肖強(qiáng)

（蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)甘肅經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)量分析研究中心，蘭州730020）

0　引言

隨著市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不斷完善和深入，貨幣政策對(duì)產(chǎn)出和價(jià)格影響的傳導(dǎo)途徑也越加復(fù)雜和多樣化，貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)變量所產(chǎn)生的效應(yīng)存在顯著的差異性。因此，基于不同的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)視角，測度我國貨幣政策的非對(duì)稱性，成為了當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)熱點(diǎn)問題。

對(duì)于貨幣政策非對(duì)稱性的研究，大量文獻(xiàn)是基于平滑轉(zhuǎn)移向量自回歸（STVAR）模型來考察其非對(duì)稱性。與此同時(shí)，越來越多的文獻(xiàn)開始關(guān)注價(jià)格預(yù)期在貨幣政策對(duì)最終目標(biāo)效應(yīng)分析中的作用，并利用多種計(jì)量方法測度價(jià)格預(yù)期在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用，以及通過多個(gè)變量和多種計(jì)量方法構(gòu)建我國的價(jià)格預(yù)期指標(biāo)?？v觀現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，在STVAR模型中，基于經(jīng)濟(jì)理論所選取的轉(zhuǎn)移變量，在實(shí)踐中更有意義?？紤]到維持物價(jià)穩(wěn)定是貨幣政策的調(diào)控目標(biāo)之一，本文將采用能較好地測定物價(jià)預(yù)期的物價(jià)預(yù)警綜合指數(shù)（PMG）作為轉(zhuǎn)移變量，表征總體價(jià)格水平的預(yù)期指標(biāo)。另一方面，在貨幣政策的非對(duì)稱性分析中，因子擴(kuò)展的VAR（FAVAR）模型彌補(bǔ)了VAR模型包含信息不足的缺點(diǎn)。本文將利用多個(gè)價(jià)格預(yù)警變量，基于動(dòng)態(tài)因子模型（DFM）構(gòu)建我國物價(jià)預(yù)警綜合指數(shù)（PMG）。并運(yùn)用因子擴(kuò)展的logistic平滑轉(zhuǎn)移的向量自回歸（FALSTVAR）模型，利用PMG表征我國物價(jià)預(yù)期，測度不同價(jià)格預(yù)期下，我國貨幣政策的非對(duì)稱性效應(yīng)。

1　模型構(gòu)建及檢驗(yàn)

1．1　物價(jià)預(yù)警綜合指數(shù)的構(gòu)建

由粘性信息理論可知，基于前期信息的通脹預(yù)期與當(dāng)期的緊密相關(guān)。進(jìn)一步在不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境，將粘性信息理論中所定義的通脹預(yù)期數(shù)量化，得到了如下8個(gè)價(jià)格預(yù)期變量：狹義貨幣供應(yīng)量增速（M1）、生活資料類工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)（PPI_live）、固定資產(chǎn)投資完成額增速（Completed_Invest）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)資料類工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)（PPI_Produce）、商品零售價(jià)格指數(shù)（RPI）、原材料燃料動(dòng)力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)（PPI_Materials）和第二產(chǎn)業(yè)增加值增速（gyzjz）。鑒于這些指數(shù)能有效地測度物價(jià)總水平的變動(dòng)趨勢。因此，本文選取以上8個(gè)指標(biāo)來構(gòu)建PMG。

對(duì)以上變量進(jìn)行趨勢分析可知，CPI的變動(dòng)趨勢與RPI最相近，其次與PPI_Life、gyzjz、PPI_Produce和PPI_Materials的趨勢大致一致。同時(shí)，明顯地表現(xiàn)出CPI稍微滯后與它們的變動(dòng)。另外，CPI與Completed_invest和M1趨勢的差別較大。因此，有必要引入綜合以上8個(gè)變量的共同信息的綜合指標(biāo)，并將其作為價(jià)格預(yù)期的代理變量。

進(jìn)一步，對(duì)以上所選擇的8個(gè)變量做ADF單位根檢驗(yàn)得，它們均為I（1）的。又由Jahansen協(xié)整檢驗(yàn)可得，在5%顯著性水平下，以上8個(gè)變量至少存在兩個(gè)長期均衡關(guān)系。所以，本文直接針對(duì)原變量來構(gòu)建動(dòng)態(tài)因子模型。

采用最小熵方法，確定因子個(gè)數(shù)為1。并基于卡爾曼濾波的極大似然估計(jì)，得到物價(jià)預(yù)警綜合指數(shù)（PMG）。下頁圖1給出了物價(jià)預(yù)警綜合指數(shù)（PMG）和CPI的趨勢圖。

由圖1大致可以看到，物價(jià)預(yù)警綜合指數(shù)（PMG）和CPI整體趨勢基本一致，而且物價(jià)預(yù)警綜合指數(shù)領(lǐng)先于消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)，這也直觀地說明，PMG是從以上8個(gè)相關(guān)變量中提取的共同變動(dòng)成分，顯著地區(qū)別于CPI，而且可用它表征通脹預(yù)期。

1．2　貨幣政策的FALSTVAR模型構(gòu)建

為了構(gòu)建FALSTVAR模型，針對(duì)多個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量，并利用信息準(zhǔn)則，選擇并估計(jì)了4個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)因子（記為F1、F2、F3和F4）。接著對(duì)實(shí)際產(chǎn)出增長率（記作IP）、CPI、M1增長率（仍記作M1）和4個(gè)因子構(gòu)建包含滯后一階的FAVAR模型。數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站或中經(jīng)網(wǎng)。

圖1 PMG和CPI的趨勢圖

對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行平穩(wěn)性和協(xié)整性檢驗(yàn)。由ADF檢驗(yàn)可知4個(gè)因子均為I（0）（由因子估計(jì)的過程可知，它們都是通過平穩(wěn)化處理過的），而IP、CPI和M1均為I（1）的，結(jié)果見表1。

表1　相關(guān)變量的ADF檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值

由表2可知，以上變量之間至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表2　變量的Johansen檢驗(yàn)

給出原假設(shè)，即線性FAVAR模型設(shè)定為：

其中yt=(IPt,CPIt,M1t,F1t,F2t,F3t,F4t)，模型（1）的備擇假設(shè)FALSTVAR模型為：

本文選取PMG為轉(zhuǎn)換變量，對(duì)應(yīng)的轉(zhuǎn)移函數(shù)為：

1．3　FALSTVAR模型的檢驗(yàn)

利用Granger等（2011）的LM檢驗(yàn)對(duì)式（2）中每個(gè)方程，逐個(gè)進(jìn)行線性檢驗(yàn)：

H0:γ=0，H1:γ＞0

對(duì)式（1）中的每個(gè)方程，進(jìn)行回歸分析，得到對(duì)應(yīng)的eit和SSR=∑e，i=IP,CPI,M1,F1,F2,F3,F4；接著，將eit對(duì)yit-1和styit-1進(jìn)行回歸分析，得到殘差平方和SSR；然后，對(duì)每個(gè)方程得到LM統(tǒng)計(jì)量：

其中，在H0為真的條件下，LMi服從χ2(pk)。

而且，利用Weise（1999）的LR檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)系統(tǒng)的LR=T{log|Ω0|-log|Ω1|}。在H0為真的條件下，LR漸近服從χ2(pk2)。由表3可知，支持FALSTVAR模型的設(shè)定。

表3　FALSTVAR模型對(duì)應(yīng)的P值

1．4　FALSTVAR模型的估計(jì)

基于R語言的NLS軟件包，調(diào)用nls函數(shù)對(duì)FALSTVAR模型的參數(shù)進(jìn)行相應(yīng)的估計(jì)，得到γ和c估計(jì)值為7和1.1。進(jìn)一步，通過LM檢驗(yàn)也能進(jìn)一步佐證所構(gòu)建的FALSTVAR模型是有效的。

PMG=1.1作為門限值的經(jīng)濟(jì)含義：我國貨幣當(dāng)局可以將物價(jià)預(yù)警綜合指數(shù)高于110%的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行判斷為經(jīng)濟(jì)高通脹狀態(tài)，將物價(jià)預(yù)警綜合指數(shù)低于110%的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行判斷為經(jīng)濟(jì)低通脹狀態(tài)。

2　貨幣供給量對(duì)產(chǎn)出和價(jià)格沖擊非對(duì)稱效應(yīng)的測度

本文基于所估計(jì)的FALSTVAR模型，對(duì)產(chǎn)出和價(jià)格的沖擊效應(yīng)，將從兩個(gè)不同視角來考察。一是，不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)（高通脹和低通脹）下貨幣政策的同一沖擊是否具有不同的效應(yīng)；二是，同一經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下貨幣政策的正負(fù)絕對(duì)值相等的沖擊是否具有不同絕對(duì)值的效應(yīng)。

2．1　不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下同一沖擊的差異性分析

根據(jù)c=1.1，分為價(jià)格預(yù)期高（PMG＞1.1）和價(jià)格預(yù)期低（PMG≤1.1）兩類樣本觀測值。并在兩種通脹預(yù)期下，測度對(duì)應(yīng)的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)。具體地：在價(jià)格預(yù)期的不同狀態(tài)下，給出貨幣供給量對(duì)產(chǎn)出和價(jià)格的沖擊效應(yīng)。結(jié)果如圖2和圖3所示。

圖2 M1沖擊的產(chǎn)出效應(yīng)

圖3 M1沖擊的價(jià)格效應(yīng)

由圖2可知，我國貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的沖擊，在低通脹預(yù)期狀態(tài)下，顯著地大于高通脹預(yù)期狀態(tài)下的沖擊效應(yīng)。由圖3可知，我國貨幣政策對(duì)價(jià)格的沖擊，在低通脹預(yù)期狀態(tài)下，顯著地不同于高通脹預(yù)期狀態(tài)下的沖擊效應(yīng)?？傊?，不同通脹預(yù)期狀態(tài)下，貨幣供給量的產(chǎn)出和價(jià)格效應(yīng)是非對(duì)稱的。

2．2　同一狀態(tài)下對(duì)稱性沖擊的非對(duì)稱性效應(yīng)

基于H-P濾波的方法，對(duì)M1分別以POS和NEG表示貨幣政策的正向和負(fù)向沖擊：

POS=max{cycle,0}; NEG=min{cycle,0}

其中cycle是M1扣除H-P濾波得到的趨勢項(xiàng)后剩余的部分，圖4和圖5給出了兩種狀態(tài)下變量M1的H-P濾波結(jié)果。

圖4 低通脹狀態(tài)下M1的H-P濾波結(jié)果

圖5 高通脹狀態(tài)下M1的H-P濾波結(jié)果

以下基于回歸分析，測度不同貨幣供給沖擊的效應(yīng)。具體表述為：被解釋變量選擇IP（CPI）；解釋變量包括正向貨幣沖擊POS、負(fù)向貨幣沖擊NEG以及其他控制變量X（包括投資同比增長率和消費(fèi)同比增長率）。產(chǎn)出和價(jià)格變量所對(duì)應(yīng)模型如下：

對(duì)應(yīng)地，構(gòu)建假設(shè)如下：

當(dāng)拒絕H0，且ρj＜θj時(shí)，表明緊縮性貨幣政策的效應(yīng)比擴(kuò)張性的更顯著。反之亦然。

在兩種經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下分別對(duì)模型（3）和模型（4）進(jìn)行估計(jì)，得到相關(guān)參數(shù)的估計(jì)值如表4和表5所示。

表4　低通貨狀態(tài)下的估計(jì)結(jié)果

表5　高通貨狀態(tài)下的估計(jì)結(jié)果

在5%顯著性水平下，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于低通脹狀態(tài)時(shí)，由表4可知，就產(chǎn)出變量而言，當(dāng)期和滯后1期的擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)IP影響顯著；針對(duì)緊縮性的政策，滯后1期時(shí)對(duì)IP的沖擊也顯著?？傊诘屯洜顟B(tài)下，無論怎樣的貨幣政策對(duì)IP的沖擊均具有非對(duì)稱性效應(yīng)。而且擴(kuò)張性的貨幣政策在短期內(nèi)效應(yīng)更顯著。

類似地，就價(jià)格變量而言，雖然當(dāng)期擴(kuò)張性的貨幣政策對(duì)CPI沖擊效應(yīng)顯著，但滯后1期的擴(kuò)張性的貨幣政策對(duì)CPI沖擊效應(yīng)不顯著；相對(duì)地，緊縮性的貨幣政策對(duì)CPI沖擊更顯著。總之，無論什么形式的政策對(duì)CPI沖擊效應(yīng)均存在非對(duì)稱性。相對(duì)而言，緊縮性的貨幣政策對(duì)CPI的沖擊更顯著。

在5%顯著性水平下，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于高通脹狀態(tài)時(shí)，由表5可知，對(duì)產(chǎn)出變量而言，滯后1期擴(kuò)張性的貨幣政策對(duì)IP效應(yīng)顯著，但緊縮性的貨幣政策對(duì)IP沖擊不顯著。因此，無論什么形式的政策對(duì)IP的沖擊均有非對(duì)稱性。相比而言，擴(kuò)張性的貨幣政策對(duì)IP沖擊更顯著。

對(duì)價(jià)格變量而言，當(dāng)期擴(kuò)張性的貨幣政策對(duì)CPI沖擊不顯著，但滯后1期緊縮性的貨幣政策對(duì)CPI的沖擊顯著。因此，無論什么形式的政策對(duì)CPI的沖擊存在非對(duì)稱性。相比而言，緊縮性的貨幣政策對(duì)CPI的沖擊更顯著。

進(jìn)一步，在價(jià)格預(yù)期的不同狀態(tài)下，分別計(jì)算M1的正負(fù)沖擊對(duì)應(yīng)的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)。結(jié)果如圖6至圖9所示。

圖6 高物價(jià)預(yù)期下IP的響應(yīng)

圖7 低物價(jià)預(yù)期下IP的響應(yīng)

圖8 高物價(jià)預(yù)期下CPI的響應(yīng)

圖9 低物價(jià)預(yù)期下CPI的響應(yīng)

通過圖5和圖6可以更直接地看到，在同一經(jīng)濟(jì)（高通脹預(yù)期或低通脹預(yù)期）狀態(tài)下，貨幣政策的正沖擊和負(fù)沖擊對(duì)產(chǎn)出和價(jià)格均具有非對(duì)稱效應(yīng)。

3　結(jié)論

本文首先利用DFM構(gòu)建了我國PMG，并將PMG作為我國物價(jià)總水平的預(yù)期變量，接著構(gòu)建了包含M1、IP、CPI和4個(gè)共同宏觀因子FALSTVAR模型。最后，基于物價(jià)預(yù)期視角，利用兩種不同的計(jì)量工具測度了我國貨幣政策的非對(duì)稱性。得到主要結(jié)論如下：在不同的價(jià)格預(yù)期狀態(tài)下，我國貨幣政策具有非對(duì)稱性。相比而言，短期內(nèi)的擴(kuò)張和緊縮貨幣政策，分別對(duì)產(chǎn)出變量和價(jià)格變量的沖擊效應(yīng)更顯著。另外，與高通脹預(yù)期狀態(tài)相比而言，在低價(jià)格預(yù)期狀態(tài)下的貨幣政策效應(yīng)更加顯著。

總之，由于我國貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制顯著地依賴于我國價(jià)格預(yù)期的變動(dòng)。因此，我國貨幣當(dāng)局在利用貨幣政策的制定和實(shí)施環(huán)節(jié)，首先需要構(gòu)建能更好地反映我國通脹預(yù)期的物價(jià)預(yù)警綜合指數(shù)，然后基于其有效地確定我國當(dāng)前價(jià)格預(yù)期所處的狀態(tài)，同時(shí)明確當(dāng)前政府宏觀調(diào)控的目標(biāo)。這樣才能制定并實(shí)施更加科學(xué)有效的貨幣政策。

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