基于利率管制的中国需求管理政策分析

基于利率管制的中国需求管理政策分析

正如罗默（2001）所说，经济尚未发展为直接补充个体选择并预测全球行为发展的阶段。例如，问题导向的宏观经济还需要应用可执行的局部平衡模型。新古典主义重新综合宏观经济学的理论努力是富有成效的,逐步发展了不确定条件下一般均衡分析的动态方法,然而在纯学术范围外的扩散相当有限。即使在卢卡斯批评的颠覆性破坏以后,以MPS模型DRI模型为代表的主流宏观经济计量模型继续保留“IS-LM模型+菲利普斯曲线”核心(伯德金等,1993;布兰查德(Blanchard),2000)。中国宏观经济形势与政策的部分理论分析同样是基于正统IS-LM模型的,关于需求管理政策取向与政策组合讨论主要是围绕在中国经济条件下正统IS-LM模型的经济变量范围与结构方程斜率开展的。中国政府从1998年起放弃适度从紧的财政货币政策原则而实行以财政政策为主体的扩大国内需求政策措施,其中积极财政政策与稳健货币政策配合被认为得到所谓正统IS-LM模型凯恩斯情形的理论证明。本文依据利率管制制度下IS-LM模型的配额均衡,探索性地推导出货币主义形式的中国总需求函数,蕴涵仅货币政策有效而无货币政策适应的财政政策完全无效这样极端的需求管理政策含义。本文运用货币政策效应测度的指标体系和算法程序,依次计量菲利普斯曲线、通货膨胀预期形成机制与自然货币需求。事后考察1981年以来中国货币供应与国民收入的历时动态及其协同运动性质,实际评估中国货币政策的经济稳定效应。在上述计量分析结果支持下,本文重新核算1998-2000年间从凯恩斯主义到新古典主义的货币政策规则体系的货币供应目标,以提供反通货紧缩名义货币供应管理的数值指标与数值经验。一、金融抑制因子及货币政策参数对于封闭经济的IS-LM模型,IS:Y=C(Y)+I(R)+G,LM:M/P=K(Y)+L(R),IS曲线与LM曲线交点E*决定经济体系的(非配额)均衡位置,如图1所示。由化合IS-IM模型方程体系而形成的隐函数Y=C(Y)+I(L-(M/P-K(Y))+G,定义正统总需求函数Y=D(G,M/P)。此时,dY/dP<0,并且dY/d(G,M)>0。由于实行利率管制制度而而使得实际利率低于均衡利率1,中国经济的总需求形态形式化为IS-LM模型的配额均衡(rationedequilibrium)。如图1所示,对于管制利率Rr,IS曲线与利率政策线R=Rr交点位于LM曲线与利率政策线R=Rr交点右侧,总需求依据短边规则决定,即Y=min{Y|IS(R=Rr),Y|LM(R=Rr)}=Y|LM(R=Rr)而由IS-LM模型配额均衡位置Er表示。此时,Y=K-(M/P-L(Rr)),中国总需求函数因而采取货币主义形式Y=D(M/P,R)(郑超愚,1998)。此时,货币市场连续出清,产品市场在信贷配给约束下存在投资需求超过储蓄供给现象而由供过于求的信贷市场平衡,IS-LM模型的配额均衡位置因而能够满足一般均衡的瓦尔拉斯定理。2中国总需求函数Y=D(M/P,R)仍然具有负向斜率特征dY/dP<0,而且货币政策仍然表现出正向政策效应dY/dM>0。如图1所示,无论价格水平P下降还是名义货币供应M增加均通过真实货币余额M/P增加推动LM曲线向右移动至LM′位置,虽然此时正统传导机制“P↓(M↑)→(M/P)↑→R↓→I↑→Y↑”因R≡Rr而失效,但是投机性货币需求部分L因R≡Rr而保持固定,真实货币余额增加直接满足交易性货币需求部分K而松弛信贷配给约束,从交点Er到交点Er′的配额均衡移动必然超过代表正统总需求扩张效应的交点E*与交点E*′水平距离。中国总需求函数Y=D(M/P,R)不包含财政政策参数G,即dY/dG=0。如图2所示,政府支出G增加推动IS曲线向右移动财至IS′位置,然而实际配额均衡位置Er并未相应移动。财政政策无能是由于正统传导机制“G↑→K↑→R↑→L↓→(M/P-L)↑→K↑→Y↑”因R≡Rr而中断,特别是若缺乏货币供应M增加适应(accommodating),政府支出G增加将通过增加其交易性货币需求K而减少对非政府部门的信贷配给,最终等额挤出消费C或者投资I。管制利率Rr构成中国总需求函数Y=D(M/P,R)的(可能)利率政策参数变量,其政策效应依赖货币需求的利率弹性性质。假设货币需求有正常利率弹性而L′<0,如图2所示,利率政策线R=Rr向上移动至R=Rr′位置,将引致配额均衡位置Er沿正向倾斜的LM曲线移动至位置Er′,从而dY/dR>0,其作用机理为“R↑→L↓→(M/P-L)↑→K↑→Y↑”。通过减少投机性货币需求L而相对增加满足交易性货币需求K的有效货币供应,管制利率Rr上升能够间接松弛信贷配给约束,表现出扩张性(而不是紧缩性)的非正统总需求效应。否则,若货币需求无利率弹性而L′=0,dY/dR=0,中国总需求函数Y=D(M/P,R)将不包含利率政策参数R;若货币需求有反常利率弹性而L′>0,dY/dR<0,管制利率Rr上升将表现出正统的紧缩性总需求效应。为计量检验中国货币需求的利率弹性,使用OLS方法在1981-2000年间拟合M1货币需求函数M/P=K(Y)+L(R)的对数线性形式,其回归结果如下:1n(M1t/Pt)=-6.5045445+1.41110041nYt-1.9335993Rt(-63.556617)(83.871190)(-5.6766817)R2=0.997620,adjR2=0.997340,F=3562.749,D.W.=1.000298。其中,实际GDP指数序列Yt、GDP平减指数序列Pt与三年期居民储蓄存款利率序列Rt见附表1,M1货币供应序列M1t见附表2。由M1货币需求函数回归方程可知,d(1n(M1t/Pt))/dRt=-1.9335993,即M1货币需求有负向利率弹性从而L′<0。3因此,对于中国总需求函数Y=D(M/P,R),存在定性微积分dY/dR>0。二、实际gdp指数趋势值的计算以自然货币需求MR表示当通货膨胀预期实现而国民收入按其潜在供给能力扩展时,即当π=πE而y=y*时的名义货币需求量,相应界定中性货币政策为调适名义货币供应M而使其满足自然货币需求MR。依据卢卡斯总供给函数y-y*=f(π-πE),中性货币政策对于充分就业目标是充分的。设立货币供应动态的水平指示数LVLM,LVLM=M/MR;LVLM与1对比能够指示名义货币供应管理的政策取向,而LVLM与1离差能够反映指示名义货币供应管理的政策力度。对称地设立国民收入动态的水平指示数LVLY,LVLY=y/y*;LVLY与1对比、LVLY与1离差分别指示实质经济波动的方向和幅度。(郑超愚,1994)4以实际国民收入的增长趋势近似潜在国民收入的历时轨迹,即假设实际国民收入的周期成分经时间平滑被有效过滤。使用OLS方法在1978-2000年间拟合中国实际国民收入的指数增长方程,其回归结果如下:1nYt=4.7550014+0.0943967T(363.15644)(80.603712)R2=0.996778,adjR2=0.996625,F=6496.958,D.W.=0.596376。其中,实际GDP指数序列Yt见附表1,时间变量T在1980年取零值,在2000年T=20。由上述回归方程计算实际GDP指数趋势值序列Y*t,进而以序列Yt与其时间趋势Y*t离差(Yt-Y*t)/Y*t表示GDP缺口(y-y*),货币供应指示数LVLYt=Yt/Y*t,如表1所示。卢卡斯总供给函数y-y*=f(π-πE)能够从形式上综合正统总供给函数,作为其等价形式的附加预期菲利普斯曲线π=f-(y-y*)+πE,不仅在特定通货膨胀预期形成机制下是可识别的,而且能够依据历史模拟程度检验进而选择通货膨胀预期形成机制假设。使用OLS方法在1981-2000年间拟合中国附加预期的菲利普斯曲线π=f-(y-y*)+πE,取得中国总供给函数的修正形式Ⅰ。[Ⅰ]πt=C+α1(Yt-Y*t)/Y*t-α2(Yt-1-Y*t-1)/Y*t-1+β1πt-1-β2πt-2+γDt其中,虚拟变量Dt体现中国价格制度自由化而使得抑制通货膨胀公开释放的制度变迁影响,在从通货膨胀第一峰值年1988年到第二峰值年1994年Dt=1,在其他年度Dt=0。回归方程I有优良的统计性质,然而并非中国总供给函数的原始结构,其在Yt-Y*t条件下的退化形式πt=C-α2(yt-1-y*t-1)/y*t-1+β1πt-1-β2πt-2+γDt,不能够描述预期通货膨胀率πEttE形成过程;否则,由于(yt-1-y*t-1)/y*t-1与πt-2项的负值回归系数,滞后GDP缺口与滞后通货膨胀将对预期通货膨胀有负向贡献。按部分调整机制重新组织回归方程Ⅰ而取得中国总供给函数的原始结构方程Ⅱ,其OLS方法回归结果如表2所示。[Ⅱ]πt=C+(α1-α2)(Yt-Y*t)/Y*t+α2Δ(Yt-Y*)/Y*t+(β1-β2)πt-1+β2Δπt-1+γDt在从形式Ⅰ到形式Ⅱ的结构转换过程中,中国总供给函数的结构参数是内在稳定的。中国总供给函数的原始形式Ⅱ在Yt=Y*t条件下退化为预期通货膨胀率πEttE的形成机制,即πEttE=C+α2Δ(Yt-Y*t)/Y*t+(β1-β2)πt-1+β2Δπt-1+γDt。作为卢卡斯剩余(Locussurplus)的中国预期通货膨胀率πEttE,同时包含以C项为代表的惯性因素、以Δ(Yt-Y*t)/Y*t项为代表的前瞻性因素和以((β1-β2)πt-1+β2Δπt-1)项为代表的适应性因素,其定态解蕴涵核心通货膨胀率π*t=(C+γDt)/(1-(β1-β2))。预期通货膨胀率序列πEttE的计算结果见表1。三、货币供应与货币政策干预对于经济稳定取向的名义货币供应管理,应该存在LVLMt>1并且LVLYt<1,或者LVLMt<1并且LVLYt>1。由于情形LVLMt=1与LVLYt=1的实际统计概率为0,应该事后观测到统计关系(LVLMt-1)(LVLYt-1)<0。为此,表3计算辅助统计指标序列(LVLYt-1)(LVLM1t-1)与序列(LVLYt-1)(LVLM2t-1)。图3a为国民收入指示数LVLY与货币供应指示数LVLM的时间路径,而图3b为辅助统计指标(LVLY-1)(LVLM-1)的时间路径。如图3所示,1981-1994年间LVLM1t指标与LVLM2t指标是高度一致的并且与LVLYt指标同调运动,(LVLMt-1)(LVLTt-1)指标的时间路径基本上在零基准线以上,其间协相关系数r(LVLM1t,LVLM2t)=0.9301207,r(LVLYt,LVLM1t)=0.8759828,r(LVLYt,LVLM2t)=0.7621996。从1995年起,虽然LVLMlt指标与LVLM2t指标均逆对LVLYt指标波动,但是M1货币供应动态与M2货币供应动态有所分化,LVLM1t指标呈现完全的逆周期波动形态,(LVLM1t-1)(LVLYt-1)指标的时间路径基本上在零基准线以下,而(LVLM2t-1)(LVLTt-1)指标的时间路径邻近零基准线,其间协相关系数r(LVLM1t,LVLM2t)=0.4822656,(LVLYt,LVLM1t)=-0.9925847,r(LVLYt,LVLM2t)=-0.4768661。5不过,1981-2000年间M1货币供应动态与M2货币供应动态总体上仍然是亲和实质经济波动的,其间协相关系数r(LVLYt,LVLM1t)=0.5071389,r(LVLYt,LVLM2t)=0.6447945,r(LVLM1t,LVLM2t)=0.8505749。LVLY指标与LVLM指标的年度时间频率超过从货币供应到国民收入的货币政策内部时滞和从国民收入到货币供应的货币政策外部时滞,时间领先(preceding)意义上的格兰杰因果关系无法辨识货币供应与国民收入间的普通因果关系。6这里仍然只能依据LVLY指标与LVLM指标给出类似郑超愚(1994)的中国货币政策效应类型化(stylized)解释。在舍象名义货币供应管理需求冲击的假设条件下,中国经济运行的可能自然状态包括:(1)1无供给冲击从而国民收入自然历时轨迹与其时间趋势Y*重合;(2)2有供给冲击而国民收入自然历时轨迹与国民收入指示数LVLY同相运动;(3)3有供给冲击而国民收入自然历时轨迹与国民收入指示数LVLY反相运动。由于实际观测到货币供应指示数LVLM是与国民收入指示数LVLY同相运动的,在可能状态(1)1下,LVLY指示的实质经济波动必然是LVLM指示的货币政策导致的,实质经济周期完全体现货币政策周期;在可能状态(2)2下,LVLM指示的货币政策或者强化或者顺应LVLY指示的实质经济波动,货币政策干预是反稳定性质的;在可能状态(3)3下,LVLM指示的货币政策必然是反周期操作的,然而其干预力度超越熨平自然经济周期的适当界限,以致导致LVLY指示的相反方向实质经济波动。7因此,1981-2000年间中国货币政策在经济稳定意义上是不成功的,未能实施有效的名义货币供应管理反周期操作。四、货币政策规则目标郑超愚等(2000)同时构造与中国人民银行货币政策规则相对应的货币主义、新古典主义与凯恩斯主义货币政策规则,形成如表4所示的货币政策规则参照体系,呈现(gMClassicism-gMPBC)·(gY*-gYE)≥0、(gMKeynesism-gMClassicism)·(π*-πE)≥0以及(gMMonetarism-gMKeynesism)·(gV*-gVE)≥0的名义货币供应管理相对效力。对于1998-2000年间通货紧缩时期的中国经济,由于π*t>πEttE、gYEttE<gY*t并且gVt<gV*t,存在gMPBC<gMClassicism<gMKeynesism,并且gMKeynesism>gMMonetarism。各货币政