逯 進(jìn), 華玉飛, 2*, 王秋蘇

(1. 青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院, 青島 266000; 2. 恒豐銀行博士后科研工作站, 濟(jì)南 250000;3. 山東工商學(xué)院金融學(xué)院, 煙臺(tái) 264000)

0 引 言

在新冠疫情后,為加快國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇,央行采取了較為寬松的貨幣政策.其中,2020年4月我國(guó)M2增長(zhǎng)速度高達(dá)11.1%,同時(shí),突如其來(lái)的新冠肺炎疫情對(duì)價(jià)格走勢(shì)形成了較為復(fù)雜的沖擊,造成了一定程度的結(jié)構(gòu)性通貨膨脹.新冠疫情導(dǎo)致供需失衡,需求上漲的同時(shí)供給受限,使得CPI同比漲幅創(chuàng)近兩年以來(lái)新高.2020年前4個(gè)月糧食和豬肉價(jià)格的大幅上漲,使得我國(guó)消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)與去年同期相比一直維持著5%左右的增長(zhǎng)速度.由于消費(fèi)是穩(wěn)定和支撐中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“內(nèi)循環(huán)”一個(gè)重要支點(diǎn),因此相對(duì)穩(wěn)定的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)可為經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇提供有效的保障.

央行貨幣政策司表示,2020年貨幣政策更加強(qiáng)調(diào)適度,流動(dòng)性增長(zhǎng)速度要和經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的節(jié)奏相匹配.這里所含的基本邏輯是,如果流動(dòng)性增長(zhǎng)過(guò)快,快于經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇,就會(huì)產(chǎn)生資金淤積,資金流向出現(xiàn)錯(cuò)配的問(wèn)題.一般而言,由于經(jīng)濟(jì)中各部門對(duì)于資金的吸引力不同,從而使得流動(dòng)性的變化會(huì)引起經(jīng)濟(jì)體系中各部門價(jià)格的不同變動(dòng).一方面,房地產(chǎn)和股市對(duì)資金有很強(qiáng)的依賴性,貨幣供給量的變化對(duì)房地產(chǎn)和股市等資產(chǎn)價(jià)格有直接影響.另一方面,貨幣供給量也可以通過(guò)實(shí)體經(jīng)濟(jì),直接影響CPI,同時(shí)貨幣供給量亦可能通過(guò)影響消費(fèi)者所持有資產(chǎn)的價(jià)格而間接影響CPI.因此,考慮貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)各部門價(jià)格可能產(chǎn)生的作用,需同時(shí)考慮直接和間接兩類影響.進(jìn)一步,考慮到貨幣政策可根據(jù)不同的經(jīng)濟(jì)變化征兆采取擴(kuò)張和緊縮兩種方向,其對(duì)CPI和資產(chǎn)價(jià)格的正向影響和負(fù)向影響程度可能不同,因此需要進(jìn)一步考慮貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng).基于上述基本認(rèn)知,有必要對(duì)如下話題做出明確解析：貨幣政策是否存在明顯的收縮和擴(kuò)張區(qū)間特性以及非線性特征?貨幣政策的不同區(qū)間特征對(duì)價(jià)格體系是否存在非對(duì)稱性影響?貨幣政策對(duì)各經(jīng)濟(jì)部門價(jià)格的影響如何傳導(dǎo)?

首先,一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化,會(huì)促使金融當(dāng)局不斷調(diào)整它的貨幣政策.最佳的貨幣政策往往隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的高低轉(zhuǎn)換而隨時(shí)變化[1].2000年后,中國(guó)人民銀行的政策反應(yīng)功能是不對(duì)稱的,并在三類不同的政策區(qū)間轉(zhuǎn)換.第一,在預(yù)期通脹高企時(shí),中國(guó)人民銀行會(huì)通過(guò)調(diào)整各種政策工具收緊貨幣政策.第二,當(dāng)預(yù)期經(jīng)濟(jì)放緩時(shí),緊縮的貨幣政策會(huì)有所緩和.第三,當(dāng)經(jīng)濟(jì)能夠容忍適當(dāng)通脹,貨幣政策會(huì)逐步擴(kuò)張[2].然而國(guó)內(nèi)學(xué)者更多的認(rèn)為,我國(guó)的貨幣政策是兩區(qū)制的.分別為經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張階段的通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)收縮時(shí)期的通貨緊縮,比較而言央行對(duì)通貨膨脹容忍度更高,這種偏好的非對(duì)稱性使得我國(guó)的貨幣政策具有明顯的兩區(qū)制特征.同時(shí),央行加息行為對(duì)于穩(wěn)定通貨膨脹更有效,而增發(fā)貨幣對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更有效[3].一方面,貨幣政策根據(jù)不同的經(jīng)濟(jì)變化采取的非對(duì)稱干預(yù)可以一定程度熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng),但同時(shí)也使得經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)呈現(xiàn)非線性和非對(duì)稱性特征,進(jìn)而導(dǎo)致貨幣政策干預(yù)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的效果存在非線性[4].另一方面,我國(guó)貨幣政策目標(biāo)存在“非線性”,這可會(huì)導(dǎo)致貨幣政策效應(yīng)存在時(shí)間“非線性”特征[5].總體而言,因經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)及中央銀行貨幣政策調(diào)控的非線性偏好影響,我國(guó)貨幣政策隨時(shí)間呈現(xiàn)顯著的區(qū)制轉(zhuǎn)換特征和非線性影響[6].

其次,我國(guó)這種區(qū)制轉(zhuǎn)換特征的貨幣政策對(duì)價(jià)格傳導(dǎo)的影響存在差異性.例如,當(dāng)貨幣緊縮時(shí),國(guó)企和民企在融資成本上的差異將傳導(dǎo)至價(jià)格,這體現(xiàn)為CPI高于PPI[7].而部門間價(jià)格粘性的異質(zhì)性是貨幣政策對(duì)價(jià)格體系存在非對(duì)稱性傳導(dǎo)至關(guān)重要的原因[8],貨幣政策沖擊對(duì)各部門產(chǎn)出和通貨膨脹的影響取決于各部門的價(jià)格粘性水平[9, 10]：部門價(jià)格粘性越強(qiáng),貨幣政策沖擊對(duì)部門價(jià)格的影響越小[11].經(jīng)濟(jì)中兩類重要的價(jià)格為資產(chǎn)價(jià)格和消費(fèi)價(jià)格.一方面從資產(chǎn)市場(chǎng)來(lái)看,貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的關(guān)注具有馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換特征[12].無(wú)論是增加貨幣供給量還是降低利率,擴(kuò)張性貨幣政策都會(huì)向市場(chǎng)注入流動(dòng)性,反之則相反.值得注意的是,在不同經(jīng)濟(jì)時(shí)期,相同的貨幣供給量增加對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響程度存在差異.從股票市場(chǎng)看,與股市處于快速下跌的熊市期相比,當(dāng)股市處于快速上漲的牛市期,增加貨幣供給量的擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)股票價(jià)格的拉動(dòng)表現(xiàn)得更加明顯[13].從房地產(chǎn)市場(chǎng)看,中國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響亦存在非對(duì)稱效應(yīng)：當(dāng)房?jī)r(jià)平穩(wěn)時(shí),貨幣供給量的增加或者減少對(duì)房?jī)r(jià)的影響不大,當(dāng)房?jī)r(jià)有較大幅度的上下波動(dòng)時(shí),貨幣供給量的增加對(duì)房?jī)r(jià)的影響作用明顯分化[14].另一方面,從消費(fèi)品價(jià)格看,貨幣政策同樣具有馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換特征.貨幣政策的變動(dòng)會(huì)帶來(lái)消費(fèi)價(jià)格的同方向變動(dòng),貨幣供給對(duì)物價(jià)水平的影響依賴于經(jīng)濟(jì)所處的狀態(tài)(即CPI上升機(jī)制和CPI下降機(jī)制).這意味著,貨幣供給的變化對(duì)物價(jià)的影響存在非對(duì)稱性[15].總體而言,一方面,貨幣供給量增加的擴(kuò)張性貨幣政策會(huì)導(dǎo)致總體價(jià)格普遍上漲,其中資產(chǎn)價(jià)格上漲較為迅速,貨幣政策對(duì)CPI特別是核心CPI的影響存在滯后性[16],另一方面,貨幣政策對(duì)某一特定價(jià)格市場(chǎng)均存在非對(duì)稱影響[17].

此外,貨幣政策對(duì)價(jià)格體系存在不同影響的原因在于,貨幣供給量的變動(dòng)使得短期內(nèi)資產(chǎn)價(jià)格可以迅速做出反應(yīng),而通貨膨脹是一個(gè)長(zhǎng)期的過(guò)程.進(jìn)一步思考,貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響是否會(huì)向CPI傳導(dǎo)?目前,已有眾多關(guān)于貨幣政策、資產(chǎn)價(jià)格與CPI三者之間關(guān)系的研究文獻(xiàn).主流觀點(diǎn)認(rèn)為,無(wú)論是資產(chǎn)價(jià)格還是CPI,貨幣政策對(duì)其都具有顯著影響.但就這一話題亦存有爭(zhēng)論,焦點(diǎn)主要在于影響的傳遞機(jī)制——“貨幣政策→資產(chǎn)價(jià)格→CPI”.

王紅建等[18]認(rèn)為資產(chǎn)價(jià)格會(huì)通過(guò)多種渠道及金融結(jié)構(gòu)對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生正向影響,金融結(jié)構(gòu)在影響途徑中的作用不容忽視.資產(chǎn)價(jià)格中股價(jià)對(duì)通貨膨脹的影響大于房?jī)r(jià)對(duì)通貨膨脹的影響[19].同時(shí),房產(chǎn)作為重要的資產(chǎn),其財(cái)富效應(yīng)已超過(guò)替代效應(yīng).貨幣政策通過(guò)對(duì)資產(chǎn)價(jià)格(股票價(jià)格和房?jī)r(jià))的影響,進(jìn)而引起消費(fèi)品價(jià)格上漲,貨幣政策對(duì)消費(fèi)品價(jià)格存在較為明顯的資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng).擴(kuò)張性貨幣政策的長(zhǎng)期結(jié)果是同時(shí)引起資產(chǎn)價(jià)格和商品物價(jià)水平的上升.國(guó)外眾多學(xué)者[20-22]雖然同樣認(rèn)同“貨幣政策→資產(chǎn)價(jià)格→CPI”的傳導(dǎo)機(jī)制,但是認(rèn)為貨幣政策導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格的變化向消費(fèi)品價(jià)格傳導(dǎo)的原因并非財(cái)富效應(yīng),而是擴(kuò)張性貨幣政策導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格泡沫,投資者為規(guī)避資產(chǎn)價(jià)格下跌風(fēng)險(xiǎn),向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)投資或者消費(fèi),從而可能帶來(lái)CPI的上升.部分學(xué)者則認(rèn)為“貨幣政策→資產(chǎn)價(jià)格→CPI”的傳導(dǎo)機(jī)制中并非都為正向影響.其中Ikeda等[23]認(rèn)為,在資產(chǎn)市場(chǎng)繁榮時(shí)期,通脹是溫和的.原因是由泡沫引導(dǎo)的繁榮緩解了企業(yè)的借貸限制,并通過(guò)降低借貸的影子成本來(lái)防止通貨膨脹上升.擴(kuò)張性貨幣政策會(huì)加劇資產(chǎn)市場(chǎng)的繁榮并抑制消費(fèi)價(jià)格.

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn),既往研究一部分討論分析了貨幣政策的區(qū)制特征,但限于分析貨幣政策、資產(chǎn)價(jià)格和CPI三者之間兩兩關(guān)系,而另一部分研究對(duì)于貨幣政策在資產(chǎn)價(jià)格和CPI的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了探討,但又未加區(qū)分貨幣政策的區(qū)制特征,從而沒(méi)有形成一個(gè)有關(guān)“不同區(qū)制貨幣政策→資產(chǎn)價(jià)格→財(cái)富效應(yīng)→CPI”的整體解析框架.大部分研究未曾關(guān)注不同區(qū)制下的貨幣政策通過(guò)資產(chǎn)價(jià)格影響消費(fèi)價(jià)格的非對(duì)稱性機(jī)制傳導(dǎo)差異.而如前文所述,這正是貨幣政策影響CPI的間接效應(yīng).而如果不考慮資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI的間接影響,則可能會(huì)導(dǎo)致實(shí)踐中貨幣政策對(duì)CPI影響估計(jì)的偏差.基于上述考慮,本文對(duì)考察期內(nèi)我國(guó)貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格和CPI影響的差異性、貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制以及貨幣政策的非對(duì)稱性展開理論解析和實(shí)證檢驗(yàn).

1 理論框架

一般而言貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格和消費(fèi)品價(jià)格的影響,可根據(jù)時(shí)間劃分為短期和長(zhǎng)期兩類;同時(shí)根據(jù)影響機(jī)制,又可分為直接和間接兩種.首先從時(shí)間維度看,由于“菜單成本”使得短期內(nèi)消費(fèi)品價(jià)格具有典型的粘性特征,其受貨幣供應(yīng)量的影響較小.但當(dāng)貨幣流向資產(chǎn)市場(chǎng)時(shí),會(huì)引起迅速反應(yīng),其受貨幣供應(yīng)量的影響較大.綜上所述,短期內(nèi)資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的變動(dòng)較之消費(fèi)品價(jià)格的變動(dòng)幅度更大.而從長(zhǎng)期看,由于消費(fèi)品不存在價(jià)格粘性特征,貨幣供給量的變動(dòng)對(duì)消費(fèi)品價(jià)格的直接影響明顯.從影響機(jī)制看,貨幣政策對(duì)消費(fèi)品價(jià)格的變動(dòng)存在明顯的直接影響[24].同時(shí),貨幣政策將導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格發(fā)生直接變化,并可能通過(guò)庇古“財(cái)富效應(yīng)”使得貨幣政策對(duì)資本市場(chǎng)價(jià)格的“超調(diào)”效應(yīng)向消費(fèi)市場(chǎng)價(jià)格進(jìn)行傳導(dǎo),即貨幣政策通過(guò)資產(chǎn)市場(chǎng)間接影響消費(fèi)市場(chǎng)價(jià)格.

1.1 超調(diào)效應(yīng)理論解析

參考Frankel[25]的研究,本文將貨幣流向劃分為資產(chǎn)市場(chǎng)和消費(fèi)市場(chǎng)兩個(gè)大類,分別以Pp和Pc代表資產(chǎn)價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(對(duì)數(shù)值).超調(diào)模型由資本資產(chǎn)定價(jià)模型、供求模型、貨幣需求模型和總體價(jià)格水平構(gòu)成模型構(gòu)成

(1)

(2)

m-P=φy-λi

(3)

P=αPc+(1-α)Pp

(4)

其中式(2)可進(jìn)一步化簡(jiǎn)為

(5)

由此可知式(2)可得

(6)

式(1)、式(3)、式(4)和式(6)構(gòu)成的方正組化簡(jiǎn)為矩陣表達(dá)式為

(7)

式(7)右側(cè)系數(shù)矩陣的特征根為

(8)

變化率的函數(shù)形式為

(9)

(10)

資產(chǎn)價(jià)格的長(zhǎng)期均衡值由外生變量決定,即

(11)

結(jié)合式(10)和式(11)可得

(12)

由此可以看出,貨幣政策通過(guò)影響貨幣供應(yīng)量,進(jìn)而可以影響資產(chǎn)價(jià)格.

結(jié)合式(1)和式(9),可以得出利率的變化公式

(13)

由此可得

(1-α)ΔPp-Δm=λΔi

(14)

聯(lián)立上述方程組,可得到如下資產(chǎn)價(jià)格超調(diào)結(jié)果

(15)

由式(4)可知資產(chǎn)價(jià)格變化與消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)變化關(guān)系如下

ΔP=αΔPc+(1-α)ΔPp

(16)

聯(lián)立式(15)和式(16)可得貨幣政策沖擊對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)直接影響結(jié)果

(17)

由于貨幣政策的沖擊會(huì)引起價(jià)格總水平同比例上升,即ΔP=Δm,式(17)可進(jìn)一步化簡(jiǎn)為

(18)

1.2 庇古效應(yīng)理論解析

庇古等經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為資產(chǎn)價(jià)格水平的變化將刺激消費(fèi),因?yàn)樨泿殴┙o量的增加將導(dǎo)致人們所持有的各種資產(chǎn)的價(jià)格上升,由消費(fèi)理論可知,人們持有資產(chǎn)獲得的名義收入增加,消費(fèi)會(huì)隨之而增加,從而帶來(lái)商品價(jià)格上漲.如下進(jìn)一步對(duì)上述影響的作用機(jī)理進(jìn)行討論.

假設(shè)消費(fèi)者持有的資產(chǎn)價(jià)格為

Zt(k)dk]

(19)

其中γ為每期的凈死亡率,消費(fèi)者可以購(gòu)買兩種形式的資產(chǎn)：房產(chǎn)的名義價(jià)值為Bt,Pt為消費(fèi)者物價(jià)指數(shù),股票的實(shí)際價(jià)值為Qt(k)×Dt(k)為股票派發(fā)的實(shí)際紅利,Zt(k)為持有的股票份額.由于資產(chǎn)不會(huì)隨人口死亡而消失,假定資產(chǎn)每期按凈人口將資產(chǎn)總額進(jìn)行重新分配.

該經(jīng)濟(jì)中代表性家庭持有資產(chǎn)所獲得收入部分用于消費(fèi)Ct和支付稅收,其余部分購(gòu)買下期資產(chǎn).因此,代表性家庭的最優(yōu)化問(wèn)題是

(20)

其中β為貼現(xiàn)因子,(1-γ)為生存概率,Nt勞動(dòng)時(shí)間占總時(shí)間的比重.消費(fèi)者面臨的預(yù)算方程為

(21)

其中Wt代表名義工資,Ft,t+1代表房產(chǎn)的提前一期名義貼現(xiàn)率,Tt代表實(shí)際政府稅收.求解上面的最優(yōu)問(wèn)題,得到一階條件

(22)

(23)

PtQt(k)=Et{Ft,t+1Pt+1[Qt+1(k)+Dt+1(k)]}

(24)

上面各式中,式(22)是勞動(dòng)供給方程,式(23)是消費(fèi)的歐拉方程,式(24)是家庭關(guān)于股票價(jià)格的最優(yōu)跨期動(dòng)態(tài)決策方程.名義居民財(cái)富為其非交易性收入的期望折現(xiàn)值

(25)

由此可將消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)表示成資產(chǎn)價(jià)格和居民財(cái)富的線性函數(shù)

(26)

顯然,它是一條Pt關(guān)于總資產(chǎn)價(jià)格Ωt的向右上方傾斜的曲線.

貨幣政策擴(kuò)張?jiān)诙唐趦?nèi)使得貨幣快速流向房地產(chǎn)和股市等資產(chǎn)市場(chǎng)中,導(dǎo)致房?jī)r(jià)或者股票價(jià)格上升,從而消費(fèi)者的名義總資產(chǎn)增加,通過(guò)庇古的“財(cái)富效應(yīng)”會(huì)進(jìn)一步刺激消費(fèi).在長(zhǎng)期,當(dāng)物價(jià)水平持續(xù)上升時(shí),消費(fèi)者擁有的貨幣余額的實(shí)際價(jià)值就會(huì)降低,消費(fèi)者發(fā)現(xiàn)自己的財(cái)富減少了,從而促使消費(fèi)者實(shí)際消費(fèi)支出減少,使得經(jīng)濟(jì)體系重新恢復(fù)平衡.上述分析描述了消費(fèi)、資產(chǎn)價(jià)格和物價(jià)水平之間相互關(guān)系.

由上可見,短期內(nèi),貨幣政策會(huì)對(duì)資產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生顯著影響,并呈現(xiàn)顯著的價(jià)格超調(diào)效應(yīng);長(zhǎng)期內(nèi),資產(chǎn)價(jià)格超調(diào)向消費(fèi)市場(chǎng)傳導(dǎo),消費(fèi)者價(jià)格隨時(shí)間逐漸上升.

2 實(shí)證分析

2.1 變量定義與數(shù)據(jù)來(lái)源

因我國(guó)貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道效率不高,相對(duì)于利率,貨幣供應(yīng)量M2 仍是反映中國(guó)貨幣政策變化的重要指標(biāo)[26, 27],但政策變動(dòng)引起的是貨幣供給的變動(dòng),而現(xiàn)實(shí)觀測(cè)到的M2變動(dòng)卻是供給與需求共同作用的結(jié)果,需要將引起M2變動(dòng)的需求因素予以剔除[28].為此,構(gòu)造如下模型lnM2=α+β1lnIVA+ε.其中,IVA為工業(yè)生產(chǎn)增加值,本文將上式的回歸殘差作為貨幣政策指標(biāo).消費(fèi)價(jià)格用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)表示,資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)(FPI)以上證綜合指數(shù)和房?jī)r(jià)衡量,根據(jù)金融資產(chǎn)和非金融資產(chǎn)價(jià)值規(guī)模,確定上證指數(shù)和房產(chǎn)價(jià)格指數(shù)在資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)中的權(quán)重[29].其中,房?jī)r(jià)指數(shù)選用全國(guó)商品住宅銷售額與銷售面積比值衡量,同時(shí)采用上證綜合收盤指數(shù)期末值計(jì)算股價(jià)指數(shù)[30].

本文使用的是我國(guó)2001年1月至2020年4月的共232組月度數(shù)據(jù),其中廣義貨幣量(M2)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行,上證指數(shù)和房?jī)r(jià)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù),工業(yè)生產(chǎn)增加值(IVA)和消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng).需要說(shuō)明的是,為保證數(shù)據(jù)處理的準(zhǔn)確性及可比性,本文首先對(duì)各月的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)值、上證指數(shù)和房?jī)r(jià)指數(shù)進(jìn)行了以2001年1月為基期的價(jià)格轉(zhuǎn)換.其次,對(duì)廣義貨幣量、工業(yè)生產(chǎn)增加值、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)、資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整[31].再次,對(duì)季節(jié)調(diào)整后的各序列實(shí)施了HP濾波處理,最終得到各個(gè)序列的周期項(xiàng)序列.最后,對(duì)各個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知,在10%的顯著性水平下,各個(gè)時(shí)間序列均平穩(wěn)變量.

2.2 動(dòng)態(tài)馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移(MS)模型的設(shè)定與估計(jì)

借鑒劉金全[32]和趙進(jìn)文等[33]的研究,可以認(rèn)為,由于貨幣政策存在“韁繩效應(yīng)”和“逆對(duì)稱性”,導(dǎo)致其對(duì)價(jià)格影響具有非對(duì)稱性.因而本文采用Hamilton[34]的方法構(gòu)建了一個(gè)處理動(dòng)態(tài)非對(duì)稱問(wèn)題的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移(MS)模型,對(duì)貨幣政策的變化規(guī)律進(jìn)行分階段刻畫.在此,引入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的均值轉(zhuǎn)移模型

yt=βstxt+εt,st=μt,st+εt,st

(27)

其中t=1,…,T.st為區(qū)制狀態(tài)變量,表示系統(tǒng)未觀察狀態(tài),根據(jù)經(jīng)濟(jì)意義將其設(shè)定為st={0,1},分別刻畫貨幣政策收縮和擴(kuò)張兩種狀態(tài).xt為解釋變量,μt,st為均值參數(shù),εt,st為條件方差.假設(shè)狀態(tài)之間的轉(zhuǎn)換由一階馬爾科夫過(guò)程控制

Pr[st=2|st-1=2]=p

(28)

Pr[st=1|st-1=2]=1-p

(29)

Pr[st=1|st-1=1]=q

(30)

Pr[st=2|st-1=1]=1-q

(31)

其中Pr表示從t-1時(shí)刻的狀態(tài)st-1向t時(shí)刻的狀態(tài)st的區(qū)制間轉(zhuǎn)移概率.相應(yīng)的區(qū)制特性和轉(zhuǎn)移概率矩陣如表1 和表2 所示.

表1 區(qū)制特性

表1說(shuō)明系統(tǒng)34.23%的時(shí)間處于區(qū)制1,總持續(xù)期為28.95個(gè)月;65.77%的時(shí)間處于區(qū)制2,總持續(xù)期為55.62個(gè)月.可以看出,貨幣政策處于區(qū)制2的概率較大,持續(xù)期較長(zhǎng).

表2 區(qū)制轉(zhuǎn)移概率矩陣

從表2中可以看出,系統(tǒng)維持區(qū)制1的概率為96.55%,由狀態(tài)1轉(zhuǎn)移到狀態(tài)2的概率為3.45%;系統(tǒng)維持區(qū)制2的概率為98.2%,由狀態(tài)2轉(zhuǎn)移到狀態(tài)1的概率為1.8%,由此可見,兩個(gè)區(qū)制的自維持概率均相對(duì)較高,說(shuō)明貨幣政策無(wú)論是在擴(kuò)張期還是收縮期的運(yùn)行態(tài)勢(shì)均較為穩(wěn)定.

圖1 區(qū)制概率圖

圖1進(jìn)一步刻畫了樣本期間內(nèi)貨幣政策的時(shí)變轉(zhuǎn)移概率.通過(guò)圖1可以看出,樣本期間,貨幣政策存在兩輪擴(kuò)張時(shí)期和三輪收縮時(shí)期,貨幣政策擴(kuò)張時(shí)期主要集中在2008年—2011年以及2015年—2019年兩個(gè)階段,貨幣政策收縮時(shí)期主要集中在2001年—2008年、2011年—2015年以及2019年至今三個(gè)階段.這一結(jié)果與我國(guó)資產(chǎn)價(jià)格和CPI的走勢(shì)高度耦合.

對(duì)比兩次貨幣政策擴(kuò)張期可以發(fā)現(xiàn),樣本較多地處于擴(kuò)張區(qū)制內(nèi)時(shí),在2008年—2011年期間,國(guó)內(nèi)房產(chǎn)價(jià)格短期內(nèi)出現(xiàn)下跌,隨后伴隨貨幣政策的擴(kuò)張而逐漸回歸,而股市存在較為明顯的上漲趨勢(shì).在2015年—2019年期間,上證指數(shù)開始下跌,而此時(shí)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格卻一路上漲.雖然從不同資產(chǎn)價(jià)格的角度進(jìn)行審視,貨幣政策擴(kuò)張存在異質(zhì)性.但如果僅從貨幣政策擴(kuò)張結(jié)果的層面對(duì)比,2008年金融危機(jī)后的3年與2015年我國(guó)股市暴跌后的4年均是CPI較快增長(zhǎng)的階段,此期間資產(chǎn)價(jià)格總體增長(zhǎng)率也逐漸增加.

觀察上述三段貨幣政策收縮期內(nèi)的表象可知,當(dāng)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平處于快速發(fā)展階段,為抑制物價(jià)過(guò)度上揚(yáng),央行實(shí)施緊縮的貨幣政策為經(jīng)濟(jì)降溫,對(duì)資產(chǎn)價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格都起到一定的抑制作用,期間我國(guó)居民消費(fèi)動(dòng)能明顯下降,導(dǎo)致消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)上漲放緩.總體而言,貨幣政策對(duì)于通貨膨脹的“韁繩效應(yīng)”較為明顯.

2.3 基于TVP-SV-VAR模型的實(shí)證檢驗(yàn)

如下運(yùn)用TVP-SV-VAR模型解析貨幣政策對(duì)CPI影響的動(dòng)態(tài)機(jī)制.該模型可以通過(guò)對(duì)系數(shù)的時(shí)變估計(jì),將經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中部分不可觀測(cè)的內(nèi)在特征反映出來(lái).自Primiceri[35]首次將該模型應(yīng)用于美國(guó)的貨幣政策問(wèn)題以來(lái),諸多學(xué)者也紛紛用英國(guó)[36]和日本[37]等數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證,均可以反映出完整的貨幣政策沖擊效應(yīng).因此,本文運(yùn)用TVP-VAR模型,以時(shí)點(diǎn)不同但規(guī)模相同的貨幣政策入手,比較對(duì)各種內(nèi)生變量的沖擊路徑差異性.這有利于政策制定者根據(jù)不同的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)時(shí)點(diǎn),有針對(duì)性的調(diào)整貨幣政策的動(dòng)態(tài)實(shí)施.

確定模型的滯后期是建立TVP-SV-VAR模型的前提,本文根據(jù) AIC、SC和HQ信息準(zhǔn)則設(shè)定模型滯后期為2,MCMC抽樣次數(shù)設(shè)定為10 000[38].

表3所示的Geweke統(tǒng)計(jì)量均低于5%顯著性水平下的臨界值1.96.因此,無(wú)法拒絕模型收斂于后驗(yàn)分布的假設(shè).結(jié)果表明,預(yù)燃期可以引起馬爾可夫鏈的集中,MCMC算法是估計(jì)模型參數(shù)的有效方法.模型的最大失效因子為160.18,總體失效因子較小.在10 000次迭代中可以得到足夠數(shù)量的無(wú)關(guān)樣本,這就足夠進(jìn)行后驗(yàn)推理了.因此,對(duì)TVP-SV-VAR模型的估計(jì)是有效的.

表3 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

圖2顯示了MCMC估計(jì)結(jié)果的樣本自相關(guān)、路徑和后驗(yàn)密度.系數(shù)減小到零(在第一行),這意味著樣本中沒(méi)有明顯的自相關(guān).軌跡圍繞平均值波動(dòng)(在第二行),這表明樣本中沒(méi)有明顯的趨勢(shì).樣本收斂到后驗(yàn)分布(在第三行),這證明了它們的收斂性.因此,lnMP、lnfpi和lncpi組成的系統(tǒng)是穩(wěn)定的,應(yīng)用TVP-SV-VAR模型可以進(jìn)一步探討這三個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)影響.

本文運(yùn)用OxMetrics選取2008年1月和2015年5月作為區(qū)制1兩次起點(diǎn)(擴(kuò)張型),進(jìn)行貨幣政策沖擊效應(yīng)分析;選取2011年4月和2019年4月作為區(qū)制2兩次起點(diǎn)(收縮型),進(jìn)行貨幣政策沖擊效應(yīng)分析.通過(guò)圖3(a)、圖3(b)和圖3(c)可以分別看出貨幣政策對(duì)CPI、資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)以及資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)對(duì)CPI沖擊的脈沖響應(yīng).

具體而言,首先從圖3(a)看,貨幣政策在兩個(gè)區(qū)制下的四個(gè)時(shí)點(diǎn)對(duì)CPI的直接沖擊效應(yīng)總體呈現(xiàn)先上升后下降的過(guò)程,但當(dāng)給貨幣政策1%的沖擊,CPI沖擊響應(yīng)最高值小于1%,說(shuō)明貨幣政策對(duì)于CPI的直接影響較小.同時(shí),貨幣政策對(duì)CPI沖擊響應(yīng)的幅度與沖擊的區(qū)制有關(guān).在區(qū)制1下的2008年1月和2015年5月兩個(gè)時(shí)點(diǎn)的沖擊,貨幣政策對(duì)CPI的脈沖響應(yīng)函數(shù)變化趨勢(shì)是相似的,在緩慢的到達(dá)最大值后開始減弱,區(qū)制1下的2015年5月的沖擊,在沖擊前期的反應(yīng)程度等于或者略微大于區(qū)制2下的2019年4月兩個(gè)時(shí)點(diǎn)的沖擊.之所以會(huì)出現(xiàn)貨幣政策的逆非對(duì)稱性(擴(kuò)張性貨幣政策效應(yīng)大于緊縮性貨幣政策),可能是通貨膨脹率超過(guò)一定范圍時(shí), 貨幣政策的這種逆非對(duì)稱性就表現(xiàn)出來(lái)[39].同時(shí),在第3期之后,區(qū)制2下的2011年4月和2019年4月兩個(gè)時(shí)點(diǎn)收縮型貨幣政策對(duì)CPI沖擊的影響一直高于區(qū)制1下的擴(kuò)張型貨幣政策對(duì)CPI的影響,說(shuō)明貨幣政策在絕大多數(shù)時(shí)間對(duì)CPI存在“韁繩效應(yīng)”(擴(kuò)張性貨幣政策效應(yīng)小于緊縮性貨幣政策).

圖2 模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

圖3 不同時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)

其次從圖3(b)觀察貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)在兩個(gè)區(qū)制下的四次沖擊,可以發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)價(jià)格都先呈現(xiàn)一個(gè)快速的正向響應(yīng),正向響應(yīng)的峰值都在當(dāng)期或者第1期達(dá)到最大,隨后逐漸減弱.貨幣政策對(duì)于資產(chǎn)價(jià)格的沖擊相比較貨幣政策對(duì)于CPI的直接沖擊更為迅速.可以看出,當(dāng)給貨幣政策1%的沖擊,資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)沖擊響應(yīng)最高值大于1%,這與前文的數(shù)理模型結(jié)論(貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格較之CPI存在超調(diào)效應(yīng))基本一致.進(jìn)一步看,貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)沖擊響應(yīng)的幅度與沖擊的區(qū)制同樣有關(guān),較之貨幣政策對(duì)CPI的直接沖擊所不同的是,在區(qū)制1下的2008年1月和2015年5月兩個(gè)時(shí)點(diǎn)的沖擊,貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的脈沖響應(yīng)函數(shù)反應(yīng)程度始終小于區(qū)制2下的2011年4月和2019年4月兩個(gè)時(shí)點(diǎn)的沖擊,這體現(xiàn)了貨幣政策的“韁繩效應(yīng)”.原因在于貨幣政策主要是通過(guò)控制貨幣發(fā)行量等方式間接調(diào)控價(jià)格體系,緊縮性貨幣政策較之?dāng)U張性貨幣政策更易影響經(jīng)濟(jì)中各種資產(chǎn)價(jià)格,資產(chǎn)價(jià)格取決于消費(fèi)者心理偏好、投資者信心以及預(yù)期通貨膨脹等多種因素[40].

最后從圖3(c)看,資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)對(duì)CPI在兩個(gè)區(qū)制下的四次沖擊的脈沖響應(yīng)表現(xiàn)也較為一致.當(dāng)給資產(chǎn)價(jià)格1%的沖擊,CPI開始呈現(xiàn)較大幅度正向響應(yīng),隨后正向響應(yīng)在略微減弱或者平穩(wěn)后,最后逐漸緩慢增強(qiáng).原因是,資產(chǎn)價(jià)格的上升,短時(shí)間內(nèi)會(huì)對(duì)消費(fèi)者財(cái)富效應(yīng)心理形成較強(qiáng)沖擊,從而造成沖動(dòng)消費(fèi),在長(zhǎng)期,資產(chǎn)價(jià)格的上升雖然對(duì)CPI形成正向沖擊,但根據(jù)生命周期理論和持久收入假說(shuō),資產(chǎn)價(jià)格的上升使得消費(fèi)者家庭財(cái)富增加,平滑分配到生命周期的消費(fèi)增加總體較小,但會(huì)一直有持續(xù)正向效應(yīng)[41].從不同區(qū)制的時(shí)點(diǎn)沖擊看,資產(chǎn)價(jià)格在區(qū)制2時(shí)對(duì)CPI的沖擊大于在區(qū)制1時(shí)對(duì)CPI的沖擊,這與行為經(jīng)濟(jì)學(xué)中的“損失規(guī)避”理論相吻合.

綜上可以清晰的看出貨幣政策對(duì)CPI的影響機(jī)制,并可將此定義為直接和間接兩個(gè)方面.直接影響：因CPI具有價(jià)格粘性特征,使得貨幣政策對(duì)于其直接影響較小.間接影響：貨幣政策對(duì)于資產(chǎn)價(jià)格的影響是即時(shí)的,而且短期內(nèi)存在正向超調(diào)作用;同時(shí),資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI始終存在正向作用,這意味著以資產(chǎn)價(jià)格為中介,貨幣政策對(duì)CPI存在間接“財(cái)富效應(yīng)”影響.

圖4考察了貨幣政策不同提前期(1-、3-和6-)的脈沖響應(yīng),以反映貨幣政策的短期、中期和長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響.

圖4 不同提前期的沖擊響應(yīng)

從圖4(a)看,考察期絕大多數(shù)時(shí)間內(nèi)提前期越長(zhǎng)貨幣政策對(duì)CPI的沖擊響應(yīng)越大.由此可見,貨幣政策對(duì)CPI的影響時(shí)滯較長(zhǎng),因價(jià)格粘性以及菜單成本等原因使得貨幣政策對(duì)CPI的影響在長(zhǎng)期更為顯著.僅在2006年～2008年短暫的時(shí)間段內(nèi),貨幣政策對(duì)CPI的影響存在時(shí)滯較短的現(xiàn)象,原因可能是期間CPI中價(jià)格粘性最弱的食品有較大波動(dòng)導(dǎo)致[42].在這期間,我國(guó)經(jīng)濟(jì)一直處于高速增長(zhǎng)中,物價(jià)上漲幅度較大,貨幣政策一直處于“從緊”的區(qū)制1內(nèi),導(dǎo)致2007年貨幣政策對(duì)CPI的沖擊效應(yīng)最小.2009年之后沖擊響應(yīng)快速上升,在2015年達(dá)到峰值,此期間貨幣政策處于區(qū)制2的擴(kuò)張期.與此類似,2011年—2015年和2015年～2019年貨幣政策分別處于區(qū)制2和區(qū)制1,對(duì)應(yīng)著貨幣政策擴(kuò)張期CPI響應(yīng)的上漲走勢(shì)和貨幣政策收縮期CPI響應(yīng)的下降期.

從圖4(b)看,不同提前期貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)的沖擊隨時(shí)間的變化都與貨幣政策區(qū)制變化呈現(xiàn)一致性.但不同提前期脈沖響應(yīng)幅度存在差異,其中考察期內(nèi)幾乎所有時(shí)間均呈現(xiàn)為提前期越短貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的沖擊影響越大.由此可見,貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格短期影響彈性較大.同時(shí),隨時(shí)間變化,貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響也不斷變化.2005年之前一直是較為平穩(wěn)的正值,2006年之后受次貸危機(jī)逐漸顯現(xiàn)的影響,房?jī)r(jià)出現(xiàn)短暫的下降,2008年伴隨著貨幣政策的擴(kuò)張,中國(guó)股市和房?jī)r(jià)均快速上升使得資產(chǎn)價(jià)格向上反彈,此時(shí)區(qū)制1下的貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的超調(diào)效應(yīng)明顯.之后貨幣政策收縮時(shí)期,股市從6 124點(diǎn)快速持續(xù)下跌至1 664點(diǎn),此時(shí)區(qū)制2下的貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的超調(diào)效應(yīng)較小.2011年～2014年擴(kuò)張的貨幣政策再次對(duì)資產(chǎn)價(jià)格起到明顯正向促進(jìn)作用.2015年至今貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格影響平緩下滑.

從圖4(c)看,不同提前期資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI的沖擊隨時(shí)間的變化存在差異性.整體看資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI的沖擊影響較為復(fù)雜,并無(wú)明顯的區(qū)制特征,但都會(huì)隨時(shí)間推移而不斷變化.同時(shí)從沖擊響應(yīng)幅度看,總體而言提前期越長(zhǎng),脈沖響應(yīng)幅度越劇烈,這說(shuō)明資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI的影響隨時(shí)間增加而逐漸更加顯著.但在2008年左右提前1期的脈沖響應(yīng)幅度最大,原因可能是次貸危機(jī)引發(fā)金融危機(jī),造成短期出現(xiàn)資產(chǎn)價(jià)格對(duì)消費(fèi)的影響更大.從峰值出現(xiàn)的時(shí)間點(diǎn)上看,提前1期、提前3期和提前6期峰值都出現(xiàn)在2012年左右.原因是,擴(kuò)張的貨幣政策使得我國(guó)股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)在2008年金融危機(jī)之后逐漸得到修復(fù),二者共同促進(jìn)資產(chǎn)價(jià)格快速上升,一定程度上帶動(dòng)消費(fèi)市場(chǎng)過(guò)熱,進(jìn)而沖擊CPI.

3 “財(cái)富效應(yīng)”機(jī)制檢驗(yàn)

上文主要解析了貨幣政策對(duì)CPI、貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格和資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI的直接影響.以此為基礎(chǔ)進(jìn)一步思考,由于貨幣政策和資產(chǎn)價(jià)格二者對(duì)CPI分別具有明確的影響機(jī)制,而這種機(jī)制可能并非完全體現(xiàn)為前文所述的直接影響效應(yīng),而是貨幣政策還會(huì)有可能通過(guò)資產(chǎn)價(jià)格的間接路徑對(duì)CPI產(chǎn)生作用,在時(shí)變參數(shù)的角度分析中已初步對(duì)貨幣政策影響CPI的間接效應(yīng)路徑進(jìn)行了分析,事實(shí)是否如此?如下將嘗試引入中介效應(yīng)分析,討論是否存在著間接作用效應(yīng).

因貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格和CPI影響存在時(shí)滯性,參考張成思和田涵暉[43]的研究,根據(jù) AIC、SC和HQ信息準(zhǔn)則,對(duì)包含資產(chǎn)價(jià)格中介效應(yīng)的遞歸式結(jié)構(gòu)方程模型設(shè)定模型最優(yōu)滯后期,其中資產(chǎn)價(jià)格滯后期為1個(gè)月,CPI滯后期為6個(gè)月,這與貨幣政策影響的時(shí)滯一致[44].進(jìn)一步進(jìn)行DWH 檢驗(yàn),結(jié)果均顯示模型不存在內(nèi)生性.從而借鑒溫忠麟等[45]中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法,構(gòu)建如下包含資產(chǎn)價(jià)格中介效應(yīng)的遞歸式結(jié)構(gòu)方程模型

lnfpit+1=a0+a1lnMPt+∑control+e1

(32)

lncpit+6=b0+b1lnfpit+1+b2lnMPt+

∑control+e2

(33)

其中a1、b2為貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格和CPI的直接效應(yīng)系數(shù);b1為資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI的直接效應(yīng)系數(shù).

由式(32)、式(33)可以得到如下反映貨幣政策對(duì)CPI影響總效應(yīng)的簡(jiǎn)化模型

lncpit+6=c0+c1lnMPt+∑control+e3

(34)

其中c1為貨幣政策對(duì)CPI的總效應(yīng),它包含了貨幣政策對(duì)CPI的直接效應(yīng)以及以資產(chǎn)價(jià)格為中介的間接效應(yīng)的和.對(duì)遞歸模型(32)、遞歸模型(33)和遞歸模型(34)展開最小二乘回歸,估計(jì)結(jié)果如表4所示.

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

方括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值.

從表4結(jié)果可知,模型(32)和模型(34)中貨幣政策的系數(shù)均為正,且在1%的水平下顯著,表明貨幣政策的實(shí)施能夠直接對(duì)CPI和資產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生正向刺激效應(yīng).當(dāng)在貨幣政策對(duì)CPI的影響路徑中引入資產(chǎn)價(jià)格變量時(shí),模型(33)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)解釋變量lnMP以及資產(chǎn)價(jià)格系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,符合預(yù)期.同時(shí)可以看到,貨幣政策的系數(shù)由模型(34)中的0.523降為0.069,這意味著在貨幣政策對(duì)CPI的影響路徑中,至少一部分是通過(guò)資產(chǎn)價(jià)格的中介效應(yīng)產(chǎn)生的,具體中介效應(yīng)占比為

當(dāng)排除貨幣政策區(qū)制因素以及參數(shù)時(shí)變影響的時(shí)候,基于中介效應(yīng)的OLS回歸結(jié)果表明貨幣政策對(duì)CPI既有直接影響又存在間接影響路徑,這與TVP-SV-VAR模型的結(jié)果基本一致.與OLS回歸模型相比,TVP-SV-VAR模型可以有效的將“貨幣政策→資產(chǎn)價(jià)格→財(cái)富效應(yīng)→CPI”這一政策傳導(dǎo)機(jī)制完整呈現(xiàn),且影響特征是穩(wěn)健可靠的.

4 非對(duì)稱沖擊拓展分析

通過(guò)上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析,不僅發(fā)現(xiàn)貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格較之CPI存在超調(diào)效應(yīng),而且貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格和CPI可能均存在非對(duì)稱影響.為更為準(zhǔn)確的研究我國(guó)金融周期和實(shí)體經(jīng)濟(jì)周期所處不同階段時(shí)貨幣政策選擇機(jī)制,考察不同周期階段貨幣政策的調(diào)控效應(yīng)是否存在差異.基于前文討論,下文將采用非線性自回歸分布滯后(NARDL)模型對(duì)貨幣政策非對(duì)稱性實(shí)施檢驗(yàn),NARDL模型的一般形式為

(35)

據(jù)此,前述CPI、貨幣政策和資產(chǎn)價(jià)格長(zhǎng)期均衡關(guān)系的非對(duì)稱遞歸式結(jié)構(gòu)方程模型可以重新表示為

(36)

(37)

根據(jù)前文NARDL模型,可分別驗(yàn)證式(36)和式(37)中貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的非對(duì)稱關(guān)系,以及貨幣政策和資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI影響的非對(duì)稱關(guān)系,模型估計(jì)結(jié)果如表5所示.

從表5可以看出,模型(36)和模型(37)解釋變量對(duì)被解釋變量均存在非對(duì)稱效應(yīng).此外,從表5中模型(36)的結(jié)果還可以看出,貨幣政策正向沖擊引起資產(chǎn)價(jià)格上漲的幅度(1.070)小于貨幣政策負(fù)向沖擊引起資產(chǎn)價(jià)格下跌幅度(-1.322).這與基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果一致,即可以證明我國(guó)貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的“韁繩效應(yīng)”較為明顯.從表5中模型(37)的結(jié)果可以看出,貨幣政策對(duì)CPI的“韁繩效應(yīng)”依然是顯著的,即貨幣政策負(fù)向沖擊引起CPI下跌幅度(-0.195)大于正向沖擊引起CPI上漲的幅度(0.140).同時(shí)可以看出貨幣政策對(duì)于CPI的“庇古效應(yīng)”同樣存在著非對(duì)稱性,資產(chǎn)價(jià)格下跌對(duì)于CPI的負(fù)向沖擊(-0.029)大于資產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)于CPI的正向沖擊(0.016).這同樣印證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果,即貨幣政策對(duì)于CPI的“庇古效應(yīng)”符合行為經(jīng)濟(jì)學(xué)中的“損失規(guī)避”效應(yīng).

表5 貨幣政策對(duì)CPI的非對(duì)稱效應(yīng)

通過(guò)圖5(累計(jì)動(dòng)態(tài)乘數(shù)效應(yīng))進(jìn)一步分析貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的非對(duì)稱關(guān)系,以及貨幣政策和資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI的非對(duì)稱關(guān)系在15期累積影響乘數(shù)大小.該圖形直觀上進(jìn)一步驗(yàn)證了貨幣政策的非對(duì)稱性.此外,從圖5(a)中還可以看出,當(dāng)貨幣政策發(fā)生負(fù)向外部沖擊后,資產(chǎn)價(jià)格迅速下跌,在第2期達(dá)到極小值,隨后略有回升;當(dāng)貨幣政策發(fā)生正向外部沖擊后,資產(chǎn)價(jià)格在第3期達(dá)到極大值,在第4期后重新收斂于均衡.圖5(b)表示貨幣政策對(duì)CPI非對(duì)稱性影響,當(dāng)貨幣政策發(fā)生外部沖擊后,CPI受到的負(fù)向效應(yīng)略大于正向效用,但CPI重新收斂于均衡的速度大致相同.圖5(c)表示資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI非對(duì)稱性影響,相比較而言,短期內(nèi)資產(chǎn)價(jià)格對(duì)CPI的影響較小,但在中長(zhǎng)期這種影響呈放大態(tài)勢(shì),結(jié)果與“生命周期理論”和“永久收入假設(shè)”相吻合,人們不僅僅根據(jù)當(dāng)期的收入來(lái)決定當(dāng)期消費(fèi),而是根據(jù)預(yù)期的永久收入對(duì)自己一生的消費(fèi)作出規(guī)劃.

圖5 累計(jì)動(dòng)態(tài)乘數(shù)效應(yīng)

5 結(jié)束語(yǔ)

本文通過(guò)聯(lián)動(dòng)價(jià)格超調(diào)模型與庇古效應(yīng)進(jìn)行理論分析,運(yùn)用動(dòng)態(tài)馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型研究了我國(guó)貨幣政策的不同區(qū)制,進(jìn)一步運(yùn)用TVP-SV-VAR模型和NADRL模型重點(diǎn)考察了貨幣政策對(duì)CPI影響的非對(duì)稱機(jī)制.實(shí)證結(jié)果表明：我國(guó)貨幣政策是擴(kuò)張和收縮的二區(qū)制貨幣政策,同時(shí)貨幣政策對(duì)CPI不僅存在直接影響,而且通過(guò)資本價(jià)格超調(diào)現(xiàn)象對(duì)CPI存在間接影響,而且貨幣政策沖擊效應(yīng)存在非對(duì)稱性,緊縮性貨幣政策效應(yīng)大于擴(kuò)張性貨幣政策效應(yīng).通過(guò)不同時(shí)點(diǎn)和不同提前期的沖擊發(fā)現(xiàn),貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響較之CPI短期內(nèi)存在超調(diào)效應(yīng),在長(zhǎng)期資產(chǎn)價(jià)格上升對(duì)CPI有正向拉動(dòng)作用,貨幣政策通過(guò)資產(chǎn)價(jià)格的中介作用間接影響CPI.

隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向中高速增長(zhǎng)的“新常態(tài)”和“三期疊加”的特殊時(shí)期,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力明顯不足,我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需要在國(guó)內(nèi)供給側(cè)和需求側(cè)同步實(shí)現(xiàn)規(guī)模的擴(kuò)張,而“內(nèi)循環(huán)”中的國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求不足成為制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵因素,貨幣政策對(duì)于消費(fèi)者物價(jià)調(diào)控的有效性至關(guān)重要.我國(guó)實(shí)施貨幣政策應(yīng)該將兼顧資本市場(chǎng)短期影響和CPI長(zhǎng)期影響.在強(qiáng)化貨幣政策獨(dú)立性的同時(shí),也需要關(guān)注貨幣政策對(duì)于價(jià)格調(diào)節(jié)的非對(duì)稱性.以上可以為我國(guó)未來(lái)貨幣政策框架改革提供一個(gè)參考.