盧盼盼，葉 斌

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233041)

引言

自2010年以來(lái)，我國(guó)物價(jià)總水平持續(xù)上揚(yáng)。特別是2010年11月份，居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)(CPI)處于5．1%的高位，進(jìn)入2011年以來(lái)，居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)更是漲速飛快，我國(guó)通貨膨脹的壓力十分巨大。面對(duì)物價(jià)總水平的持續(xù)上揚(yáng)，中國(guó)人民銀行自去年以來(lái)連續(xù)12次上調(diào)存款類(lèi)金融機(jī)構(gòu)人民幣存款準(zhǔn)備金率，使之達(dá)到歷史最高點(diǎn)。與此同時(shí)，截止2011年7月7日，中國(guó)人民銀行已進(jìn)行了自去年啟動(dòng)加息周期以來(lái)的第5次加息。頻繁上調(diào)存款準(zhǔn)備金率和人民幣存貸款基準(zhǔn)利率(加息)對(duì)治理通貨膨脹的效用如何?這一問(wèn)題的探討與研究一直是專(zhuān)家和學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。

傳統(tǒng)的貨幣理論的觀點(diǎn)認(rèn)為緊縮性的貨幣政策(加息)會(huì)使產(chǎn)出水平和通貨膨脹水平下降。凱恩斯主義和其他非主流的經(jīng)濟(jì)學(xué)家，也強(qiáng)調(diào)利率政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，即使很小的貨幣政策沖擊由于“放大效應(yīng)”，也會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)做出強(qiáng)烈反應(yīng)，即利率的微小上調(diào)也會(huì)引起產(chǎn)出水平和通貨膨脹水平的巨大變化。但是各國(guó)對(duì)貨幣政策運(yùn)行的實(shí)證卻發(fā)現(xiàn)這一理論與現(xiàn)實(shí)南轅北轍。Christinao等(1999)通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn):實(shí)施緊縮性貨幣政策，即提高利率水平時(shí)，物價(jià)水平或通貨膨脹水平往往與名義利率呈同向變動(dòng)，即在短期內(nèi)上升。這與傳統(tǒng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論相悖，這一現(xiàn)象便是頗具爭(zhēng)議性的“價(jià)格悖論(price puzzle)”。Barth和 Ramey(2001)提出了貨幣政策傳導(dǎo)的“成本渠道”，即在賣(mài)掉產(chǎn)品獲得收入前，如果企業(yè)要從金融機(jī)構(gòu)借入資金為生產(chǎn)要素融資和支付工資，Barth和Ramey認(rèn)為名義利率進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)并影響企業(yè)的生產(chǎn)和定價(jià)，最終會(huì)影響到產(chǎn)出和通貨膨脹(高利率會(huì)轉(zhuǎn)換成企業(yè)的高生產(chǎn)成本，最終導(dǎo)致成本上推型通貨膨脹)。

Hülsewig et al(2009)認(rèn)為銀行根據(jù)基準(zhǔn)利率變化而逐漸調(diào)整貸款利率，導(dǎo)致利率傳遞的不完全性，最終使緊縮性貨幣政策治理通貨膨脹的效果減弱。Kaufmann和Scheduler(2009)則通過(guò)對(duì)金融機(jī)構(gòu)在貨幣政策傳導(dǎo)過(guò)程中的作用及結(jié)果的定量分析中得出了在一個(gè)低效的金融體系中，貨幣政策對(duì)產(chǎn)出水平和價(jià)格水平的沖擊以及對(duì)成本的影響是極其有限的。

面對(duì)人民銀行頻繁收緊銀根以抑制通貨膨脹問(wèn)題，我國(guó)學(xué)者也進(jìn)行了大量研究:馬龍和劉瀾飚(2010)認(rèn)為，貨幣政策的沖擊對(duì)價(jià)格水平上漲的解釋與控制力度較小，劉繼廣和沈志群(2011)通過(guò)對(duì)成本因素的闡述認(rèn)為，緊縮性貨幣政策對(duì)治理通貨膨脹完全有效是不現(xiàn)實(shí)的，短期提高利率來(lái)抑制通貨膨脹無(wú)異于火上澆油。王軼君(2011)使用廣義矩估計(jì)法(GMM)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，認(rèn)為由于我國(guó)企業(yè)過(guò)度傾向于外部融資，以及貸款利率未完全市場(chǎng)化，致使我國(guó)提高利率在短期內(nèi)會(huì)引起物價(jià)上漲，而不會(huì)起到抑制通貨膨脹的效果。即如果采用提高利率的貨幣政策來(lái)治理通貨膨脹，在短期內(nèi)負(fù)作用明顯。

一、模型設(shè)計(jì)及變量選取

(一)模型設(shè)計(jì)

一般的模型僅僅描述因變量對(duì)自變量變化的反應(yīng)，向量自回歸模型(VAR)則考慮了模型中各變量間的相互作用。在某些給定條件下，VAR模型能夠用來(lái)確定一個(gè)基本的經(jīng)濟(jì)沖擊給其他經(jīng)濟(jì)變量帶來(lái)多大影響，即其他經(jīng)濟(jì)變量對(duì)該基本經(jīng)濟(jì)沖擊的響應(yīng)大小，所以VAR模型通常用于描述隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。一般的VAR(p)(p階無(wú)約束VAR模型)具有如下形式:

其中，yt是一個(gè)k維向量，εt是k維擾動(dòng)向量，且εt與t－1期及其以前的變量不相關(guān)，Ai(i=1，2，…，P)為K×K維待估矩陣。(1)式可以用矩陣表示為(2)式，即含有k個(gè)時(shí)間序列變量的VAR模型由k個(gè)方程組成，在VAR內(nèi)，每個(gè)方程的最佳估計(jì)為普通最小二乘估計(jì)。

VAR模型的系數(shù)通常是很難解釋的，而脈沖響應(yīng)函數(shù)可以用于衡量來(lái)自擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響。方差分解則可以分析模型中變量的基本特征，表明其在系統(tǒng)中的作用以及在解釋內(nèi)生變量變化方面的相對(duì)重要性。因此，通常需要通過(guò)系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來(lái)推斷VAR的內(nèi)涵。

(二)變量選取

在治理通脹方面，我國(guó)央行常用的貨幣政策工具有法定存款準(zhǔn)備金政策、中央銀行票據(jù)以及利率政策等，其中法定存款準(zhǔn)備金政策、中央銀行票據(jù)作為數(shù)量型工具最終影響的是貨幣供應(yīng)量。因此綜合考慮數(shù)據(jù)的可獲得性及模型的簡(jiǎn)單性，本文選取消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)來(lái)測(cè)度治理通脹的有效性，CPI在1%－3%通常認(rèn)為是比較理想的，超過(guò)3%認(rèn)為出現(xiàn)通貨膨脹，超過(guò)5%認(rèn)為出現(xiàn)嚴(yán)重的通貨膨脹，低于1%則視為通貨緊縮。選取樣本為1998年1月至2011年6月月度同比增長(zhǎng)數(shù)據(jù);利率選取金融機(jī)構(gòu)人民幣一年期貸款基準(zhǔn)利率(LBIR)，一年期貸款基準(zhǔn)利率作為一個(gè)官方報(bào)價(jià)的基準(zhǔn)利率，是有效的調(diào)控手段，被廣泛應(yīng)用于中國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)整中，作為借貸資金的價(jià)格是引導(dǎo)資源配置的重要信號(hào)，也是聯(lián)系實(shí)體經(jīng)濟(jì)與金融部門(mén)的重要變量。原始數(shù)據(jù)為1998年1月1日至2011年6月30日期間日數(shù)據(jù)，為了Eviews6．0軟件數(shù)據(jù)錄入的統(tǒng)一以及便于建模，將日數(shù)據(jù)通過(guò)加權(quán)平均法轉(zhuǎn)換為月度數(shù)據(jù);數(shù)量型工具用廣義貨幣供應(yīng)量(M2)增長(zhǎng)率來(lái)代替，樣本為1998年1月至2011年6月月度同比增長(zhǎng)數(shù)據(jù)。而將影響通貨膨脹的其他諸多因素作為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，建立向量自回歸(VAR)模型。本文數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)社會(huì)科學(xué)院金融統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)以及中國(guó)人民銀行網(wǎng)站。

為了使數(shù)據(jù)更加容易平穩(wěn)，對(duì)數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)NCPI、LNM2、LBIR。這里未對(duì) LBIR取對(duì)數(shù)，因?yàn)長(zhǎng)BIR數(shù)值較小，取對(duì)數(shù)后會(huì)出現(xiàn)負(fù)數(shù)。又因?yàn)檫x取的是月度數(shù)據(jù)，具有明顯的季節(jié)性特征，故移動(dòng)平均比率法分別對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整。

二、實(shí)證分析及結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免直接建模不加檢驗(yàn)出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，本文首先采用ADF(Augmented Dickey－Fuller)方法對(duì)LNCPI、LBIR、LNM2進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。假設(shè)檢驗(yàn)H0:序列存在單位根，是不平穩(wěn)的;H1:序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)為白噪聲。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 各變量序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表1序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的置信水平下，LNCPI、LBIR、LNM2均為平穩(wěn)序列。

(二)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，研究LBIR、LNM2是否是LNCPI變化的格蘭杰原因，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表2格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知，選取滯后階數(shù)為2時(shí)，在5%的置信水平下，LBIR與LNCPI之間、LNM2與LNCPI之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。這說(shuō)明央行用加息來(lái)調(diào)控經(jīng)濟(jì)，不僅起到信號(hào)作用，而且也能從本質(zhì)上消除通脹、抑制流動(dòng)性過(guò)剩。

(三)VAR模型滯后階數(shù)的選擇及估計(jì)結(jié)果

VAR模型中滯后階數(shù)的選擇極為重要，選擇不當(dāng)會(huì)嚴(yán)重影響結(jié)果的正確性。在實(shí)際應(yīng)用中，通常希望滯后階數(shù)p足夠大，從而完整地反應(yīng)所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征。但同時(shí)，滯后階數(shù)越大，模型中待估計(jì)的參數(shù)就越多，自由度就越少。因此，應(yīng)在滯后階數(shù)與自由度之間尋求一種均衡，可以根據(jù)LR，F(xiàn)PE，AIC，SC，HQ準(zhǔn)則確定，結(jié)果如表3所示。

表3 滯后階數(shù)判斷結(jié)果

由表3可知，按照FPE、AIC以及HQ的準(zhǔn)則，模型應(yīng)選取最優(yōu)滯后階數(shù)為3。故建立VAR(3)模型。

利用Eviews6．0計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件，得到如下VAR模型估計(jì)結(jié)果。

LNCPI=0．9 6 5 3 3 0×LNCPISA(－1)－0．010771×LNCPISA(－2)－0．017056LNCPISA(－3)+0．005950×LBIR(－1)+0．004046×LBIR(－2)－0．010339×LBIR(－3)－0．002284×LNM2(－1)－0．002552×LNM2(－2)+0．010985×LNM2(－3)+0．274018

由于本文主要研究加息治理通脹的有效性，因此這里討論 LNCPI的VAR模型表達(dá)式而對(duì)于LBIR、LNM2的VAR模型表達(dá)式不作深入討論。

(四)模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

不穩(wěn)定的VAR模型將導(dǎo)致脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差等結(jié)果無(wú)效。因此，在研究加息治理通脹的有效性之前，本文首先采用AR根方法對(duì)模型作穩(wěn)定性檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1所示。

圖1 VAR(3)模型的AR根檢驗(yàn)

由圖1可以看出VAR(3)模型具有9個(gè)特征根，且每一個(gè)特征根都在單位圓內(nèi)，即值小于1，故此模型是穩(wěn)定的。在此基礎(chǔ)上可以對(duì)模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)以及方差分解。

(五)脈沖響應(yīng)

在VAR(3)模型平穩(wěn)基礎(chǔ)上利用脈沖響應(yīng)函數(shù)衡量來(lái)自LBIR調(diào)整的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，對(duì)LNCPI當(dāng)前和未來(lái)取值的影響。圖2中，實(shí)線(xiàn)代表脈沖響應(yīng)函數(shù)，表示LNCPI對(duì)LBIR沖擊的反應(yīng);虛線(xiàn)代表正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。本文將脈沖響應(yīng)期限設(shè)定為15期(單位:月份)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示。

由圖2可以看出，在本期給一年期貸款基準(zhǔn)利率(LBIR)一個(gè)沖擊后，引起消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(LNCPI)明顯反應(yīng)。LBIR對(duì)LNCPI的正作用在初期遞增，第3期達(dá)到最大值后下降，第12期后對(duì)其有負(fù)作用。這說(shuō)明，通過(guò)給一年期貸款基準(zhǔn)利率LBIR沖擊，會(huì)引起一定時(shí)期內(nèi)價(jià)格上漲，超過(guò)12個(gè)月以后，價(jià)格才開(kāi)始下降。

圖2 LNCPI對(duì)LBIR沖擊的脈沖響應(yīng)

(六)方差分解

在VAR模型中，方差分解是通過(guò)分析每一種結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)程度，可以進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。由于本文主要研究加息治理通脹的有效性，因此，僅采用方差分解技術(shù)研究在影響消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(LNCPI)的因素中一年期貸款基準(zhǔn)利率(LBIR)所占的份額，分析結(jié)果如表4所示。

表4 LNCPI的方差分解

三、結(jié)論

本文運(yùn)用1998年1月至2011年6月的月份時(shí)間序列數(shù)據(jù)，以金融機(jī)構(gòu)人民幣一年期貸款基準(zhǔn)利率(LBIR)、廣義貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率(LNM2)作為影響消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(LNCPI)的兩個(gè)變量，構(gòu)建了測(cè)度加息治理通脹的有效性的VAR模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了一年期貸款基準(zhǔn)利率(LBIR)對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(LNCPI)影響的正負(fù)以及強(qiáng)弱程度，通過(guò)方差分解技術(shù)分析了在影響消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(LNCPI)的因素中一年期貸款基準(zhǔn)利率(LBIR)所占的份額。脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果表明:受到一年期貸款基準(zhǔn)利率沖擊后，會(huì)引起短期內(nèi)價(jià)格上漲，等到12個(gè)月以后，價(jià)格才開(kāi)始下降。方差分解結(jié)果表明:一年期貸款基準(zhǔn)利率對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)影響較強(qiáng)。

為什么提高一年期貸款基準(zhǔn)利率短期內(nèi)不會(huì)起到抑制物價(jià)的作用，而要等到一段時(shí)間以后物價(jià)才會(huì)回落?筆者認(rèn)為，主要原因有以下幾點(diǎn)。

第一，物價(jià)上漲具有一定的慣性。物價(jià)的持續(xù)上漲，極有可能形成物價(jià)上漲的“棘輪效應(yīng)”，使消費(fèi)者形成并不斷強(qiáng)化通脹預(yù)期，從而使加息即提高貸款基準(zhǔn)利率的緊縮性貨幣政策受制于通脹預(yù)期，使之在短期內(nèi)無(wú)法抑制物價(jià)繼續(xù)上漲。

第二，貨幣政策時(shí)滯。貨幣政策時(shí)滯是干擾貨幣政策效果的重要因素。如果不存在時(shí)滯，央行根據(jù)經(jīng)濟(jì)狀況選擇加息來(lái)治理通貨膨脹，貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)影響隨即發(fā)生，那么貨幣政策必定準(zhǔn)確到位且十分有效。然而，時(shí)滯的存在是客觀的，直接影響貨幣政策能否取得預(yù)期的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。

第三，從企業(yè)融資結(jié)構(gòu)看，中國(guó)的企業(yè)傾向于外部融資。企業(yè)在收到利潤(rùn)之前必須先支付生產(chǎn)要素的報(bào)酬，企業(yè)為了獲得運(yùn)營(yíng)資本，需要向金融中介機(jī)構(gòu)借款。這樣利率的上升將直接導(dǎo)致企業(yè)獲得運(yùn)營(yíng)資本的成本增加，進(jìn)而對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生負(fù)影響，對(duì)價(jià)格水平產(chǎn)生正影響。

第四，從利率傳導(dǎo)的角度看，中國(guó)商業(yè)銀行的貸款利率仍然沒(méi)有完全市場(chǎng)化。由于貸款利率的非市場(chǎng)化，使得央行的貨幣政策對(duì)貸款基準(zhǔn)利率的調(diào)整將直接反映到商業(yè)銀行的實(shí)際貸款利率，進(jìn)而反映到企業(yè)的借款成本上。因此，央行控制的利率對(duì)企業(yè)的成本影響也相對(duì)較大。

因此，綜合考慮可以認(rèn)為在我國(guó)采用加息來(lái)治理通貨膨脹是基本有效的。

［1］ Christinao，L．Eichenbaum，M．Evans，C．，Monetary policy shocks:What have we learned and to what end［C］．In:Woodford，M．，Taylor，J．B．，Handbook of Macroeconomics．North － Holland，Amsterdam，1999．

［2］ Barth，M．J．，Ramsey，V．A．The cost channel ofmonetary transmission［J］．NBER Macroeconomics Annual，2001，(16):199－240．

［3］ Hülsewig，et al．Bank Behavior，Incomplete Interest Rate Pass－through，and the Cost Channel of Monetary Policy Transmission［J］．Economic Modelling，2009，26(6):1310－1327．

［4］ Kaufmann，S．，Scharler，J．Financial systems and the cost channel transmission ofmonetary policy shocks［J］．Economic Modelling，2009，(26):40－46．

［5］ 馬龍，劉瀾飚．貨幣供應(yīng)沖擊是影響我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲的重要原因嗎［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2010，(9):15－20．

［6］ 劉繼廣，沈志群．提高利率能否抑制通脹?——基于成本渠道的理論分析［J］．金融理論與實(shí)踐，2011，(2):39－41．

［7］ 王軼君．基于GMM估計(jì)法的利率與通貨膨脹的傳導(dǎo)性研究［J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2011，(8):132 －135．

［8］ 易丹輝．?dāng)?shù)據(jù)分析與EViews應(yīng)用［M］．北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社，2008.207．