李松華

（1.中國科學(xué)院 數(shù)學(xué)與系統(tǒng)科學(xué)研究院，北京 100190； 2.華北水利水電學(xué)院 經(jīng)管院，河南 鄭州 450011）

一 引 言

近年來，中國人民銀行頻繁運(yùn)用利率工具調(diào)整宏觀經(jīng)濟(jì)：2007～2008年，為了應(yīng)對通貨膨脹壓力，央行連續(xù)6次上調(diào)金融機(jī)構(gòu)人民幣存貸款基準(zhǔn)利率，至2008年2月金融機(jī)構(gòu)一年期存款和貸款的基準(zhǔn)利率分別提高到4.14%和7.47%；然而，2008年下半年開始，受美國次貸危機(jī)的影響，央行貨幣政策轉(zhuǎn)為寬松，利率水平開始下調(diào)。那么，相對于越來越受到批評的貨幣供應(yīng)量中介目標(biāo)，利率能否發(fā)揮我國貨幣政策中介目標(biāo)的作用呢？如果可以，則利率如何發(fā)揮其傳導(dǎo)作用？鑒于此，本文關(guān)注利率作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的可行性，并分析利率沖擊在我國經(jīng)濟(jì)中的具體傳導(dǎo)途徑。

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于利率傳導(dǎo)的研究較多。彭方平、王少平利用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，選取滬深兩市651家上市公司作為截面單元，從微觀角度實(shí)證檢驗(yàn)了我國貨幣政策有效性問題。認(rèn)為我國貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道是有效的［1］。徐龍炳、符戈［2］，周英章、蔣振聲［3］也認(rèn)為我國貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道存在，利率對實(shí)際經(jīng)濟(jì)有著切實(shí)的影響。然而，由于研究方法以及所采用數(shù)據(jù)的差異，學(xué)者們的研究結(jié)論并不一致。宋芳秀等對制造業(yè)上市公司的實(shí)證研究認(rèn)為利率對投資的作用機(jī)制傳導(dǎo)不暢，貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道不存在［4］。

與上述僅僅檢驗(yàn)貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道存在性的研究不同，本文關(guān)注利率變動(dòng)是如何對我國GDP等總量指標(biāo)產(chǎn)生影響的，即分析利率傳導(dǎo)的具體途徑。而上述研究所采用的簡約化計(jì)量模型無法實(shí)現(xiàn)該研究目標(biāo)，本文所構(gòu)建的結(jié)構(gòu)化動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE）可以實(shí)現(xiàn)這一研究目標(biāo)。

本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為模型構(gòu)建，第三部分為數(shù)據(jù)來源介紹及極大似然方法的參數(shù)估計(jì)，第四部分為DSGE模型適用性分析，第五部分為利率沖擊傳導(dǎo)的脈沖響應(yīng)分析，第六部分為本文的結(jié)論。

二 DSGE模型構(gòu)建

本文模型主要采取了 CEE［5］和Ireland［6］的形式，但與CEE不同的是，本文完全指數(shù)化名義粘性工資和價(jià)格，貨幣政策采用修正的泰勒規(guī)則；與Ireland模型不同的是本文將粘性名義工資及投資調(diào)整成本納入了模型框架，且采用Calvo［7］的“價(jià)格調(diào)整信號”引入名義粘性。本文的模型包含了3個(gè)經(jīng)濟(jì)主體：代表性家庭、代表性廠商和中央銀行。

（一）代表性家庭的最優(yōu)決策

假定經(jīng)濟(jì)中具有無限壽命的代表性家庭是連續(xù)的，j∈（0，1）。在每一期t＝0，1，2…，代表性家庭需作出一系列決策以最大化其一生的效用。這些決策包括：消費(fèi)決定、資本積累決定、投資決定、工資決定即勞動(dòng)供給決定，以及資產(chǎn)持有決定。本文假定家庭在消費(fèi)和資產(chǎn)持有方面是同質(zhì)的，而在工資決定即勞動(dòng)供給方面是異質(zhì)的。

代表性家庭j的效用函數(shù)為：

其中，β∈ （0，1）為家庭的隨機(jī)貼現(xiàn)因子，（1）式說明代表性家庭最大化的是其一生效用的現(xiàn)值。參數(shù)σ、γ、φ、h均大于0，其中σ為消費(fèi)的跨期替代彈性，γ為貨幣需求的利率彈性，φ為家庭的勞動(dòng)供給彈性，h為消費(fèi)習(xí)慣形成，bt為消費(fèi)偏好沖擊。

家庭在最大化其一生效用時(shí)受到的跨期預(yù)算約束為：

其中，消費(fèi)Ct、勞動(dòng)供給Nt、投資It、資本Kt均為實(shí)際變量；Bt為家庭在t期以價(jià)格1／Rt購買的一次性債券的數(shù)量，Rt為名義的債券總收益率；Bt－1為家庭t－1期購買的債券在t期初的本息和；Τt為中央銀行給予家庭的一次性轉(zhuǎn)移支付；Mt－1、Kt分別為家庭在進(jìn)入t期時(shí)持有的現(xiàn)金和資本；Mt為t期末持有的現(xiàn)金，Wt為名義工資；Divt為家庭從中間產(chǎn)品廠商那里獲得的紅利為名義資本使用價(jià)格，ut為資本利用率，ptf（ut）Kt為名義資本使用成本，從而凈資本出租回報(bào)為根據(jù)CEE［5］，本文假定穩(wěn)態(tài)時(shí)資本利用率ut＝1，資本使用成本f（1）＝0。

家庭j的資本積累方程為：

其中，δ為資本折舊率，zt為投資調(diào)整成本沖擊，S（·）為投資調(diào)整成本，且是投資變化的增函數(shù)。根據(jù)CEE（2003），本文假定穩(wěn)態(tài)時(shí)S（·）＝S′（·）＝0，從而投資調(diào)整成本僅取決于S（·）的二階導(dǎo)數(shù)。

在（2）式和（3）式的約束下，代表性家庭j通過決定Ct、Mt／Pt、Bt、Kt、ut、It的數(shù)量以最大化其效用函數(shù)（1），通過構(gòu)建拉格朗日函數(shù)得到如下一階條件：

其中，λt為預(yù)算約束（2）式的拉格朗日乘子，其含義為消費(fèi)的邊際效用；Qt為（3）式的拉格朗日乘子，其含義為資本投資價(jià)值。則由（4）式和（6）式可得消費(fèi)的歐拉方程：

（10）式說明家庭的消費(fèi)支出隨金融資產(chǎn)回報(bào)的上升而下降，而與外生消費(fèi)偏好沖擊正相關(guān)①通貨膨脹πt ＝Pt／Pt－1，對數(shù)線性化的形式為＾πt ＝＾pt－＾pt－1。。當(dāng)h＝0時(shí)，上式即轉(zhuǎn)化為傳統(tǒng)的前瞻性的消費(fèi)方程。外生習(xí)慣形成的存在，使得當(dāng)期消費(fèi)取決于過去和未來消費(fèi)的加權(quán)平均。

由（4）式、（5）式和（6）式得到實(shí)際貨幣需求方程：

（11）式說明貨幣需求與利率成反方向變化，與當(dāng)期消費(fèi)同方向變化。

資本投資價(jià)值方程由（7）式和（8）式得到：

投資方程由（9）式得到：

其中，投資調(diào)整成本參數(shù)ψ＝1／s＇（·），為正數(shù)。

此外，由于不同家庭提供的勞動(dòng)是有差別的，從而勞動(dòng)市場是壟斷競爭的。根據(jù)Smets ＆ Wouters［8］，本文采取Calvo［7］的方式引入粘性名義工資，即假定每一期家庭以概率1－ξw接收到“工資調(diào)整信號”并將其最優(yōu)名義工資制定為Wt＊，沒有接收到“工資調(diào)整信號”的家庭則按照上一期的通貨膨脹調(diào)整其名義工資，即Wt（j）＝πt－1Wt－1（j）。

由一階條件得到實(shí)際工資決定方程：

（二）代表性廠商的最優(yōu)決策

1.最終產(chǎn)品廠商的利潤最大化。最終產(chǎn)品市場是完全競爭的，廠商使用連續(xù)的中間產(chǎn)品Yt（i）（i∈ （ 0，1））采用技術(shù)生產(chǎn)唯一的最終產(chǎn)品Yt。其中為可變的需求彈性。則由零經(jīng)濟(jì)利潤可得廠商對第i種中間投入產(chǎn)品的需求以及最終產(chǎn)品價(jià)格Pt與中間產(chǎn)品價(jià)格Pt（i）之間的關(guān)系Pt＝

2.中間產(chǎn)品廠商的利潤最大化。中間產(chǎn)品i∈ （ 0，1 ）在壟斷競爭市場生產(chǎn)，廠商的生產(chǎn)函數(shù)為：

則根據(jù)最優(yōu)要素使用原則可以得到中間產(chǎn)品廠商的實(shí)際邊際成本為。其中，At為技術(shù)沖擊，有效資本是投入的勞動(dòng)數(shù)量，為所有j種勞動(dòng)的組合。實(shí)際資本使用價(jià)格實(shí)際工資wt＝Wt／Pt。

由最優(yōu)要素使用原則和中間廠商的實(shí)際邊際成本可得到勞動(dòng)需求方程：

此處再次假定中間廠商定價(jià)時(shí)采用Calvo［7］的機(jī)制，即每一期，廠商將其產(chǎn)品名義價(jià)格調(diào)整為最優(yōu)價(jià)格

的概率為1－ξp。當(dāng)廠商沒有接收到“價(jià)格調(diào)整信號”，其產(chǎn)品價(jià)格按照過去的通貨膨脹調(diào)整，即 Pt（i）＝πt－1Pt－1（i）。t期制定最優(yōu)價(jià)格的廠商選擇最優(yōu)價(jià)格最大化其在（t，t＋k）之間利潤的現(xiàn)值之和：

上式即為新凱恩斯主義的菲利普斯曲線：通貨膨脹取決于過去和預(yù)期未來通貨膨脹以及當(dāng)期實(shí)際邊際成本。

上文家庭和廠商優(yōu)化行為部分的外生沖擊φt＝［ztAtbt為AR（1）過程：

其線性化形式為：

其中ρφ∈ （－1，1），φ為外生沖擊的穩(wěn)態(tài)值，是具有0均值、標(biāo)準(zhǔn)誤為σφ的i.i.d.正態(tài)分布。

此外，市場均衡要求Bt＝Bt－1＝0和Mt＝ Mt－1＋Tt，從而由預(yù)算約束（2）得到總資源約束方程Yt＝Ct＋I(xiàn)t，并對數(shù)線性化為下式：

家庭的資本積累方程（3）式以及中間廠商的生產(chǎn)函數(shù)（15）式分別對數(shù)線性化為：

（三）中央銀行的政策行為

根據(jù)本文的研究目標(biāo)——考察利率在我國經(jīng)濟(jì)中的傳導(dǎo)過程，因此，本文假定央行的貨幣政策采取修訂的泰勒規(guī)則。

即利率不僅取決于上期利率，還取決于通貨膨脹、產(chǎn)出和沖擊項(xiàng)，且沖擊是持久的。其中，ρv∈ （ － 1 ，1），η是具有0均值、標(biāo)準(zhǔn)誤為σv的i.i.d.正態(tài)分布。

上述方程（10）－（14），（16），（18）－（24）即構(gòu)成了本文DSGE模型的數(shù)線性化形式，下文的參數(shù)估計(jì)、基于反事實(shí)仿真的模型適用性分析以及利率沖擊的脈沖響應(yīng)分析都是基于該對數(shù)線性化的DSGE模型進(jìn)行的。

三 數(shù)據(jù)和模型估計(jì)

（一）數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來自于CCER和中經(jīng)統(tǒng)計(jì)網(wǎng)。數(shù)據(jù)長度為1996年1季度至2011年4季度，分別以國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會消費(fèi)品零售總額、7天同業(yè)拆借利率、貨幣供應(yīng)量M2、全部從業(yè)人員勞動(dòng)報(bào)酬作為模型中產(chǎn)出Y、消費(fèi)C、利率R、貨幣余額M以及工資W的替代變量。通貨膨脹π是以環(huán)比的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI作為價(jià)格P的替代變量計(jì)算得到。此外，將CPI以1996年1季度作為基期進(jìn)行定基處理，從而得到Y(jié)、C、M、W的實(shí)際值。隨后采用BP濾波方法對全部6個(gè)觀測變量進(jìn)行了退勢和季節(jié)調(diào)整處理，保留各觀測變量周期為6～32個(gè)季度的分量，去掉了周期小于6個(gè)季度和大于32個(gè)季度的分量，以各觀測變量對其穩(wěn)態(tài)值偏離的百分比來表示。

（二）參數(shù)估計(jì)方法

本文采用極大似然方法估計(jì)上文線性化DSGE模型的結(jié)構(gòu)參數(shù)。首先運(yùn)用Blanchard ＆Kahn［9］的方法求解線性DSGE模型的解，并用狀態(tài)空間的形式表示；然后運(yùn)用Kalman濾波得到關(guān)于模型結(jié)構(gòu)參數(shù)的似然函數(shù)，極大化之即可求得參數(shù)的估計(jì)值。具體地：

對數(shù)線性化DSGE模型，即上文方程（10）－（14），（16），（18）－（24）的解的狀態(tài)空間形式為：

（三）參數(shù)估計(jì)結(jié)果

由于受可得觀測數(shù)據(jù)的限制，本文對部分結(jié)構(gòu)參數(shù)進(jìn)行了校準(zhǔn)。根據(jù)樣本期內(nèi)我國7天同業(yè)拆借利率的年度均值將β值校準(zhǔn)為0.9892，因?yàn)闃颖酒趦?nèi)我國銀行間同業(yè)拆借利率的年度均值為4.37%，而β＝1／（1＋4.37%／4）。根據(jù)我國全部從業(yè)人員勞動(dòng)報(bào)酬占GDP的比重，將資本份額α校準(zhǔn)為0.41。根據(jù)Smets ＆ Wouters［8］將勞動(dòng)供給的工資彈性φ校準(zhǔn)為0.42，投資調(diào)整成本ψ和資本利用成本ψu(yù)分別校準(zhǔn)為0.148和0.169，穩(wěn)態(tài)價(jià)格加成比例μp校準(zhǔn)為1.2（則穩(wěn)態(tài)時(shí)，中間產(chǎn)品的需求彈性為6，因?yàn)棣蘰＝θp／（θp－1））。資本折舊率δ校準(zhǔn)為0.025，意味著年折舊率為10%（Ireland（1997）［6］）。模型中其余20個(gè)參數(shù)則由極大似然估計(jì)方法得到。表1和表2分別為校準(zhǔn)的參數(shù)值和估計(jì)的參數(shù)值。

表1 參數(shù)校準(zhǔn)值

本文的參數(shù)估計(jì)在統(tǒng)計(jì)上大都是顯著的。消費(fèi)跨期替代彈性σ的估計(jì)值為0.3756，外生習(xí)慣形成參數(shù)h為0.6812，貨幣需求的利率彈性γ的估計(jì)值為0.5995。參數(shù)不制定最優(yōu)價(jià)格與不制定最優(yōu)工資的概率的估計(jì)值分別為0.9053、0.8284，這意味著價(jià)格和工資的粘性（即持久期）分別為10.5和5.8個(gè)季度，即2.6年和1.5年，比較接近Smets ＆Wouters［8］所估計(jì)的歐元區(qū)的價(jià)格粘性和工資粘性的2.5年和1年。泰勒規(guī)則參數(shù)，即利率對通脹、產(chǎn)出、上期利率的響應(yīng)系數(shù)γπ、γy、γr的估計(jì)值分別為1.7099、0.2890和0.7822，且是顯著的，說明本文央行遵循利率規(guī)則的假設(shè)是合理的，可以運(yùn)用泰勒規(guī)則指導(dǎo)中國的貨幣政策。

表2 極大似然參數(shù)估計(jì)值

6個(gè)外生沖擊持久性參數(shù)的估計(jì)值基本都在0.8以上較 大，說明這6個(gè)外生沖擊對我國經(jīng)濟(jì)的影響較為持久。技術(shù)、投資調(diào)整成本及利率沖擊的標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)值都是顯著的，說明這3個(gè)外生沖擊在很大程度上解釋了觀測變量的波動(dòng)，而兩個(gè)成本推動(dòng)沖擊——價(jià)格加成、工資加成沖擊，以及消費(fèi)偏好沖擊的標(biāo)準(zhǔn)誤不顯著，說明這3個(gè)沖擊對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響較小。

四 DSGE模型適用性分析

為了檢驗(yàn)所構(gòu)建的DSGE模型對本文研究主題的適用性，本部分給出了通過反事實(shí)仿真得到的模型擬合的6個(gè)觀測變量值與它們的實(shí)際值的比較（如圖1所示）以及利率、技術(shù)、消費(fèi)偏好等6個(gè)外生沖擊的光滑估計(jì)（如圖2所示）。這兩個(gè)檢驗(yàn)都為本文所構(gòu)建的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型的適用性提供了充足的證據(jù)，說明了本文的DSGE模型較為成功的刻畫了中國的經(jīng)濟(jì)情況，可以用該模型來分析利率的傳導(dǎo)途徑。

（一）基于反事實(shí)仿真的觀測變量擬合值與其實(shí)際值的比較

現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)往往存在多種外生隨機(jī)擾動(dòng)，本文的DSGE模型假設(shè)經(jīng)濟(jì)中僅存在6中外生沖擊，則為了檢驗(yàn)所構(gòu)建的DSGE模型對現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的解釋能力，本部分給出了通過反事實(shí)仿真得到的模型擬合的6個(gè)觀測變量值與它們的實(shí)際值的比較，如圖1所示，除了實(shí)際貨幣余額的擬合值與其實(shí)際值差別較大外，模型對實(shí)際產(chǎn)出、消費(fèi)、利率、工資，以及通貨膨脹擬合較好，這說明本文所構(gòu)建的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE）比較符合現(xiàn)實(shí)，對現(xiàn)實(shí)的解釋能力較強(qiáng)。

圖1 模型擬合值與觀測變量歷史值的比較

（二）外生沖擊的光滑估計(jì)分析

圖2為估計(jì)模型參數(shù)時(shí)所得到的6個(gè)外生沖擊的光滑估計(jì)。由圖2可以看出，利率、技術(shù)、消費(fèi)偏好等6個(gè)外生沖擊的光滑估計(jì)值與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展路徑較為吻合，也在一定程度上說明了本文所構(gòu)建的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型對我國的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)刻畫較好。

樣本初期，即1996年，價(jià)格加成沖擊的光滑估計(jì)為負(fù)，而利率沖擊的光滑估計(jì)為正，這與我國當(dāng)時(shí)的經(jīng)濟(jì)情況是一致的：1996年處于我國的工資改革期間，因此正的工資加成沖擊光滑估計(jì)是合理的；而且為了抑制通貨膨脹，這一時(shí)期我國貨幣政策是從緊的，央行多次加息，因此利率的光滑估計(jì)為正。同時(shí)，從緊的貨幣政策對通貨膨脹的調(diào)整開始顯效，通脹壓力下降，因此，價(jià)格加成沖擊的光滑估計(jì)為負(fù)。

1997年～2002年，“亞洲金融危機(jī)”之后我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展在較長一段時(shí)期里處于低迷狀態(tài)，甚至面臨通貨緊縮。在這一時(shí)期，投資調(diào)整成本沖擊的光滑估計(jì)為正，而技術(shù)沖擊的光滑估計(jì)大部分時(shí)候?yàn)樨?fù)，顯示了投資和產(chǎn)出增長乏力，消費(fèi)偏好沖擊的光滑估計(jì)在較長時(shí)期里也為負(fù)值，說明作為產(chǎn)出增長重要驅(qū)動(dòng)力的消費(fèi)也是趨于低迷的；價(jià)格加成沖擊和工資加成沖擊的光滑估計(jì)在大部分時(shí)候?yàn)樨?fù)，顯示了這一時(shí)期我國的通貨膨脹率較低。

2007年左右，我國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)偏熱勢頭、通貨膨脹壓力增大，因此價(jià)格加成沖擊和工資加成沖擊的光滑估計(jì)為正，消費(fèi)偏好沖擊趨于上行；為緩解通脹壓力，貨幣政策轉(zhuǎn)為從緊，央行多次調(diào)高利率，從而利率沖擊的光滑估計(jì)為正。而在樣本后期，從2008年下半年開始，為抵消美國“次貸危機(jī)”所引發(fā)的世界經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化對我國經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響，央行實(shí)行了寬松的貨幣政策，多次下調(diào)利率，從而利率的光滑估計(jì)為負(fù)，技術(shù)沖擊下降。

圖2 外生沖擊的光滑估計(jì)

五 利率沖擊傳導(dǎo)的脈沖響應(yīng)分析

圖3 利率沖擊的脈沖響應(yīng)

本部分將結(jié)合上文線性DSGE模型的相關(guān)行為方程，運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析利率沖擊是如何影響我國經(jīng)濟(jì)的。圖3為一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)誤正向沖擊的脈沖響應(yīng)。費(fèi)；另一方面，由（12）式和（13）式可知名義利率上升導(dǎo)致資本投資價(jià)值下降進(jìn)而投資減少；由（20）式可知，產(chǎn)出正向取決于消費(fèi)和投資，因而正的利率沖擊所導(dǎo)致的消費(fèi)和投資的減少最終導(dǎo)致了產(chǎn)出減少。此外，由（18）式可知，通貨膨脹下降的原因在于實(shí)際工資和資本使用價(jià)格的下降。則利率傳導(dǎo)機(jī)制可概括為：

圖3正的利率沖擊，即緊縮貨幣政策，造成產(chǎn)出、消費(fèi)、投資、實(shí)際工資、通貨膨脹、資本投資價(jià)值、實(shí)際貨幣需求、勞動(dòng)需求以及資本使用價(jià)格下降，而名義利率先上升后下降。正的利率沖擊使得名義利率先上升后下降，一方面，由（10）式可知消費(fèi)減少，因?yàn)槔噬仙馕吨彝ネ顿Y債券的回報(bào)上升，從而家庭會將其收入更多的用于購買債券而不是消

六 結(jié)論

本文通過構(gòu)建一個(gè)結(jié)構(gòu)模型，即新凱恩斯主義的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE），考察了利率作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的可行性，并分析了利率沖擊在我國經(jīng)濟(jì)中的具體傳導(dǎo)途徑。研究發(fā)現(xiàn)：

第一，反事實(shí)仿真和外生沖擊的光滑估計(jì)均表明，本文的DSGE模型成功地刻畫了中國的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，擬合數(shù)據(jù)較好，因而可以用來分析中國的經(jīng)濟(jì)問題。

第二，上文DSGE模型中利率規(guī)則參數(shù)的估計(jì)值均是顯著的，說明泰勒規(guī)則在我國具有一定的適用性，利率可以作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)。

第三，由DSGE模型的相關(guān)行為方程和脈沖響應(yīng)分析可知，利率沖擊是通過影響資本投資價(jià)值進(jìn)而投資、影響家庭的消費(fèi)和資產(chǎn)持有決策，最終對產(chǎn)出等實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響的。脈沖分析表明，消費(fèi)和投資在利率沖擊的傳導(dǎo)中發(fā)揮的作用不同：投資對利率沖擊的響應(yīng)要遠(yuǎn)大于消費(fèi)對該沖擊的響應(yīng)，說明利率沖擊傳導(dǎo)主要是通過投資對產(chǎn)出產(chǎn)生影響的，消費(fèi)對沖擊的傳導(dǎo)作用相對較小。該結(jié)論與我國現(xiàn)實(shí)是相符的，多年來我國經(jīng)濟(jì)增長主要來自于投資的增加，而消費(fèi)需求往往不足。

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