【文章內(nèi)容簡介】 （35）其中、分別為常數(shù)、對數(shù)的技術(shù)水平和工資水平，為非對數(shù)的貸款利率。根據(jù)（35），實證部分將分成兩個階段：第一階段利用動態(tài)分布滯后模型ADL或EG兩步③本文的EG兩步法是其它文獻所提EG三步法，本文不涉及第三步ECM模型的構(gòu)建，故稱EG兩步法。法驗證各行業(yè)序列與實際利率（rir）、實際人均可支配收入（rre）是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系（協(xié)整關(guān)系），并察看實際利率的系數(shù)來確定貨幣政策對各行業(yè)序列作用效果?？紤]到財政政策、政府重大政策也會影響到各個行業(yè)序列，因此在模型中引進這些變量以剔除它們對行業(yè)序列的影響。兩個基本模型如下： ①也可作如下估計：（1）yit與D、G、t作回歸，求得殘差y*，（2）rir、rre分別與D、G、t作回歸，求得殘差rir*、rre*，（3）再求得y*與rir*、rre*的回歸式，其系數(shù)相應地等于（31）中rir、rre的系數(shù)。 （EG模型） （36） （ADL模型）（37）這里t、G、虛擬變量D分別代表行業(yè)的技術(shù)水平（假設(shè)技術(shù)是時間的函數(shù)）、財政支出、19971998年政府大力度的政策變革②1997年后，一大批國有中小型企業(yè)倒閉或破產(chǎn)，國有單位就業(yè)人數(shù)、國有及國有控股工業(yè)的個數(shù)分別從1997年10766萬人和11萬個猛降至1998年的8809萬人、。因此1991998年所有月份或季度的D取1，代表較大力度的政策變革所帶來的經(jīng)濟影響，其他年份取0。EG兩步法和ADL模型均能用來尋找變量間的長期關(guān)系。EG兩步法簡單直觀，有很強理論基礎(chǔ)，但有時很難得到變量間的協(xié)整關(guān)系或變量間的協(xié)整關(guān)系不夠完美如協(xié)整變量的t值較小、自相關(guān)嚴重等。而ADL在建立模型時就考慮了滯后項的相關(guān)信息，因此如果變量存在長期關(guān)系，則此種長期關(guān)系相對完美。然ADL模型求長期關(guān)系時較復雜：首先利用OLS估計（37）式，然后采用Wald或LR方法檢驗同類變量的是否成立，接著對檢驗所得式的兩邊求期望得到長期關(guān)系式： ③前提是rir、rre和G的系數(shù)檢驗不成立 （38）如果（36）和（38）式中的殘差序列εi、ei是I(0)的，那么就可判定行業(yè)序列、實際利率、實際人均可支配收入、政府財政支出、虛擬變量存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗的目的是防止由于第一步OLS估計的變量非平穩(wěn)且不存在協(xié)整關(guān)系而產(chǎn)生的“偽回歸”問題。因此在EG兩步法和由ADL導出的長期關(guān)系式之前需要利用單位根檢驗各變量的平穩(wěn)性。如果所要估計的變量均平穩(wěn)，式（36）、（38）是真實的；如果所要估計的變量均非平穩(wěn)，則兩式結(jié)果是否真實要取決于第二步的協(xié)整檢驗。此外，用LM統(tǒng)計量、懷特（White）檢驗、ARCH統(tǒng)計量分別檢驗殘差序列有無自相關(guān)、異方差、自回歸條件異方差。如果最后判定回歸估計真實，則可查看rir的系數(shù)。若β40，說明某行業(yè)對貨幣沖擊有正向反應；若β40，說明某行業(yè)對貨幣沖擊有負向反應；若β4=0，某行業(yè)對貨幣沖擊沒有反應。此外，在β4符號相同的情況下，看β4絕對值大小。第二階段借用VAR及相應的脈沖響應函數(shù)檢驗各行業(yè)產(chǎn)值對貨幣沖擊反應的短期動態(tài)過程，進而分析貨幣政策的結(jié)構(gòu)效應。VAR模型是用所有當期內(nèi)生變量對所有內(nèi)生變量的若干滯后值進行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。當然如果模型中存在只有單項因果關(guān)系的變量，也可以作為外生變量加入VAR模型中。本文采用的向量自回歸（VAR）模型如下： （39）這里Yt和EX分別表示內(nèi)生向量項和外生向量項，內(nèi)生變量包括行業(yè)均衡產(chǎn)量（yit）、實際貸款利率（rir）、實際人均可支配收入（rre）和財政支出（G）；外生變量包括技術(shù)趨勢項（t）、虛擬變量（D）。A、B分別為外生變量和內(nèi)生變量的系數(shù)矩陣。其中每個行業(yè)VAR模型的變量要與第一階段的EG兩步法所得的估計式一致。一般而言，非穩(wěn)定（含單位根）的VAR模型對新息（innovation）的沖擊有長久的記憶能力，這與經(jīng)濟事實不符合。因此要保證VAR模型和脈沖響應函數(shù)穩(wěn)定（對新息的沖擊收斂），一般要檢驗變量的平穩(wěn)性或變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。而這些結(jié)論都會在第一階段給出。我們用赤池信息準則 (AIC)確定VAR和（37）式滯后期k值。選擇k值的原則是在增加k值的過程中使AIC的值達到最小。在VAR模型中，適當加大k值可以消除誤差項中的自相關(guān)。但k過大又會導致自由度減小，以致影響模型參數(shù)估計量的有效性。由于對VAR模型中單個參數(shù)估計值的解釋很困難，因此要想對一個VAR模型得出結(jié)論，往往要借助觀察系統(tǒng)的脈沖響應(impulse response)函數(shù)。脈沖響應函數(shù)描述一個內(nèi)生變量對誤差沖擊的反應。具體地說，它描述的是在隨機誤差項上施加一個標準差大小的新息沖擊后對內(nèi)生變量的當期值和未來值所帶來的影響。為了直觀形象地刻畫變量間的相互影響，我們采用的都是曲線圖的形式，沒有列出相應的數(shù)據(jù)表形式，但我們的分析是結(jié)合曲線圖和相應的數(shù)據(jù)表進行的。（二）數(shù)據(jù)來源說明實際貸款利率是根據(jù)1995年以來，中國人民銀行公布的一年期的貸款利率，并進行了零售物價指數(shù)的處理，其計算公式是：實際貸款利率=(1+名義利率)/(1+通貨膨脹率)1。國家財政支出的數(shù)據(jù)采用國家基本建設(shè)支出、挖潛改造資金、支援農(nóng)業(yè)支出和文教科學衛(wèi)生事業(yè)費四項之和。由于數(shù)據(jù)限制，我們只分析第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)、批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、餐飲業(yè)六個序列。第一、第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值數(shù)據(jù)采用19962004年的季度數(shù)據(jù)；由于沒有批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)、餐飲業(yè)的月度產(chǎn)值數(shù)據(jù)，所以只能用1996年1月2002年12月社會商品零售額的月度數(shù)據(jù)；分析房地產(chǎn)行業(yè)時，我們使用1998年1月2004年12月的商品房的零售額的月度數(shù)據(jù)。上述變量都進行了以1995年各季或各月為基期的零售物價指數(shù)的處理并取了自然對數(shù)值，隨后又進行了季節(jié)調(diào)整。所有的數(shù)據(jù)均來自各月《中國人民銀行季報》、《中國統(tǒng)計快報》、《中國經(jīng)濟景氣月報》和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫（主要是最近的數(shù)據(jù)）。四、實證結(jié)果分析利用ADF檢驗各行業(yè)序列、實際貸款利率、人均可支配收入和財政支出、虛擬變量的平穩(wěn)性。原假設(shè)為序列非平穩(wěn)。在水平值下，檢驗結(jié)果均接受原假設(shè)，而在一階差分下，檢驗結(jié)果都在1%的水平上拒絕非平穩(wěn)的原假設(shè)（表1），說明各序列均為一階單整。行業(yè)序列長期關(guān)系檢驗結(jié)果顯示第一、二、三產(chǎn)業(yè)采用EG兩步法的結(jié)果，其他行業(yè)采用ADL模型的結(jié)果。變量間具體的長期關(guān)系式見表2：第二產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)、貿(mào)易批發(fā)零售業(yè)三個序列與實際貸款利率、人均實際可支配收入、財政支出及虛擬變量存在協(xié)整關(guān)系；第一產(chǎn)業(yè)和餐飲業(yè)與實際貸款利率、人均可支配收入和虛擬變量存在協(xié)整關(guān)系；第三產(chǎn)業(yè)與實際貸款利率、人均實際可支配收入、財政支出存在協(xié)整關(guān)系。除第一產(chǎn)業(yè)外，其余序列與其他變量的擬合程度都非常高，且除餐飲業(yè)未通過二階自相關(guān)、房地產(chǎn)業(yè)未通過異方差檢驗外，其它的殘差序列均通過了一、二階自相關(guān)LMLM2和異方差White及條件異方差ARCH的檢驗，因此總體而言，所有擬合關(guān)系式表現(xiàn)較好。 表1 序列的單整