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经济学毕业论文设计 货币与中国经济波动分析

2018-11-15 11:21:04来源:组稿人论文网作者:婷婷

  摘要:本文构造了一个简单的新凯恩斯DSGE模型,用于分析中国经济波动中的货币因素。本文对不同结构的模型进行了参数估计,并根据最大似然函数值计算了相应的似然比统计量。根据似然比检验结果,中国数据偏好于允许货币进入IS曲线和Phillips曲线的模型。参数估计结果表明:①中国经济中的IS曲线和Phillips曲线中关于货币的参数具有统计显著性;②中国经济中,实际货币余额与通货膨胀及实际货币增长率与产出都是正向关联的;③以利率规则表示的中国货币政策对名义货币增长率存在着显著反应,货币增长率超过其稳态值会导致利率上升。冲击响应分析和方差分解结果显示货币对通胀和产出的影响机制是不可忽视的放大或传导经济波动的渠道。

  关键词:DSGE模型;中国经济波动;货币

  一、引言

  标准的新凯恩斯模型在分析经济周期时通常将货币视为无足轻重的因素而很少予以考虑。这种类型的模型通常认为,产出、通胀和利率的确定不需要考虑货币存量或货币增长率。在这一类模型中,货币的变动仅仅是满足经济均衡的结果,货币供给具有无穷大的弹性。

  有关货币的检验研究提出了不同的观点。Leeper and Roush(2003)对货币市场中货币的供给和需求进行研究。他们发现,货币存量和利率共同决定了货币政策的传导,单独的利率不足以衡量货币政策的影响。Sims and Zha(2006)在分析美国货币政策的体制转换时发现货币在模型拟合数据方面发挥了显著作用。Reynard(2007)发现,对于美国和欧洲地区,货币总量的变化提供了预测通胀的信息。Favara and Giordani(2009)将新凯恩斯货币模型的约束条件用于识别向量自回归模型中的货币冲击。他们发现货币冲击对产出、通胀和利率都有重要的持续性的影响。

  针对中国经济的一些经验研究也提供了支持货币作用的证据。Hasan(1999)通过一个误差修正模型分析中国货币增长率与通胀之间的关系。他发现通胀与货币增长率存在稳定的长期关系。刘斌(2002)采用协整分析方法分析货币与通胀的长期关系。他发现,对于通胀,不论是长期还是短期,货币都发挥了重要作用。孟祥兰和雷茜(2011)发现,在短期内,货币与通胀存在相互影响的关系。这反映了货币供应的内生性特征。刘霖和靳云汇(2003)利用协整分析方法研究货币供应、通货膨胀和经济增长之间的关系,他们发现,货币扩张推动经济增长,但可能不会造成通胀上升,货币对通胀的影响受经济货币化进程的影响。

  标准新凯恩斯模型与经验研究的这一冲突,以及最近几年多个国家的央行为应对经济危机所实施的以定量宽松为特征的货币政策,激发了研究者们对一般均衡模型框架下货币与经济波动关系的研究兴趣。

  在一般均衡模型中研究货币与经济波动的关系,关键在于模型的构造允许货币对产出、通胀和利率等经济变量具有直接或间接的影响作用。通常的方法是采用MIU(Money-in-Utility)形式的家庭效用函数,并且假设效用函数关于消费和货币是不可分的,从而使得货币能够影响消费的边际效用,进而影响产出动态,这构成了货币影响经济波动的直接渠道。这些模型通常还假设利率的调整受到货币增长波动的影响,从而在模型中提供了货币通过利率影响产出和通胀的间接渠道。Ireland(2004)、Canova and Menz(2010,2011)、Andres, David, and Valles(2006)都采用MIU形式的不可分效用函数,以允许模型中存在货币影响产出和通胀的渠道。Ireland(2004)利用美国数据对一个简单的新凯恩斯DSGE模型进行估计,他发现,在IS曲线和Phillips曲线中,产出和通胀对货币的反应系数都不具有统计显著性。Andres, David, and Valles(2006)采用类似的模型用于对欧洲地区的数据进行估计,同样不支持货币在IS曲线和Phillips曲线中的统计显著性。Canova and Menz(2010,2011)分别对美国、欧洲、日本和英国的经济周期进行分析。他们发现,对所有的这些国家,货币在IS曲线和Phillips曲线中都具有统计显著性。对关键参数的约束可能导致了关于货币参数显著性的不同结论。Ireland(2004)和Andres, David, and Valles(2006)在对数据进行估计时,将IS曲线和Phillips曲线中的货币参数限制为大于或等于零。而Canova and Menz(2010,2011)在估计模型时不对货币参数施加任何符合约束。

  在这些文献中,Canova and Menz(2010,2011)首次将分析的问题扩展到忽略货币可能导致的对经济的错误解释上。他们发现,对于不同的国家或时期,在分析经济波动时如果不考虑货币因素,都有可能导致对某些冲击响应结果的错误解释。他们的分析显示,货币存量的波动本身可能充当了某些冲击传导或放大的渠道。

  上面列举的这些研究深化了人们对货币重要性的认识,但并没有得到一致的结论。Ireland(2004)在其结论中也指出,这些结论可能对样本数据的选择和不同的国家具有依赖性。Canova and Menz(2011)也显示了这种可能性。对于中国经济,尽管DSGE模型已经在中国经济波动分析中得到广泛应用,但目前还没有研究在新凯恩斯一般均衡模型中对货币波动的重要性进行评价。应用于中国经济分析的DSGE模型中很少考虑不可分效用函数,李春吉、范从来和孟晓宏(2010)、袁申国、陈平和刘兰凤(2011)和毛彦军和王晓芳(2012)是仅有的几篇文献。但他们都没有对货币的作用进行深入分析。李春吉、范从来和孟晓宏(2010)关注的是各种冲击对中国经济波动的影响。袁申国、陈平和刘兰凤(2011)关注的是开放经济条件下中国经济中的金融加速器效应。毛彦军和王晓芳(2012)的分析重点是货币供给冲击和货币需求冲击对经济波动影响力的比较。鉴于这种状况,我们认为需要对中国数据进行类似的检验,并与其他国家进行比较,以深化我们对货币波动对中国经济的影响的认识。

  本文中,我们延续Canova and Menz(2011)的思路对中国经济波动进行分析。我们回答以下问题:①货币在中国IS曲线和Phillips曲线中的统计显著性;②在新凯恩斯模型中忽略货币的作用是否会对中国经济波动的解释造成扭曲。

  本文中的模型采用与Canova and Menz(2010,2011)类似的框架,不过有两个区别:①我们采用包含非零通胀趋势的Calvo定价机制以在模型中引入价格粘性[3];②我们采用混合型的Phillips曲线描述通货膨胀的动态行为。

  本文后面的部分安排如下:第二部分简要介绍本文分析数据所采用的模型;第三部分介绍校准的参数、数据和模型估计方法;第四部分对参数估计结果进行分析;第五部分为结论。

  二、模型

  本文使用的模型是一个简单的新凯恩斯DSGE模型,模型中不包括资本。下面我们简要描述本文采用的模型。

  模型中包含一个代表性家庭、一个最终产品生产商、一个连续统的中间产品生产商和一个负责执行货币政策的货币当局。

  在每一个时期,家庭选择实际消费、名义货币和劳动以最大化其终生效应:

  描述了当期产出波动的决定因素除了后顾性和前瞻性因素外,还包括货币量、实际利率、货币需求冲击和偏好冲击。参数控制货币波动对产出波动的影响程度。如果在效用函数中消费与货币是加性可分的,即,则货币波动不影响产出。式(10)是货币需求方程,描述的是实际货币余额的动态行为。根据式(10),货币需求受当期产出的正向影响,受滞后产出的负向影响,与名义利率负相关,负相关程度由参数控制,度量了货币需求的利率弹性。式(12)是描述通胀动态的菲利普斯曲线,通胀的动态行为中同样包含了后顾性和前瞻性因素,并受到实际边际成本和通胀目标冲击的正向影响,货币余额通过影响边际成本对通胀施加影响,其影响力的正负由的符号决定。我们设定的货币政策规则(式(13))允许利率对货币增长率做出反应。

  对应于本文所研究的问题,我们重点关注参数和的估计结果。衡量了货币对产出和通胀的直接影响程度,而则衡量了货币通过利率对经济波动的影响。

  三、模型估计与参数估计结果分析

  我们使用1992Q1~2011Q4的季度数据估计模型。数据包括:人均实际GDP、人均实际货币余额、名义利率和通货膨胀率。实际GDP由季度名义GDP除以定基比CPI(1990=100)得到,人均值通过除以全国就业人口得到。名义货币余额选用M1度量,人均实际货币余额的构造方法与人均实际GDP相同。名义利率选用一年期金融机构存款利率。通货膨胀由经过季度调整后的定基比CPI计算得到。定基比CPI指数由2001年1月-2011年12月的环比CPI指数和1990年1月-2011年12月的同比CPI指数得到。除就业人口外,所有的原始数据均来源于锐思数据库。就业人口的年度数据来源于各年的《中国劳动统计年鉴》,季度的就业数据通过对年度数据的线性插分得到。在估计模型前,先对人均实际GDP和货币余额进行了季度调整,然后所有的数据经对数化后,利用HP滤波法进行了去除线性趋势和均值的处理。

  在估计模型前,我们首先对不能由模型进行估计的参数进行校准。校准的参数有6个。名义利率的稳态值校准为1.0113,通胀的稳态值校准为1.0117,两者都是样本区间内的平均值。主观贴现率校准为0.975,是文献中普遍采用的校准值。(货币产出比率的倒数)校准为0.5213,取的是样本区间内的平均值。取值为2,与Canova and Menz(2011)中的校准值相同。我们将的值校准为0.90,使得Phillips曲线中滞后通胀的系数与杨小军(2011)的估计值相近。

  我们估计了不对和施加任何约束的基准模型,以及基准模型三个变形:模型I、模型II和模型III。在我们的估计过程中,不限制以及货币政策规则中参数的符号。

  本文采用最大似然估计法(ML)估计我们的模型。由于MATLAB自带的最小化函数fminunc.m对于大部分随机给出的初始值都不能计算出全局最大的似然函数值,我们采用Chris Sims的函数csminwel.m计算最大似然函数值。对于每个模型,我们随机给出100组初始参数值,然后计算似然函数值,以所有的随机试验组中最大的似然函数值对应的估计值为我们的参数估计值。

  表1的最后两行分别给出了似然函数值,以及根据似然函数值计算的似然比统计量及相应的P-value。似然比统计量根据公式计算得到,其中是参数不受约束的模型的对数似然函数值,是参数受约束的模型的对数似然函数值。根据似然比统计量计算公式,我们分别计算了基准模型与模型I、模型II和模型III之间的似然比统计量。基准模型与模型I之间的似然比统计量等于15.26,相应的P-value小于0.005,即基准模型在99.5%的置信水平下优于模型I。基准模型与模型II之间的似然比统计量等于3.94,相应的P-value小于0.05,即基准模型在95%的置信水平下优于模型II。基准模型与模型III之间的似然比统计量等于12.76,相应的P-value小于0.005,即基准模型在99.5%的置信水平下优于模型III。似然比检验结果说明,在拟合数据方面,基准模型相对于模型I,模型II和模型III有显著的优势。因此,在我们所选取的样本时间内,中国数据偏好于基准模型。

  表1.参数估计结果

  注1:括号内参数估计值的标准差,根据似然函数在最大值处的Hessian矩阵计算得到。

  注2:表中估计结果显示为0.0000的参数所指的是该参数的估计值小于0.00005,因此在四舍五入的情况下等于0。

  在每个模型中,习惯参数的估计值都是个相对较小的值,各个估计值对应的标准差也相对较大,说明我们得到的习惯参数的估计结果有相当大的不确定性。为了对习惯参数有更深的理解,我们在约束的条件下重新估计了基准模型,得到的对数似然函数值为1183.59,因此在95%的置信水平下时的模型对数据的拟合效果劣于我们的基准模型。从这个结果可以看到,尽管习惯参数的估计值很小,但是显著不等于0,在模型中引入习惯形成机制对于模型拟合中国数据仍有重要意义。是模型中的关键参数,它衡量了实际货币余额对产出和通胀的影响,其估计值在基准模型中为-0.0440,在模型III中为0.2411,从标准差可以看出这两个估计值在统计上都是显著的。在基准模型中的估计值为负,这意味着产出波动与预期实际货币增长率正相关,预期的货币扩张会导致当期的产出增长。同时,小于零还说明通货膨胀与当期的实际货币余额波动正向相关。的估计值在模型III中为正,这种情况下产出和通胀与预期实际货币余额的关联方向相对于基准模型发生了逆转。这是在货币政策规则中忽略货币所造成的一个扭曲,同时使得模型对数据的解释能力出现明显的下降。这证明了在货币政策规则中允许利率对货币增长率做出反应的重要意义。参数是货币需求方程中的关键参数,其直接的经济含义是货币需求的利率弹性,但它同时也决定了货币需求对货币需求冲击的反应系数,并与共同决定货币需求对产出增长的反应系数。在基准模型中,的估计值为41.0991。除了估计值的显著性外,其他三个模型中的估计值都与基准模型有明显的差别,这说明,无论是限制和中的一个为0,还是同时限制两个参数都为0,都会显著地影响到的估计结果。在货币需求方程中,表示的是货币需求对产出(经习惯形成调整后的产出)的弹性系数,该系数由和共同决定。在基准模型中,该系数的估计值约为-0.2445(之所以为负,主要是由于的估计值为负导致的),在模型I中为0.0245,在模型II中为0.1123,在模型III中为0.3002。该系数的估计结果在模型I、模型II与基准模型之间的区别是由于限制为0造成的。参数反映了价格粘性程度,在基准模型中的估计值为0.2657,这意味着价格的持续期约为1.36个季度,说明中国价格粘性程度比较低。模型I、模型II和模型III中的估计值与基准模型相近,说明约束和等于0对的估计结果影响不显著。货币政策规则的三个参数和在每个模型中的估计值都具有统计显著性,而且,尽管我们在估计过程中没有限制它们的符号,这三个参数的估计值都为正数,这意味着它们具有与理论一致的经济含义,即,货币政策操作的目标是稳定产出增长、通货膨胀和货币增长,在经济扩张时通过提高名义利率平抑经济波动,在经济衰退时下调名义利率促进经济增长。其中的估计值在每个模型中都小于,说明中国央行在这段时期内主要关注目标是通货膨胀,因此对通胀波动的反应程度大于对产出增长波动的反应。参数、和分别用于衡量偏好冲击、货币需求冲击和技术冲击的持续性程度。这三个参数的估计结果在各个模型之间没有显著差别。参数、和的估计结果显示偏好冲击和货币需求冲击都具有较大的持续性,而技术冲击则基本上不具备任何持续性。外生冲击标准差的估计值都具有统计上的显著性。除了货币需求冲击以外,其他三个冲击标准差的估计值在各个模型之间没有显著的区别。三个冲击中,货币需求冲击的标准差最大,其次为技术冲击,货币政策冲击的标准差最小,这种数量上的大小顺序在各个模型之间没有区别。

  我们对参数的估计结果确认以下几个事实:①货币在中国经济IS曲线、Phillips曲线和货币政策规则的估计中具有统计上的显著性;②包含货币的模型在拟合数据方面相对于不包含货币的模型具有更大的优势;③在模型中忽略货币的作用(同时约束和等于0),或限制货币的作用(约束和的其中一个等于0)都有可能导致模型中变量之间的关系发生变化。

  四、中国经济波动的根源及不同模型的解释:冲击响应分析与方差分解

  (一)冲击响应分析

  在本节中,我们分析基准模型和模型1对中国经济波动的解释存在哪些区别。我们通过计算两个模型中变量对各个冲击的反应路径及方差分解以得到对中国经济波动影响因素的解释。

  1.偏好冲击对中国经济波动的影响。

  偏好冲击在经济波动过程中的影响机制,以及货币在偏好冲击传导过程中的作用。根据本文模型的结构,偏好冲击通过产出-货币-通胀-利率这样一个渠道对经济波动产生影响。通过效用函数,偏好冲击直接影响消费的边际效用,从而构成了决定产出动态行为的影响因素之一。偏好冲击对货币的影响是通过产出形成的,在货币需求方程中产出是货币需求的一个决定因素。类似地,偏好冲击通过货币和产出影响企业的边际成本,进而影响通货膨胀。最后,通过货币政策规则,偏好冲击影响利率的决定。

  在正向的偏好冲击之后,消费的边际效用增加,家庭部门有增加消费的倾向,因此消费增加,并导致产出增长。在货币需求方程中,的估计值小于0,的估计值大于0,决定了货币需求与产出和名义利率负向关联。因此,在正向偏好冲击的影响下,实际货币余额下降。偏好冲击对通胀动态的影响由产出和货币与边际成本的关系决定。在企业边际成本的决定式中,产出和货币与边际成本都是正向关联的。因此,通过产出,正向的偏好冲击导致通货膨胀率上升,而通过货币,正向的偏好冲击导致通货膨胀率下降。从通胀对偏好冲击的反应来看,在偏好冲击的传导过程中,产出对于决定通胀的动态行为所发挥的作用大于货币。基于前面的分析,利率对偏好冲击的反应很容易得到解释。根据货币政策规则,央行在面对经济扩张时,为了平抑经济波动,将上调名义利率,而由于货币对利率的影响小于产出和通胀,因此,实际货币余额的下降不足以影响到利率的调整方向。因此我们在图1中观察到正向偏好冲击下利率的上升。

  图1中的虚线对应于模型I,给出了在模型忽略货币的作用时偏好冲击的表现。从变量对偏好冲击的反应方向来看,两个模型没有区别。从相对的影响幅度来看,偏好冲击对货币和利率的影响在两个模型之间的区别较大,对产出和通胀的影响的差别不明显。由于模型I约束等于0,货币需求与产出之间的关系转变为正向关联,而的估计值是大于0的,货币需求与利率仍然是负向关联。因此,在不考虑货币的情况下,正向的偏好冲击通过产出导致货币余额的上升,通过名义利率导致货币余额下降,两者综合作用的结果是货币对偏好冲击的反应程度相对于基准模型明显下降。

  2.货币需求冲击对经济波动的影响。

  在我们的模型结构中,货币需求冲击直接影响家庭对货币的需求,对消费的影响则取决于效用函数是否关于消费和货币加性可分。如果效用函数关于消费和货币加性不可分,那么模型将允许货币需求冲击影响消费的边际效用,从而影响消费和产出的跨期动态行为。在基准模型中,我们得到的显著不为0的估计结果,证明了效用函数关于消费和货币加性不可分性。图2直观地展示了这一结论。在图2中,实线对应于基准模型,它表明在基准模型中,货币需求冲击显著地影响到每一个经济变量的动态行为。在正向的货币需求冲击发生之后,经济开始扩张,产出和货币余额向上偏离其均衡状态,央行因此采取紧缩的货币政策,带动利率上升。通胀对货币需求冲击的反应略显复杂一些。在正向的货币需求冲击之后,通货膨胀在短期内降低,但随后通胀开始上行,在大约4个季度之后会超过原来的均衡水平。通胀的这种动态特征证实了中国通胀动态影响因素的复杂性。短期内的通胀降低是由于正向的货币需求冲击降低了企业的边际成本,边际成本下降带动了价格水平的下降。但是货币需求冲击对货币余额的影响是非常大的,从图2中货币对货币需求冲击的反应程度我们可以看出这一特点。在短期内货币存量的上升由于产出的增长抵消了一部分效力,因此对通胀的影响不显著。但由于货币存量的增长幅度远超过产出,货币对通胀的影响在中长期开始显现,产生对通胀的上行压力。

  由于货币需求冲击对除了货币以外的其他变量的影响依赖于参数和,因此在模型I中,货币需求冲击对产出、利率和通胀没有影响。对于货币,由于模型I中的估计值远小于基准模型,因此在模型I中,货币需求关于货币需求冲击的反应系数大幅提高,由基准模型的0.5336,上升到0.9512。这解释了图2中从基准模型到模型I货币对货币需求冲击反应程度的大幅增加。

  3.技术冲击对中国经济波动的影响。

  技术冲击在基准模型和模型I中的表现。我们可以看出技术冲击对经济波动影响持续期很短,这是技术冲击区别于前面的偏好冲击和货币需求冲击的一个显著特征。这是因为,根据我们对模型的估计结果,技术冲击的持续性等于0。

  在正向的技术冲击发生之后,产出和货币余额都向上波动。这是因为,在我们的模型中,技术冲击最先影响的是企业的边际成本,边际成本是技术冲击影响经济波动的唯一渠道。在边际成本的决定式中我们可以看到,技术冲击与边际成本反向关联。因此,正向的技术冲击导致边际成本下降。边际成本的下降促使企业增加产出,并带动家庭部门增加消费,消费的增加提高了家庭持有货币的边际效用,从而使得货币需求增加。

  在正向技术冲击影响,通货膨胀率下降。这是同样是受企业边际成本下降的影响。利率的下降是由于货币政策规则中利率的确定受产出、通胀和货币的影响。而且,在产出和货币都向上波动的情况下,利率反而下降,这说明在货币政策目标中,稳定通胀波动占据重要位置。

  由于技术冲击对货币的影响取决于消费是否影响货币的边际效用,因此,在模型I中,如同图3所显示的,技术冲击几乎不影响货币的动态行为。相反,由于边际成本对产出和通胀的影响不受参数的影响,因此技术冲击影响下的产出和通胀的动态行为在基准模型和模型I之间基本没有区别。在模型I中,技术冲击对利率的影响被削弱了,这是由于

  4.货币政策冲击对中国经济波动的影响。

  货币政策冲击对所有变量的动态行为都有影响,但是由于本文的模型中货币政策冲击不具有持续性,货币政策冲击对经济波动的影响只限于短期。图4给出了各个经济变量对货币政策冲击的反应路径,实线对应于基准模型,虚线对应于模型I。根据我们的模型结构,正向货币政策冲击首先导致名义利率上升,名义利率的上升通过事前实际利率的提高使得产出下降,因此在图4中我们观察到在货币政策冲击的影响下,产出向下波动。货币政策冲击通过影响货币需求得以降低货币余额。在模型I中,由于的估计值远小于基准模型,因此货币政策冲击对货币的影响力受到很大影响,货币政策冲击只造成货币余额出现微小的波动。

  (二)方差分解

  我们计算了1~40期向前预测的误差方差,表2中给出的是第40期即向前10年的预测误差的方差分解结果,展示了各个冲击在长期对经济波动的影响。

  表2 向前10年的预测误差方差分解

  表2中给出了在两个模型中每个冲击在解释经济波动方面的区别。两个模型在解释产出和通胀波动时没有显著的差别。在基准模型中,导致产出波动的主要是技术冲击,其次是货币政策冲击,两者分别解释了产出波动的50.56%和23.30%,偏好冲击和货币需求冲击对产出的影响较小,但不可忽视,两者合并的解释力超过26%;在模型I中,货币需求冲击基本上不影响产出波动,偏好冲击对产出的影响也明显下降,而技术冲击和货币政策冲击在产出波动中发挥了更大的作用,两者加起来能够解释产出波动的92%多。类似地,无论是基准模型中还是模型I中,导致通胀波动的主要因素都是货币政策冲击,其次是技术冲击。

  与产出和通胀不同的是,两个模型对货币与利率波动的解释存在显著的区别。基准模型中,货币波动主要是由于偏好冲击所导致的,偏好冲击解释了货币波动的70%多,货币需求冲击解释了货币波动的23%;而在模型I中,货币需求冲击成了推动货币波动的主要因素,能够解释超过90%的货币波动。与货币类似,对利率的动态行为的解释也因两个模型是否包含货币而不同。在基准模型中,货币需求冲击是影响利率波动的最重要因素,其次是偏好冲击;而在模型I中,货币需求冲击对利率几乎不存在任何影响,而偏好冲击解释了超过90%的利率不同。

  五、结论

  我们在本文中分析了中国经济波动中货币因素的重要性。对应于我们在引言中提出的问题,我们对基准模型的估计证实了参数和具有统计显著性。不仅如此,允许这两个参数不等于0的模型相对于其他模型也能更好地拟合数据。我们对参数的估计结果表明,产出与预期实际货币增长率,以及通胀与当期实际货币余额都是正向关联的。这意味着,货币增长是中国经济增长过程中的一个影响因素,而实际货币余额的上升也会导致通货膨胀率的上涨。

  我们对模型的冲击响应和方差分解的结果意味着货币对通胀和产出的影响,即允许货币存在于Phillips曲线、IS曲线和货币政策中,是一个不可忽视的放大或传导经济冲击的直接渠道。在模型中忽略货币的作用会导致对经济波动成因的不同解释。具体表现在模型对货币波动和利率波动的解释上。如果忽略货币在Phillips曲线和IS曲线中的作用,则模型将会把货币波动主要归因于货币需求冲击,而不是基准模型中的偏好冲击。类似地,如果不考虑货币,则模型将认为利率波动的主要影响因素是偏好冲击,而不是基准模型中的货币需求冲击。

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