第14卷第1期科技和产业Vol. 14, 2014年1月January, 2014 Science Technology and Industry 货币政策与风险偏好关系研究一一基于动态随机一般均衡模型张世国，胡石清(华侨大学经济与金融学院，福建泉州362000)摘要:为了研究中国货币政策与家庭风险偏好之间的关系，在DSGE框架下运用方差分解和脉冲响应等方法分析不同风险偏好条件下利率冲击和货币供给冲击等对中国经济波动的影响;研究结果表明:首先，货币政策方面的冲击解释了中国经济的大部分波动;其次，代表性家庭风险偏好越小，经济对货币供给变动的反应越灵敏。关键词:风险偏好，货币供给，贝叶斯估计申图分类号:FOI5文献标志码:A文章编号:1671-1807 (2014 )01-0171-06 动态随机一般均衡(DSGE)是一种基于新凯恩对货币政策实施效果的影响。本文在Jonathan斯主义发展起来的实证分析框架，目前，主要用于货Benchimol, Anfre Fourcans(6]的基础上，针对中国货币政策分析;在DSGE中通过引人价格刚性等条件，币政策特征，在货币当局制定的利率规则中引人通货使货币政策的实施可以影响总需求，从而引起产出和膨胀目标冲击。通货膨胀的变动，进而改变实际利率。基于DSGE1 模型建立的模型，将引入代表性家庭与厂商构成模型的微模型包括三个部门:家庭、厂商和货币当局，其中观基础，然后通过经济变量间的动态均衡关系得到经家庭提供劳动、消费商品并持有货币与债券;厂商雇济总量之间的关系，所以，DSGE不仅能够将经济中佣劳动力生产产品，产品市场为垄断竞争市场;同时微观与宏观结合，同时也可对经济进行长期与短期分厂商根据Calvo方法进行定价，每期只有部分厂商可析。国外对DSGE的文献较为丰富，Smets和Wout以改变产品的价格;最后，货币当局根据式(5)的利率ers[l]构建基于贝叶斯估计的DSGE模型，分析并预规则决定名义利率。J测了欧洲经济发展趋势;Smets和Wouters[2在 家庭部门DSGE模型中引人名义价格刚性、名义工资刚性、投假设存在一个寿命元限的代表性家庭，并且存在资调整戚本等摩擦和技术、劳动力供给等冲击，通过一个由[0，1J区间代表的产品的连续统，家庭决定其对美国经济的经验性研究，表明经济中各种冲击和摩如何在不同产品之间分配其支出进行消费，最大化家擦在解释经济周期的重要性。莫君羊，贺云松[3]基于庭终生效用:DSGE模型研究了名义利率对通货膨胀、产出等反应(1) E，[~品Ut+kJ的敏感程度，分析货币政策对福利损失的影响;李春吉，范从来等问构建基于具有垄断竞争的DSGE，研其中，卢为主观折现率，家庭效用函数采用的形式为z究分析货币冲击、需求偏好冲击等冲击对中国经济的u, =t!/ (卢σ((1一川叫æ<，M(轩)飞长期和短期的影响，研究结果表明:长期中，实际货币余额冲击对通货膨胀和产出变动的影响较大;短期(2) 出N，忡')中，需求偏好冲击对通货膨胀影响较大。郑浩田构建其中，C，代表家庭在t期消费，N，是家庭在t期具有利率反馈规则的货币模型，研究个体的时间偏好收稿日期:2013一11一07基金项目:华侨大学哲学社科青年学者成长工程02SKGC-QT01);福建省教育厅人文社科项目(]A12028S)作者简介:张世国(1989-)，男，安徽室成人，华侨大学经济与金融学院，硕士研究生，研究方向g宏观经济与经济增长等;胡石清(1972-)，男，湖南湘潭人，华侨大学经济与金融学院，副教授，博士，研究方向z博弈论等。171
科技和产业第14卷第1期技术冲击:Ef=ρ'aE叫.+ ra., 0 提供的劳动量，苦代表家庭在t期持有的实际货币通货膨胀目标冲击EνsJs=Pρ.Et-I'+γ孔..余额;1/σ为家庭消费跨期替代弹性，l/v是家庭货Pk表示冲击的持续时间参数，p是越趋近于1，表币需求对利率的弹性，1/币是劳动供给对真实工资的明冲击影响的持续时间越长;假设所有冲击的扰动项弹性叶和χ为大于零的参数;E/则表示影响家庭跨Y.., ~ N(O，σk)，k = {P，M，i，a，s}。期替代弹性的偏好冲击，EY表示货币需求冲击。代2 对数线性化与参数校准表性家庭面临的预算约束为:模型最终可以用6个对数线性化公式表述:P，C，+M，十Q，B，运Bt-l+W，N，十Mt-I(3) 豆，f=uJEf+uJnJpj-qY+zpmYESM 其中，W，表示名义工资，P，表示总价格指数，N，表mE也1V升1，[严]/J+川/+卡示家庭工作时间，B，表示家庭在t期购买的，t十1期到期的名义无风险贴现债券，Q，为债券价格，M，表元卢E'，[irt+l J + k." (夕，一ι1)十km(dpt-d户/)示家庭在t期持有的货币数量。豆，= E，[豆叶1J -krCl，一E，[π叶1J)十kmρE，[ 厂商ydp仲1J+ιE，CL达:'tlJ + k...E, [LlE比]假设存在一个代表厂商的连续统[O，lJ，并且所也=弘-haig+LEgM有厂商使用相同的技术生产不同的产品，生产函数采U 用如下形式:几十1 = (1 - .) CÅKÀx(夕，一豆/))十Àilt-l +εJ Y,(i) = A,N, (i)h (4) --Ez s 其中，A，= exp(E, a)表示技术水平;所有厂商面对相1+η 其中zuJ一m(v一(v一σ)a])(1一α)+平十α;V同的不变弹性需求，并且假定总体价格水平P，和总(1一α)(v一σ)(1-a]) 体消费指数C，给定。假定厂商以Calvo方法设定价y -一(v一(v一σ)a])(1-a)+ 1'/+α 格:在t期，只有(1一们的比例的厂商可以重新制定v一(1-a)(v-σ)(1-a1) . y 相同价格P，'，而剩余比例为0的厂商不能调整价u一一咱((u一(v-σ)a])(1一α)十平+α)(1-v)v, 格，则总的价格水平为=同(三1)ιιJ二?、~;协P, = [{IP t-I h + (1-(I) (P,’ )1-'J击，总产出满a2 (v-(v一σ)a1)y足D-S形式:Y, = (f:, (i)干di)击，其中，ε表示U 需求弹性。ι(σ-v)(1-a，) m vv=1+卫(v一(v一σ)a，);k_= ~l/ ;y v 卢呻V-1(V-σ) , 货币当局k~ =_ __1 假定货币当局采用的利率规则是根据利率对通申V-a1(V一σ)货膨胀和产出缺口做出的反应制定的，具体的利率规kx = (v一(v一向+出)(1一以1-{fJ) 则如下:1 = (1- i)( ι+Àx(豆，一主/))+Ài1，一]+E,’ K 1-{1 (5) 。(1一α+aE)其中，儿和Àx分别表示利率对通货膨胀和产出缺口k(1一α)(1 -{fJ)(σ-v)(1 -a]) m 的反应系数;0 < i < 1表示利率平滑系数，用来衡1-{I _L _ 1 L a2 。(1一α十αE)’’’r v-a] (v一σ)，叫v量货币政策的连贯程度，εJ是名义利率变动的外生h一(v一σ)(1-a)) 冲击;同时为反映我国央行为治理通货膨胀而采取趋-m一(v-al(v一σ))(I-v);a]于收缩的货币政策，更好的描述我国的货币政策，参考简志宏[7)和Ado!fson[8]，在利率规则中加入央行,------;-=.\ ; a? l+(b/(1-b)泸(l-ß)气ιeXD(4-\-1 通货膨胀目标转移，并设定εJ为是通货膨胀目标冲r ~ J 击;假设所有冲击服从如下自回归过程z3 数据处理与参数校准家庭跨期偏好冲击E，P=ρpEt-l p +γP，t; 鼓据处理货币需求冲击zεzM=pMZHM+YMJ本文选取以下四个数据z环比居民消费价格指i 名义利率冲击:E,i = PiEt-1+ri.,; 数、M2、名义GDP和银行间同业拆借利率，样本数172
货币政策与风险偏好关系研究据的观测区间为2001年第一季度到2012年第一季文中采用贝叶斯估计的参数有三组z①模型的结度，共44个数据样本;原始数据均来源于中经网统计构参数，②货币政策规则参数，③五种冲击的自回归数据库月度库。为了得到模型所需要的季度数据，需参数和波动参数;参考许志伟等问的校准值，α的先要对以上四个数据进行处理:首先，以环比居民消费验均值选取为;参考陈昆亭和龚六堂[IIJ等，。的价格指数衡量通货膨胀指数丸，以M2度量的名义货先验均值选取为;参考简志宏，朱柏松等[汀，ν的币供应量，以银行间同业拆借利率衡量名义短期利率先验均值取为;参考骆永民，伍文中[12J, b的先it;其次，使用居民消费价格指数对名义货币供应量验均值为;参考全冰川市的先验均值为川M2和名义GDP进行平减;最后，对实际货币供应量是指需求弹性，参考参考简志宏，朱柏松[7J等校准值，和实际GDP进行对数差分，具体的方法是:使用当年先验均值取;关于货币政策规则参数，参考郭立与前一年相同季度的数据进行对数差分。甫，姚坚[叫，利率平滑系数Ài先验均值为，参考 参数校准都莉莉[1日，利率对产出缺口的反应系数Àx选取为本文对一般静态参数采用校准法校准，即参考现 ;利率对通货膨胀的反应系数儿选取为;对有的研究成果对模型中参数进行校准;校准参数主要于冲击的自回归参数和波动参数，参考杨柳、李力川为主观贴现率卢和家庭风险偏好参数σ:主观贴现率卢等校准结果，所有冲击的自回归参数均选取为 (季度贴现率)参考刘斌[9J设定值;对于风险偏和波动参数选取为;根据现有国内外文献的惯好参数σ，国内文献取值多介于1和2之间，本文取σ例，设定取值介于O到l之间的参数服从beta分布，= 2;另取σ，表示高风险偏好参数，设定σ=外生冲击标准差服从invgamma分布，其他类型参数是为了表示风险偏好参数的大小，与σ=2进行服从正态分布。限于篇幅，只列出部分参数估计结比较分析。果，上述参数贝叶斯估计结果见表 贝叶斯估计表1参数的先验分布与后验分布8=2 8 = 参数先验分布先验均值后验均值置信区间后验均值置信区间α beta O. 5 O. 361 5 6 4 5 3 8 。beta 3 9 9 8 7 ν normal 1. 09 1. 122 4 1. 075 3 1. 157 4 1. 184 3 1. 144 8 1. 228 4 b beta O. 29 5 6 4 6 O. 331 2 3 normal 1. 00 7 8 1. 059 0 3 O. 734 5 1. 060 6 市E normal 5. 987 4 9 6. 106 3 8 5 6. 104 4 ¯; beta O. 5 5 4 9 6 5 8 λπ normal 3 1. 824 8 8 2 1. 921 4 5 beta O. 57 O. 153 5 1 4 4 5 O. 149 5 ¯x beta O. 553 6 5 9 6 p. beta O. 699 1 6 O. 734 7 1 0 PP beta 9 4 7 6 O. 577 0 5 Pi beta O. 72 O. 734 5 9 0 O. 714 5 9 6 户，beta 2 O. 730 0 p, 4 方差分解与脉冲晌应分析从而找到影响经济波动的主要因素，如表2所示，分别为解择产出、通货膨胀、利率等波动中各种外部冲为了研究风险偏好及各种外部冲击对产出等主击所占比例。要宏观变量的影响，将对外部冲击进行方差分解和分从表2可以看出，在产出方差中，当家庭风险偏析模型的脉冲响应。好分别为2和时，货币政策方面的冲击:包括货 方差分解币供给冲击、利率冲击和通货膨胀目标冲击，解释了方差分解主要用于研究每种外部冲击对经济波%和%的产出波动，其中利率冲击分别动的贡献程度，确定外部冲击在经济波动中的地位，173
科技和产业第14卷第1期解释产出波动的%和%，货币供给冲击%和%，其中通货膨胀目标冲击分别解分别解释%和%的产出波动，通货膨胀目标释其波动的%和%，可见通货膨胀目标冲击解释%和%的产出波动，而偏好冲冲击是通货膨胀波动的主要因素，即通货膨胀预期对击对产出波动影响较小，只有%和%;表明通货膨胀产生较大的影响。所以从方差分解中可以影响中国产出波动的主要因素为货币政策。在对利看出，首先，当风险偏好一定时，货币政策方面的冲击率方差分解中，几种冲击对利率波动的解释差别较在解释产出、实际货币余额，利率等经济变量的波动大，当σ2时，货币供给冲击解释利率波动中，占主要地位;其次，货币供给冲击和利率冲击对主% ，而当σ=时，技术冲击和通货膨胀目标要经济变量的作用受风险偏好大小影响，当σ=2冲击能够解释%利率波动，表明当风险偏好不时，货币供给的贡献值大于当σ=的值，两者差同时，影响利率变动的因素也不同;实际货币余额方值均在3倍以上，当σ越小，相应的家庭跨期替代弹差分解中，当σ=2时，货币政策方面的冲击解释了性越大，货币供给冲击和利率冲击对解释经济变量动波动的%，而当σ=3. 5时，货币政策方面的冲态变化具有更为重要的地位;最后，通货膨胀波动分击解释了波动的%;在通货膨胀波动的方差分解中可以看出，央行对通货膨胀的预期管理的重要解中，利率冲击和通货膨胀目标冲击解释了其波动的性。表2冲击的方差分解σ=2 σ= s Er p º,品 4EE M E, U εz s ESP εa a E,’ Œ,’ εz y, O. 94 10. 14 49. 19 4. 98 m^1. 08 p, π， 41. 93 O. 13 61. 34 . , 11. 57 10. 29 26. 12 :. f O. 00 y, 99. 16 99. 73 n;ρzf 45. 36 O. 00 41. 32 模拟分析币供给增加会促进产出、通货膨胀和利率等增长，但利用贝叶斯估计得到的参数，对模型进行模拟分会减少均衡产出，从而产出缺口增大，所以根据利率析;假设模型处于稳态，在O期对模型施加外部冲击，规则，利率在当期会上升，随后会逐渐回归平稳;而所包括名义利率冲击、货币供给冲击、技术冲击和家庭有经济变量对货币供给冲击的反应受风险偏好大小的偏好冲击，研究分析各种冲击在家庭不同风险偏好的影响，当风险偏好较低时，经济变量对所有冲击的下，模型中主要经济变量受外部冲击的反应。限于文反应大于风险偏好较高时的反应，除了均衡产出对冲章篇幅，本文主要研究分析在家庭不同风险偏好下，击的反应，其余几个经济变量对不同风险偏好下冲击对受冲击影响差别较大的经济变量。例如，货币供给反应相差1倍左右z即当风险偏好越小时，经济对货冲击对产出、通货膨胀和利率等经济变量的影响。币供给冲击反应越灵敏，原因可能在于增加货币供给如图1所示，货币供给增加1%的动态经济效增加了通货膨胀预期，当风险偏好较小时，跨期替代应。其中，实线代表的是δ=时，经济变量对货弹性较大，从而增加了持有的货币数量用于消费，存币供给冲击的反应，虚线代表δ2时，经济变量对款也相应的减少。货币供给冲击的反应。从图可以看出，在当期，货币如图2所示，利率增加1%的动态经济效应。其供给冲击导致利率上升，并在随后一期开始逐渐下中，实线与虚线代表含义与图1。相同;从图2可以降，然后在第15期回到平稳状态;相对于其他经济变看出，在风险偏好分别等于2和的条件下，利率量，货币供给冲击对利率影响的时间相对较长，并且对利率冲击的反应完全相反，当风险偏好较低时，对在不同风险偏好的条件下，利率受货币供给冲击的影于利率冲击，利率的反应是下降，当风险偏好较高时，响也相差较大;通货膨胀和产出受货币供给冲击的影利率反应相反，并且都在15期回到平稳水平;产出与响将会上升，并在5期的回到平稳状态，而实际货币通货膨胀对利率冲击均是逆向反应，即利率冲击导致余额则在10期左右回归平稳;总体上看，短期内，货产出减少，通货膨胀也变小，因为利率提高使实际货174
货币政策与风险偏好关系研究币余额减少，从而减小产出，而对均衡实际货币余额货膨胀和产出缺口所占比例。-Ài)较大，所以，当和均衡产出没有影响，所以通货膨胀减小;又由于当风险偏好较低时，利率的反应是逆向反应。风险偏好较低时，利率平滑系数λi较小，相应的，通OOIth "翩翩.pi_s2 -.翩翩is2 -圃!飞、。民b. 唰翩翩翩翩 。5 10 15 20 25 5 10 15 20 25 和j率通货膨胀---mp_s2 帽'回国嗣俨T10 15 20 25 帽--y_s2 。5 lO 15 20 25 ·四严出实际货币余额-__mpCs2 .翩翩翩圄一。丛与。5 lO 15 20 25 帽回回翩翩---yCs2 均衡产出均衡实际货币余额图1货币供给冲击对主要经济变量的影响5 10 15 20 25 4ω护r4侃γ-i_s2圃.--_y_s2 - ---pi_s2 利率产出通货膨胀图2利率冲击对主要经济变量的影响同，但其他的经济变量受风险偏好的影响不大。5 结论本文在DSGE框架下、研究中国货币政策与家庭参考文献风险偏好之间的关系。其中，方差分解表明，货币政[1J SMETS F, WOUTERS R. An Est mated Dynam c Stochast c 策方面的冲击对产出波动、通货膨胀波动、利率波动General Equ librium Model for the Euro area[JJ. Joumal of 和实际货币余额波动解释均超过70%，中国经济被the European Economic Association, 2003(5) : 1123-1175. 动主要受货币政策的影响;脉冲响应的结果表明:首[2J SMETS F, WOUTERS R. Shocks and Fr ct ons n US Bus ›ness Cyc1es:A Bayesian DSGE approach[J]. American Eco›先，货币供给对经济的作用受风险偏好影响较大，即nomic Review,2007(3): 586-606. 当风险偏好越小，经济对货币供给的变动越灵敏;其[3J莫君羊，贺云松.中国货币政策的福利损失及中介目标的选次，利率冲击对利率的影响会因风险偏好不同而不择一一基于新凯恩斯DSGE模型的分析[J].财经研究，2010175
科技和产业第14卷第1期(2) :89-98. 研究，2003(9):3-13. [4J李春吉，范从来，等.中国货币经济波动分析s基于垄断竞争[10J许志伟，薛鹤，等.融资约束与中国经济波动[J].经济学季动态一般均衡模型的估计[J].世界经济.2010(7):96一120.刊.2010(1):83-110. [5J郑治.货币模型中时间偏好与经济稳定性的分析口].经济[l1J陈昆亭，龚六堂.粘滞性价格模型以及对中国经济的数值评论，2011(1):1-22. 模拟[J].数量经济技术经济研究，2006(8):106-117. [6J BENCHlMOL J. FOURCANS A. Money and risk in a DSGE [12J骆永民，伍文中.房产税改革与房价变动的宏观经济效framework: A Bayesian applicat 应一-基于DSGE模型的数值模拟分析[J].金融研究，Working paper. 2012(5):1一14.[7J简志宏，朱柏松，等.动态通胀目标、货币供应机制与中国经[13J全冰.货币、利率与资产价格[DJ.北京z北京大学.2003.济波动一二基于动态一般均衡分析[J].中国管理科学.2012[14J郭立甫，姚坚.基于新凯恩斯DSGE模型的中国经济波动(2) :30-42. 分析[J].上海经济研究.2013(1):3-12. [8J ADOLFSON J .et aJ. Bayesian Esti-[15J鄙莉莉.金融中介效率对货币政策效果的影响一一基于动mation of an Open Economy DSGE Model with Incomplete 态随机一般均衡模型的研究[J].国际金融研究.2012(6):4Pass-Through口].Journal of International -11. (2) :481-511. [16J杨柳，李力.货币冲击与中国经济波动一←基于DSGE模[9J刘斌.最优货币政策规则的选择及在我国的应用[J].经济型的数量分析[J].当代经济科学.2011(9):1… Study on the Relationship between the Monetary Policy and Risk Preference 一一-Basedon the dynamic stochastic general equilibrium model ZHANG Shi-guo, HU Shi-qing (ColJege of Economics and Finance of Huaqiao Fujian ) Abstract: In order toanalyse the relationship between the monetary policy of China and the risk preferenceof the agent family. we use variance de composition and impulse response method to studytheimpact of interest rate and money supply shocks on the fluctuation of ChinÆse conomy under the different risk preference on theDynamic Stochastic General Equilibrium (DSGE) model; The results show that: Hrstly. the Chinese economy fluctuation could be explainedmost by the shock of the monetary policy; Secondly thesmaller of therisk preferenceof the agent family, the more sensitive of the changeof the money supply. Key words: risk preference; monetary supply; Bayesian estimation (上接第91页)Long-Term Technological Innovation Capability at Country Level: Assessment and Ranking 12 TAN Kun, HE Zhi-yi(1. Newhuadu Business School. Minjiang ; 2. Guanghua School of ) Abstract: This paper reviews various research efforts on assessing the technological innovation capabilities at a country leveJ. By developing an as sessment criterion composing of technological inputs. technological outputs. and technological infrastructure. this paper attempts to assess the technological innovation capabilities of G20 countries in the period from 2000 to 2010. The results indicate a global ranking as welJ as a global com petitive status of the technological innovation in a long-term trend. Key words: technological innovation; assessment criterion; global ranking ;long-term (上接第163页)Study on Financial Support for Economic Growth in Fujian Province WANG Fang, LIU Wei-hong (The Department of Management, The pen University of 350003 , China) Abstract: There is a close relationship between economic growth and financial development in a region. This paper uses the experience of other re lated documents for reference,discusses the relationship between financial development and economic growth of Fujian province from 1980 to 2012 by co-integration analysis and Granger causality. The result of the research shows that there is correlation and two-way Granger causal relationship between economic growth and financial development in Fujian province. Hope that after analyzing the measurement test results can provide valua ble policy recommendations for the Fujian province to promote Hnancial deepening and build a harmonious financial system and achieve positive in-teraction of economic and financial development. Key words :financial development; economic growth; co-integration test; Granger causality test; Fuj阻n176
