总需求_总供给和宏观经济政策的动态效应分析_AD_AS模型能很好地匹配中国的数据

第26卷第8期2009年8月统计研究

StatisticalResearchVol.26,No󰀁8

󰀁

Aug.2009

总需求、总供给和宏观经济政策

的动态效应分析

*

󰀁󰀁󰀁AD󰀁AS模型能很好地匹配中国的数据吗?

王文甫󰀁明娟

󰀁󰀁内容提要:本文在讨论一个凯恩斯主义的AD󰀁AS模型基础上,主要采用Gali(1992)的分析框架,通过SVAR模型实证的结论去检验凯恩斯主义的AD󰀁AS模型与中国数据的匹配性。研究得出关于中国数据实证分析的结论主要有:(1)总产出和物价水平对总需求冲击反应的同向运动与AD󰀁AS模型的总需求变动促使产量和价格同向运动的经济学含义具有一致性;(2)财政政策和货币政策对需求冲击和供给冲击的反应与凯恩斯主义有效需求管理政策的观点相吻合;(3)产量和物价水平对总供给冲击反应的同向运动与AD󰀁AS模型的供给变动促使产量和价格反向运动的经济学含义不相符合;(4)货币供给冲击使物价水平上升而使产量几乎没有变化是符合新古典主义货币无效性的观点。这些结论说明:中国数据与凯恩斯主义的AD󰀁AS模型的内涵具有一定的不匹配性。

关键词:凯恩斯主义;AD󰀁AS模型;SVAR模型;脉冲响应函数

中图分类号:F222󰀁󰀁󰀁文献标识码:A󰀁󰀁󰀁文章编号:1002-4565(2009)08-0016-08

DynamicEffectAnalysisonAggregateSupply,AggregateDemand

andEconomicPolicies:

󰀁󰀁󰀁CanAD󰀁ASmodelmatchChina󰀁sdata?

WangWenfu&MingJuan

Abstract:InGali(1992)󰀁sframework,thepapertestswhetherAD󰀁ASmodelmatcheswiththeChinesedatawithSVARmodel.Ourstudydrawssomeempiricalconclusions:(1)ResponsesofoutputandpricetoaggregatedemandshockareconsistentwitheconomicsimplicationsofAD󰀁ASmodel;(2)ReactionsoffiscalandmonetarypolicytodemandshockfitKeynesianideas;(3)Responsesofoutputandpricetoaggregatesupplyshockdon󰀁tsuitimplicationsofAD󰀁ASmodel;(4)Moneysupplyhasonlyeffectonprice,nothardlyonoutput,whichfitNeo󰀁classiceconomicsideas.AlltheseshowthatKeynesianAD󰀁ASmodeldoesn󰀁tmatchesChina󰀁sdataintosomeextent.

Keywords:Keynesianism;AD󰀁ASmodel;SVARmodel;ImpulseResponseFunction

󰀁󰀁

一、引言

欧美发达国家相继推行的凯恩斯主义需求管理

战,于是凯恩斯主义学者要么抛弃凯恩斯主义,接纳

新古典主义,要么从市场不完全、价格或工资刚性或粘性等角度为凯恩斯主义提供微观基础从而形成新凯恩斯主义,他们与新古典主义长期争论,形成了宏观经济学领域内的凯恩斯主义和新古典主义两大争论的阵营。

*本文受国家自然科学基金󰀁宏观经济政策对就业的影响研究(70675473)󰀁和国家社科基金青年项目󰀁中国政府支出的效应及其传导机制研究(09CJL016)󰀁项目资金资助。

政策,使得二战后的经济从二十世纪30年代󰀁大萧条󰀁中迅速恢复和发展,凯恩斯主义也因此在战后成为西方发达国家调控宏观经济运行的主要依据,但自1974-1975年以及1980-1981年世界经济出现两次󰀁滞涨󰀁以后,凯恩斯主义受到很大的质疑,部分研究者甚至认为:由于凯恩斯主义缺乏微观基础,所以凯恩斯主义的理论及其模型不能用于分析宏观经济现象,这样凯恩斯主义在经济学界也受到一定挑第26卷第8期王文甫󰀁明娟:总需求、总供给和宏观经济政策的动态效应分析

󰀁17󰀁󰀂󰀁

然而,从国外现有的研究文献来看,对凯恩斯主

义的质疑主要来自理论分析,从实证角度的质疑分析却不多,代表性的有:Blanchard(1989)在SVAR模型(StructuralVectorAutoregresssionmodel,

SVAR

model)中是讨论了凯恩斯主义AD󰀁AS模型与美国数据的匹配性,结果发现:总需求冲击和总供给冲击分别促使价格水平和产量变动的实证结论是符合凯恩斯主义AD󰀁AS模型的经济学含义;Gali(1992)利用Blanchard和Quah(1989)方法在SVAR模型讨论IS󰀁LM模型是否很好地匹配美国的数据,发现:实证模型的结论在很大程度上与理论模型预测的结论相匹配;MichaelFunke(1997)讨论了IS󰀁LM󰀁菲利普斯模型的含义是否与德国的数据相匹配,他得出实证的结论也符合凯恩斯主义观点;Gali(1999)在随机动态一般均衡(StochasticDynamicGeneralEquilibriumModels,SDGEMs)框架下引进垄断竞争、价格粘性等因素讨论了一个新凯恩斯主义模型是否和美国数据具有一致性,发现这两者之间大体上存在一致性;MudabberAhmer(2005)以印度为例讨论IS󰀁LM模型是否与发展经济体的数据具有匹配性?他得出的结论也是肯定的。

在国内,近年来也有学者利用AD󰀁AS模型或者IS󰀁LM模型进行的相关研究,比较有代表性的如:张茵和万广华(2005)在对Mankiw(2000)的AD󰀁AS模型讨论的基础上,运用联立VAR模型来研究中国的经济周期问题,他们认为需求冲击是导致宏观经济波动的主要因素,而供给冲击在一段时间后则显示出更为重要,并认为不同阶段的需求冲击是不同的;龚敏和李文溥(2007)基于AD󰀁AS模型,估计了一个包含产出和价格水平的结构式向量自回归模型,以分析1996󰀁2005年期间驱动中国经济波动的总供给和总需求的力量变化,发现近年来󰀁高增长、低通胀󰀁是在有效供给能力改善的推动下实现的;林黎和任若恩(2007)尝试按照最优化的思路,将基本的IS󰀁LM模型拓展为四部门三资产模型,然后利用中国数据采用理性预期的方法对参数进行估计和实证分析,估计出IS󰀁LM模型方程的参数,并加以讨论。但以上这些研究没有讨论AD󰀁AS模型或IS󰀁LM模型与中国数据的匹配性或适用性,反而他们分析暗含的一个前提条件是凯恩斯主义的AD󰀁AS模型或IS󰀁LM模型的经济学内涵在中国是成立的。

但是国内利用凯恩斯主义AD󰀁AS模型或IS󰀁LM模型对中国数据匹配性进行实证分析的却很少。虽然高坚和杨念(2007)研究了总供给󰀁总需求模型在中国的适用性,但他们在进行理论分析后,主要运用最小二乘估计得出线性方程来进行实证分析,缺乏一定说服力。另外,徐高(2008)分析得出的结论是:中国短期总供给和总需求曲线的斜率正负性正好和凯恩斯主义的AD󰀁AS曲线的斜率正负性相反,这意味着凯恩斯主义的AD󰀁AS模型在中国的适用性值得质疑。但他仅从产出与通货膨胀两个变量来考察的,且实证数据利用的是年度数据,对凯恩斯主义的AD󰀁AS曲线在中国的适用性也没有直接加以讨论。本文运用中国1995年第1季度-2006年第3季度的数据,考察关于物价水平、总产量、财政支出、货币供给4个内生变量的SVAR模型,来验证凯恩斯主义的AD󰀁AS模型与中国数据的匹配程度,这具有一定的创新性。对于研究方法,我们主要是结合Blanchard(1989)、Blanchard,Quah(1989)和Gali(1992)的分析方法。Blanchard(1989)、Blanchard,Quah(1989)和Gali(1992)的SVAR模型实证分析的理论基础是通过讨论凯恩主义的AD󰀁AS或IS󰀁LM模型得到的,而Gali(1992)在得出SVAR模型分析理论基础之后,实证分析首先从经济学含义上给出SVAR模型识别的长期和短期约束条件,然后讨论美国宏观经济运行的数据与IS󰀁LM模型的经济学含义是否匹配。在本文中,我们首先借鉴Blanchard(1989)、Blanchard,Quah(1989)和Gali(1992)的方法对凯恩斯主义的AD󰀁AS模型进行讨论,得到SVAR模型分析的理论基础或经济学理论支撑;其次,利用Gali(1992)的分析框架,按照经济含义给出SVAR模型约束条件,从VAR简单方程形式识别出SVAR结构方程形式,最后把实证分析得出的结果与凯恩斯主义AD󰀁AS模型经济含义进行比较,得出本文分析的最终结论。

本文内容安排如下:第二部分是对AD󰀁AS模型进行讨论,得出SVAR模型分析的内生向量的经济学背景。第三部分是首先介绍选取实证分析的SVAR模型,然后从经济学意义上去讨论本文SVAR模型识别的约束条件;其次,利用识别出的SVAR模型方程,进行脉冲反应函数分析(ImpulseResponseFunction,IRF)和方差分解(VarianceDecomposition)并得出结论,最后分析它们是否与凯恩斯主义的AD󰀁AS模型经济内涵具有一致性。第四部分是给出本󰀁󰀂18󰀁󰀂

文研究的总结及其扩展。󰀁󰀁

统计研究2009年8月󰀁

二、凯恩斯主义的AD󰀁AS模型讨论

我们在这部分讨论一个凯恩斯主义的总需求和

(mt,gt),其中mt=

Mt

,AD󰀁m>0,AD󰀁g>0。考虑到pt

由于货币政策和财政政策对经济影响的滞后性,再加上上期收入对当期的需求有影响,于是我们可以将总需求曲线方程表示为:

yt=AD(yt-1,mt-1,gt-1)

(6)

需要注意的是,上述表达式中我们假定货币供给为外生的,而利率则由货币市场的均衡内生决定。对式(6)进行泰勒展开,线性近似后的表达式为:

yt=ed+admt-1+bdgt-1+cpt+ut

d

d

总供给(AD󰀁AS)模型,为实证分析找到经济理论背景。

首先,来考察总供给函数。它通常可以表示为:pt=AS(pt-1,t,yt-1)

e

e

(1)

式(1)中,pt表示t期的总物价水平,pt-1,t表示在t-1期人们对t期物价水平的预期值,yt-1是t-1期的总产量,且AS󰀁1>0,AS󰀁2>0。这说明价格水平不仅由产出决定,还有预期价格水平决定,且总供给分别是它们的增函数。

由于凯恩斯主义的预期是适应性预期性,于是对价格的预期可以表示为p供给函数式(1)可以表示为:

pt=AS(pt-1,yt-1)示为:

pt=es+aspt-1+bsyt-1+󰀁t

变化,或者称为价格变动;{󰀁t}

s

t

st

󰀁t=0e

t-1,t

(7)

d

󰀁

其中,ed表示一个常数,ad>0,bd>0,c<0,它们对应常数系数。ut是t期的总需求冲击,{ut}t=1是独立同分布的随机过程,ut服从正态分布N(0,󰀁d),󰀁d表示需求冲击的方差。

政府对宏观经济的调控一般可以用相应的反应函数(或规则)来进行表述,就财政政策而言,其变化规则可以表示为:

gt=󰀁g+󰀁gyt+󰀁gpt+󰀁ggt-1+ut

g

g

2

2

d

=f(pt-1),那么总

(2)

对函数式(2)进行泰勒展开,线性近似后可以表

(3)

(8)

g

󰀁

在此󰀁g是常数,󰀁g<0,󰀁g<0,󰀁g<0,它们对应常数系数。ut是t期的政府支出冲击,{ut}t=1是独立同分布的随机过程,ut服从正态分布N(0,󰀁g),󰀁g表示政府支出冲击的方差。

当货币供给为外生时,货币政策主要表现为针对当前的经济形势公开市场业务,即改变货币供给量。与公式(8)相类似,这种货币政策的调节可以由一个货币供给规则来进行表述,具有如下形式:mt=󰀁m+󰀁myt+󰀁mpt+󰀁mgt+󰀁mt-1+ut

m

m

2

g

2

其中,es是常数,as,bs是系数,󰀁t是总供给的

是一个随机游走过

程,即󰀁t=󰀁t-1+u,u是供给冲击,或者称为价格冲击,它是影响价格的成本因素冲击,如石油以及其他的原材料价格上升。{ut}t=1是独立同分布的随机过程,ut服从正态分布N(0,󰀁s),󰀁s表示供给冲击的方差。

其次,再来考察总需求函数。它是由IS󰀁LM模型来决定的,IS方程和LM方程分别如下:

yt=I(rt,gt)Mt

=L(rt,yt)pt

(4)(5)

s

2

2

s

󰀁

(9)

其中,󰀁m是一个常数,󰀁m<0,󰀁m<0,󰀁m>0,󰀁<0,它们对应常数系数。ut是t期的中央银行的货币供给冲击,{ut}t=1是独立同分布的随机过程,ut服从正态分布N(0,󰀁m),󰀁m表示货币供给冲击的方差。

按照Blanchard(1989)、Blanchard,Quah(1989)和Gali(1992)的方法,由式(3)、(7)、(8)、(9)可得以下差分形式:

󰀁pt=as󰀁pt-1+bs󰀁yt-1+ut

s

d

d

m

2

2

m

󰀁

其中,rt,gt分别表示t期的利率和政府支出,Mt表示t期中央银行的货币供给量。另外,I󰀁r<0,I󰀁g>0,L󰀁r<0,L󰀁y>0。在这里,IS方程是决定产出的等式,它是由消费需求、投资需求、政府支出需求来决定社会的总需求,当然在此我们可以加上净出口需求。LM方程是反映货币市场的均衡,即真实货币供给

Mt

和真实货币需求L相等。pt

(10)(11)

󰀁yt=ad󰀁mt-1+bd󰀁gt-1+c󰀁yt-1+ut-ut-1󰀁gt=󰀁g󰀁yt-1+󰀁g󰀁pt-1+󰀁g󰀁gt-1+ut-ut-1

(12)g

g

可以由式(4)、(5)解出总需求曲线为:yt=AD第26卷第8期王文甫󰀁明娟:总需求、总供给和宏观经济政策的动态效应分析

m

m

󰀁19󰀁󰀂󰀁

󰀁mt=󰀁m󰀁yt-1+󰀁m󰀁pt-1+󰀁m󰀁mt-1+ut-ut-1

(13)

由式(10)、(11)、(12)、(13)可得到以下方程形式:󰀁pt󰀁yt󰀁gt󰀁mt

=

d11(L)d12(L)d13(L)d14(L)d21(L)d22(L)d23(L)d24(L)d31(L)d32(L)d33(L)d34(L)d41(L)d42(L)d43(L)d44(L)

utututut

sdgm

其中,B0=In,D0=In,误差项󰀁t是不可观测的,称为简化式扰动项,E(󰀁t󰀁󰀁t)=󰀁󰀁(正定对称矩阵)。若B(L)可逆,则式(17)可以表示为无穷阶VMA

(󰀁)的形式:

Xt=D(L)󰀁t󰀁其中,D(L)=B(L)Ct=DtC0,t=1,2,3,󰀁对式(19)平方后取期望,得:

-1

(18)(19)(19󰀁)(20)

比较式(16)和(18),可得:C0ut=󰀁t

(14)

在此dij(i=1,j=1)表示滞后多项式。显然,从式(14)可得以一个结论:󰀁pt,󰀁yt,󰀁gt,󰀁mt分别可表示4种冲击ut-p,ut-p,ut-p,ut-󰀁,(p=1,2,3,󰀁)的线性组合。方程(14)的经济学含义是本文进行实证的理论支撑,接下来的实证分析就以这4个变量󰀁pt,󰀁yt,󰀁gt,󰀁mt作SVAR模型的内生变量来进行实证分析。󰀁󰀁

s

d

g

m

C0C󰀁0=其中

󰀁

󰀁

󰀁

󰀁

定义为󰀁t的协方差矩阵,因此只要识

别出C0来,通过式(19󰀁)可以得到式(16)中的每个系数的具体值,从而我们就可以识别SVAR模型。对C0的识别要给出短期约束的条件,如果分析的向量是n维,那么除了式(20)外,还需要n(n-1)个约束条件,才能识别出C0中的参数。如2

果假设C0为下三角矩阵,对式(20)进行乔利斯基(Cholesky)分解就可识别出C0中的各参数,但是在用SVAR模型研究经济问题时,一般从经济学含义上给出

n(n-1)个约束条件。2

(二)本文SVAR模型的识别条件、变量定义、数这部分在以上讨论的基础上来进行SVAR模型分析。关于内生变量的选取,我们以本文第二部分AD󰀁AS模型分析为理论基础,来选取本文计量模型的四个内生变量,它们分别为物价水平CPI、产出GDP、政府支出GE、货币供给量M1的差分。关于本文SVAR模型的约束条件,我们根据式(10)、(11)、(12)、(13)及其经济意义,给出四个假设条件:(1)当期产量、当期政府支出、当期货币供给的变化对当期价格没有影响;(2)当期价格的变化对当期需求的变化有影响,由于财政政策和货币政策具有时滞,所以政府支出和货币供给的变化在当期对需求没有影响,因此当期产量只是由供给和需求两个因素来决定;(3)当期财政支出只受当期供给变化、当期需求变化以及自身冲击的影响,但不受货币政策影响;(4)货币政策受当期供给变化、当期需求变化、当期政府支出变化以及当期货币供给冲击影响,货币政策受政府支出变化的影响主要是由于中国在实行财政政策时需要货币政策配合。在对四个三、AD󰀁AS模型在中国的适用性检验

(一)实证分析选取的SVAR模型

在国外,结构向量自回归(SVAR)模型已经成为

实证宏观经济学分析的重要工具之一。Sims(1986),Bernanke(1986),Shapiro和Watson(1988)对SVAR模型进行了早期研究,但自从Blanchard和Quah(1989)在SVAR模型中引进长期约束条件、Gali(1992)引入长期约束和短期约束来识别经济冲击中的永久性冲击和暂时冲击后,SVAR模型被广泛运用于宏观经济波动、货币政策、财政政策的动态效应等相关宏观问题的实证分析。下面我们就如何从VAR模型去识别出SVAR模型给出一个简述。

首先,来看SVAR方程,把它的表达式写成滞后算子形式:

A(L)Xt=ut,E(utu󰀁t)=In

(15)

其中,A(L)是一个关于滞后算子的多项式;Xt

表示n个内生变量组成的向量,ut,t=1,2,3,󰀁,称为结构式扰动项,每个分量是个白噪声序列,且分量之间是不相关的,E(ut)=0。若A(L)可逆,则式(15)可以表示为无穷阶VMA(󰀁)的形式:

Xt=C(L)ut󰀁󰀁其中,C(L)=A(L)程,可以写成滞后算子形式:

B(L)Xt=󰀁t

(17)-1

据选取及其处理

(16)

其次,对稳定的向量(VectorProcess)或VAR过

󰀁󰀂20󰀁󰀂

统计研究2009年8月󰀁

变量󰀁pt,󰀁yt,󰀁gt,󰀁mt进行SVAR模型分析时,由以上四个经济学含义上的假设,对式(20)中的矩阵C0的约束条件进行排序调整,得到一个下三角矩阵形式,于是可以做乔利斯基(Cholesky)分解,识别出C0中的各参数,从而最终识别出进行实证分析的SVAR模型方程。

关于本计量模型的物价水平CPI、产出GDP、政府支出GE和货币供给量M14个变量的数据。我们选取数据的时间区间为1995年第1季度󰀁2006年的第3季度,样本容量为47󰀁。我们用CPI对四组数据进行平减后得到实际值,然后取它们的自然对数形式,以减除数据的异方差性,分别记为lnGDP,LnCPI,lnGE,lnM1。我们有相关图可以看出lnGDP,LnCPI,lnGE,lnM1具有一定的季节数据特征(此图省略),所以在实证分析前必须对它们进行季节调整,在这里我们使用TRAMO󰀁SEATS方法来对这四变量的数据进行季节调整,得出季节调整后序列。

接下来,本文应用ADF(AugmentDickey󰀁Fuller)和PP(Phillips󰀁Perron)方法对调整后的lnCPI,lnGDP,lnGE,lnM1各序列及其一阶差分序列进行平稳性检验,检验结果见表1,该表显示调整后各序列一阶差分是平稳的,即调整后各序列均为一阶单整序列。

󰀁󰀁表1季节调整后的LnCPI,lnGDP,lnGE,

lnM1序列及其一阶序列的平稳性检验结果

变量lnCPIlnGDPlnGELnM1

ADF检验-1.92

2.38-1.69-2.14

PP检验-2.372.35-1.65-2.64

变量DlnCPIDlnGDPDlnGEDlnM1

ADF检验

***

-3.06***

-4.32

的系数显著性的大小,选择其滞后2期的形式。进一步,Eviews5.0运算结果表明,VAR(2)特征多项式的逆根都在单位圆内,所以VAR(2)是稳定的。在此对SVAR模型的识别使用AB󰀁型(参见高铁梅(2005)),即矩阵A、B是4󰀁4的可逆矩阵,它们满足A󰀁1=But。根据以上讨论的短期识别条件,我们对矩阵A取下三角矩阵,B取对角矩阵。把󰀁pt,󰀁yt,󰀁gt,󰀁mt对应的四组数据在Eviews5󰀁0中去运行得到矩阵A、B分别如下:

1

-2.4202.3471.3030.004000

010.09900.03200

000.0240

0000000.038000

A=,

-0.002-0.1261B=

然后根据SVAR模型的识别思路,得到结构方程,进一步可以得到我们分析需要的脉冲反应函数(ImpulseResponseFunction,IRF)和方差分解(VarianceDecomposition)。

(四)脉冲函数分析和方差分析下面,我们分别分析供给冲击、需求冲击、政府购买冲击、货币供给冲击对物价水平、总产量、政府支出、货币供给产生响应的动态过程。它们的脉冲响应图分别见图2、3、4、5。方差分解的结果见表2。

󰀁󰀁表2󰀁物价水平CPI和GDP预测误差的方差分解

成分供给冲击需求冲击政府支出冲击物价水平CPI1季度5季度10季度15季度20季度GDP1季度5季度10季度15季度20季度

8.609.439.469.469.48

91.4190.1190.0490.0490.04

1.36E󰀁310.180.210.210.21

1.46E󰀁300.280.290.290.29

100.0091.5090.3290.2090.19

0.002.543.663.773.78

0.003.894.024.034.04

货币供给冲击

0.002.062.002.002.00

PP检验-9.16***-6.60***-8.68

***

-2.58

*

**

-2.97-9.16***

󰀁󰀁注:LnCPI,lnGDP,lnGE,lnM1的ADF检验和PP检验分别包括截距项和趋势项,而它们差分平稳性检验分别取的形式只含有截距项。󰀁*󰀁、󰀁**󰀁、󰀁***󰀁分别表示10%,5%,1%拒绝原假设的显著性水平。

(三)SVAR模型的检验及估计结果

综上所述,根据式(17)本文选取VAR模型的内生向量是Xt=[󰀁pt,󰀁yt,󰀁gt,󰀁mt]󰀁,在此,我们分别用季节调整后的lnCPI,lnGDP,lnGE,lnM1的差分序列表示󰀁pt,󰀁yt,󰀁gt,󰀁mt对应的时间序列。而简单式扰动项󰀁t是个四维向量,即󰀁t=[󰀁1t,󰀁2t󰀁3t󰀁4t]󰀁,它的每个分量是ut,ut,ut,ut的线性组合。

我们使用Eviews5󰀁0对VAR方程进行检验,结果表明按照AIC准则、SC准则、HQ准则以及方程s

d

g

m

󰀁󰀁1.供给冲击。

图1反映的是当发生总供给的1%正向冲击

󰀁

数据主要来源是中经专网(http:󰀁󰀁ibe.cei.gov.cn)

第26卷第8期王文甫󰀁明娟:总需求、总供给和宏观经济政策的动态效应分析

󰀁21󰀁󰀂󰀁

后,物价水平、产出、政府支出、货币供给量对其动态

响应过程。首先,考察物价水平lnCPI对供给冲击的反应,在冲击的即期,物价水平立即增加,但增加幅度不大,低于产量lnGDP对总供给冲击的动态响应。然后物价水平持续增加,大约在第14个季度稳定在一个不变的水平。这正符合AD󰀁AS模型分析的涵义󰀁生产成本因素的供给方面冲击会使物价水平上升。这是因为生产成本上升会使供给曲线向左移动,这样物价水平上涨,例如最近的石油价格上涨,使工业生产成本上升,从而对中国2007年初-2008年6月通货膨胀具有一定的影响。其次,再看产量lnGDP对供给冲击的响应,尽管在总供给冲击的即期,产量表现为立即上升到一个水平,但随后各期产量的累积反应是逐渐下降,大约到第14个季度下降到一个稳定水平,这种情形和AD󰀁AS模型不一致。其原因可能是物价上升促进私人投资过热,从而使产量增加。再次,来看供给冲击对财政政策和货币政策的影响,由于本文供给冲击是指物价水平冲击,表现为有通货膨胀的趋势,于是财政政策和货币政政策应是从紧的,这样就出现它们在图1中对应的情形,在受到供给冲击后,政府支出在当期立即下降,大约经历12个季度最终缓慢累积下降到不变状态,而货币供给量在初期立即下降一个较小值,经历13个季度最终缓慢累积下降到一个不变的值。这符合遇到通货膨胀时所采取的紧缩性财政政策和货币政策的情形,即它与式(7)、(8)中对应的政府支出、货币供给变量系数正负性是一致的。

2.需求冲击。

图3是表示物价水平、产出、政府支出、货币供给量对1%正向需求冲击的动态响应过程。首先,来看物价水平对需求冲击的响应,在即期物价几乎没有变化,但到第2季度后,物价水平累积响应效应渐渐增大,大约在第15季度稳定在一个不变的水平,这说明需求冲击会促进物价水平上涨。其次,再来看产量对需求冲击的动态响应,在受到需求冲击的即期,产量lnGDP立即上升到一个水平,随后持续上升,大约在第6季度累计上升的值保持稳定不变,这说明需求冲击会使产量增加。再次,来看政府支出和货币供给对需求冲击的响应,政府支出lnGE在受到需求冲击后,当期立即下降,接着持续下降,大约在第15季度下降到一个稳定的状态;而货币供给在受到需求冲击后,持续下降,大约在第12季度累计下降到稳定值,但是这个值不大。由以上分析得出结论:(1)需求冲击会促进价格水平的上升和产量的增加;(2)当需求冲击发生后,实施紧缩的财政政策和货币政策。第1个结论符合AD󰀁AS模型需求增加使产量和物价水平都提高的经济含义,这与Blanchard(1989)的结论是一致的,第2个结论与凯恩主义的宏观需求管理政策的经济学内涵相吻合。同时,从表2可以看到,需求冲击对产量波动影响的贡献在很大程度上大于其他3个冲击的贡献,大约也达到90%,这也和凯恩斯主义产量的波动主要来自需求冲击的观点是一致的。

图2󰀁需求冲击的动态累积效应

图1󰀁供给冲击的动态累计效应

另外,从表2中可以观察到,供给冲击对价格波动影响的贡献在很大程度大于其他3个冲击的贡献,大约达到90%,这和凯恩斯主义价格上升来自于总需求增加的观点是不一致。3.政府支出冲击。图3是表示物价水平、产出、政府支出、货币供给量对1%正向政府冲击的动态响应过程。首先,来看物价水平对政府支出冲击的效应。物价水平lnCPI在受到1%政府冲击后,由即期开始逐渐渐上󰀁󰀂22󰀁󰀂

统计研究2009年8月󰀁

升,大约经过17季度下降到一稳定状态,这说明政府支出增加会使物价水平下降,这一结论和凯恩斯主义政府支出增加促使物价水平上涨的观点不一致,因为凯恩斯主义认为,政府支出增加会使总需求增加,促使总需求曲线的移动,从而物价水平上升。得出这样的结论,也许是政府支出增加有挤出效应,即政府通过税收等财政收入增加财政支出会对私人的投资有挤出效应,从而政府支出行为总效应是负,从而总需求下降,于是物价水平遇到正的政府冲击后就降低。其次,来看产量对政府支出冲击的动态效应,产量lnGDP在受到1%的政府支出冲击后,增加幅度不是很大,大约经历13个季度渐渐累计上升到一个不变的值,尽管效应不大,但说明政府支出增加会促使产量增加,这符合AD󰀁AS模型政府支出促使产量提高的经济学含义。再次,来看政府支出和货币供给遇到政府支出冲击的动态响应。政府支出冲击是指政府为发生的随机事件而进行的支出,这类随机事件是指如经济外部的金融危机、水灾、地震等自然灾害。在遇到1%的政府支出冲击后,政府支出在当期立即上升,随后在第1季度累计效应下降至一个稳定值,然后经历先上升,再小幅下降,再上升的过程,最终大约在第7季度累计效应逐渐稳定下来;而货币供给在遇到1%的政府支出冲击后,其动态的响应在当期是立即上升,随后经历下降、上升、再下降、再上升的过程,最后大约在第12季度处在一个稳定状态。这说明在遇到政府支出冲击后,政府支出以及货币供给都会增加,以消除经济中不利的冲击。

先,来看物价水平对货币供给冲击的动态响应。当1%货币供给冲击发生后,物价水平的动态累计效应从初期开始持续上升,大约在第13季度达到稳定不变的状态。这说明货币供给增加,物价水平就会上升,其次,来看产量对货币供给冲击的动态响应。货币供给的冲击对产量的最终累计效应在第9期后处在一个稳定值,但这个值很小。由此我们得出一个结论:货币供给增加会促使物价水平上升,但对产量的影响很小。这个结论是符合新古典主义的一个观点󰀁󰀁󰀁货币政策只影响物价水平,而对产量没有影响,这就意味着该结论不符合AD󰀁AS模型的经济含义。再次,来看政府支出和货币供给对货币供给冲击的动态响应。在受到冲击后,政府支出对货币供给冲击的动态累计效应经历先下降,后上升,再下降的过程,最终在大约第13季度稳定在不变的值;而货币供给量对货币供给冲击的动态效应,在受到冲击的当期立即上升一定水平,随后经历下降,上升,再下降,最后在第12季度稳定下来。

图4󰀁货币供给冲击的动态累积效应

综上所述,关于本文实证分析的结论可归纳为以下几点:

(1)总供给冲击(价格冲击)促使物价水平上升,产量增加,即当正向供给冲击发生后,价格水平和产量同向变动。

(2)总供给冲击(价格冲击)促使物价水平上升,政府支出减少,同时货币供给减少。

(3)在受到总需求冲击后,物价水平上升,产量表现为一定幅度的增加,即当正向需求冲击发生后,

图3󰀁政府支出冲击的动态累积效应

价格水平和产量表现为同向变动。

(4)当出现正总需求冲击后,政府支出、货币供给量同时减少,这也符合凯恩斯主义的相机抉择的需求管理观点。4.货币供给冲击。图4是表示物价水平、产出、政府支出、货币供给量对1%正向货币供给冲击的动态响应过程。首第26卷第8期王文甫󰀁明娟:总需求、总供给和宏观经济政策的动态效应分析

󰀁23󰀁󰀂󰀁

(5)政府冲击对物价水平的效应为负,而对产出

的影响为正,前者不符合凯恩斯主义财政政策相机抉择的观点,而后者符合凯恩斯主义财政政策相机抉择的观点。

(6)货币供给增加会促使物价水平上升,但对产量的影响很小。这个结论是新古典主义的观点󰀁货币政策只影响物价水平,而对产量没有影响。

(7)财政政策和货币政策面临供给冲击(或价格冲击)和需求冲击,都是同向运动,这说明中国财政政策和货币政策具有一定的互补性。

把以上实证分析的结论和凯恩斯主义的观点或AD󰀁AS模型的经济学含义进行比较,我们发现:中国的产量和物价水平对总需求冲击的同向运动符合AD󰀁AS模型总需求增加促使价格和产量都提高的经济学含义,财政政策和货币政策对需求冲击和供给冲击的反应符合凯恩斯主义相机抉择的观点;而产量和物价水平对总供给冲击的同向运动不符合AD󰀁AS模型供给变动促使价格和产量反向运动的经济学含义;货币供给冲击对物价水平和产量的作用是符合新古典主义货币政策无效性的观点,也就意味着这个结论与AD󰀁AS模型货币政策有效性的经济学含义不相符合。因此我们可以得出一个重要结论:中国数据在一定程度上与凯恩斯主义AD󰀁AS模型的经济学含义具有不匹配性。这个结论与高坚和杨念(2007)研究的结论相反;而与徐高(2008)的研究结论大体上是相同的,因为他的研究结论也意味着中国数据实证分析的结果与凯恩斯主义的AD󰀁AS模型具有不一致性,但是我们分析暗含的一个结论与徐高(2008)分析的结果󰀁󰀁󰀁短期总需求曲线的斜率为正,总供给曲线的斜率为负󰀁󰀁󰀁有点差别,因为本文以上的结论(1)、(2)意味着于短期总需求曲线的斜率为正,总供给曲线的斜率为正。󰀁󰀁

制定出现失误,造成政策实施无效或起反作用。

关于我们研究的实证结论,还可以通过稳健性(Robustness)检验,来提高实证结论的说服力。但对本文实证分析的结论做稳健性(Robustness)检验还有一定的困难,原因有两个:一是中国20世纪90年代初才有季度统计数据,研究样本容量有限,很难从总样本中抽出部分样本进行有效检验;二是本文虽然只选取了󰀁pt,󰀁yt,󰀁gt,󰀁mt四个SVAR内生变量,但其他相关宏观变量如信贷、利率、税收、劳动就业目前并没有系统或准确的季度统计数据,以致数据难以获得,导致无法通过增加向量维数来进行稳健性(Robustness)检验。因此,我们对本文实证分析的结论未能做Robustness检验,这会在一定程度上减弱本文结论的说服力。当然,本文从实证角度对凯恩斯主义的质疑只是一次初步尝试,对于AD󰀁AS模型在中国的适用性或匹配性的相关研究,还需要进一步的深入下去。本文研究大概有三个方向有待进一步扩展:一是按照Blanchard(1889)、Blanchard,Quah(1989)的思路去分析中国的价格水平和产量对供给冲击和需求冲击的反应与凯恩斯主义的经济学内涵是否一致;二是按照Gali(1992)的思路分析中国的数据和IS󰀁LM模型的匹配性;三是可以遵循Gali(1999)的方法分析凯恩斯主义垄断竞争模型与中国数据的一致性。

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量经济技术经济研究,2007(2):27-36.四、总结和扩展

本文是尝试对凯恩斯主义的AD󰀁AS模型在中

国的匹配性或适用性进行检验,在讨论了一个凯恩主义的AD󰀁AS模型后,利用SVAR模型实证分析并得出相应的结论,并把它们与AD󰀁AS模型的经济学含义进行比较,发现:中国数据与AD󰀁AS模型的经济学内涵在一定程度上具有不匹配性。这说明当我们运用凯恩斯主义来作为分析中国宏观经济问题和政府制定政策的理论基础时,一定要慎重考虑其适用性,否则会导致经济分析的结论出现错误或政策󰀁

第26卷第8期2009年8月统计研究

StatisticalResearchVol.26,No󰀁8

󰀁

Aug.2009

政府消费与经济增长:基于1985-2007年

中国省际面板数据的实证分析

*

毛中根󰀁洪涛

󰀁󰀁内容提要:在理论分析基础上,基于中国31个省(市、区)1985-2007年地区生产总值、政府消费、固定资产投资总额和年末在岗职工人数数据,运用面板数据的变截据和变系数相关模型对政府消费的增长效应进行计量检验。检验结果表明:在全国层面上政府消费的系数为4󰀁656;在省(市、区)层面上,各地方政府消费的系数均大于零,但区域间存在显著差异。财政支出方式应逐步实现从政府投资向政府消费转变,并调整政府消费的内部结构、城乡结构和地区结构。

关键词:政府消费;经济增长;面板数据模型

中图分类号:C812󰀁󰀁󰀁文献标识码:A󰀁󰀁󰀁文章编号:1002-4565(2009)08-0024-08

GovernmentConsumptionandEconomicGrowth:AnEmpiricalStudy

BasedonPanelDataof31ProvincesinChinafrom1985to2007

MaoZhonggen&HongTao

Abstract:Accordingtopaneldataof31provincesinChinafrom1985to2007,wetesttherelationofgovernmentconsumptionandeconomicgrowth.Usingmodelswithvariableinterceptsandwithvariablecoefficients,whichinvolvetheregionalGDP,governmentconsumption,investmentandemploymentdata,weconcludethatintherangeofthewholecountrythecoefficientofgovernmentconsumptionis4󰀁656;andontheprovincelevel,allcoefficientofregionalgovernmentconsumptionispositive,butit󰀁ssignificantdifferencebetweenthecoefficients.Sothepublicexpenditureshouldchangefromthegovernmentinvestmenttothegovernmentconsumption,andadjusttheinternalstructural,theurbanandruralareasstructuralandthedistrictstructuralofgovernmentconsumption.

Keywords:GovernmentConsumption;EconomicGrowth;PanelDataModel

*本研究系国家社会科学基金青年项目(项目编号:08CJL007)和西南财经大学󰀁211工程󰀁三期建设项目的阶段性成果。[10]Mankiw,N.G.Macroeconomics[M],4thedition,NewYork:Worth.2000.[11]MichaelFunke.Howimportantaredemandandsupplyshocksin

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作者简介

王文甫,男,1970年生,安徽繁昌人,2007年7月毕业于上海财经大学经济学院获西方经济学博士学位,现为安徽大学管理学院讲师,研究方向:经济波动、财政政策、货币政策。

明娟,女,1980年生,湖北黄石人,2007年7月毕业于华南师范大学经济学院获西方经济学硕士学位,现为安徽财经大学国际经济贸易学院讲师,研究方向:宏观经济、国际经济。

(责任编辑:程)