2011年 9月
第 33 卷 第 5期
当 代 经 济 科 学
Modern Economic Science
Sep． 2011
Vol． 33 No． 5
货币冲击与中国经济波动
———基于 DSGE模型的数量分析
杨 柳1，李 力2
(1．华中师范大学 经济学院，湖北 武汉 430010;2．湖北大学 商学院，湖北 武汉 430070)
摘要:基于 1993 ～ 2008 年的季度数据，本文在一个包含 Calvo 价格粘性的新凯恩斯主义模型中，讨论了中国
货币冲击与经济增长的关系。在假定货币政策通过调整货币供给增长实施的前提下，本文根据模型模拟和实际
数据的对比以及脉冲响应函数分析得出以下结论:(1)货币并非我国经济波动根源，实际产出对货币供给具有一
定反馈作用。(2)通货膨胀的顺周期性和领先增长表明中国经济周期存在总需求拉动的特性。物价波动在中短
期主要由货币供应量波动引起。(3)货币政策对实体经济有效但效果有限，货币供给变动对投资的作用效力更
大，对消费需求刺激有限。
关键词:货币冲击;经济波动;动态随机一般均衡模型;新凯恩斯主义
文献标识码:A 文章编号:1002 － 2848 － 2011(05)－ 0001 － 09
一、引 言
动态随机一般均衡模型(Dynamic Stochastic
General Equilibrium Model，简称 DSGE 模型)现已成
为 1970 年至今宏观经济学分析的主流范式。采用
DSGE模型分析经济波动的最初成果来自于“真实
商业周期”(Real Business Cycle，简称 RBC)理论。
近年来，在保留 RBC理论跨时优化和市场出清假设
的前提下，凯恩斯理论的重要特征———垄断竞争和
价格粘性被引入了 DSGE 模型。Woodford［1］将由此
形成的新范式称为“新凯恩斯主义”(New Keynesi-
an)理论。新凯恩斯主义经济学家将 RBC 学派的一
般均衡方法以及凯恩斯所强调的经济中的“名义刚
性”(nominal rigidities)结合起来，基本做法是在不
确定性条件下，从前瞻性的家庭，厂商以及货币当局
国家社会
货币政策与金融稳定性;李力
的最优化问题中推导出整个经济的均衡条件。与传
统凯恩斯模型相比，新凯恩斯主义理论为解释工资
和价格粘性现象提供了可以接受的微观基础，使其
能够应对卢卡斯批评(Lucas critique) ;而各种刚性
的存在，又使货币政策在短期内可以对实体经济产
生影响，弥补了 RBC 理论的不足。因此新凯恩斯模
型目前已成为各国学术界及货币当局进行货币经济
波动及货币政策分析的主要工具。
近年来，国内学者应用 DSGE 模型对中国经济
进行研究取得了一定的进展，陈昆亭［2］、黄赜琳［3］、
胡永刚［4］、陈师［5］等基于变形的 RBC 模型，用技术
冲击解释了中国经济波动的主要部分。李春吉［6］和
许伟［7］则在货币政策对经济波动的影响方面进行了
有益的探索。但上述研究多是围绕产出波动展开，
对我国货币经济波动研究尚不充分，且结论上存在
1
较大差异。许伟［7］在模型中假设我国货币当局推行
名义利率调整规则。但结合 1993—2008 年间的货
币实践可以发现，此种货币政策规则对我国经济并
不适用，人民银行多次大幅调整利率对经济影响十
分有限。当前我国中央银行对产出波动和通货膨胀
的调整更多依赖直接的信贷控制，即调整名义货币
供给增长。李春吉［6］假定我国货币政策是通过调整
货币供给增长实施，但他在新凯恩斯模型中对粘性
的引入借用了 Rotemberg［8］的外生价格调整成本假
设。这一假设由于显得过于随意，已经在当前的主
流文献中不再被使用。
本文在收集 16 年(1993—2008 年)部分经济数
据的基础上，应用 DSGE 方法对中国货币冲击与经
济增长的关系进行了分析。在假定货币政策通过调
整货币供给增长实施的前提下，通过实证分析和模
型模拟，本文一方面检验了新凯恩斯主义理论对中
国实际经济的解释力和适应性;另一方面以货币政
策为出发点，重点研究了货币冲击及相关变量与其
他宏观经济变量之间的相关关系及货币冲击后经济
变量反应的动态路径，并对货币政策变量与经济波
动间的关系进行了总结，为当前进一步抵御危机，促
进经济增长的宏观政策的选择提供了事实基础。
二、基本模型
本文的基本建模思想源于 Chari ，Kehoe 和
McGrattan［9］，修正之处在于:①通过引入 Christiano，
Eichenbaum 和 Evans［10］的资本调整方程对原模型
进行了扩展，②按照 King［11］的方法引入了劳动增进
型技术进步;③在货币规则的设定上面，根据我国的
货币实践，假定货币当局是通过设定名义货币供给
轨迹来执行货币政策的。
(一)家庭
假定经济体中有大量相同的无限期生存(infi-
nite horizon)的家庭(representative household) ，时间
是离散的，以脚标标示为:t = 0，1，2…。假设企业没
有自有资本，只能从家庭租借资本。在 t 期，家庭向
每个中间产品生产厂商 j以名义资本 Rkt 租赁率提供
资本 Kt(j) ，家庭对 Kt(j)的选择满足 Kt =
∫
1
0
Kt(j)dj。在 t期，家庭以一般价格水平 Pt 从最终商
品厂商处购买商品用于消费 Ct 和投资 It，为将复合
商品转化为生产资本，令 k 表示资本调整成本参
数，家庭必须支付的调整成本为:
ACkt =
k
2 (
It
Kt－1
)2 It
则产出和消费，投资的关系可以表示为:Yt =
Ct + It 1 +
k
2 (
It
Kt－1
)[ ]2 (1)
令 δ表示资本折旧，资本积累方程可以表示为:
It = Kt － (1 － δ)Kt－1 (2)
为引入货币，本模型采用 MIU 的效用函数。根
据模型基本设定，家庭的偏好涉及三个因素:消费
Ct、实际货币余额 Mt /Pt，以及闲暇 Ht。在第 t期初家
庭的财富水平由如下几项构成: (1)上期余留下来
的货币存量 Mt－1; (2)劳动所获得的工资收入
Wtlt(i) ，其中 lt(i)表示家庭在 t期提供的劳动供给
量;(3)持有的一期债券以及获得的利息 Rbt－1Bt－1，
其中表示 t期家庭拥有的债券的名义值，Rbt－1 = (1 +
it－1) ，it表示 t期的名义利率;(4)租赁的资本品价值
及产生的租赁利息Rkt Kt－1，其中R
k
t 表示 t期名义资本
租赁利率;(5)政府转移支付 Tt;(6)从厂商手中收
到的企业分红Πt。以Pt表示 t期的一般价格水平，家
庭面对跨期预算约束实际价值可表示为:
Ct +
Mt
Pt
+
Bt
Pt
+ It 1 +
k
2 (
It
Kt－1
)[ ]2 ≤ Mt－1Pt +
Rbt－1
Bt－1
Pt
+ Rkt
Kt－1
Pt
+
Wt
Pt
lt(i)+
Πt
Pt
+
Tt
Pt
(3)
典型家庭的问题即为在给定时间约束条件
lt(i)+ Ht ≤ 1，资本积累方程和跨期预算约束的条
件下，最大化效用的预期折现值:
Max E ∑
∞
t = 0
βtU(Ct，
Mt
Pt
，Ht[ ])
其中，0 ＜ β ＜ 1为主观贴现率，，假定拥有实际
余额的效用来源于货币所提供的交易服务。效用函
数 U为两次连续可微的凹函数。为了在下文对模型
进行数值求解，假设效用函数形式为:
Ut =
1
1 － σ1
Cσ2t + b(Mt /Pt)σ[ ]2 χ
(1－σ1)/σ2(1 －
lt(i) )ψ
(1－σ1) (4)
其中，σ1 为相对风险规避系数，σ2 表示货币和
消费的跨期替代弹性，b 表示实际货币的相对份额，
此处将消费所占的份额标准化为 1，χ 表示消费品和
实际货币余额对效用的贡献率，ψ 表示闲暇对效用
的贡献率。令 Λt 为 Lagrange 乘子，家庭最大化欧拉
条件方程组为:
2
χ = ΛtC
1－σ2
t ［Cσ2t + b(Mt /Pt)σ2］ (5)
χb(Mt /Pt)σ2
－1 = Λt － βEtΛt +1
Pt
Pt+
( )
1
(Cσ2t +
b(Mt /Pt)σ2) (6)
Λt
Pt
= βRbt Et
Λt +1
Pt+
( )
1
(7)
Λt 1 +
3φk
2
It
Kt－
( )
1
[ ]2 = βEtΛt +1 Rkt+1Pt+1 + 1 －[ ]δ +
βφkEtΛt +1
It+1
K( )t
3
－ 3β(1 － δ)2 φkEtΛt +1
It+1
K( )t
2
(8)
由式(6)和式(7)可以得到:
bmσ2－1t = 1 －
1
r( )bt cσ2－1t (9)
(二)代表性最终产品生产厂商
假设在经济体中存在一个生产最终产品的代表
性厂商，他生产的复合商品 Yt 可用于消费和投资。
中间产品生产厂商生产的中间产品 Yt(j)分布在一
个大小等于 1 的连续区间上，而最终产品生产厂商
通过用 Dixit － Stiglitz加总技术，这些中间产品组合
成为复合商品。该复合商品的定义如下:
Yt = ∫
1
0
Yt(j[ ])
θp－1
θp{ }dj
θp
θp－1
其中，θp表示不同商品之间的替代弹性，θp越低
表明不同商品之间的可替代性也越低，中间产品生
产厂商的垄断力量越大。同样，差别商品的价格加总
即为总价格水平，其定义如下:
Pt = ∫
1
0
Pt(j[ ])
1－θp{ }dj 11－θp
在时期 t，代表性最终产品生产厂商会选择选择
中间品数量 Yt(j)来最大化自己的利润:
max Pt ∫
1
0
Yt(j)
θp－1
θp[ ]dj
θp
θp－1 － ∫
1
0
Pt(j)Yt(j){ }dj
s． t． Yt ≤ ∫
1
0
Yt(j[ ])
θp－1
θp{ }dj
θp
θp－1
令 φt 代表关于该约束的拉格朗日乘数，那么关
于第 j种商品需求 Yt(j)的一阶条件为:
Pt(j)－ φt ∫
1
0
Yt(j[ ])
θp－1
θp{ }dj 1θp－1 Yt(j[ ]) － 1θp = 0
根据复合商品的定义，可以得出对商品Yt(j)的
需求函数为:
Yt(j)=
Pt(j)
P[ ]t
－θp
Yt
(三)中间产品生产厂商
假设中间产品生产厂商是垄断竞争企业，这些
厂商分布在一个大小等于 1 的连续区间上，即有:j
∈［0，1］，具有规模收益不变，凹生产技术和相同的
垄断力量。企业 j可被视为商品 j市场上的价格设定
者。企业 j要使利润最大化，受到三方面约束。第一个
约束是生产函数:
Yt(j)= AtKt－1(j)α(ntLt(j) )
1－α (10)
其中 Kt－1(j)是第 j 个企业所使用的资本量，
Lt(j)是第 j个企业所使用的劳动量，At 表示总体生
产率扰动，假设 At 服从对数一阶自回归过程
(AR(1) )过程:
logAt = ρa logAt－1 + εA，t (11)
其中 εA，t 是一个均值为 0，方差为 σεa 的白噪声
过程，nt 表示劳动增进型技术进步率。
对中间产品生产厂商 j 的第二个约束是中间产
品生产厂商面对的需求函数。第三个约束是厂商不
能每期都调整价格，这将在下面的错叠价格设定中
具体讨论。在分析厂商的定价决策之前，首先考虑即
在在给定工资水平 Wt 和资本租赁率 R
k
t 的情况下，
其成本最小化问题，这一问题可以表示为:
min
Kt(j)Lt(j)
WtLt(j)+ R
k
t Kt－1(j)
s． t． Yt(j)≤ AtKt－1(j)α(nt，Lt(j) )
1－α
建立Lagrangian函数，令λ t为Lagrange乘子，中
间产品生产厂商的最大化欧拉条件方程组为:
Wt = (1 － α)Atntλ t(j)Kt－1(j)α(ntLt(j) )
1－α
(12)
Rkt = αAtλ t(j)Kt－1(j)α
－1(ntLt(j) )
1－α (13)
总成本函数为 TC(Wt，R
k
t，Yt(j) )= WtLt(j)+
Rkt Kt－1(j)，对 Yt(j)求导，得到边际成本函数:
MCt(j)= αα(1 － α)1－[ ]α －1(R
k
t)
αW1－αt /At
(14)
假设生产函数规模收益不变，成本最小化一阶
条件说明着每个企业的边际成本相等，也就是有
MCt(j)= MCt，这意味着对任意 j ∈ ［0，1］，有
Lt(j)
Kt－1(j)
=
Lt
Kt－1
。企业的名义利润可以写为:
Πt(j)= (Pt(j)－ MCt)
Pt(j)
P[ ]t
－θp
Yt (15)
真实工资水平为:
Wt
Pt
=
(1 － α)MCt
Lt
Yt (16)
真实资本回报率为:
3
Rkt
Pt
=
αMCt
Kt－1
Yt (17)
(四)错叠价格设定
假设中间产品市场是垄断竞争的，经济中存在
价格粘性。假定粘性主要源于垄断竞争企业错叠的
价格制定，并引入 Calvo［12］的方法来设定企业的价
格决策:厂商试图在给定贴现率 β的情况下，通过最
大化利润的当前贴现值来制定自己的价格。在每一
期，可以调整价格的厂商是随机抽取的，所有厂商中
仅有比例为(1 － ωp)的部分可以重新调整价格，而
其余比例为 ωp 的厂商不能重新调价，仅仅把以前制
定的价格乘上一个平均通胀率 π。参数 ωp 是反映价
格粘性程度的指标，ωp 越大，每期可以调整价格的
厂商就越少，价格调整的预期间隔就越长。当厂商在
时期 t 和某个未来时期(t + s)之间没有机会调整价
格时，时期(t + s)的利润才会受到时期 t价格选择的
影响，出现这种情况的概率为 ωsp。令 Yt，t +k(j)是厂商
在 t期设定价格时，所预测的(t + k)期的需求。
Pt，t +k(j)是在 t期设定的(t + k)期价格，厂商的定价
决策问题就是要选择 珘Pt，使下列式子最大化:
Et ∑
∞
k = 0
ωkpβ
kΛt +k Pt，t +kYt，t +k － TC[ ]{ }t +k
Λt +k表示在(t + k)期家庭的额外收入的边际效
用。利用总成本的定义和商品需求函数的定义，时期
t调整价格的厂商所选择的最优价格 珘Pt 的一阶条件
为:
珘Pt =
θp
θp － 1
Et∑
∞
k = 0
ωkpβ
kΛt +kPθpt +kYt，t +kMCt+k
Et∑
∞
k = 0
ωkpβ
kπkΛt +kPθpt +kYt，t +k
当价格具有粘性(ωp ＞ 0)时，时期 t 的复合商
品的总体价格水平应该满足如下条件
P1－θpt = ωpπ
1－θpp1－θpt －1 + (1 － ωp)珘P
1－θp
t
令 珘Pt = 珘Pt /Pt，对企业价格设定的一阶条件在
稳态附近进行对数线性化，可以得到:
珘Pt
^
= Et［mc^t + ∑
∞
s = 1
βsωsp(mc^t+s － mc^t+s－1) +
∑
∞
s = 1
βsωspπ^t +s］
① 使用 King等的方法，将变量写为人均的形式，令 ct = Ct /nt，yt = Yt /nt，it = It /nt，kt = Kt /nt，mt = Mt /Ptnt，wt = Wt /Ptnt，dt =
Πt /Ptnt，rkt = Rkt /Pt，λt = ntΛt，lt = Lt，rbt = Rbt，并令 n = nt+1 /nt，这里仅考虑对称均衡，即每个中间品厂商都做同样的决定，因此有:yt(j)=
yt，Pt(j)= Pt，dt(j)= dt，对于所有的 j∈［0，1］，且 t = 0，1，2，……。
由复合商品的总体价格水平加总方程和对数
线性化方程，可得到新凯恩斯菲利普斯曲线方程:
π^t = βEtπ^t +1 + 珓kmc^t (18)
其中，珓k =
(1 － ωp) (1 － βωp)
ωp
是每期能够调价
厂商所占比例的增函数。
(五)货币政策
假设政府以转移支付形式发行货币，即有:Mt －
Mt－1 = Tt。假设货币按照如下规则供给:
Mt = (1 + ξt)Mt－1 (19)
其中 ξt为名义货币存量的增长率，在稳态时，有
ξ，由于政府在确定货币供应量时不完全是适应性
的，而是会考虑国民经济的实际情况，假设:
ξ^t +1 = g1Et y^t+1 + g2Etπ^t +1 + ε^
m
t+1 (20)
其中，Et y^t+1是预期的产出缺口，g1 是对产出缺
口的弹性;Etπ^t +1 是预期的通货膨胀偏差。^ε
m
t+1 是货
币供应量增长率的扰动，假设它服从一阶自回归过
程(AR(1) )过程:
ε^mt+1 = g3 ε^
m
t + e
m
t (21)
其中，emt 是均值为 0，方差为 σm 的白噪声过程，
g3 是货币供应增长率扰动的一阶自回归系数。我们
认为该货币供给方程与中国货币管理的规则相符，
中国货币供给量变动从长期看基本上是一个平均货
币供给增长率加上对经济运行的判断和上期货币供
给实现量。这是有利于货币供应量稳定。
三、模型求解
(一)定义一般均衡
模型的一般均衡解被定义成为一组随机过
程①(ct，yt，it，mt，lt，wt，r
k
t，dt，πt，r
b
t，kt，λ t，mct，at，
ξt) ，它们使得:
1． 最终商品市场出清，即生产等于家庭的消费
和投资需求，即有:
Yt = Ct + It 1 +
φk
2 (
It
Kt
)[ ]2 (22)
2． 资本租赁市场在中间产品生产企业对资本
的需求等于家庭资本供给时出清，劳动力市场在企
业的劳动需求等于家庭设定的工资基础上的劳动供
给时出清。
4
3．消费者和企业家福利得到最大化。在定义好
均衡后，我们得到 15 个非线性方程的动态系统。在
此基础上，根据 Uhlig［13］ 的方法对系统进行数值近
似模拟和参数校准(具体求解过程和方法可向作者
索取)。
(二)校准和模拟
模型参数确定采取校准法(calibration) ，即根
据历史和各相关学科分支的研究来确定。模型的参
数主要包括三类，一类是结构性参数，如相对风险规
避系数 σ1 等，我们在相关文献的基础上对其校准;
第二类是与外生冲击变量有关的参数，包括各种冲
击的自回归系数和冲击标准差，考虑到经济周期的
完整性和数据可比性，我们根据中国 1993 － 2004年
间数据对其校准①;第三类是变量稳态值，我们在现
实数据的基础上对其校准。校准具体依据见附录 1。
模型中所涉及主要参数取值列在表 1 中。
表 1 中国经济参数的校准结果
参数 取值 参数 取值
α 资本产出弹性 0． 503 g2 货币政策参数 0． 0027
ρa 技术冲击系数 0． 72 g3 货币政策参数 0． 838
εa 技术冲击标准差 0． 018 emt 货币冲击标准差 0． 024
ψ 闲暇对效用的贡献率 1． 05 π 稳态通货膨胀率 1． 03
σ1 相对风险规避参数 1 a 劳动增进型技术进步稳态值 1
σ2 货币需求弹性 － 3 χ 消费品和货币余额对效用的贡献率 1
b 实际现金相对份额 0． 3 β 主观贴现率 0． 99
g1 货币政策参数 0． 2196 δ 季度折旧率 0． 025
表 2列出了 1993 至 2008 年间中国主要经济变
量的波动标准差、相对标准差的实际数据和模拟数
据结果。表3和表4分别列出根据实际数据和模拟数
据计算的 1993 － 2004 年间我国主要经济变量与
GDP的交叉相关系数以及与 M2 增长率的同期相关
系数。
表 2 模型的模拟结果与中国实际经济指标的比较
变量
模型 实际经济(1993 － 2004) 实际经济(2005 － 2008)
标准差 与产出的相对标准差 标准差 与产出的相对标准差 标准差 与产出的相对标准差
产出 0． 0226 1． 00 0． 0201 1． 00 0． 0174 1． 00
消费 0． 0081 0． 358 0． 0207 1． 030 0． 0268 1． 540
总投资 0． 0647 2． 863 0． 0700 3． 43 0． 0290 1． 667
就业 0． 0239 1． 058 0． 0277 1． 378 0． 0035 0． 201
通货膨胀 0． 0309 1． 3678 0． 0298 1． 483 0． 0183 1． 052
真实货币余额 0． 0287 1． 270 0． 0235 1． 169 0． 0153 0． 879
注:本研究采用季度数据，真实货币余额采取 M2 作为近似。产出采用国民生产总值(GDP)作为近似，消费采用全社会商品零售额总额作
近似，投资采用社会总投资额作为近似，所有数据均指用物价指数折算后的实际数据。物价指数采取按月公布消费者价格指数(CPI) ，以 1993
年 1 季度为 100，根据各月同比和环比数据计算，再用移动平均法转化为季度数据。所有数据用 X －12 方法进行季节调整且取自然对数，并用
HP 滤子进行剔除趋势处理。数据来源:《中国经济信息网数据统计库》，《中国人民银行统计季报》，《中国经济景气统计月报》。
根据表 2 和表 3 可将我国 1993 － 2008 年经济
周期波动中的典型事实总结如下:
1．自 1990 年代我国经济实行软着陆后，经济波
动趋于平缓，2004 年以来波动幅度出现较明显的降
低趋势，表明经济运行平稳性有了很大提高。但中
国经济周期持续性不高。从表 3 看，中国的实际
GDP的持续性不超过 0． 2，而 King和 Rebefo［14］在研
究美国数据时发现，大多数变量在剔除了趋势后，其
一阶自相关系数均在 0． 8 左右，说明中国经济周期
的可预见性低于发达国家。
① 我国生产法计算的 GDP数据虽然从 1993 年起有了季度数据。但是由于在 2005 年根据第一次全国经济普查调整了数据，使得季度
数据在 2004 年出现了断点。为保证结果的可比性，将数据分为 1993 － 2004 与 2005 － 2008 两组。
5
2．投资、消费波动都呈顺周期性，且投资波动总
是大于消费。这与大部分国家经济的研究结论一
致。但投资、消费的波动均大于产出波动，尤其是消
费波动大于产出波动的事实与一些发达国家的情况
相反，但与大部分发展中国家的经济周期波动特征
一致①。
3．从业人数的波动在两组数据中的波动差别较
大，在 1993 － 2004 年间其波动接近产出波动而在
2005 － 2008 年间其波动只有产出波动的 1 /5 左右，
总体而言就业基本上是弱顺周期或非周期的②。
4．通货膨胀率为顺周期变量，且领先产出增长，
说明在我国存在产出与通货膨胀的菲利普斯曲线关
系，即高通货膨胀与高产出水平相伴随，通货膨胀率
水平对实际产出波动具有一定先行拉动作用。
5．真实货币余额为逆周期的变量，且滞后于真
实产出半年增长。这一事实说明货币并非我国经济
波动的根源，而实际产出对于货币供给具有一定反
馈作用。通过考察各经济变量与 M2 增长率的同期
相关系数可以发现，M2 增长率与产出呈现顺周期，
但与投资、消费等实际经济变量呈现弱相关关系，说
明我国货币政策的实际效力有限，但货币供给量对
通货膨胀的影响显著。
对比表 2、表 3和表 4可以发现:①对于变量与产
出的同期相关系数，模拟值显示出了和实际值完全相
同的波动方向。②除消费和就业外③，其他变量波动
标准差与产出波动标准差的模拟比值和实际数据亦
基本一致。总体而言，模型对现实数据有较强解释
力。囿于篇幅和行文主旨，下面我们将结合脉冲响应
分析重点考察货币冲击对我国经济的影响。货币随
机冲击的演化路径由模型中关于货币政策有关运行
规则的等式刻画。图 1 表示了模型中实际变量在粘
性价格设定下对于货币政策冲击的反应。
表 3 实际中国经济数据的交叉相关系数(1993 － 2004)
变量
与产出的横向相关系数 corr(x(t + k) ，y(t) )
t － 3 t － 2 t － 1 t t + 1 t + 2 t + 3
与名义 M2 增长
率的同期
相关系数
产出 － 0． 07 － 0． 49 0． 13 1． 00 0． 13 － 0． 49 － 0． 07 0． 31
消费 0． 04 － 0． 56 － 0． 16 0． 44 0． 09 － 0． 37 － 0． 03 － 0． 13
总投资 0． 20 0． 07 0． 02 0． 46 0． 20 － 0． 15 － 0． 17 0． 17
就业 0． 23 0． 17 0． 17 0． 16 0． 16 0． 02 － 0． 03 － 0． 10
通货膨胀率 0． 19 0． 20 0． 27 0． 27 0． 07 － 0． 04 0． 02 0． 34
真实货币余额 － 0． 19 － 0． 20 － 0． 28 － 0． 31 － 0． 13 0． 08 0． 09 － 0． 07
表 4 模拟经济变量的交叉相关系数 变量
变量
与产出的横向相关系数 corr(x(t + k) ，y(t) )
t － 3 t － 2 t － 1 t t + 1 t + 2 t + 3
与名义 M2 增长
率的同期
相关系数
产出 － 0． 19 － 0． 10 0． 08 1． 00 0． 08 － 0． 10 － 0． 19 0． 28
消费 － 0． 23 － 0． 24 － 0． 13 0． 65 0． 55 0． 35 0． 10 0． 45
总投资 － 0． 16 － 0． 05 0． 13 0． 97 － 0． 07 － 0． 22 － 0． 25 0． 21
就业 － 0． 10 0． 08 0． 18 0． 68 － 0． 11 － 0． 10 － 0． 26 0． 77
通货膨胀率 － 0． 16 0． 06 0． 07 0． 30 － 0． 10 0． 07 － 0． 18 0． 58
真实货币余额 － 0． 01 － 0． 09 － 0． 14 － 0． 31 － 0． 10 － 0． 11 0． 07 － 0． 90
① 此结论与陈昆亭［2］，黄赜琳［3］，胡永刚［4］，陈师［5］等的研究结果相一致。胡永刚［4］关于国外学术界对这一现象归纳了三种解释:
一是 Aguiar和 Gopinath［15］认为，许多新兴市场经济国家的增长趋势波动通常大于发达国家;二是新兴市场经济国家的信用体系相对落后，流
动性约束使行为人不能完全按照效用最大化原则平滑各期消费;三是 Emre和 Kumar［16］认为，政府的财政政策加大了居民的消费波动。
② 两组数据差别较大的原因可能在于劳动就业时间序列数据在 1998 年第 4 季度存在结构断点，劳动就业数据存在结构断点部分归因
于 1998 年前后大量的下岗职工数量。
③ 中国特定的社会经济制度和隐性失业的存在使得中国就业人数变动表现得与产量增减无关(胡永刚［6］) ，因而从新凯恩斯模型得到
的与产量高度相关的劳动投入与中国实际有一定差距。
6
(1) (2)
图 1 货币政策的脉冲响应
图 1 中显示正的货币冲击使实际产出当期上升
后开始下降，在两年以内回到稳态水平附近，体现货
币冲击对于产出不具有长期效应。投资当期大幅度
上升后迅速回落，然后逐步回升到稳态水平。消费
当期增加，3 个季度(即 3 /4 年)后下降，然后缓慢
回落到稳态水平。就业在当期增加后，一年左右的
时间回到稳态水平。真实货币余额需求在当期下降
后逐步回升到稳态水平。随着货币冲击的发生，通
货膨胀在当期大幅上升，在 1 个季度后下降(即 1 /4
年) ，通货膨胀的变动与模型假定企业价格调整的
间隔时期为 1 个季度是一致的。在 4 个季度后，所
有企业均重新设定了价格，于是通货膨胀水平很快
开始下降，并逐渐回到初始水平。从脉冲响应函数
的图中可以看出，货币供应量正向冲击导致的投资
波动最为剧烈，通货膨胀的波动幅度次之。上面的
统计量从某种程度上符合了对中国实际经济的观
察:即“投资高峰、经济增长高峰、物价上涨高峰”并
存的现象。与其它宏观变量相比，消费的波动并不
明显，说明货币冲击对消费的影响有限，货币政策对
我国经济波动的主要影响体现在投资增加带来的供
给上升和通货膨胀波动上。结合模拟结果，本文对
1993 年以来我国货币经济的特征总结如下:
首先，真实货币余额的反周期性体现了我国货币
当局货币政策逆周期操作和通货膨胀率顺周期性的
综合效应。由于居民储蓄存款(M2 的主要部分)的增
加是居民收入增长的结果，是国民经济 (GDP)增长
① 根据国家统计局发布数据，我国居民消费率下降明显，从 1978 年的 48． 8%已下降到 2008 年的 35． 3%
的结果，真实货币余额(M2)的滞后增长也意味着 GDP
增长是M2 增长的原因，因此M2 具有一定的内生性。
其次，货币增长率顺周期性和与实际变量间的
弱相关性说明我国的货币政策对实体经济有效但效
果有限，这是由于我国利率管制严格、资本市场和货
币市场发展缓慢以及固定汇率制度导致的。考察货
币冲击与通货膨胀的关系可以发现，我国货币供给
当中出现的名义需求扩张，相当部分由价格调整抵
消，并没有形成一定程度的数量调整，导致积极货币
政策的扩张性效果微弱。
第三，通货膨胀的顺周期性和领先增长表明中
国经济周期很大程度上存在总需求拉动的特性。价
格水平的变化促进了产出波动性的形成，在产出波
动性中，价格水平变化所代表的名义波动成分起到
了重要的作用。这也进一步表明货币政策对实体经
济的刺激作用是存在的。通货膨胀受货币供给量的
影响较为明显，这说明在短期和中期中，物价波动主
要是由货币供应量波动所引起的。
第四，正向货币政策对实体经济主要影响体现
在投资增加带来的供给上升上，对消费需求刺激有
限。表明货币供给对投资作用效力更大，投资对货
币供给变化更为敏感，而消费对货币供给的反应相
对于投资来说则较为平淡。消费与名义 M2 增长率
的负相关关系一定程度上反映了近年来我国居民消
费倾向持续下降的事实①。这说明经济中存在大量
与消费关联度不高的投资，另一方面，在货币供给一
7
定的前提下，投资率不断上升及投资过热造成的资
产价格膨胀和通货膨胀，部分挤占了消费。
四、政策意义
当前中国经济达成了抵御国际金融危机的阶段
性任务，宏观经济企稳复苏的态势基本确立。但经
济运行中依然存在着一些突出矛盾和影响经济社会
发展的重大问题。由于短期内供给方面不太可能出
现 2008 年类似的强烈冲击，而 2007 － 2008 年实施
的紧缩性财政和货币政策的滞后影响又是无法回避
的，因此可以认为我国短期内的经济增长主要取决
于总需求。由于长期以来依靠高投资拉动经济增
长，宏观经济运行陷入投资过热的非良性循环的运
行状态，生产资料和消费资料的比例关系遭到破坏，
已出现了有效需求不足、产能过剩等现象，不利于经
济持续快速增长。另一方面，自 2009 年底 CPI，PPI
转正以来，2010 年一路上扬，12 月底两者的涨幅已
经分别达到 4． 6%和 5． 9%，考虑到未来会受到需
求、国际、食品、改革和预期等一系列因素推动，物价
可能会出现一轮较快的上涨。
本文的分析结果表明，货币量变动对消费影响
有限，使用扩张货币政策刺激消费的效果可能不会
太大。同时，货币的过度供应可能会导致过度投资
和投机性投资，进一步挤占消费。因此在扩大内需
方面，应更倚重积极的财政政策:在投资和政府购买
方面，既要确保数量更要注重效率，重点放在控制局
部的投资过热，支持有利于调整结构、扩大消费和增
加就业的项目上;消费方面既要扩大消费量，又要提
高边际消费倾向，要提高城乡居民的可支配收入，进
一步完善社会保障体系。货币政策则需妥善解决好
“微调”与“适度宽松”之间的关系。由于物价已经
进入上升通道，通货膨胀压力凸现，货币政策应以针
对性和灵活性为指引，逐步走向稳健或中性。根据
本文的模型及估计结果，在货币政策逐步走向收紧
的过程中，数量型工具应担当主角。为避免境外资
本大规模流入进一步推高物价，利率调整应参照美
国等主要经济体，不宜过急和幅度过大。同时，数量
型工具收缩也必须审慎合理，否则会严重制约刚企
稳回升的经济增长。具体而言，货币供给一方面要
在为刺激经济的政策提供流动性保障的基础上优化
信贷结构;一方面要高度关注通货膨胀，通过市场操
作、法定存款准备金率等工具加强流动性管理，保证
物价水平稳定。需指出的是，由于 M2 具有一定内
生性，降低了其作为中介目标的可控性，为了确保货
币政策的有效性，中央银行除了监测货币供应量外，
还要对实体经济、金融市场等的运行状况和资产价
格的变化情况进行监测。
附录 A
1．生产函数参数的设定 α 代表资本产出弹性，
本文拟根据黄赜琳［3］的估计，采用 α = 0． 503，与陈
昆亭等［2］设定的 0． 5 相接近。
2．有关技术冲击参数的设定
ρα 代表技术冲击的一阶自回归系数，εα 为其标
准差，庄佳强［17］的估计为 0． 72 和 0． 018，黄赜琳［3］
的估计为 0． 727 和 0． 025，许伟(2009)的估计为 0．
78 和 0． 02，在这里本文取庄佳强［17］的估值 0． 72 和
0． 018。
3．均衡劳动供给的设定
国外文献研究的劳动指标一般指的是工时数，
即人们一天参与劳动的时间。Hansen［18］ 不可分劳
动模型中，假设所有的人都参与劳动，并把一天的时
间正规化为 1，则均衡时的工时数取值为 1 /3。以此
为依据，在模型求解的过程中通过不断地调整 ψ 的
值，使稳态的 l的值等于1 /3，即相当于一天工作8小
时，结果为 1． 05。
4．相对风险规避系数的设定
在宏观经济及公共财政的应用中，往往将风险
规避参数 σ1 的基准值设定为 1到 4之间(在对数效
用情况下) ，根据黄赜琳［3］的估计，居民的跨期消费
替代弹性接近于 1，本文也采取 σ1 = 1 的设定。
5．货币政策有关参数的设定
货币政策中包含 4个参数:根据江曙霞［19］对我
国 1995 － 2006年货币增长规则的检验结果，将 g1设
定为 0． 2196，将 g2设定为 0． 0027，g3 = 0． 8380，政
策冲击方差 emt = 0． 024。根据我国的货币政策实
践，我们设定稳态通货膨胀率 π = 1． 03。
6．其他参数的设置
a为劳动增进型技术进步的稳态值，对均衡只
有水平效应没有其它影响，通常简单地取值为 1(陈
昆亭［2］) ，为简化起见，消费品和货币余额对效用的
贡献率 χ取值为1。β为家庭部门的主观贴现率，相关
文献一般取家户的年度主观贴现率为 0． 96，从而我
们选择季度的主观季度主观贴现率 β为0． 99。δ代表
8
季度折旧率，国外一般取值为 0． 025，按照陈昆亭［2］
的数据试验，年度折旧率为 0． 0973，这相当于季度
折旧率近似为 0． 025，这也与国外季度数据背景下
的折旧率水平一致。令价格替代弹性 θp = 6，使得在
错叠价格下价格的加成为 20%。
7．货币需求弹性的设定
国外货币需求利率弹性的经验研究中，σ2 的取
值一般在 － 2左右，我们采用Chari et al ［9］的方法来
得到 σ2 的值，对代表性家庭货币需求函数式(9)两
边取对数得到:
logb + (σ2 － 1)logmt = log 1 －
1
r( )bt + (σ2 －
1)logct
整理后得到:
logmt = logct +
1
(σ2 － 1)
log 1 － 1
r( )bt －
1
(σ2 － 1)
logb
使用 1993 － 2004 年相关季度数据对上式进行
回归，得到:
logmt = 0． 8282 + 1． 442 0 × logct － 0． 2499
(4． 4573) (26． 466)
log 1 － 1
r( )bt
(－ 3． 8158)
通过计算可以得到 σ2 = － 3。经过校准我们选
择实际货币的相对份额 b的值为 0． 3，以更好地模拟
实际数据中真实现金余额和真实货币余额的关系。
8．人口增长率
本文关注的主要问题并非是人口增长造成的外
生性增长，在分析中可令 n = 1 来做简化。
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责任编辑、校对:郑雅妮
9
Money Shock and Chinese Economic Fluctuations———Quantitative
Analysis Based on a DSGE Model
(YANG Liu1，LI Li2)
(1． Economics School，Huazhong Normal University，Wuhan 430010，China;
2． Business School，Hubei University，Wuhan 430070，China)
Abstract:This paper constructs a New Keynesian dynamic stochastic general equilibrium(DSGE)model
with Calvo-pricing，and applies it to China monetary economic fluctuation analysis through 1993-2008． On the
assumption that monetary policy is implemented by controlling money supply，the comparison of simulation re-
sults with actual data and impulse response analyses of main variables demonstrate that money shock is not the
source of China economic fluctuations，real GDP has certain impact on money supply;that fluctuations in infla-
tion are mostly driven by money supply shocks in intermediate-short-term and pull of aggregate demand contrib-
utes to economic fluctuation;that the effect of monetary policy is limited，monetary growth shocks spur invest-
ment but have small effects on consumption．
Key words:Money Shock;Economic Fluctuations;Dynamic Stochastic General Equilibrium Model;
New Keynesian
Political Economy of Financial Repression Issue in China
YIN Xi-guo，XU Yan
(School of Trade and Public Administration，Chongqing University，Chongqing 400030，China)
Abstract:Based on the perspective of interest group theory，this paper offered an interpretation of politi-
cal economy to the financial repression issue in China，which insists that the institutional arrangements of
China's financial repression was born to the requirements of giving financial subsidies to the groups whose inter-
ests were infringed in the reform． Under the circumstances of continual fiscal capacity decline，the central gov-
ernment should strengthen financial system control with rent margin and currency gains as main channels to
provide financial subsidies to state-owned enterprises and to government finance in order to maintain social sta-
bility during the transition period and to reduce reform cost． But in recent years，with the decline of the pro-
portion of residential income in national income distribution，a series of problems caused by financial repres-
sion，will bring about enormous social costs and efficiency loss if China continues to maintain the policy of fi-
nancial repression．
Key words:Financial Repression;Interest Group;Financial Subsidies;Political Economy
Research on the Difference of Financial Constraint between SOEs and Non-SOEs———
an Analysis Based on Cash-Cash Flow Sensitivity
YU Jing-wen
(CCER National School of Development，Peking University，Beijing 100871，China)
Abstract:According to present theory，the financial constraint difference between SOEs(state-owned en-
terprises)and non-SOEs is the key to comprehend the economic imbalance of China． This paper tries to use
cash-cash flow sensitivity analysis to research on the financial constraint difference between SOEs and non-
SOEs． Data from China A-Share listed companies through1990-2010 will be used as a research sample． The
result of the basic regression shows that non-SOEs have more financial constraint． On the contrary，SOEs have
no financial constraint． The result of robust test shows that the result from the basic regression is not signifi-
cantly changed which implies that the conclusion of non-SOEs has more financial constraint and the state-owned
enterprise has no financial constraint is robust．
Key words:Cash-Cash Flow Sensitivity;Financial Constraint;Structural Transformation
421
