财政货币政策有效性计量分析.docx
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财政货币政策有效性计量分析
二、财政货币政策效应的经济计量分析
财政货币政策的实施，如政府投资，除了能够直接推动经济增长之外，还对消费、投资、利率、进出口造成影响从而间接刺激经济增长。
为了完整地考察财政货币政策与经济增长之间的关系，必须同时考虑财政货币政策对经济增长的直接和间接推动作用。
在这方面，IS—LM模型是一个有效的分析工具。
本研究利用IS—LM模型对中国财政货币政策在山西的政策效应进行测算，实证分析财政货币政策的实施对宏观经济政策目标的作用，即财政货币政策对经济增长、物价稳定和充分就业的影响方向和影响程度。
对于宏观经济政策目标之一—国际收支平衡，考虑到山西的经济结构和发展实际，只要外贸净额为正值即可，并没有要求保持平衡。
因此，这里并不分析财政货币政策对国际收支平衡的影响。
但是，在IS－LM模型表达式中包括了进出口一项，所以在相当程度上也能够解释开放经济条件下山西的宏观经济运行情况。
（一）山西IS－LM实证模型的建立
1．山西的IS－LM模型函数关系形式的确定
由财政货币政策效应理论分析建立的IS—LM理论模型，IS—LM模型由以下两个式子
给定：
IS关系：
Y＝C（Y－T＋TR，r）＋I（Y，r）＋G＋EX（E）－IM（Y，E）（2－1）
LM关系：
M/P＝L（Y,r）（2－2）
为了建立IS—LM的实证模型，应首先分析消费函数、投资函数、进出口函数和货币市场均衡函数。
在这里，我们假定消费、投资、进出口和货币需求函数都是线性关系。
1）消费函数的确定
关于消费函数的理论主要有三种：
一是凯恩斯的绝对收入假说，认为私人消费应该是其当前可支配的函数；二是弗里德曼的永久收入假说，认为私人消费应该与其永久性可支配收入而非当前收入有关；三是莫迪利安尼的生命周期假说，认为一个人将根据自己一生的时间和总收入情况进行消费分配，以便尽可能满足每个阶段的需求。
在解释中国居民消费行为时，这三种理论都有一定的合理性，但凯恩斯的消费函数和永久性收入假说更为合理。
根据国家计委宏观经济研究院的研究结果，中国目前的居民消费主要受制于其当前的收入水平，而各项经济体制安排（如社会保障体系）导致的收入变化将决定着居民的永久性收入，并对居民今后的生活来源也产生比较重要的影响。
此外，有些情况表明居民的消费也受限于现期的利率水平：
利率升高，则储蓄增加，消费降低；利率降低，则储蓄减少，消费增加。
根据以上的分析，可以把消费函数设为：
Ct＝a0＋a1YDt＋a2YDt-1＋a3it（2-3）
其中，i为名义利率，YD为可支配收入，YD＝Y－T＋TR。
2）投资函数的确定
许多实证研究均认为，投资规模取决于收入的大小。
此外，市场利率是投资、尤其是私人投资的一种机会成本，它的升降都极大地影响了投入的数量。
因此，可以把投资函数设为：
It＝b0＋b1Yt＋b2rt
其中，r为实际利率，r＝i－π。
π为通货膨胀率。
3）进出口函数的确定
理论和实践都表明，出口量与汇率有关，即：
EX＝EX0＋1E
而进口量与本国国民收入Y、汇率E有关，即
IM＝IM0＋mY＋2E
则进出口函数可分别写成：
EXt＝c0＋c1Et（2－4）
IMt＝d0＋d1Yt＋d2Et（2－5）
4）货币市场均衡函数（LM曲线）的确定
经济理论表明，国民收入与利率是一种正相关的关系，且影响货币需求的是名义利率，不是实际利率，因此货币市场均衡函数方程可写成：
M/Pt＝e0＋e1Yt＋e2it（2－6）
式中，M/P为真实货币余额。
5）价格方程的确定
实证分析表明，价格水平的变化与经济增长之间存在着显著的相关关系。
格兰杰（Granger）检验结果表明，实际GDP水平的变化是导致物价变化的原因，但物价水平的变化并不是导致实际GDP水平变化的原因。
在这里我们把价格作为内生变量，反映产出的变动对价格的影响。
可将价格方程设为：
Pt＝f0＋f1ln（Yt/Y0）（2－7）
式中，ln（Yt/Y0）为定基产出指数（GDP指数）的自然对数。
将以上根据山西经济情况确定的消费函数、投资函数、进出口函数和货币需求函数以及价格曲线的方程式，汇总如下表：
表2－1IS－LM模型关系式
序号
代数式
名称
1
Ct＝a0＋a1YDt＋a2YDt-1＋a3it
消费函数
2
It＝b0＋b1Yt＋b2rt
投资函数
3
EXt＝c0＋c1Et
出口函数
4
IMt＝d0＋d1Yt＋d2Et
进口函数
5
M/Pt＝e0＋e1Yt＋e2it
货币需求函数
6
Pt＝f0＋f1ln（Yt/Y0）
价格函数
7
Y＝C＋I＋G＋EX－IM
国民收入恒等式
8
YD＝Y－T＋TR
可支配收入公式
9
r＝i－π
真实利率公式
表2－2IS－LM模型的变量
内生变量
先决变量
名称
符号
名称
符号
国内生产总值GDP
Y
政府购买支出
G
可支配收入
YD
转移支付
TR
消费
C
财政收入
T
投资
I
真实货币余额
M/P
出口
EX
前期可支配收入
YDt-1
进口
IM
汇率
E
真实利率
R
通货膨胀率
名义利率
I
价格水平
P
该结构式模型是完备的，经过阶条件和秩条件检验，整个模型可识别，并且是过度识别。
2．统计资料的来源与整理
现有的统计资料一般是根据统计的原则来分类的，因而有时与经济理论并不一致。
为了能够进行准确的实证分析，需要对有关统计指标进行再分类和重新组合。
我国统计资料通常把支出法国内生产总值分为三部分：
最终消费、资本形成总额（即投资）和净出口。
其中，消费包括居民消费和政府消费，投资则包括政府投资和民间投资。
这样的分类不利于估算反映政府购买支出对民间投资影响的基本宏观经济模型。
为此，需要首先对现有统计资料进行重新分类。
我们把GDP的三个组成部分重新划分，分为四部分：
居民消费、民间投资、政府购买支出和净出口。
把现行统计中消费中的政府消费去掉，只剩下居民消费。
把投资中的政府投资去掉，只剩下民间投资。
把政府消费和政府投资合并，成为政府购买支出。
居民消费和政府消费都有正式的统计资料。
政府投资没有正式的统计资料，为此，我们以国家预算内投资来代替政府投资。
在进行了以上重新分类后，本文以下部分在未特别说明的情况下，把民间投资简称为投资，把居民消费简称为消费。
实证分析中，以GDP作为总收入Y；投资I指民间投资，是资本形成总额扣除国家预算内资金投资；政府购买支出或政府购买G是政府消费加预算内投资。
居民可支配收入YD按Y减去财政收入T加上转移支出TR计算；政府转移支出TR包括抚恤和社会福利救济和价格补贴。
r是真实利率，r＝i－π。
其中i为名义利率，π为通货膨胀率（用商品消费价格指数的波动率代替）。
名义利率i是统一采用1年期定期存款利率作为基准利率，因为各种存款、贷款和债券利率都以它为参照而在一定的利差区间浮动，它是执行天数的加权平均值（单位：
%）。
货币供应量以M2表示。
在这几个变量中，Y、C、I、IM、EX、G、M/P都是以1978年为100的GDP平减指数平减后的真实变量（单位为亿元）。
本文估计IS—LM模型所用数据如下表2－3所示，样本区间为1986—2007年，数据来自《山西统计三十年》及各年山西统计年鉴。
表2－3建立山西IS—LM模型所用的有关统计数据
年份
Y
C
I
G
TR
YD
M2/P
1986
181.46
84.44
65.32
40.81
6.39
165.74
92.73
1987
190.87
92.54
77.91
40.60
7.44
173.37
111.78
1988
205.74
101.99
87.61
31.67
6.71
187.09
121.88
1989
216.48
101.77
86.03
38.64
7.42
196.11
141.83
1990
227.30
101.39
91.12
44.11
7.18
207.08
167.35
1991
236.81
110.24
81.85
40.83
6.92
215.62
199.69
1992
266.46
127.16
102.40
44.78
6.13
244.56
235.04
1993
301.22
147.51
127.78
44.39
5.46
274.62
266.43
1994
332.20
152.14
136.89
52.78
4.17
296.36
330.41
1995
372.15
168.26
138.66
52.64
5.41
332.81
390.07
1996
415.89
187.14
151.81
60.85
5.61
373.17
464.13
1997
463.06
194.67
175.64
76.00
5.32
416.93
528.39
1998
508.99
183.02
237.88
72.59
5.43
456.87
610.33
1999
545.95
191.38
247.98
98.47
5.84
492.34
713.51
2000
597.17
210.89
263.44
108.76
5.66
539.88
784.83
2001
657.54
230.23
282.97
123.96
6.60
585.18
907.71
2002
742.28
285.12
331.47
126.16
5.91
654.82
1043.30
2003
852.63
297.04
393.74
136.23
7.26
746.53
1206.73
2004
982.52
336.18
476.04
147.55
7.25
842.24
1348.11
2005
1106.34
369.45
557.00
167.77
8.15
913.81
1556.14
2006
1236.84
427.48
653.98
189.88
10.79
972.67
1849.75
2007
1414.95
461.40
752.29
215.48
11.57
1130.24
1995.01
表2－3（续）建立山西IS—LM模型所用的有关统计数据
年份
i
r
IM
EX
E
P
1986
7.20
1.61
2.17
2.93
3.45
130.3
1987
7.20
-0.17
1.95
3.87
3.72
139.9
1988
8.64
-12.30
2.11
5.27
3.72
169.2
1989
11.34
-8.10
2.30
5.29
3.77
202.1
1990
8.64
6.41
2.20
6.66
4.78
206.6
1991
7.56
2.77
3.69
8.66
5.32
216.5
1992
7.56
0.26
4.64
9.92
5.51
232.3
1993
10.98
-4.13
6.28
9.72
5.76
267.4
1994
10.98
-14.23
6.41
22.65
8.62
334.8
1995
10.98
-5.90
7.63
33.03
8.35
391.3
1996
7.47
-0.45
6.20
26.15
8.31
422.3
1997
5.67
2.59
5.53
29.49
8.29
435.3
1998
4.60
6.00
5.70
23.36
8.28
429.2
1999
2.25
2.65
12.15
22.76
8.28
427.5
2000
2.25
-1.66
14.13
33.13
8.28
444.2
2001
2.25
2.45
12.68
39.37
8.28
443.3
2002
1.98
3.58
17.17
43.92
8.28
436.2
2003
1.98
0.17
20.22
56.01
8.28
444.1
2004
2.25
-1.85
30.67
91.87
8.28
462.3
2005
2.25
-0.04
43.09
75.38
8.07
472.9
2006
2.52
0.51
50.95
84.81
7.81
482.4
2007
4.14
-0.46
90.81
117.77
7.30
504.6
注：
本表数据除i、r、E外，均为按1978年为100的GDP平减指数调整后的结果。
3．模型的建立与计量分析
联立方程系统估计有单方程估计和系统估计两大类方法。
系统估计方法是同时估计全部结构方程，同时得到所有方程的参数估计量。
这种方法利用了系统的全部信息，因此也称为完全信息法。
系统估计方法具体有：
三阶段最小二乘法、完全信息极大似然估计法和广义矩估计法。
而且系统估计中，工具变量总数不少于待估参数个数。
本研究中，以常数项、G、T、TR、π、E、以及滞后一期的Y、YD、I、C、EX、IM、i、r为工具变量，用三阶段最小二乘法对上述联立方程中的非恒等式方程进行估计。
1）模型估计
在对统计资料进行调整后，可利用表2－1函数关系式进行回归，以期建立IS－LM模型。
估计结果如下：
（1）消费函数：
多次试算结果表明，目前利率（无论是名义利率还是实际利率）对我国居民的消费影响不显著。
去掉利率项，对消费函数估计的最终结果如下：
Ct＝-29.4838＋0.4299YDt＋5.52640i＋[AR
（1）=-0.2028，AR
（2）=-0.5986]
t－统计量-4.297855.52069.4246-1.2118-3.1745
p－值0.00000.00000.00000.22850.0020
R2＝0.9915Adj.R2＝0.9893D.W.＝2.4566（2－8）
在一些消费函数理论研究中，有上期可支配收入对本期消费影响要大于本期可支配收入对本期消费影响的结论。
但我们在拟合过程中，发现山西数据并不支持这一结论，说明山西收入水平偏低，财富积累效应不明显，所以居民的消费支出主要依赖于当期收入和名义利率的变动。
（2）投资函数：
It＝-100.0090＋0.5867Yt＋4.1728i＋[AR
（1）=0.9001，AR
（2）=-0.3002]
t－统计量-5.591633.13312.53215.0256-1.6222
p－值0.00000.00000.01290.00000.1080
R2＝0.9964Adj.R2＝0.9955D.W.＝2.3679（2－9）
投资函数表明，GDP每增加1亿元，投资平均增加0.5867亿元；名义利率每提高1个百分点，投资将增加4.1728亿元，这一结论和经济学基本关系不符。
但是在本研究中，投资概念是民间投资，这一结论反映了山西民间融资的困境，因为银行“惜贷”中小企业很难从银行融资进行投资，当名义利率提高，银行利润增加时，民间融资才有可能从银行得到贷款，所以投资随着利率增加而增加。
（3）进出口函数：
从理论上讲，可以将进出口函数合并，估计净出口函数。
但多次试算表明，由于净出口是出口与进口之差，取决于当时的贸易状况，无法用国民收入和汇率对此作出合理的解释，于是对进出口函数分开进行估计。
对于进口函数，汇率对于进口额的影响不显著，这可能是由于我国实行固定汇率的原因所致，于是将汇率项去掉来估计进口函数。
出口函数：
EXt＝-12.0786＋3.6422Et＋[AR
（1）=1.0320，AR
（2）=0.2893]
t－统计量-0.97272.12646.07671.4005
p－值0.33310.03600.00000.1645
R2＝0.8771Adj.R2＝0.8541D.W.＝2.3044（2－10）
进口函数：
IMt＝0.0140Yt＋[AR
（1）=1.6810]
t－统计量2.591310.1959
p－值0.01100.0000
R2＝0.9463Adj.R2＝0.9435D.W.＝2.3192（2－11）
出口函数中的Et为美元中间价的名义汇率。
（4）货币需求函数（或利率方程）：
M/Pt＝1.2669Yt－10.8166i＋[AR
（1）=-0.4237，AR
（2）=-0.5149]
t－统计量32.5817-3.1061-2.3243-2.9443
p－值0.00000.00250.02220.0040
R2＝0.8822Adj.R2＝0.8601D.W.＝2.0437（2－12）
货币需求函数表明，GDP每增加1亿元，实际货币需求量需增加1.2669亿元；名义利率每提高1个百分点，实际货币需求就会减少10.8166亿元。
（5）价格函数：
Pt＝67.82811ln（Yt/Y0）＋[AR
（1）=1.4141，AR
（2）=-0.5011]
t－统计量11.03199.5295-3.6502
p－值0.00000.00000.0004
R2＝0.9852Adj.R2＝0.9835D.W.＝1.3709（2－13）
在以上估计函数式中，AR
（1）和AR
（2）分别为一阶和二阶自回归系数，它们是根据Cochrane-Orcutt法用以消除自相关性而引入模型的。
从各模型的函数式看，除出口函数的常数项和一些AR项系数不显著外，各函数的系数都很显著而且具有预期的符号，拟合优度除出口函数和货币需求函数在85％外，其余都在95%以上。
这表明我国的IS和LM曲线形状（斜率）基本正常。
2）IS—LM模型
将消费、投资和进出口方程相加，就可得到中国的IS曲线，再加上利率方程，可以得到我国的IS－LM模型为：
IS曲线：
（2－14）
LM曲线：
Y＝8.5378i＋0.7893M/P（2－15）
（2－14）式中，t为宏观税率，即t＝T/Y。
根据CYD＝（1－t）CY导出IS曲线的关系式。
检验上述方程组，对联立方程模型进行模拟，得到各方程的模拟结果。
将1999－2007年的产出拟合值与实际值比较，结果如下：
表2－4联立方程模型拟合值与实际值比较
年份
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
拟合值
545.95
597.17
657.54
742.28
852.63
982.52
1106.34
1236.84
1414.95
实际值Y
562.10
608.75
670.34
752.35
865.40
993.69
1163.22
1270.80
1483.06
误差率％
－2.96
－1.94
－1.95
－1.36
－1.50
－1.14
－5.14
－2.75
－4.81
误差率计算公式：
。
可以看出，误差率在5％以内，误差是可以接受的。
因此，上述联立模型能够较好地描述考察期内的产出变动情况。
模型中，政府购买支出G、货币供应M/P、汇率E和宏观税率t为给定的外生变量，它们的变动影响IS—LM曲线的位置。
根据（2－14）和（2－15）式的IS和LM曲线，可以计算IS和LM曲线的斜率。
其中
IS的斜率＝（0.4299t+0.0026）/9.6992
LM的斜率＝11.7126
（注：
模型中利率单位是%）
由于宏观税负t直接影响IS曲线的斜率，根据山西省的宏观税负，各年的IS曲线的斜率计算如表2－5，1986－2007年山西省IS曲线的斜率平均是0.0061。
山西的IS曲线斜率为正，LM曲线的斜率为正，说明山西的IS曲线不具有经济学理论中的一般形状。
但一些学者（郭庆旺，1999）已经研究了这种问题，他们认为：
如果投资随利率上升而可能增加，则IS曲线的斜率仍有可能是正的。
倘若利率上升也会使投资增加，那么，促使利率上升的因素，反而成为产生拉动效应的因素。
当IS曲线的斜率为正，且LM曲线的斜率大于IS曲线的斜率时，假定政府支出增加（赤字）后，随着等投资曲线的位置不同，投资可能增加或减少。
表2－5山西1986－2007年IS曲线斜率
年份
斜率
年份
斜率
年份
斜率
1986
0.0057
1994
0.0056
2002
0.0058
1987
0.0061
1995
0.0056
2003
0.0062
1988
0.0057
1996
0.0054
2004
0.0069
1989
0.0060
1997
0.0052
2005
0.0083
1990
0.0056
1998
0.0053
2006
0.0101
1991
0.0055
1999
0.0051
2007
0.0095
1992
0.0049
2000
0.0049
1993
0.0050
2001
0.0056
（二）财政货币政策对经济增长影响作用的测算
1．财政政策乘数和效应测算
根据估计出的联立方程模型和求偏导数原理，可以得到计算财政政策和货币政策乘数所需的有关数据。
由货币需求函数或利率方程可得到货币需求对利率的敏感度Lr＝-10.8166，货币需求对收入的敏感度LY＝1.2669；由消费方程得到，边际消费倾向CYD＝0.4299；由投资方程可得，投资对利率的敏感度Ir＝4.1728，投资对收入的敏感度IY＝0.5867；由出口方程可知，出口对汇率的敏感度EXE＝3.6422（直接标价法）；根据进口方程可知，边际进口倾向IMY＝0.0140。
此外，Cr＝5.5264，CY＝（1－t）CYD，CT＝-CYD，CTR＝CYD；根据价格方程可得到，HY＝0.678281/Y。
将上述数据和各年财政收入占GDP的比重t，利用公式（1－16），可计算出山西省历年的财政政策乘数（见表2－6）。
表2－6山西省1986－2007年财政政策乘数测算
时间
政府购买支出乘数
税收乘数
转移支出乘数
1986
-0.7541
-0.3242
0.3242
1987
-0.7425
-0.3192
0.3192
1988
-0.7577
-0
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