申樹斌

(東北財經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

近來的一些研究強(qiáng)調(diào)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和調(diào)控中貨幣和結(jié)構(gòu)因素影響共存的現(xiàn)象。Sudipta Dutta Roy等［1］在結(jié)構(gòu)向量自回歸框架中研究發(fā)現(xiàn)除貨幣因素，結(jié)構(gòu)因素在印度通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)波動的產(chǎn)生和持續(xù)過程中扮演重要的角色。印度經(jīng)濟(jì)具有較大的、不經(jīng)常的與成本/價格相關(guān)的因素擾動的特征。貨幣/信貸供給增加在短期提高產(chǎn)出和價格，在長期提高價格。而非擴(kuò)張的貨幣政策即使以實際產(chǎn)出降低為代價也不能有效控制通貨膨脹。價格行為存在相對的剛性。貨幣當(dāng)局通過改變貨幣供給的數(shù)量和結(jié)構(gòu)應(yīng)對不同的價格擾動。Richard Clarida等［2］發(fā)現(xiàn)美國貨幣政策立場從Volcker以前時期(1960－1979)到 Volcker－Greenspan時期(1979－1996)存在從消極貨幣政策向積極貨幣政策的轉(zhuǎn)變。申樹斌［3－4］的理論分析表明貨幣政策立場的轉(zhuǎn)變依賴貨幣政策有效性的實現(xiàn)條件和路徑，與經(jīng)濟(jì)和金融結(jié)構(gòu)的變化有關(guān)。謝平等［5］對中國貨幣政策利率規(guī)則的研究結(jié)果表明:中國1992年第1季度至2001年第4季度的貨幣政策持消極立場。陳彥斌［6］研究發(fā)現(xiàn)中國2000年第1季度至2007第4季度的新凱恩斯菲利普斯曲線中對通貨膨脹影響顯著的因素依次為:通脹預(yù)期、通脹慣性、需求拉動和成本推動(最不顯著)。王少平等［7］運(yùn)用Beveridge和Nelson提出的趨勢周期分解技術(shù)將中國1992年第一季度至2008年第一季度的GDP總量時間序列數(shù)據(jù)分解為確定性趨勢、隨機(jī)趨勢和周期后發(fā)現(xiàn):GDP時間序列存在穩(wěn)健的確定性趨勢，隨機(jī)沖擊在總體上對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響;隨機(jī)沖擊對長期波動的持久性效應(yīng)為20%，瞬間效應(yīng)為80%。本文進(jìn)一步揭示貨幣和結(jié)構(gòu)因素對中國產(chǎn)出缺口持續(xù)性的影響。

1 產(chǎn)出缺口持續(xù)性特征的指標(biāo)估計

1.1 數(shù)據(jù)說明

①國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)指數(shù)(樣本區(qū)間:1978－2013)、②居民消費(fèi)價格指數(shù)(上年=100;樣本區(qū)間:1978－2013)等數(shù)據(jù)的具體說明:全國(①1978=100;來源:中國統(tǒng)計年鑒)、北京市(①1978=100;來源:北京統(tǒng)計年鑒)、天津市(①1978=100;來源:天津統(tǒng)計年鑒)、河北省(①1978=100;來源:河北經(jīng)濟(jì)年鑒)、山西省(①1952=100;②樣本區(qū)間:1979－2013;來源:①②山西統(tǒng)計年鑒;①新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、內(nèi)蒙古自治區(qū)(①1952=100;來源:內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒)、遼寧省(①1952=100;來源:①②遼寧統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、吉林省(①1952=100;來源:吉林統(tǒng)計年鑒)、黑龍江省(①1978=100;來源:黑龍江統(tǒng)計年鑒)、上海市(①1978=100;來源:上海統(tǒng)計年鑒)、江蘇省(①1952=100;②樣本區(qū)間:1979－2013;來源:江蘇統(tǒng)計年鑒)、浙江省(①1978=100;來源:浙江統(tǒng)計年鑒)、安徽省(①1978=100;②樣本區(qū)間:1979－2013;來源:①②安徽統(tǒng)計年鑒;①新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、福建省(①1952=100;來源:福建統(tǒng)計年鑒)、江西省(①1978=100;來源:①②江西統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、山東省(①1952=100;來源:①②山東統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、河南省(①1952=100;來源:①②河南統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、湖北省(①1952=100;來源:①②湖北統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、湖南省(①1952=100;來源:①②湖南統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、廣東省(①1978=100;來源:廣東統(tǒng)計年鑒)、廣西省(①1978=100;來源:廣西統(tǒng)計年鑒)、海南省(①1978=100;②樣本區(qū)間:1979－2013;來源:①②海南統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、重慶市(①1978=100;來源:①②重慶統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、四川省(①1978=100;來源:①②四川統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、貴州省(①1978=100;來源:①②貴州統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、云南省(①1952=100;來源:①②云南統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、西藏自治區(qū)(①1951=100;②樣本區(qū)間:1990－2013;來源:西藏統(tǒng)計年鑒)、陜西省(①1978=100;來源:陜西統(tǒng)計年鑒)、甘肅省(①1978=100;來源:甘肅發(fā)展年鑒)、青海省(①1952=100;來源:青海統(tǒng)計年鑒)、寧夏自治區(qū)(①1978=100;來源:①②寧夏統(tǒng)計年鑒;①②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)、新疆自治區(qū)(①1978=100;來源:①②新疆統(tǒng)計年鑒;②新中國六十年統(tǒng)計資料匯編)。

1.2 誤差項自相關(guān)的檢驗方法［8－9］

回歸模型誤差項自相關(guān)檢驗采用 Box和Pierce的 Q檢驗方法果Q大于自由度為P的χ2分布臨界值，存在P階自相關(guān);反之，不存在。

1.3 產(chǎn)出缺口

產(chǎn)出缺口=(實際產(chǎn)出－潛在產(chǎn)出)/潛在產(chǎn)出。產(chǎn)出缺口的估計方法主要包括趨勢分解法(如線性趨勢估計法、HP濾波法)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)估計法(如生產(chǎn)函數(shù)法)。由于本文主要考察非預(yù)期產(chǎn)出、非預(yù)期通貨膨脹和非預(yù)期政策之間的長期動態(tài)關(guān)系，而線性估計方法能夠較好區(qū)分經(jīng)濟(jì)變量的預(yù)期和非預(yù)期變化，所以采用線性方法估計產(chǎn)出缺口:

式中:Yt為實際產(chǎn)出(國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù));t為時間;εi為產(chǎn)出缺口。產(chǎn)出缺口的估計結(jié)果見表1。

表1 全國、各地區(qū)(省、自治區(qū)、直轄市)產(chǎn)出缺口的估計結(jié)果

表1中所有回歸方程的樣本區(qū)間均為1978－2013。＊＊＊，＊＊，*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

表1的估計結(jié)果顯示產(chǎn)出缺口的內(nèi)涵為產(chǎn)出去除確定性趨勢、宏觀經(jīng)濟(jì)政策和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動對產(chǎn)出影響的合理預(yù)期成分的非預(yù)期變化。

1.4 Hurst指數(shù)［10］

Hurst(1951)提出RS分析方法，即

式中:R/S為重標(biāo)極差;n為時間增量區(qū)間長度;C為常數(shù);H為描述時間序列分形特征的指標(biāo)，稱之為Hurst指數(shù)。Hurst指數(shù)揭示了蘊(yùn)含在時間序列中的許多重要信息。當(dāng)H=1/2時，時間序列為獨立同分布的隨機(jī)序列;當(dāng)1/2＜H≤1時，時間序列為具有狀態(tài)持續(xù)性(長期相關(guān)性)的非隨機(jī)序列;當(dāng)0≤H ＜1/2時，時間序列為具有狀態(tài)反持續(xù)性(均值回復(fù))的非隨機(jī)序列。

Hurst指數(shù)的具體計算步驟:

(1)長度為N的時間序列{Rt}等分為A個子序列，記為 Da(a=1，2，…，A)，其中的元素記為Rk，a(k=1，…，n)。n 為每個子序列長度，A 為 N/n的整數(shù)部分。

(2)計算每個子序列的均值:

(3)計算每個子序列中元素偏離均值的累積離差:

(4)計算每一個子序列的級差:

(5)計算每一個子序列的標(biāo)準(zhǔn)差:

(6)計算每一個子序列的重標(biāo)極差:

(7)計算總序列中所有子序列重標(biāo)極差的均值:

(8)改變子序列的長度(從 n=3到n=N/2)，重復(fù)第(1)步至第(7)步的計算，得序列{(R/S)n}。

(9)根據(jù)方程

估計出H值。

Hurst指數(shù)的估計結(jié)果見表2。

表2 全國、各地區(qū)(省、自治區(qū)、直轄市)產(chǎn)出缺口序列Hurst指數(shù)的估計結(jié)果

表2中所有回歸方程的樣本區(qū)間均為1978－2012。＊＊＊，＊＊，*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

表2的估計結(jié)果表明:在經(jīng)濟(jì)市場化、國際化和經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)粘性的前提下，全國、各地區(qū)(省、自治區(qū)、直轄市)產(chǎn)出缺口呈現(xiàn)顯著的持續(xù)性特征，但各地區(qū)(省、自治區(qū)、直轄市)產(chǎn)出缺口的持續(xù)性表現(xiàn)出明顯的差異性。產(chǎn)出缺口的持續(xù)性表現(xiàn)為非預(yù)期產(chǎn)出變化趨勢遞減的持續(xù)性。

2 產(chǎn)出缺口持續(xù)性的經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵

產(chǎn)出缺口持續(xù)性的差異主要從供給方面體現(xiàn)出來。估計供給方程:

式中，π為通貨膨脹率(居民消費(fèi)價格指數(shù)增長率)，outputgap為產(chǎn)出缺口。估計結(jié)果見表3。

供給方程中常數(shù)項的含義為均衡通貨膨脹率。πe表示均衡通貨膨脹率，πa表示平均通貨膨脹率，H表示省、自治區(qū)、直轄市產(chǎn)出缺口的Hurst指數(shù)。πe－πa反映供給和需求的非均衡狀態(tài)，即供不應(yīng)求(πe－πa＞0)或供過于求(πe－πa＜0)。供給方程中AR(1)的系數(shù)x1反映融資約束的程度。x1越大(越小)，過度投資需求的約束越緊(越松)。供給方程中AR(2)的系數(shù)x2反映消費(fèi)需求沖擊的程度。x2越小(越大)，消費(fèi)需求的沖擊越大(越小)。根據(jù)表2、表3和表4中的地區(qū)截面數(shù)據(jù)，估計 H 與 πe－ πa、x1(πe－ πa)、x2(πe－πa)的經(jīng)驗關(guān)系:

表3 全國、各地區(qū)(省、自治區(qū)、直轄市)供給方程的估計結(jié)果

表3中所有回歸方程的樣本區(qū)間均為1978－2013。＊＊＊，＊＊，*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

表4 全國、各地區(qū)(省、自治區(qū)、直轄市)的平均通貨膨脹率(1978－2013)

根據(jù)式(11)的估計結(jié)果，H與πe－πa的正相關(guān)關(guān)系表明中國產(chǎn)出缺口的持續(xù)性源自改革開放背景下，需求引導(dǎo)、供給跟隨的經(jīng)濟(jì)增長路經(jīng)。x1(πe－πa)的系數(shù)為負(fù)表明過度投資需求的約束越松(越緊)，產(chǎn)出缺口的持續(xù)性越高(越低)。x2(πe－πa)的系數(shù)為負(fù)表明消費(fèi)需求的沖擊越大(越小)，產(chǎn)出缺口的持續(xù)性越高(越低)。

3 結(jié)論

中國產(chǎn)出缺口存在顯著的持續(xù)性特征。產(chǎn)出缺口的持續(xù)性源自需求引導(dǎo)、供給跟隨的經(jīng)濟(jì)增長路經(jīng)和粘性經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的政策偏好。赫斯特(Hurst)指數(shù)與過度需求變量，即均衡通貨膨脹率與平均通貨膨脹率之差成正比。赫斯特(Hurst)指數(shù)還受融資約束和消費(fèi)支出沖擊等因素的影響，即宏觀經(jīng)濟(jì)政策對過度投資需求或過度消費(fèi)需求的約束越松(越緊)，產(chǎn)出缺口的持續(xù)程度越高(越低)。

［1］Sudipta Dutta Roy，Gangadhar Darbha.Dynamics Of Money，Output And Price Interaction—Some Indian Evidence［J］.Economic Modelling，2000，(17):559 －588.

［2］Richard Clarida，Jordi Gali，Mark Gertler.Monetary Policy Rules And Macroeconomic Stability:Evidence And Some Theory［J］.The Quarterly Journal Of Economics，2000，(2):147 －180.

［3］申樹斌.資產(chǎn)價格與貨幣經(jīng)濟(jì)的相關(guān)機(jī)理研究［J］.遼寧大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版)，2012，39(4):332－335.

［4］申樹斌.貨幣理論的微觀基礎(chǔ)研究［J］.沈陽理工大學(xué)學(xué)報，2012，31(6):51 －54，65

［5］謝平，羅雄.泰勒規(guī)則及其在中國貨幣政策中的檢驗［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2002，(3):3 －12，92

［6］陳彥斌.中國新凱恩斯菲利普斯曲線研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008，(12):50 －64.

［7］王少平，胡進(jìn).中國GDP的趨勢分解與隨機(jī)沖擊的持久效應(yīng)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，(4):65 －76.

［8］Greene W.H.經(jīng)濟(jì)計量分析［M］.王明艦等譯.北京:中國社會科學(xué)出版社，1998.

［9］Robert S Pindyck，Daniel L Rubinfeld.計量經(jīng)濟(jì)模型與經(jīng)濟(jì)預(yù)測［M］.錢小軍等譯.北京:機(jī)械工業(yè)出版社，1999.

［10］黃詒蓉.中國股市分形結(jié)構(gòu):理論與實證［M］.廣州:中山大學(xué)出版社，2006.