徐小君

摘 要：為考察貨幣政策沖擊對(duì)通貨膨脹的影響方向和大小，本文首先在動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡框架內(nèi)構(gòu)建企業(yè)的營(yíng)運(yùn)資本模型，貨幣政策通過(guò)改變企業(yè)營(yíng)運(yùn)資本的融資成本進(jìn)而影響物價(jià)變動(dòng)。理論模型的數(shù)值模擬顯示，貨幣政策沖擊導(dǎo)致通貨膨脹變化的大小和特征取決于價(jià)格與通脹率粘性系數(shù)。進(jìn)而利用符號(hào)約束SVAR模型對(duì)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了計(jì)量分析，經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)商品價(jià)格粘性較強(qiáng)，利率上調(diào)的緊縮性貨幣政策可能導(dǎo)致物價(jià)的上升；通貨膨脹形成機(jī)制中包含了較強(qiáng)的預(yù)期成分，貨幣擴(kuò)張沖擊產(chǎn)生的通貨膨脹效應(yīng)時(shí)間提前且反應(yīng)程度較大。

關(guān)鍵詞：通貨膨脹；貨幣政策；成本渠道；符號(hào)約束；SVAR模型

中圖分類號(hào)：F820 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1674-2265（2015）10-0011-10

一、引言

貨幣政策對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生怎樣的影響，一直是理論和實(shí)踐關(guān)注的重要問(wèn)題。改革開(kāi)放30多年來(lái)，為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)與適應(yīng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展的需求，中央銀行長(zhǎng)期主要采用擴(kuò)張性的貨幣政策。擴(kuò)張性貨幣政策雖對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展產(chǎn)生了一定程度的積極作用，但也易導(dǎo)致我國(guó)物價(jià)水平波動(dòng)以及通貨膨脹現(xiàn)象的出現(xiàn)。當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵時(shí)期，面臨增速下滑、勞動(dòng)成本和原材料價(jià)格上升等多種不利因素。研究貨幣政策產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展選擇適合的貨幣政策，避免在轉(zhuǎn)型期出現(xiàn)“滯脹”現(xiàn)象，是當(dāng)前理論界和政府決策部門共同關(guān)注的課題。

貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量特別是對(duì)物價(jià)變動(dòng)產(chǎn)生的影響，一直是經(jīng)濟(jì)理論研究的主要內(nèi)容。傳統(tǒng)的貨幣理論認(rèn)為，擴(kuò)張性貨幣政策是導(dǎo)致通貨膨脹的主要原因，而緊縮性貨幣政策有助于抑制物價(jià)水平的上漲。但相關(guān)的實(shí)證研究并沒(méi)有完全支持上述理論預(yù)測(cè)。西姆斯（Sims，1992）利用向量自回歸VAR模型對(duì)美國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析后發(fā)現(xiàn)，上調(diào)利率的緊縮性貨幣政策沖擊導(dǎo)致物價(jià)水平的上升。這一現(xiàn)象被艾肯鮑姆（Eichenbaum，1992）等后繼研究文獻(xiàn)稱為貨幣政策的“價(jià)格之謎”（Price Puzzle）。西姆斯（1992）、卡斯泰爾諾沃和蘇里科（Castelnuovo和Surico，2010）等認(rèn)為出現(xiàn)“價(jià)格之謎”現(xiàn)象是由于VAR模型中遺漏了包含預(yù)期和信息的重要變量導(dǎo)致的結(jié)果，但另一方向的研究卻給“價(jià)格之謎”提供了進(jìn)一步的實(shí)際證據(jù)和理論依據(jù)。巴斯和雷米（Barth和Ramey，2001）首先利用行業(yè)層面數(shù)據(jù)，提供了利率上調(diào)促使價(jià)格上漲的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。加約蒂和塞基（Gaiotti和Secchi，2006）利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)上述結(jié)論給予了進(jìn)一步支持。

從理論角度支持利率上調(diào)產(chǎn)生通貨膨脹效應(yīng)的研究認(rèn)為，傳統(tǒng)理論如宏觀IS—LM模型只考慮了利率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)需求面因素的影響，而忽略了供給面因素受利率作用的效果。供給方面，利率上調(diào)使得企業(yè)債務(wù)和股權(quán)的融資成本隨之上升，而產(chǎn)品價(jià)格是企業(yè)各種成本的加成，所以最終利率上調(diào)可能推動(dòng)了商品價(jià)格的上漲。這一經(jīng)濟(jì)原理被稱為貨幣政策傳導(dǎo)的成本渠道。近年來(lái)國(guó)外對(duì)貨幣政策成本渠道建立數(shù)理模型進(jìn)行理論分析和說(shuō)明的文獻(xiàn)較多（拉文納和沃爾什，2006；喬杜里等，2006；亨塞爾等，2009；胡爾西，2009；施密特，2011等）。這類論文一般在克里斯蒂亞諾和艾肯鮑姆（Christiano和Eichenbaum，1992）的營(yíng)運(yùn)資本模型基礎(chǔ)上將企業(yè)融資成本引入產(chǎn)品的邊際成本，從而考察貨幣政策對(duì)產(chǎn)品成本和價(jià)格產(chǎn)生的影響。

國(guó)內(nèi)相關(guān)的研究較少，并且文獻(xiàn)較多集中于實(shí)證研究。胡凱等（2010）對(duì)研究貨幣政策傳導(dǎo)的成本渠道的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行了綜述。彭方平和連玉君（2010）從微觀公司層面對(duì)我國(guó)貨幣政策的成本效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)我國(guó)貨幣政策存在顯著的成本效應(yīng)，短期內(nèi)加息可能引起通貨膨脹。蔣海和儲(chǔ)著貞（2011）、田建強(qiáng)和劉志新（2011）、齊鷹飛（2011）利用向量自回歸VAR模型和GMM估計(jì)方法，檢驗(yàn)了中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)中成本渠道的存在性。

本文首先參照艾爾蘭（Ireland，2011）的模型設(shè)計(jì)，在一般均衡框架內(nèi)構(gòu)建企業(yè)的營(yíng)運(yùn)資本模型。模型通過(guò)設(shè)置價(jià)格粘性和通貨膨脹粘性機(jī)制，分別考慮中央銀行可能采用的兩種貨幣政策方式，研究貨幣政策沖擊作用于企業(yè)融資成本進(jìn)而影響產(chǎn)品價(jià)格的動(dòng)態(tài)過(guò)程。文章的實(shí)證部分采用SVAR模型對(duì)我國(guó)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)進(jìn)行了實(shí)證研究。不同于國(guó)內(nèi)已有文獻(xiàn)（蔣海和儲(chǔ)著貞，2011等）采用短期約束條件的識(shí)別和估計(jì)方法，我們基于理論分析提出符號(hào)約束條件對(duì)SVAR模型進(jìn)行識(shí)別和估計(jì)。這使得我們的計(jì)量分析避免了SVAR模型短期約束條件設(shè)置的隨意性和參數(shù)估計(jì)偏誤。符號(hào)約束SVAR模型在國(guó)外宏觀經(jīng)濟(jì)經(jīng)驗(yàn)研究中已廣泛應(yīng)用（尤利格，2005；德多拉和內(nèi)里，2007；波爾斯曼和斯特勞布，2009等）。本文采用SVAR符號(hào)約束識(shí)別和估計(jì)方法的優(yōu)勢(shì)至少有如下三個(gè)方面：第一，這種方法可在理論條件約束下進(jìn)行識(shí)別和估計(jì)，從而避免發(fā)生對(duì)外生沖擊身份的識(shí)別錯(cuò)誤；第二，在國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)樣本容量較小的限制下，符號(hào)約束模型估計(jì)的有效性要優(yōu)于其他方法（克里斯蒂亞諾等，2006；夏里等，2008）；第三，也是最重要的，為考察貨幣政策對(duì)通貨膨脹的影響方向，我們沒(méi)有對(duì)通脹率的脈沖響應(yīng)方向進(jìn)行限定，這主要是希望利用實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)中隱含的具體特征信息來(lái)決定結(jié)果，達(dá)到讓實(shí)際數(shù)據(jù)“說(shuō)話”的目的。

本文主要?jiǎng)?chuàng)新在于如下兩點(diǎn)：第一，利用構(gòu)建的隨機(jī)動(dòng)態(tài)模型，數(shù)值模擬分別說(shuō)明在不同大小程度的價(jià)格粘性和通貨膨脹粘性條件下，兩種貨幣政策沖擊使通貨膨脹產(chǎn)生的變化特征和動(dòng)態(tài)效應(yīng)；第二，利用符號(hào)約束的SVAR模型對(duì)中國(guó)貨幣政策影響通貨膨脹的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)進(jìn)行了計(jì)量分析，經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)論與前文理論模型的分析和預(yù)測(cè)基本一致。

本文后繼部分內(nèi)容安排如下：第二部分給出研究貨幣政策作用于通貨膨脹的粘性價(jià)格動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型；第三部分在參數(shù)的不同取值下對(duì)理論模型中貨幣政策沖擊產(chǎn)生的脈沖響應(yīng)進(jìn)行數(shù)值模擬與分析；第四部分首先提出結(jié)構(gòu)向量自回歸SVAR模型的符號(hào)約束條件，隨后在此基礎(chǔ)上利用宏觀季度數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析；第五部分是文章的研究總結(jié)。

三、模型數(shù)值模擬

（一）模型均衡與參數(shù)賦值

模型均衡時(shí)因?yàn)榇硇越?jīng)濟(jì)主體[i∈[0，1]]個(gè)體的決策相同，決策變量最終結(jié)果均相等，而且經(jīng)濟(jì)總量變量與相應(yīng)的個(gè)體變量相等。所以有[Yt=Yt（i）]、[ht=ht（i）]、[Pt=Pt（i）]等。均衡時(shí)中央銀行收入支出相等[Mt-Mt-1=Tt]。下面對(duì)理論模型中各參數(shù)進(jìn)行賦值。需要說(shuō)明的是，本文模型的數(shù)值模擬是為了從理論角度研究貨幣政策對(duì)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)影響，故我們沒(méi)有根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際數(shù)據(jù)特征對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行校準(zhǔn)，所以模型參數(shù)賦值是根據(jù)理論常識(shí)推定或者仿照相關(guān)理論文獻(xiàn)中的設(shè)定方法。模型各參數(shù)設(shè)置為：家庭偏好參數(shù)[at]=1；折現(xiàn)系數(shù)[β]=0.985；效用函數(shù)中前期消費(fèi)變量的系數(shù)[γ]=0.95；均衡穩(wěn)態(tài)的通貨膨脹率[π]與貨幣增長(zhǎng)速度[μ]相等，季度值設(shè)為1.01，也即年度值為1.04；最終產(chǎn)品生產(chǎn)要素間的替代彈性[θ]=11；生產(chǎn)函數(shù)的技術(shù)參數(shù)[Zt]=1.025，這表示產(chǎn)出與消費(fèi)等實(shí)際變量年度增長(zhǎng)率為10%；通貨膨脹粘性系數(shù)[α]=0.5；價(jià)格粘性系數(shù)[?]=4。中央銀行設(shè)定的存款與貸款比系數(shù)[χ]=1.2；商業(yè)銀行利潤(rùn)與其放出的貸款的比例系數(shù)[k]=0.05。在貨幣政策規(guī)則（24）兩式中，貨幣政策工具變量對(duì)目標(biāo)變量的反應(yīng)系數(shù)[ρπ]設(shè)為1.5，表示央行對(duì)通貨膨脹增長(zhǎng)較敏感和厭惡，其他反應(yīng)系數(shù)都設(shè)為0.5。

（二）模型的脈沖響應(yīng)分析

圖1給出正向貨幣供給沖擊的脈沖響應(yīng)。假設(shè)中央銀行采用的是貨幣政策的數(shù)量型工具，貨幣供應(yīng)量根據(jù)經(jīng)濟(jì)情況做規(guī)則性的調(diào)整，其數(shù)學(xué)方程形式為（24a）式。圖1給出外生沖擊[εμt]對(duì)貨幣增速1%正向沖擊導(dǎo)致的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。實(shí)際貨幣總量m在當(dāng)期即增長(zhǎng)超過(guò)5%，隨后快速下降回復(fù)至均衡水平，至第4期后貨幣總量略低于均衡水平值。根據(jù)家庭預(yù)算約束條件（2）式，貨幣供給增加，使得家庭可利用的現(xiàn)金增加。家庭擴(kuò)大支出，消費(fèi)和儲(chǔ)蓄相應(yīng)增加。家庭的銀行存款供給增長(zhǎng)，一方面使得利率下降，另一方面銀行可貸資金增加，企業(yè)融資數(shù)量擴(kuò)張使得產(chǎn)出增長(zhǎng)。因此，受到貨幣總量供給擴(kuò)張和儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的影響，存款利率r在當(dāng)期下降幅度超過(guò)2%。但在第2期之后利率向均衡值水平回復(fù)并出現(xiàn)超調(diào)現(xiàn)象。產(chǎn)出y在當(dāng)期即增長(zhǎng)超過(guò)1%，隨后逐漸回落下降至均衡水平。

通貨膨脹率[π]當(dāng)期下降約1.5%，第2期之后[π]才上升為正并保持一定的持續(xù)性。貨幣供給總量增長(zhǎng)沖擊當(dāng)期使得通貨膨脹率不增反降，其原因在于通貨膨脹決定方程中利率成本對(duì)價(jià)格的影響，也即利率的成本渠道對(duì)通脹率產(chǎn)生的作用。貨幣擴(kuò)張使得利率在當(dāng)期下降，而利率是構(gòu)成物價(jià)成本中的一部分，故物價(jià)隨之降低，當(dāng)期通脹率[π]下降。為考察方程（13b）式中[πt-1]的參數(shù)[α]對(duì)通貨膨脹的影響，令系數(shù)分別設(shè)定為[α]=0.2和[α]=0.9，再分別做出兩條通貨膨脹反應(yīng)曲線，與基準(zhǔn)參數(shù)設(shè)置[α]=0.5時(shí)的情況做比較。根據(jù)方程（14）式，系數(shù)[α]越小，本期通貨膨脹率[πt]取決于前一期[πt-1]的程度越小，而取決于預(yù)期通脹率[Etπt+1]的程度相對(duì)變大。圖1中隨著系數(shù)[α]減少，通脹率反應(yīng)曲線第1期下降的幅度減少，第2期上升的幅度增加；而且系數(shù)[α]越小，通貨膨脹持續(xù)的時(shí)間越長(zhǎng)。

圖2報(bào)告了正向利率沖擊下各變量的脈沖響應(yīng)。假設(shè)中央銀行采用貨幣政策的價(jià)格型工具，存款利率根據(jù)經(jīng)濟(jì)情況做規(guī)則性地調(diào)整，其數(shù)學(xué)方程形式為（24b）式。圖2給出外生沖擊[εrt]對(duì)存款利率1%正向沖擊產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。圖中產(chǎn)出、貨幣和利率3個(gè)變量的反應(yīng)曲線是根據(jù)前文設(shè)置的基準(zhǔn)參數(shù)數(shù)值所作。外生沖擊[εrt]使得存款利率r當(dāng)期增長(zhǎng)約1%，r在隨后各期逐步下降至均衡水平。利率上升，貨幣需求減少，流通在外的貨幣總量減少。貨幣m在當(dāng)期收縮幅度約為2%，隨后逐漸回復(fù)至均衡總量水平。存款利率上調(diào)，根據(jù)模型中公式（17），銀行放貸利率上升，企業(yè)融資成本增加，貸款數(shù)量減少，最終導(dǎo)致產(chǎn)出減少。圖2中產(chǎn)出y在當(dāng)期下降幅度約為3.5‰，隨后逐漸上升接近均衡水平，但其變化具有較強(qiáng)的持續(xù)性，直到第8期之后才回復(fù)接近于均衡水平。

正向利率沖擊的緊縮性貨幣政策使得通貨膨脹率[π]在當(dāng)期不降反增。這是由于模型中利率的成本渠道產(chǎn)生的價(jià)格效應(yīng)。利率上升當(dāng)期，其他變量未發(fā)生變化，方程（14）決定的通貨膨脹率隨利率在當(dāng)期上升。隨后由于受到貨幣總量收縮的影響，[π]下降至低于均衡水平，再逐漸回復(fù)至均衡狀態(tài)。為考察價(jià)格粘性程度對(duì)通脹率的影響，令系數(shù)[?]=2和[?]=8，分別再做兩條通貨膨脹反應(yīng)曲線，與基準(zhǔn)參數(shù)設(shè)置[?]=4的情況做比較。從圖2中可看出，隨著價(jià)格粘性系數(shù)值的增加，緊縮性貨幣政策使得通脹率第2期之后的下降幅度減小。所以價(jià)格粘性機(jī)制削弱了通貨膨脹率對(duì)利率上調(diào)的緊縮性貨幣政策的反應(yīng)效應(yīng)。

四、SVAR模型與計(jì)量分析

設(shè)向量自回歸VAR模型的簡(jiǎn)約式為式（25）：

[xt=A1xt-1+…+Apxt-p+vt] （25）

其中[xt]是[n]個(gè)研究變量組成的列向量，[vt]表示估計(jì)誤差向量，參數(shù)[p]是自回歸滯后階數(shù)。設(shè)[Σv]為誤差[vt]的協(xié)方差矩陣。自回歸系數(shù)[Ai]（[i=][1，2，…，p]）和誤差協(xié)方差矩陣[Σv]都可從簡(jiǎn)約式的估計(jì)結(jié)果中獲得。下面為討論方便，將VAR模型用滯后算子簡(jiǎn)寫(xiě)成[A（L）xt=vt]，其中[L]為滯后算子，[A（L）]為滯后算子多項(xiàng)式，具體表示為[A（L）≡I-A1L-A2L2-…-ApLp]。為討論模型中變量對(duì)外生沖擊的脈沖響應(yīng)，我們將自回歸式[A（L）xt=vt]表示為移動(dòng)平均的形式：[xt=[A（L）]-1vt]。記[D（L）≡[A（L）]-1]，[D（L）]為滯后算子多項(xiàng)式，[D（L）≡][D0][+D1L][+D2L2][+…]，則方程組可以表示成[xt=D（L）vt]。設(shè)誤差向量[vt]與結(jié)構(gòu)外生沖擊向量[ut]的關(guān)系為[vt=Cut]。系數(shù)矩陣[C]中的元素，是結(jié)構(gòu)向量自回歸模型中最為關(guān)鍵的待估計(jì)未知參數(shù)。如果估計(jì)得到系數(shù)矩陣[C]，根據(jù)[ut=C-1vt]，則可識(shí)別出經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的結(jié)構(gòu)性沖擊。利用誤差向量和結(jié)構(gòu)沖擊向量的關(guān)系，可將模型的移動(dòng)平均方程表示為[xt=G（L）ut]，其中[G（L）=D（L）C]，[G（L）]也是類似于[D（L）]的滯后算子多項(xiàng)式。

（一）符號(hào)約束條件

VAR模型的移動(dòng)平均方程表示為[xt=G（L）ut]，設(shè)滯后算子多項(xiàng)式[G（L）]的具體形式為：[G（L）=][G0+G1L+G2L2+…]，其中[Gh=DhC]，[h=0，1，2，…]。VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)可以寫(xiě)為式（26）：

[?xi，t+h?uj，t=Gh（i，j）=gij，h] （26）

上式中[xi，t+h]表示向量[xt+h]中的第i個(gè)變量，[uj，t]是結(jié)構(gòu)沖擊向量[ut]的第j個(gè)變量。當(dāng)期沖擊[uj，t]1個(gè)單位的變動(dòng)對(duì)第i個(gè)研究變量[xi，t+h]在t+h期的影響大小表示為[?xi，t+h?uj，t]，此值即等于矩陣[Gh]的第i行、第j列的元素[gij，h]。

根據(jù)前文的分析可知，如果只從約束式[Σv=CC′]中估計(jì)求解矩陣[C]中的參數(shù)，約束條件個(gè)數(shù)[n（n+1）2]小于待估計(jì)參數(shù)個(gè)數(shù)[n2]，故約束條件不足，無(wú)法唯一確定得到矩陣[C]中的所有參數(shù)。我們可以看到，對(duì)任一正交矩陣[Ω]，滿足[ΩΩ′=Ω′Ω=I]，令[P=CΩ′]，有式（27）的關(guān)系：

[vt=Cut=CΩ′Ωut=Pεt] （27）

則矩陣[P]也可作為結(jié)構(gòu)沖擊矩陣，而此時(shí)與其對(duì)應(yīng)的結(jié)構(gòu)沖擊向量為[εt]（[=Ωut]），顯然結(jié)構(gòu)沖擊向量[εt]滿足理論要求，即[E（εtε′t）=E（Ωutu′tΩ′）=In]。

根據(jù)上面分析，SVAR模型中所有可能滿足條件的結(jié)構(gòu)矩陣可表示為下面的集合（28）式：

[{C|C=PΩ，Σv=PP′}] （28）

這個(gè)集合的含義為，如果矩陣[P]是SVAR模型的一個(gè)結(jié)構(gòu)矩陣，滿足條件[Σv=PP′]，則對(duì)任一正交矩陣[Ω]，[C=PΩ]也是符合條件的SVAR模型的一個(gè)結(jié)構(gòu)矩陣。

SVAR模型的符號(hào)約束識(shí)別方法，是通過(guò)找到結(jié)構(gòu)矩陣[C]，使得脈沖響應(yīng)[?xi，t+h?uj，t]的符號(hào)滿足理論要求。我們參照拉米雷斯等（Rubio-Ramirez等，2010）的做法，其具體算法可以按照下面4個(gè)步驟進(jìn)行：

1. 從某一VAR模型的移動(dòng)平均估計(jì)式[xt=D（L）vt]開(kāi)始；計(jì)算殘差協(xié)方差矩陣[Σv]的Cholesky分解，令[Σv=CC′]。

2. 從正態(tài)分布[N（0，1）]中生成[n×n]階矩陣[M]，對(duì)[M]做QR分解（[M=QR]），得到正交矩陣[Q]。

3. 計(jì)算[G（L）=D（L）CQ]，再計(jì)算要做檢查的脈沖響應(yīng)[gij，h]=[?xi，t+h?uj，t]。

4. 保留滿足理論約束的[gij，h]，否則將之剔除。重復(fù)（2）、（3）和（4），直至取得滿足約束的脈沖響應(yīng)達(dá)到預(yù)先設(shè)定的數(shù)量。

表1給出本文識(shí)別SVAR模型中外生沖擊采用的符號(hào)約束條件。表1中第1行是SVAR模型中包含的變量，分別是貨幣總量m、利率r以及產(chǎn)出y與通貨膨脹率π。表1下面4行分別表示模型中各變量受4類外生沖擊作用當(dāng)期反應(yīng)的符號(hào)約束條件。表格中符號(hào)表示變量受到外生沖擊作用后偏離其均衡值的數(shù)值方向，其中0表示相應(yīng)變量的均衡值水平。符號(hào)“<”和“>”分別表示變量受到?jīng)_擊后的負(fù)向反應(yīng)和正向反應(yīng)約束；符號(hào)“-”表示相應(yīng)變量受沖擊作用的反應(yīng)數(shù)值沒(méi)有被施加約束；符號(hào)“？”表示文章期望考察的沖擊反應(yīng)方向。

表1中第2行是為識(shí)別來(lái)自經(jīng)濟(jì)總供給面外生沖擊所設(shè)置的符號(hào)約束。供給因素如技術(shù)進(jìn)步等外生沖擊產(chǎn)生的作用，表現(xiàn)為總產(chǎn)量增長(zhǎng)，故設(shè)總產(chǎn)出變量y在當(dāng)期的反應(yīng)為正向偏離均衡值?？偖a(chǎn)品供給增加促使物價(jià)下降，從而設(shè)通脹率偏離均衡水平值的數(shù)量小于0?？偖a(chǎn)出增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)繁榮使得貨幣需求增長(zhǎng)，利率水平上漲，貨幣供給增加，貨幣總量擴(kuò)張。另外物價(jià)下降也使得實(shí)際貨幣余額增加。故設(shè)貨幣量m和利率r在當(dāng)期均產(chǎn)生正向反應(yīng)。表1第3行設(shè)置的約束條件是為識(shí)別來(lái)自經(jīng)濟(jì)總需求面的外生沖擊。正向的總需求沖擊，如政府財(cái)政支出的擴(kuò)張或居民消費(fèi)偏好的轉(zhuǎn)變等，使得產(chǎn)出增加，物價(jià)上漲，從而設(shè)產(chǎn)出變量y和通脹率π的反應(yīng)都大于0。貨幣的交易需求上升引起利率上漲；物價(jià)上漲使得實(shí)際貨幣余額減少。因此假設(shè)貨幣總量減少且利率上升。

表1第4行設(shè)置的條件是為識(shí)別正向的利率外生沖擊。正向利率沖擊表示利率意外上調(diào)，緊縮性貨幣政策使得產(chǎn)出總量下降。故對(duì)利率r和產(chǎn)出y反應(yīng)設(shè)置的約束分別為正向和負(fù)向。同時(shí)為確保模型識(shí)別出正向利率沖擊，而不是緊縮性的貨幣供給政策，條件中沒(méi)有對(duì)貨幣總量m施加約束。本文關(guān)注的問(wèn)題之一是正向利率沖擊產(chǎn)生的通貨膨脹效應(yīng)，故未對(duì)通脹率π的反應(yīng)進(jìn)行約束，而是希望通過(guò)實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)計(jì)量給出具體結(jié)果。為識(shí)別正向的貨幣供給沖擊，表1第5行對(duì)兩個(gè)變量的當(dāng)期反應(yīng)施加約束，即貨幣總量增加與產(chǎn)出總量上升。為確保獲得的外生沖擊是正向的貨幣供給沖擊，而不是擴(kuò)張性的利率政策（利率下調(diào)），這里沒(méi)有對(duì)利率變量變動(dòng)施加約束條件，而是令其保持自由。這樣各變量變動(dòng)的驅(qū)動(dòng)源頭即為正向的貨幣供給沖擊。通脹率受正向貨幣供給沖擊做出怎樣的反應(yīng)，是我們關(guān)注的另一問(wèn)題，故也未對(duì)其反應(yīng)進(jìn)行約束。

（二）計(jì)量結(jié)果與分析

1. 變量與數(shù)據(jù)。計(jì)量模型中包括4個(gè)研究變量，分別為貨幣總量m、利率r以及產(chǎn)出y與通貨膨脹率π。各變量對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)都來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)頻率為季度，時(shí)間區(qū)間是1996年第1季度至2014年第3季度。產(chǎn)出[y]采用GDP數(shù)據(jù)。通貨膨脹率π采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的同比數(shù)據(jù)。利率[r]采用銀行間7天內(nèi)同業(yè)拆借加權(quán)季度平均利率。貨幣總量m采用季度實(shí)際數(shù)值。為滿足向量自回歸模型變量平穩(wěn)性的要求，我們對(duì)產(chǎn)出和貨幣總量?jī)勺兞渴紫冗\(yùn)用Census X12方法剔除季度因素，然后取對(duì)數(shù)后再差分；對(duì)通脹率和利率變量則直接取差分。故最后模型中各變量均表示其自身的增長(zhǎng)率水平值。

2. 符號(hào)約束SVAR模型結(jié)果。我們采用表1給出的約束條件對(duì)上述4個(gè)變量建立SVAR模型。根據(jù)前文的理論分析，組織變量形成向量[xt=（yt，πt，rt，mt）′]構(gòu)建向量自回歸模型。模型的自回歸滯后階數(shù)由Akaike信息準(zhǔn)則確定為2階。VAR模型的向量形式為[xt=c+At-1xt-1+At-2xt-2+vt]，其中c為常數(shù)。模型估計(jì)采用表1提供的條件，對(duì)脈沖響應(yīng)函數(shù)的第1期值施加符號(hào)約束，隨機(jī)模擬直至得到滿足條件的估計(jì)結(jié)果。為模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，重復(fù)上述隨機(jī)模擬和計(jì)算，使每個(gè)期限上的脈沖效應(yīng)函數(shù)具有1000個(gè)滿足約束條件的數(shù)值。將每個(gè)期限上的1000個(gè)數(shù)值按照由小到大排序，并把不同期限上的14%、50%和86%排序位置所對(duì)應(yīng)的數(shù)值繪制出3條曲線，從而得到變量的脈沖響應(yīng)隨時(shí)間期限變化的圖形。圖3報(bào)告了SVAR模型各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖形。各圖中上下兩條虛線分別表示各期限上86%和14%位置的模擬數(shù)值，兩條虛線中間的實(shí)線表示模擬數(shù)值的50%位置即中位數(shù)值。我們報(bào)告了6期的沖擊響應(yīng)結(jié)果，因?yàn)槟Ｐ蛿?shù)據(jù)頻率為季度，6期為6個(gè)季度也即1.5年的期限。這個(gè)期限基本能夠滿足我們分析變量短期動(dòng)態(tài)行為的需要。

圖3給出了按照表1中約束條件估計(jì)和模擬SVAR模型的動(dòng)態(tài)響應(yīng)。圖3中4列分別為供給沖擊、需求沖擊、利率沖擊與貨幣沖擊下各變量的動(dòng)態(tài)反應(yīng)曲線；圖3中4行依次是產(chǎn)出y、通脹率π、利率r與貨幣m受到外生沖擊作用的動(dòng)態(tài)響應(yīng)。

圖3第1列表示正向供給沖擊對(duì)各變量產(chǎn)生的影響效應(yīng)。供給沖擊使得產(chǎn)出變量y當(dāng)期增長(zhǎng)約為0.4%，隨后逐步回復(fù)至均衡水平。通脹率π前2期下降幅度明顯，且其變化慣性較強(qiáng)，直至第6期仍略低于均衡水平值。正向供給沖擊使得利率r當(dāng)期上漲約為7%，且第2期利率仍保持在較高水平，而至第3期利率又較快回復(fù)至均衡水平。根據(jù)前文模型的含義，由于正向供給沖擊如新技術(shù)的提高誘使企業(yè)擴(kuò)大融資規(guī)模，大規(guī)模資金需求增長(zhǎng)促使市場(chǎng)利率上升幅度較大。但隨后技術(shù)水平仍回復(fù)至原來(lái)水平，臨時(shí)性的技術(shù)進(jìn)步使得企業(yè)不再繼續(xù)擴(kuò)大融資，而且還需縮減已經(jīng)提高的規(guī)模水平。這使得利率快速下降至均衡值甚至出現(xiàn)超調(diào)現(xiàn)象。貨幣總量m首期上漲明顯，后期m的變化類似于利率，出現(xiàn)超調(diào)現(xiàn)象。

圖3中第2列為需求沖擊對(duì)各變量的影響效應(yīng)。正向需求沖擊使得產(chǎn)出變量y首期增長(zhǎng)接近1%，增長(zhǎng)幅度較大。通脹率π首期上漲幅度較小但在統(tǒng)計(jì)上較顯著，其首期14%位置點(diǎn)的模擬數(shù)值大于0。利率首期上漲約為4%，而物價(jià)上漲使得貨幣總量實(shí)際余額減少，m下降明顯且持續(xù)至第3期才回復(fù)至均衡水平。

圖3第3列是本文關(guān)注的重點(diǎn)。滿足表1第4行的約束條件，正向利率沖擊表現(xiàn)為利率r當(dāng)期上漲約為5%，第2期回復(fù)至均衡水平；正向利率沖擊產(chǎn)生的緊縮性貨幣政策干擾使得產(chǎn)出y當(dāng)期下降明顯，產(chǎn)出在第2期即回復(fù)至均衡水平。表1第4行的約束條件沒(méi)有對(duì)貨幣總量m和通脹率π的變化施加約束。貨幣m在首期下降明顯，隨后各期緩慢上漲，且其變化呈現(xiàn)較強(qiáng)的慣性，直至第4期才上升接近于均衡值水平。此處貨幣變量m的動(dòng)態(tài)反應(yīng)情況與理論模型的模擬圖2結(jié)果基本一致。

通貨膨脹率π受到正向利率沖擊后出現(xiàn)上漲現(xiàn)象，而且其變化呈現(xiàn)較強(qiáng)的慣性特征，直到第6期π值仍位于均衡水平值之上，且此期間沒(méi)有出現(xiàn)通貨膨脹率下降至低于均衡水平的情況。前文理論模型的數(shù)值模擬對(duì)此給予了解釋。圖2中通脹率π的3條變化曲線分別對(duì)應(yīng)于價(jià)格粘性系數(shù)[?]的3個(gè)賦值。通脹率π的3條模擬曲線說(shuō)明，系數(shù)[?]越大，即價(jià)格粘性程度越大，利率上調(diào)的緊縮性貨幣沖擊產(chǎn)生的通貨緊縮效應(yīng)越小。故根據(jù)圖3中的計(jì)量結(jié)果可推測(cè)，我國(guó)產(chǎn)品市場(chǎng)中商品價(jià)格的粘性程度較高，利率上調(diào)的緊縮性貨幣政策不但不能抑制物價(jià)上漲，反而可能由于利率成本和價(jià)格粘性的作用，使得物價(jià)上升而產(chǎn)生通貨膨脹效應(yīng)。

圖3第4列為貨幣沖擊對(duì)各變量的作用效應(yīng)。為識(shí)別正向的貨幣供給沖擊，表1第5行的約束條件要求貨幣m與產(chǎn)出y當(dāng)期正向偏離均衡值水平。圖3中貨幣變量m與產(chǎn)出變量y的變化特征相似，貨幣擴(kuò)張使得產(chǎn)出增長(zhǎng)，前2期貨幣與產(chǎn)出正向偏離均值的程度較明顯，至第3期后兩者回復(fù)接近均衡值水平。貨幣擴(kuò)張沖擊使利率r當(dāng)期下降幅度較大，模擬平均降幅達(dá)到5%左右。貨幣沖擊的第2期和第3期，利率變化出現(xiàn)超調(diào)現(xiàn)象，其值大于均衡水平，第4期之后利率變化接近于均衡值。上述現(xiàn)象可能是由于貨幣臨時(shí)性擴(kuò)張雖然使利率當(dāng)期下降，但隨后貨幣擴(kuò)張刺激總需求增加，引致產(chǎn)出供給與市場(chǎng)商品交易增長(zhǎng)，從而貨幣交易需求增長(zhǎng)導(dǎo)致利率上漲。貨幣、產(chǎn)出和利率受到貨幣沖擊影響計(jì)量模擬得出的脈沖響應(yīng)，與前文理論模型模擬結(jié)果圖1中的情況基本一致。

貨幣擴(kuò)張沖擊對(duì)通貨膨脹率π的影響是本文關(guān)注的另一重點(diǎn)。表1第5行條件中沒(méi)有對(duì)通脹率的反應(yīng)進(jìn)行約束。圖3中通脹率π受貨幣擴(kuò)張沖擊影響，其中間實(shí)線即50%位置模擬值從第1期開(kāi)始一直保持接近于0.2%水平，至第6期通脹率只略有下降但仍高于均衡值水平。這反映我國(guó)貨幣擴(kuò)張沖擊產(chǎn)生的通貨膨脹效應(yīng)在程度上雖不是很大，但持續(xù)的時(shí)間較長(zhǎng)。理論模型模擬出的圖1說(shuō)明，通脹率變動(dòng)的粘性系數(shù)[α]越小，通貨膨脹的預(yù)期效應(yīng)越顯著，貨幣擴(kuò)張產(chǎn)生的通脹程度越大。從圖3貨幣沖擊產(chǎn)生的通脹效應(yīng)可以看出，我國(guó)通貨膨脹率形成機(jī)制中包含了較大程度的預(yù)期成分，預(yù)期程度的增加使得貨幣擴(kuò)張產(chǎn)生的通貨膨脹反應(yīng)程度較大且實(shí)現(xiàn)時(shí)間更早。

五、研究結(jié)論

本文理論部分在動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡的框架下構(gòu)建數(shù)理模型，企業(yè)必須通過(guò)銀行貸款取得營(yíng)運(yùn)資本，利息成本構(gòu)成產(chǎn)品價(jià)格成本的一部分。中央銀行的貨幣政策通過(guò)影響利率大小進(jìn)而對(duì)商品價(jià)格產(chǎn)生作用。模型的數(shù)值模擬說(shuō)明，如果中央銀行采用的是數(shù)量型貨幣政策工具及其相應(yīng)的政策規(guī)則，貨幣擴(kuò)張沖擊使得通貨膨脹率[π]首期下降，第2期之后[π]才上升為正并保持一定的持續(xù)性；并且通貨膨脹粘性系數(shù)越小，通脹率反應(yīng)曲線首期下降的幅度減少，第2期上升的幅度增加，通脹持續(xù)的時(shí)間越長(zhǎng)。如果中央銀行運(yùn)用價(jià)格型貨幣政策工具并執(zhí)行相應(yīng)的政策規(guī)則，則由于成本渠道的作用，正向利率沖擊使得通貨膨脹率[π]在當(dāng)期不降反增；并且價(jià)格粘性機(jī)制削弱了通貨膨脹率對(duì)利率上調(diào)的緊縮性貨幣政策的反應(yīng)程度。

本文實(shí)證部分首先基于理論分析提出識(shí)別貨幣沖擊與利率沖擊的約束條件，利用中國(guó)1996—2013年宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的SVAR模型分析說(shuō)明，我國(guó)經(jīng)濟(jì)中商品價(jià)格的粘性程度較高，利率上調(diào)的緊縮性貨幣政策不但不能抑制物價(jià)上漲，反而可能由于利率成本和價(jià)格粘性的作用，使得物價(jià)上升而產(chǎn)生通貨膨脹效應(yīng)。另一方面，通貨膨脹率形成機(jī)制中包含了較大程度的預(yù)期成分，通脹率決定機(jī)制中預(yù)期程度的增加使得貨幣擴(kuò)張產(chǎn)生的通貨膨脹反應(yīng)程度較大，并且使得通貨膨脹根據(jù)經(jīng)濟(jì)實(shí)際狀況和形勢(shì)做出預(yù)先反應(yīng)和調(diào)整。

本文從理論模型和經(jīng)驗(yàn)計(jì)量?jī)蓚€(gè)方面對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)的成本渠道進(jìn)行了研究。理論模型說(shuō)明了貨幣政策對(duì)物價(jià)變動(dòng)產(chǎn)生影響的作用機(jī)制，討論了價(jià)格粘性參數(shù)與通貨膨脹粘性參數(shù)不同取值，對(duì)貨幣政策的價(jià)格效應(yīng)產(chǎn)生的不同影響效果。經(jīng)驗(yàn)研究給出我國(guó)通貨膨脹率對(duì)貨幣政策沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)情況。本文的研究，對(duì)于政府決策部門認(rèn)識(shí)通貨膨脹形成機(jī)理，并根據(jù)我國(guó)實(shí)際情況制定和運(yùn)用適當(dāng)?shù)呢泿耪撸哂幸欢ǖ闹笇?dǎo)和參考作用；同時(shí)也豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的理論和實(shí)證研究。

參考文獻(xiàn)：

[1]Barth，M.J. and Ramey，V.A. 2001. The Cost Channel of Monetary Transmission.NBER Macroeconomics Annual，16.

[2]Castelnuovo，E.，and Surico，P. 2010. Monetary Policy，Inflation Expectations and The Price Puzzle. The Economic Journal，120（549）.

[3]Chari，V.，Kehoe，P. and McGrattan，E. 2008. Are structural VAR with Long Run restrictions useful for developing Business Cycle Theory. Journal of Monetary Economics，55.

[4]Christiano，L.J. and Eichenbaum，M. 1992. Liquidity Effects and the Monetary Transmission Mechanism. American Economic Review，82.

[5]Dedola，L. and Neri S. 2007. What Does a Technology Shock Do？ A VAR Analysis with Model-Based Sign Restrictions. Journal of Monetary Economics，54.

[6]Eichenbaum，M. 1992. Comment on“Interpreting the Macroeconomic Time Series Facts： The Effects of Monetary Policy”，by C.A. Sims. European Economic Review，36（5）.

[7]Ireland，P. N. 2011. A new keynesian perspective on the great recession. Journal of Money，Credit and Banking，43（1）.

[8]Peersman G. and Straub R. 2009. Technology Shocks and Robust Sign Restrictions in an Euro Area SVAR. International Economic Review，50（3）.

[9]Ravenna，F(xiàn). and Walsh，C.E. 2006. Optimal monetary policy with the cost channel. Journal of Moneraty Economics，53.

[10]Schmidt，S. 2011. The Cost Channel， Indeterminacy，and Price-Level versus Inflation Stabilization. The BE Journal of Macroeconomics，11（1）.

[11]Sims，C. 1992. Interpreting the Macroeconomic Time Series Facts：The Effects of Monetary Policy. European Economic Review，36（5）.

[12]Uhlig，H. 2005. What Are the Effects of Monetary Policy on Output？ Results from an Agnostic Identification Procedure. Journal of Monetary Economics.

[13]胡凱，唐文進(jìn)，屠衛(wèi).貨幣政策傳導(dǎo)的“成本渠道”理論研究新進(jìn)展[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)， 2010，（7）.

[14]蔣海，儲(chǔ)著貞.緊縮性貨幣政策沖擊、成本渠道與通貨膨脹——來(lái)自中國(guó)的檢驗(yàn)[J].金融研究，2011，（9）.

[15]彭方平，連玉君.我國(guó)貨幣政策的成本效應(yīng)——來(lái)自公司層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].管理世界，2010，（12）.

[16]齊鷹飛.升息能遏制通貨膨脹嗎——Patman 效應(yīng)在中國(guó)貨幣政策中的檢驗(yàn)[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2011，（12）.

[17]田建強(qiáng)，劉志新.我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)成本渠道的存在性檢驗(yàn)[J].系統(tǒng)工程，2011，（8）.