0.2 不變而價格粘性從0.1～0.75 變化時貨幣流通速度在受到貨幣量沖擊和技術(shù)沖擊時的反應(yīng)。圖5 表示了當(dāng)消費習(xí)慣不變時，隨著價格粘性的變化，面臨貨幣量沖擊時貨幣流通速度的變化?？梢钥闯觯?dāng)存在價格粘性時，貨幣量的正向沖擊會減慢貨幣流通速度。而且隨著粘性程度的增強(qiáng)，即越來越多的企業(yè)不能隨時調(diào)整價格，貨幣流通速度會越來越慢，在15 期之后就會以一個穩(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)，這可能是造成我國高貨幣化的原因之一。盡管大企業(yè)相對于中小企業(yè)而言，有更好的財務(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)該意識到，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的同時也會使價格具有更高的粘性，這可能會降低全社會的貨幣使用效率。所以在分析企業(yè)規(guī)模與貨幣流通速度問題上不僅要注意貨幣使用的規(guī)模效應(yīng)還要注意價格效應(yīng)。由于在本模型中，企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)都是規(guī)模報酬不變的，因此難以刻畫企業(yè)規(guī)模、價格粘性與貨幣流通速度之間的關(guān)系。

圖5 貨幣流通速度對貨幣量沖擊響應(yīng)

圖6 貨幣流通速度對技術(shù)沖擊響應(yīng)

圖6 表示了當(dāng)消費習(xí)慣不變時，隨著價格粘性的變化，面臨技術(shù)沖擊時貨幣流通速度的變化。與面對貨幣數(shù)量沖擊不同，當(dāng)面臨一個正向技術(shù)沖擊時，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)商品的相對價格改變時，比如受到技術(shù)沖擊之后，商品的成本更低，但是可以調(diào)整價格的企業(yè)份額也越來越小，如果這部分的影響不能抵消價格粘性的影響，那么最終商品的價格總水平就會上漲，那么實際貨幣余額就會減少，因而貨幣流通速度會增加。但是，技術(shù)沖擊對貨幣流通速度的影響并不能持續(xù)，一個可能的原因是模型當(dāng)中的技術(shù)沖擊主要集中在實體經(jīng)濟(jì)當(dāng)中，并沒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)為財富量以及有價資產(chǎn)的收益率。這種總量研究其實假定了微觀市場是有效的，但是現(xiàn)實中市場是存在摩擦的。現(xiàn)實的消費并不是隨著收入的波動而波動的，而是非常平滑的；現(xiàn)實的價格也不是隨時能夠調(diào)整的。這些因素恰恰是影響價格實現(xiàn)的因素，貨幣僅僅是購買力的暫棲地，因此這些因素是會影響貨幣需求的。通過觀察消費習(xí)慣與價格粘性的不同參數(shù)組合下的貨幣流通速度對外生沖擊的反應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)這些參數(shù)大小對貨幣流通速度有著重要影響。

四、結(jié)束語

現(xiàn)實商品經(jīng)濟(jì)社會，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。本文重點關(guān)注交換環(huán)節(jié)影響貨幣流通的因素，因為貨幣的一個基本職能就是流通手段，因此影響交換比例的因素，比如消費習(xí)慣和紙幣體系下的價格粘性，勢必會對貨幣流通速度產(chǎn)生影響。本文借助新凱恩斯主義模型，構(gòu)建一個包含消費習(xí)慣以及價格粘性的封閉經(jīng)濟(jì)，分別在生產(chǎn)率沖擊和貨幣量沖擊下，通過觀察在消費習(xí)慣和價格粘性的不同參數(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固定速率下降，這和弗里德曼對美國近百年的經(jīng)驗研究相吻合，另一方面當(dāng)面對正向貨幣量沖擊時，貨幣流通速度會隨著消費習(xí)慣和價格粘性的增強(qiáng)而減慢，而面對技術(shù)沖擊時貨幣流通速度會隨著消費習(xí)慣和價格粘性的增強(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)該包含個量因素。因為貨幣流通速度是總量概念，其微觀基礎(chǔ)應(yīng)該是個量，因此應(yīng)該重視影響相對價格的諸多因素對貨幣總量的作用及機(jī)制。從政策上講，當(dāng)存在消費習(xí)慣和價格粘性時，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，還需要管理好消費者預(yù)期，理順價格機(jī)制。國務(wù)院也出臺了價格改革方案，放開了一些政府定價，未來會繼續(xù)深化重點領(lǐng)域的價格改革。這些改革都將有助于貨幣使用效率的提高。本文初步分析了價格總水平影響因素當(dāng)中消費習(xí)慣和價格粘性對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)一步考慮消費習(xí)慣沖擊、狀態(tài)沖擊對貨幣流通速度的影響，進(jìn)而能夠明確這兩個因素在多大程度上解釋中國貨幣流通速度長期下降的問題。

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