蔡甜甜

摘 要：本文運(yùn)用聯(lián)立方程模型，研究了1978—2012年中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系，并利用情景分析模擬了國(guó)際金融危機(jī)以來(lái)我國(guó)貨幣政策、財(cái)政政策及匯率政策的變動(dòng)對(duì)其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響。結(jié)果表明，提高存款利率和貸款利率能抑制投資過(guò)熱和通貨膨脹；實(shí)行寬松的財(cái)政政策，對(duì)GDP、消費(fèi)、投資和出口總額均有積極影響；提高人民幣匯率，可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，擴(kuò)大投資和出口。因此，當(dāng)前可以適當(dāng)提高利率，通過(guò)深化利率市場(chǎng)化改革來(lái)降低投資率和通脹率，通過(guò)實(shí)施積極的財(cái)政政策優(yōu)化投資消費(fèi)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，同時(shí)保持人民幣穩(wěn)步升值趨勢(shì)，促進(jìn)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。

關(guān)鍵詞：宏觀經(jīng)濟(jì)政策；貨幣政策；財(cái)政政策；匯率政策

中圖分類號(hào)：F015 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000176X（2014）11001106

過(guò)去十多年間，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在取得快速發(fā)展的同時(shí)，也出現(xiàn)了各種結(jié)構(gòu)失衡，如投資消費(fèi)結(jié)構(gòu)失衡、金融結(jié)構(gòu)失衡、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡和外部失衡。受2008年國(guó)際金融危機(jī)的影響，國(guó)內(nèi)外需求疲軟，中國(guó)總需求結(jié)構(gòu)失衡程度更為嚴(yán)重。部分產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能嚴(yán)重過(guò)剩、物價(jià)水平高漲、投資消費(fèi)結(jié)構(gòu)難以調(diào)整、金融風(fēng)險(xiǎn)仍在緩慢釋放，這都是宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的主要矛盾。2012年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的某些失衡情況有所加劇，尤其是總需求失衡給經(jīng)濟(jì)社會(huì)帶來(lái)嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，增加了資產(chǎn)泡沫、經(jīng)濟(jì)過(guò)熱和產(chǎn)能過(guò)剩的風(fēng)險(xiǎn)。總需求失衡主要表現(xiàn)為高投資率和低消費(fèi)率，而高投資率對(duì)居民消費(fèi)存在擠出效應(yīng)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不能同步帶動(dòng)居民福利水平的提高。當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)正處在調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵時(shí)期，加之國(guó)際環(huán)境的不確定性，政府在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)分析、政策制定和宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控等方面越來(lái)越難做出準(zhǔn)確決策。這就在客觀上需要適當(dāng)?shù)哪Ｐ蛠?lái)體現(xiàn)復(fù)雜經(jīng)濟(jì)變量之間的定量關(guān)系，便于模擬宏觀經(jīng)濟(jì)政策的效果，以便更有針對(duì)性地對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行宏觀調(diào)控。

一、文獻(xiàn)綜述

目前，大部分學(xué)者認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)中的各個(gè)變量都有影響，但是在政策效力方面并沒(méi)有達(dá)成一致意見(jiàn)。一部分學(xué)者支持貨幣主義觀點(diǎn)，認(rèn)為貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大，政府的財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)將會(huì)產(chǎn)生更大的扭曲。李斌認(rèn)為，中國(guó)的貨幣政策對(duì)實(shí)際產(chǎn)出和物價(jià)變動(dòng)都具有顯著影響，而財(cái)政政策具有自我抵消效應(yīng)。因此，只有貨幣政策在宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控中發(fā)揮了主要作用。Ajisafe和Folorunso運(yùn)用時(shí)間序列模型，分析了1970—1998年尼日利亞財(cái)政政策和貨幣政策效果，發(fā)現(xiàn)政府強(qiáng)調(diào)財(cái)政政策對(duì)尼日利亞經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了巨大的扭曲[1]。Suleman等以巴基斯坦為對(duì)象，研究了1997—2007年該國(guó)通脹、M2、政府支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明，政府支出、通脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)面影響，而M2與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系[2]。另一些學(xué)者認(rèn)為財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起決定性作用。Olaloye和Ikhide認(rèn)為，對(duì)于大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家，財(cái)政政策比貨幣政策更有效[3]。張學(xué)友和胡鍇運(yùn)用修改的MF模型，比較了中國(guó)財(cái)政政策和貨幣政策效力，得出在中國(guó)現(xiàn)行匯率制度下，積極財(cái)政政策的效果優(yōu)于貨幣政策，并提出中國(guó)經(jīng)濟(jì)應(yīng)以財(cái)政政策為主，淡化貨幣政策[4]。Okpara甚至認(rèn)為無(wú)論是財(cái)政政策還是貨幣政策，對(duì)消費(fèi)、投資和產(chǎn)出的影響都非常小[5]。

既有文獻(xiàn)主要采用兩種方法對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)政策效力進(jìn)行實(shí)證研究。

第一，單方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。例如，時(shí)間序列模型、Granger因果檢驗(yàn)和VAR/ECM模型等單一方程。李斌重點(diǎn)對(duì)1992—2000年的貨幣政策實(shí)施效果進(jìn)行了研究，運(yùn)用交互影響的多元反饋時(shí)間序列模型進(jìn)行分析，得出中國(guó)貨幣政策實(shí)施的效果十分顯著[6]。王振山和王志強(qiáng)采用協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)，分別利用年度模型和季度模型對(duì)中國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)途徑進(jìn)行了研究，實(shí)證結(jié)果表明，中國(guó)貨幣政策以信用渠道為傳導(dǎo)途徑、以信用總量為中間目標(biāo)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出有顯著影響[7]。Granger因果檢驗(yàn)和時(shí)間序列方法簡(jiǎn)單易行，但僅能對(duì)經(jīng)濟(jì)變量與宏觀經(jīng)濟(jì)政策的相關(guān)性做出判斷，不能定量分析宏觀經(jīng)濟(jì)政策效果，也不能反映出變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。Hsing和Hsieh運(yùn)用VAR模型研究了利率和實(shí)際貨幣作為貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，得出利率沖擊對(duì)中國(guó)的產(chǎn)出具有負(fù)面影響，并且，從長(zhǎng)期來(lái)看，貨幣政策比財(cái)政政策更有效[8]。Ajisafe和Folorunso在VEC模型框架下評(píng)估了尼泊爾宏觀經(jīng)濟(jì)政策效果，通過(guò)脈沖響應(yīng)和方差分解找出了變量之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)政府稅收和貨幣存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)均有顯著的積極影響，提出政府應(yīng)協(xié)調(diào)好財(cái)政政策和貨幣政策[1]。該方法計(jì)算簡(jiǎn)便，它允許因變量受自身的滯后值及其它變量滯后值的影響，從而該模型能捕捉到更多的數(shù)據(jù)信息，預(yù)測(cè)效果也比常規(guī)的結(jié)構(gòu)模型好，同時(shí)能反映變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，但是它沒(méi)有考慮變量的內(nèi)生性和外生性問(wèn)題，不能描述經(jīng)濟(jì)變量之間復(fù)雜的因果關(guān)系。

第二，聯(lián)立方程模型。經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)是一個(gè)錯(cuò)綜復(fù)雜的整體，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的研究通常是由多個(gè)變量構(gòu)成的，而變量之間可能存在互為因果的關(guān)系，因此，聯(lián)立方程模型能很好地對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)做出分析和預(yù)測(cè)。由于宏觀經(jīng)濟(jì)是一個(gè)復(fù)雜的系統(tǒng)，經(jīng)濟(jì)變量之間相互依存、互為因果，在這種情況下，單一方程估計(jì)不能準(zhǔn)確描述變量之間的這種相互影響的關(guān)系，這時(shí)，就需要用一組方程來(lái)分析經(jīng)濟(jì)規(guī)律。例如，鄭超愚基于宏觀經(jīng)濟(jì)IS—LM—AS模型，建立面向需求管理的小型宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量的年度模型，進(jìn)而采用動(dòng)態(tài)乘數(shù)效應(yīng)法對(duì)中國(guó)財(cái)政政策和貨幣政策進(jìn)行了模擬分析[9]。何新華等建立了中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)季度模型，是中國(guó)第一個(gè)以政策分析為目的的宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，運(yùn)用China_QEM模型模擬了利率調(diào)整對(duì)中國(guó)其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響，并對(duì)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行規(guī)律做了簡(jiǎn)要分析[10]。高鐵梅等建立了中國(guó)季度宏觀經(jīng)濟(jì)政策分析模型，分別對(duì)利率、匯率和收入政策等方面進(jìn)行了模擬研究，針對(duì)降低通脹和提高消費(fèi)水平提出了政策建議[11]。

上述文獻(xiàn)大都采用定性分析或者計(jì)量分析方法，針對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響及不同政策效果進(jìn)行研究。但是，數(shù)據(jù)和研究相對(duì)比較舊，特別是后金融時(shí)代，各國(guó)經(jīng)濟(jì)都進(jìn)入了調(diào)整時(shí)期，中國(guó)政府對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)也提出了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整戰(zhàn)略，已有的研究已經(jīng)不能很好地反映近年來(lái)宏觀經(jīng)濟(jì)政策效果。因此，本文將在構(gòu)建中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)模型的基礎(chǔ)上，利用1978—2012年度數(shù)據(jù)建立宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，并采用情景分析方法，重點(diǎn)考察了2008年國(guó)際金融危機(jī)發(fā)生之后中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策對(duì)產(chǎn)出、固定資產(chǎn)投資和消費(fèi)等經(jīng)濟(jì)變量的影響。

二、中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)分析模型構(gòu)建

本文采用高鐵梅等的研究思路[11]，從凱恩斯主義經(jīng)濟(jì)理論和有關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)理論出發(fā)，結(jié)合中國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)，建立了以需求為導(dǎo)向的宏觀經(jīng)濟(jì)模型。通過(guò)統(tǒng)計(jì)核算理論的恒等式，連接各行為方程：

Y=fY（C，I，G，X-M）（1）

C=fC（Yd，i）=fC（（Y-T），i）（2）

I=fI（i，Y）（3）

X-M=fX-M（Y，er，Yother）（4）

π=PtPt-1=fπ（（Y*-Y）/Y*）（5）

根據(jù)主要經(jīng)濟(jì)理論，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值Y由消費(fèi)C、投資I、政府支出G和凈出口X-M構(gòu)成?？傁M(fèi)C由可支配收入Yd和存款利率i決定，可支配收入又受整個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平Y(jié)和政府稅收T的影響?？偼顿YI是利率i和總產(chǎn)出Y的函數(shù)。進(jìn)出口X-M由出口總額與進(jìn)口總額的差額來(lái)核算，進(jìn)出口既是產(chǎn)出Y的函數(shù)，也受匯率er以及外部市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)Yother的影響。通貨膨脹率π為價(jià)格P的增長(zhǎng)率，也是產(chǎn)出缺口的函數(shù)，其中，Y*表示潛在產(chǎn)出水平，通過(guò)HP濾波方法得到。

圖1 中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)模型變量關(guān)系圖

注：方框內(nèi)為內(nèi)生變量，無(wú)方框的為外生變量。

本文宏觀經(jīng)濟(jì)政策模型包括13個(gè)方程，其中，10個(gè)行為方程和3個(gè)定義方程；22個(gè)變量，其中10個(gè)內(nèi)生變量，12個(gè)外生變量。模型分為6個(gè)模塊，分別是GDP模塊、消費(fèi)模塊、投資模塊、財(cái)政模塊、物價(jià)模塊和外貿(mào)模塊。模型的樣本數(shù)據(jù)為1978—2012年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》和《世界銀行發(fā)展指標(biāo)》，采用三階段最小二乘法對(duì)模型各方程予以估計(jì)，估計(jì)結(jié)果由Eviews70給出。

1GDP模塊

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值需求方程為：

log（GDP）=1400+0600log（7710）（CU）+0230log（3440）（CR）+0150log（3670）（I）+

0070log（1640）（GOV）+

0090log（2190）（EXPORT）-

0120log（-3090）（INPORT）（6）

R2=0999

其中，GDP表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，CU表示城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額，CR表示農(nóng)村居民消費(fèi)總額，I表示全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額，GOV表示政府支出，EXPORT表示出口總額，INPORT表示進(jìn)口總額。根據(jù)回歸方程（6），在其他條件不變的情況下，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額變動(dòng)1%，GDP變動(dòng)0600%；農(nóng)村居民消費(fèi)總額變動(dòng)1%，GDP變動(dòng)0230%；固定資產(chǎn)投資變動(dòng)1%，GDP變動(dòng)0150%；政府支出變動(dòng)1%，GDP變動(dòng)0070%；出口總額變動(dòng)1%，GDP變動(dòng)0090%；進(jìn)口總額變動(dòng)1%，GDP變動(dòng)-0120%。除進(jìn)口總額外，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)總額、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額、政府支出、出口總額均與GDP呈正相關(guān)關(guān)系，且城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用最大，出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用最小。因此，擴(kuò)大居民消費(fèi)，肯定其在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的拉動(dòng)作用，對(duì)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)具有重要影響。

2消費(fèi)模塊

消費(fèi)模塊包括4個(gè)行為方程，分別為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)、農(nóng)村居民消費(fèi)、城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民純收入。城鎮(zhèn)居民收入方程：

log（IU）=1190+0780log（17230）（IU（-1））+

0060log（3490）（WAGE）+0100log（2860）（ESS）（7）

R2=0999

其中，IU表示城鎮(zhèn)居民可支配收入；WAGE表示城鎮(zhèn)居民工資；ESS表示財(cái)政支出中的社會(huì)保障支出。方程（7）中，上一期城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1%，當(dāng)期城鎮(zhèn)居民收入增加0780%，城鎮(zhèn)居民工資和社會(huì)保障支出對(duì)居民收入彈性分別為0060和0100。其中，上一期城鎮(zhèn)居民可支配收入彈性最大，說(shuō)明上一期城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)當(dāng)期城鎮(zhèn)居民可支配收入影響最大，而城鎮(zhèn)居民工資和社會(huì)保障支出影響比較小。

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)、城鎮(zhèn)居民可支配收入及實(shí)際存款利率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系如下：

ECM_CU=log（CU）-0950log（IU）+0027（SR-EPI）-0250（8）

誤差修正形式的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)方程如下：

Δlog（CU）=2960+0640Δlog（6450）（IU）-

0005Δ（-4370）（SR-EPI）-0170ECM_CU（-3390） （-1）（9）

R2=0860

其中，CU表示城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額，IU表示城鎮(zhèn)居民可支配收入，SR表示一年期存款利率，EPI表示城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。在方程（8）中，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的可支配收入彈性為0950，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的實(shí)際存款利率彈性為-0027，表明增加城鎮(zhèn)居民可支配收入是擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的一個(gè)有效途徑，而實(shí)際存款利率對(duì)居民消費(fèi)的影響非常小。方程（9）中，短期內(nèi)，城鎮(zhèn)居民收入的消費(fèi)彈性為0640，當(dāng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以-0170%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

農(nóng)村居民消費(fèi)方程為：

log（CR）=0390+0970log（IR）（91370）-

0030（SR（-1）-INFLA（-1））（-2020）（10）

R2=0996

其中，CR表示農(nóng)村居民消費(fèi)總額，IR表示農(nóng)村居民純收入。方程（10）中，一年期實(shí)際存款利率對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響并不大，彈性為-0030，即實(shí)際存款利率減少1%，農(nóng)村居民消費(fèi)總額僅增加0030%。農(nóng)村居民收入彈性為0970，其彈性較大，表明農(nóng)村居民消費(fèi)受收入水平的影響較大。

農(nóng)村居民收入方程：

log（IR）=1000+0960log（15400）（GDP）-0260log（-4550）（NT）（11）

R2=0990

其中，NT表示農(nóng)業(yè)稅。在方程（11）中，GDP彈性為0960，GDP每增加1%，農(nóng)村居民收入就會(huì)增加0960%，意味著對(duì)農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，收入與經(jīng)濟(jì)幾乎同比增長(zhǎng)；農(nóng)業(yè)稅彈性為-0260，農(nóng)業(yè)稅每減少1%，農(nóng)村居民收入將會(huì)增加0260%。表明加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展和減少農(nóng)業(yè)稅是提高農(nóng)村居民收入水平的重要途徑。

3投資模塊

投資模塊有兩個(gè)行為方程，分別為固定資產(chǎn)投資方程和房地產(chǎn)投資方程。全社會(huì)固定資產(chǎn)投資方程為：

log（I）=-1110+0670log（GDP）（8200）+0310log（6700）（DL）-0420IFPI（-8480）

+0330log（9070）（IFDCKF）-

0020（-3730）（LR-INFLA）（12）

R2=0997

其中，I表示全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額，DL表示固定資產(chǎn)國(guó)內(nèi)貸款，IFPI表示固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，IFDCKF表示房地產(chǎn)投資完成額，LR表示一年期貸款利率，INFLA表示通貨膨脹率。從方程（12）可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)固定資產(chǎn)投資存在積極影響，其彈性為0670；固定資產(chǎn)投資的國(guó)內(nèi)貸款彈性為0310；固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)彈性為-0420；房地產(chǎn)投資完成額彈性為0330；一年期實(shí)際貸款利率彈性為-0020。方程（12）表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和房地產(chǎn)投資依然是影響固定資產(chǎn)投資的重要因素。

房地產(chǎn)投資方程：

log（IFDCKF）=-0490+0650log（8700）（DL）+0930IFPI（9620）（13）

R2=0992

方程（13）中，房地產(chǎn)投資的固定資產(chǎn)國(guó)內(nèi)貸款彈性為0650，即固定資產(chǎn)國(guó)內(nèi)貸款每增加1%，房地產(chǎn)投資將增加0650%；固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)的系數(shù)為0930，即固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)每上升1個(gè)百分點(diǎn)，房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)0930%，表明固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資幾乎以同比的速度變化。

4財(cái)政模塊

財(cái)政模塊包含兩個(gè)行為方程，分別為財(cái)政收入方程和財(cái)政支出方程。財(cái)政收入方程如下：

log（ICF）=-0780+0350log（2340）（GDP）

+0870log（25030）（GOV（-1））

-0350log（-2520）（IU）+0160log（3480）（TAX）（14）

R2=0999

其中，ICF表示國(guó)家財(cái)政決算收入，TAX表示國(guó)家財(cái)政決算收入中各項(xiàng)稅收，GOV表示國(guó)家財(cái)政決算本級(jí)支出。在方程（14）中，財(cái)政收入的GDP彈性為0350；財(cái)政收入的政府支出滯后一期彈性為0870；城鎮(zhèn)居民收入水平彈性為-0350；稅收彈性為0160，表明上一期政府支出的越多，本期政府財(cái)政收入增加的越多，以彌補(bǔ)上一期的支出。

5物價(jià)模塊

物價(jià)模塊主要包括通貨膨脹方程。本文首先利用HP濾波計(jì)算出潛在生產(chǎn)率Y*，然后計(jì)算產(chǎn)出缺口：GDP_GAP=（Y*-Y）/Y*。通貨膨脹方程為：

INFLA=7840+0220（6700）INFLA（-1）-

0020GDP（-3390）_GAP+2870MI（2020）（15）

R2=0999

其中，INFLA表示通貨膨脹率，M1表示貨幣供給量M1的同比增速，GDP_GAP表示產(chǎn)出缺口。貨幣供給量M1增速的彈性最大，表明貨幣供給量MI是影響價(jià)格的重要變量之一。潛在產(chǎn)出與通貨膨脹之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，如果實(shí)際GDP持續(xù)高于潛在產(chǎn)出水平，將導(dǎo)致物價(jià)上漲，加劇通貨膨脹壓力；反之，則會(huì)造成通貨緊縮，物價(jià)下降。同時(shí)，通貨膨脹滯后一期的彈性顯著為正，表明滯后一期的通貨膨脹會(huì)對(duì)物價(jià)水平產(chǎn)生顯著影響。

6外貿(mào)模塊

外貿(mào)模塊有兩個(gè)行為方程，即出口貿(mào)易方程和進(jìn)口貿(mào)易方程。出口貿(mào)易方程為：

log（EXPORT）=-13600+1270log（4140）（GDP_5N）+0290log（2830）（GDP）-0010D

+0500log（6010）（INPORT）+

0002R（2750）EAL_EXCHANGE（16）

R2=0999

其中，EXPORT表示出口總額，GDP_5N表示中國(guó)的五個(gè)主要貿(mào)易伙伴（美國(guó)、英國(guó)、德國(guó)、韓國(guó)和日本）GDP的平均值，REAL_EXCHANGE表示實(shí)際匯率。

實(shí)際匯率=ER×P*/P，其中ER表示人民幣兌美元名義匯率（直接標(biāo)價(jià)法），P*表示美國(guó)價(jià)格水平，P表示中國(guó)價(jià)格水平。中國(guó)從2005年開始采用參考一攬子匯率的有管理的浮動(dòng)匯率制度，因此用虛擬變量D來(lái)衡量此次制度變動(dòng)。在方程（16）中，進(jìn)口彈性為0500。如果中國(guó)的五個(gè)主要貿(mào)易伙伴的GDP平均值增加1%，出口將增加1270%，出口總額的增加比主要貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)增加得更多，說(shuō)明貿(mào)易伙伴經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展將增加對(duì)中國(guó)商品的需求。出口的實(shí)際匯率彈性是0002。從方程（16）可以看出，進(jìn)口的增加、主要貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和實(shí)際匯率的上升都能促進(jìn)出口的增長(zhǎng)。

三、主要中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)模擬的經(jīng)驗(yàn)分析

宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型建立之后，就可以用來(lái)進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)模擬。下面利用情景分析方法，模擬貨幣政策、財(cái)政政策和匯率政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響。

1貨幣政策模擬

假設(shè)情景1為：從2008年開始，一年期存款利率和一年期貸款利率每年都在當(dāng)年實(shí)際值的基礎(chǔ)上提高0500個(gè)百分點(diǎn)。在此假設(shè)下，根據(jù)已建立的模型，得到利率變化后的經(jīng)濟(jì)變量序列與原序列相比所發(fā)生的變化（如表1所示）。