■陶士貴 姜智翔

一、引言

新冠肺炎疫情作為突發(fā)性全球公共衛(wèi)生事件，給各國經(jīng)濟發(fā)展造成巨大沖擊，至今仍有很多國家深陷其中無法自拔。為防止疫情對經(jīng)濟造成破壞，美國迅速出臺了新一輪量化寬松、降息等多種貨幣政策，隨后又推出了多輪次上萬億級的財政刺激法案。截至2021年6月23日，美聯(lián)儲總資產突破8 萬億美元，持有證券合計7.5萬億美元（含5.2萬億美元國債和2.4萬億美元抵押支持債券），占GDP的比重約35%。美國國債的規(guī)模也達到28.5萬億美元的歷史新高。本輪無限量化寬松的規(guī)模已超過2008年美國次貸危機發(fā)生后實施的三次量化寬松政策規(guī)模之和。

中國作為世界第一大貿易國，不可避免地受到以美國量化寬松政策為代表的各類擴張性貨幣政策的沖擊。整體經(jīng)濟狀況尤其是匯率、利率、進出口等諸多因素受影響較大。普通民眾能感知且較為關心的是物價水平，因為其對老百姓的生活水平和生活質量有著直接影響。鑒于此，本文選取了2008年10月—2021年10月的月度數(shù)據(jù)，運用VAR和SVAR模型來分析量化寬松政策對中國價格水平的影響。

二、文獻綜述

2008年全球金融危機后，美聯(lián)儲為了應對危機沖擊，宣布開啟第一輪量化寬松貨幣政策（QE）。近十余年，其效果引發(fā)了國內外眾多學者的廣泛討論。

關于量化寬松的作用，最早可追溯到以Friedman為代表的貨幣主義學派。他們認為在經(jīng)濟蕭條時期，央行可以通過采取適當寬松的貨幣政策來推高通貨膨脹，刺激經(jīng)濟發(fā)展，從而擺脫蕭條。這也為后來美聯(lián)儲開啟量化寬松政策提供了充分的理論支持。

1.量化寬松政策的有效性。陳霖[1]認為量化寬松政策能有效促進經(jīng)濟增長、刺激就業(yè)和抑制通貨緊縮，并對中國經(jīng)濟產生顯著的外溢效應。徐義鑫[2]認為量化寬松期間貨幣政策傳導渠道中部分變量失靈使受影響國家的貨幣供給結構改變，而真實貨幣供給并未劇烈增長，貨幣供給不足造成嚴重的通貨膨脹，其效果主要還是取決于該國的信貸市場狀況。Mohseni 等[3]將債券市場加入兩資產模型中，認為由于財政政策的干預，貨幣政策對經(jīng)濟增長的影響是不確定的，而公眾預期在經(jīng)濟增長模型中對貨幣政策的有效性和傳導機制起著至關重要的作用。許坤等[4，5]則認為量化寬松的傳導過程受到了阻滯，并未拉動通貨膨脹率回升至目標水平，反而長期保持在低通脹狀態(tài)甚至面臨通縮壓力。Hollmayr 等[6]認為在財政主導下，量化寬松政策對通貨膨脹的影響與常規(guī)貨幣政策相似，因為這些財富效應對物價產生了下行壓力。平均期限越長，量化寬松對實體經(jīng)濟的傳導就越不穩(wěn)定。

2.量化寬松政策對中國經(jīng)濟造成的影響。曲遠源[7]發(fā)現(xiàn)美聯(lián)儲的量化寬松貨幣政策主要通過匯率和貿易兩個渠道間接地影響我國的通脹水平，其中匯率是其傳導的必經(jīng)渠道，貿易渠道也經(jīng)由其間接影響國際大宗商品價格。魏瑋等[8]發(fā)現(xiàn)美國量化寬松政策通過短期國際資本流動渠道的溢出效應最為顯著，但溢出的持續(xù)時間不長，這與短期國際資本的投機性有關。肖立晟等[9]認為人民幣對美元的升值吸引了更多的資金流入，進而對國內經(jīng)濟活動產生擴張性影響。曹為宇[10]認為相比于以利率為代表的傳統(tǒng)貨幣政策，美國量化寬松政策對中國經(jīng)濟的影響持續(xù)時間較短，長期影響趨近于零。劉衛(wèi)平等[11]認為在新冠肺炎疫情背景下，美聯(lián)儲零利率政策相比于緊急降息和無限量化寬松政策而言，更能對中國股票市場、債券市場和外匯市場產生廣泛而顯著的影響。徐皓等[12]認為量化寬松貨幣政策對銀行流動性創(chuàng)造和銀行信貸的影響是即時的、非線性的，而對長期利率的影響是滯后的、線性的。方溯源等[13]認為新冠肺炎疫情發(fā)生后美國緊急采取寬松貨幣政策向市場注入巨額流動性，使得股市出現(xiàn)大幅反彈，新興市場經(jīng)濟體恐慌情緒也有所好轉，有效保證了美國乃至全球金融市場和實體經(jīng)濟不會因流動性“失血”而陷入恐慌。

綜上，國內外學者主要關注量化寬松政策對他國各項宏觀經(jīng)濟指標的影響，但針對量化寬松政策對中國物價水平的影響，特別是整體傳導路徑的研究，還有所缺乏。本文主要研究美國量化寬松政策對中國物價水平的影響，并且在傳統(tǒng)的匯率和貿易渠道之外加入了金融渠道，以期更為全面地分析量化寬松政策對中國產生影響的傳導機制。同時，新冠疫情與2008年金融危機有著本質上的不同，中美兩國采取的應對策略也不盡相同。本文以2020年初為分界點，對疫情暴發(fā)后的影響做了單獨分析，比較新一輪量化寬松與之前的不同之處。這是本文的另一個創(chuàng)新點。

三、理論分析

經(jīng)濟學界目前對量化寬松政策尚未給出明確定義，大體可認為當一國將利率長期保持在零或接近于零的狀態(tài)時，“流動性陷阱”就會對貨幣流通產生負面影響，從而導致常規(guī)貨幣政策從根本上失效。此時，央行會大量購買各類型的債券，將巨額流動性注入市場，刺激消費和投資，改善信貸狀況，以幫助企業(yè)渡過難關。

一般情況下，央行通過公開市場操作、購買短期證券等方式調整市場利率[14]。但是，量化寬松政策隱含著這樣的情境，即國債發(fā)行規(guī)模龐大且持續(xù)時間長。從長遠來看，其管理目標是鎖定的，即在一段時間內實施低利率甚至負利率的政策。這意味著美聯(lián)儲只能通過增加儲備來實現(xiàn)量化寬松，包括購買國庫券和銀行資產并將其重新融入整個銀行系統(tǒng)。換言之，通過提高流動性來增加貸款準備。

然而，一項政策的出臺和實施本身就傳遞出了某種信息[15]。美國是全球經(jīng)濟、政治、軍事實力最強的經(jīng)濟體，美元作為世界主導貨幣，其影響力可輻射全世界。因此，美聯(lián)儲任意一項貨幣政策都可能會造成全球經(jīng)濟貿易狀況變化。量化寬松政策是美聯(lián)儲為擺脫經(jīng)濟困境，恢復經(jīng)濟發(fā)展而作出的政策安排，外界將它看作是一種積極信號。這讓全球市場士氣大漲，充滿信心。

美國量化寬松政策對中國的影響可分為三個階段[16]。第一階段在美國國內政策交付過程的早期。例如從美聯(lián)儲推出“印鈔機模式”到美國利率、物價水平和國民總收入的變化。第二階段是各國來往聯(lián)系日益密切，美國量化寬松的政策效應也會通過匯率、進出口貿易等渠道讓包括中國在內的世界其他國家受到相應的影響。第三階段是在中國國內傳導的部分。美國量化寬松政策引起的人民幣匯率變動和物價水平波動，最終會影響經(jīng)濟增長狀況。

美國量化寬松政策主要通過資本流動渠道和國際貿易渠道對其他國家或地區(qū)的物價水平產生影響。由于美國實施的量化寬松政策維持低利率，資本作為逐利方，自然會向他國流動，直接或間接地改變該地區(qū)的資產價格；而引發(fā)的匯率波動使得他國幣值發(fā)生變化[17]，購買進口商品時就不能按照原有的價格進行購買，因此，對于一些需要采購進口原材料的生產商來說，生產成本可能會上升，導致正常商品價格出現(xiàn)波動，甚至大幅偏離原有的價格水平。同時，美聯(lián)儲對諸如存款準備金率等基本價格指標的調整，更是后續(xù)實行量化寬松政策的根本，商品和資本市場的價格升降也都是隨著基本價格指標的調整而上下波動起伏。這是另一個新的傳導渠道——金融渠道。圖1清晰地反映了美國量化寬松政策影響中國物價水平的傳導機制。

圖1 美國量化寬松政策對中國物價水平影響的傳導機制

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

本文選取2008年10月—2021年10月的數(shù)據(jù)構建模型，研究美聯(lián)儲量化寬松貨幣政策對中國物價水平的影響。

量化寬松政策實施的過程中，美聯(lián)儲需要調整各商業(yè)銀行的準備金率以達到實現(xiàn)刺激信貸規(guī)模的預期。因此，美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模的變化被用以反映量化寬松的實施效果。

此外，鑒于量化寬松政策的國際傳導效應，本文選取人民幣實際有效匯率來反映量化寬松政策受匯率渠道影響的程度，選取美國存款準備金率反映金融渠道，選取國際大宗商品價格指數(shù)反映其貿易渠道。為體現(xiàn)我國消費水平的真實變化，除了選取消費者價格指數(shù)，還加入了生產者價格指數(shù)這一指標作為補充。

其中，美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模（FED）來自美聯(lián)儲官網(wǎng)。人民幣實際有效匯率（RER）和美國存款準備金率（ARR）數(shù)據(jù)源于世界銀行數(shù)據(jù)。國際大宗商品價格指數(shù)（CI）數(shù)據(jù)來自國際貨幣基金組織。消費者價格指數(shù)（CPI）和生產者價格指數(shù)（PPI）數(shù)據(jù)來自中國國家統(tǒng)計局。美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模是當月資產負債表規(guī)模的平均值。價格指數(shù)為年度數(shù)據(jù)。其他數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)。本文對所有數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理，以反映數(shù)據(jù)百分比變化之間的關系。后文在以上所有指標前加“D”，代表對應指標的變化率。

本文將針對選取的美聯(lián)儲量化寬松貨幣政策指標和其余自變量指標分別進行VAR 模型和SVAR模型的回歸分析。

（二）描述性統(tǒng)計分析

從表1可以看到，經(jīng)過對數(shù)化處理后的CPI均值為1.05，PPI均值為0.01，均大于0，說明在2008年至2021年6月間，我國通貨膨脹水平整體上在增加。PPI標準差為1.51，說明我國的生產者價格指數(shù)波動程度相對消費者價格指數(shù)來說更大。美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模（FED）均值為15.11，最大值為15.90，最小值為14.44，標準差為0.36，仍舊有不斷擴增的趨勢；人民幣實際有效匯率（RER）均值為0.15，最大值為0.16，最小值為0.14，標準差為0.01，整體的波動幅度較?。幻绹婵顪蕚浣鹇剩ˋRR）均值為0.41，最大值為0.49，最小值為0.15，標準差為0.05，一直維持在較低水平，波動較小；國際大宗商品價格指數(shù)（CI）均值為4.87，最大值為5.19，最小值為4.43，標準差為0.17，呈現(xiàn)上漲的態(tài)勢。

表1 描述性統(tǒng)計分析結果

（三）VAR模型構建

1.平穩(wěn)性檢驗與滯后階數(shù)的選擇

構建自回歸向量模型需要保證所有變量都是平穩(wěn)變量。如果選擇非平穩(wěn)變量進行回歸，會得到偽回歸結果。所以，首先應測試每個變量的一致性。

從表2 可以看到，所有變量P 值均大于0.05，沒有通過平穩(wěn)性檢驗，需要通過一階差分進行判斷。

表2 平穩(wěn)性檢驗結果

從表3可以看到，經(jīng)過一階差分處理后，所有變量都在1%的顯著性水平上不存在單位根，可以認為這組序列是平穩(wěn)的。進一步估計對應的滯后階數(shù)，結果如表4所示。

表3 一階差分后的平穩(wěn)性檢驗結果

表4 滯后階數(shù)信息準則結果

評估結果基于四個信息標準：FPE、AIC、HQIC和SBIC。考慮到樣本大小和樣本準確度之間的權衡，AIC 標準過于保守，會使所得結果略高于實際值。因此，本文選取HQIC和SBIC準則要求的一階滯后作為研究對象，并且出于對樣本和參數(shù)復雜程度的考量，將樣本滯后期數(shù)設置為1。模型形式如下：

其中，Xt=[ΔFEDt，ΔCIt，ΔCPIt(ΔPPIt)，ΔRERt，ΔARRt]，A0為五維常數(shù)列向量，A1為五階系數(shù)矩陣，ε為隨機擾動項列向量。

2.VAR模型結果分析

首先，本文針對消費者價格指數(shù)變化率（DCPI）構建VAR模型，默認的滯后階數(shù)為一階，結果如表5所示。

表5 消費者價格指數(shù)變化率（DCPI）VAR模型結果

從美聯(lián)儲量化寬松政策對消費者價格指數(shù)變化率（DCPI）VAR模型的回歸結果可以看出：

滯后一階的消費者價格指數(shù)變化率（L1.DCPI）對于當期消費者價格指數(shù)變化率的回歸P 值為0.973，大于10%的顯著性水平，即認為滯后一階的消費者價格指數(shù)變化率對于當期消費者價格指數(shù)變化率的影響并不顯著。此外，人民幣實際有效匯率變化率（L1.DRER）的回歸P值大于10%的顯著性水平，即認為人民幣實際有效匯率變化率對于當期消費者價格指數(shù)變化率的影響也不顯著。

而從滯后一階的美國存款準備金率變化率（L1.DARR）、國際大宗商品價格指數(shù)變化率（L1.DCI）和美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率（L1.DFED）的回歸結果可以看到，其P值分別為0.052、0.004、0.006，均小于10%的顯著性水平，其回歸系數(shù)分別為-2.261、1.475、1.618，可以認為在10%的顯著性水平下，滯后一階的美國存款準備金率變化率對于當期消費者價格指數(shù)變化率有著負向影響。滯后一階的美國存款準備金率變化率每增加1%，會使得當期消費者價格指數(shù)變化率減少2.261%。同樣的，可以認為在1%的顯著性水平下，滯后一階的國際大宗商品價格指數(shù)變化率和美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率對于當期消費者價格指數(shù)變化率有著正向影響。滯后一階的國際大宗商品價格指數(shù)變化率每增加1%，會使得當期消費者價格指數(shù)變化率增加1.475%。滯后一階的美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率每增加1%，會使得當期消費者價格指數(shù)變化率增加1.618%。

接著，本文將分析生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）的VAR模型結果。

從表6 可以看到，滯后一階的美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率（L1.DFED）、人民幣實際有效匯率變化率（L1.DRER）、美國存款準備金率變化率（L1.DARR）的回歸P 值均大于10%的顯著性水平，即認為它們對于當期生產者價格指數(shù)變化率的影響均不顯著。而滯后一階的生產者價格指數(shù)變化率（L1.DPPI）對于當期生產者價格指數(shù)變化率的回歸P 值為0.000，小于1%的顯著性水平，且回歸系數(shù)為0.583，可以認為在1%的顯著性水平下，滯后一階的生產者價格指數(shù)變化率對于當期生產者價格指數(shù)變化率有著正向影響。滯后一階的生產者價格指數(shù)變化率每增加1%，會使得當期消費者價格指數(shù)變化率增加0.583%。同樣的，滯后一階的國際大宗商品價格指數(shù)變化率（L1.DCI）的P 值為0.000，小于1%的顯著性水平，且回歸系數(shù)為2.615，可以認為在1%的顯著性水平下，滯后一階的國際大宗商品價格指數(shù)變化率對于當期生產者價格指數(shù)變化率有著正向影響。滯后一階的國際大宗商品價格指數(shù)變化率每增加1%，會使得當期生產者價格指數(shù)變化率增加2.615%。

表6 生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）VAR模型結果

3.VAR穩(wěn)定性檢驗

消費者價格指數(shù)變化率（DCPI）、生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）的VAR模型，所有特征根都在單位圓內，說明每個VAR模型都是穩(wěn)定的。由于樣本變量出現(xiàn)變化，其他變量也會跟隨其作相應調整，隨著時間的推移，變化產生的效果會逐漸減弱，整體也會趨于穩(wěn)定。因此，可以通過消費者價格指數(shù)變化率（生產者價格指數(shù)變化率）來判斷這些變量構成的模型是否穩(wěn)定。

4.格蘭杰因果檢驗

使用格蘭杰原因檢驗來估計變量之間的因果關系，結果如表7所示?？梢钥闯觯缆?lián)儲資產負債表規(guī)模變化率（DFED）、國際大宗商品價格指數(shù)變化率（DCI）和美國存款準備金率變化率（DARR）是消費者價格指數(shù)變化率（DCPI）的格蘭杰原因，但人民幣實際有效匯率變化率（DRER）不是。

表7 格蘭杰因果檢驗結果

從生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）來看，美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率（DFED）、人民幣實際有效匯率變化率（DRER）和美國存款準備金率變化率（DARR）不是生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）的格蘭杰原因，而國際大宗商品價格指數(shù)變化率（DCI）是生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）的格蘭杰原因。并且，美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率（DFED）是國際大宗商品價格指數(shù)變化率（DCI）的格蘭杰原因，反過來改變了生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）的格蘭杰因果關系。這意味著量化寬松不僅會對我國的通脹水平產生直接影響（影響CPI 變化），也可以通過貿易和匯率這兩個渠道對我國的通脹水平產生間接影響（影響PPI變化）。

從具體渠道來看，美聯(lián)儲的量化寬松政策最初對我國的消費者價格指數(shù)產生直接影響，除此之外，還能通過其他渠道對我國CPI 和PPI 指數(shù)間接施加作用。傳導的方向有兩個：一是通過國際大宗商品價格影響我國通脹率；二是通過調整美國存款準備金率影響國際大宗商品價格。這些都間接影響了我國的通貨膨脹水平。為了反映我國生產部門的通貨膨脹情況，本文首先檢驗結論的可靠性，將消費者價格指數(shù)替換為生產者價格指數(shù)，再重新構建模型。檢驗結果表明，變量間格蘭杰因果關系基本一致。即美聯(lián)儲的量化寬松政策基本都是通過影響國際大宗商品價格從而影響國內通貨膨脹水平。

5.脈沖響應和方差分解分析

通過分析VAR 模型的脈沖響應和方差分解結果來確定每個因素的相對重要性。圖2顯示了通脹對于美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率、國際大宗商品價格指數(shù)變化率、人民幣實際有效匯率變化率和美國存款準備金率變化率的反應。當上述變量均出現(xiàn)正向變化時，通脹對沖擊反應迅速，在初始階段達到峰值，然后逐漸穩(wěn)定在一個恒定值，外部沖擊將在大約5個月后完全消失。由于量化寬松本質上仍然是一種寬松的貨幣政策，所以美聯(lián)儲在擴大其資產負債表的同時，必將伴隨著通貨膨脹。隨著消費者價格指數(shù)上升，生產成本、進口成本和生活成本都會上升，而生產和生活成本上升將導致通脹高于進口成本提高的水平。由于采用直接定價的方法，正波動的匯率就表明貨幣開始貶值。脈沖響應圖像還表明，匯率以及美國存款準備金率的提高會降低通貨膨脹水平。

圖2 VAR模型下的脈沖響應圖像

從表8 可以發(fā)現(xiàn)，與人民幣實際匯率和國際商品貿易指數(shù)的波動相比，美國存款儲備金率的波動使得我國的物價水平產生更大的變化幅度。這種變化的強度會隨著時間的推移逐漸增強，并在第五期左右達到一個平臺期。這表明金融渠道相對于其他影響物價水平的渠道更為重要，更能產生顯著效果。盡管美聯(lián)儲貨幣寬松政策的影響首先是通過貿易渠道傳導的，但匯率產生的直接效應并不強，其影響主要還是通過金融渠道傳導的。

表8 VAR模型DCPI的方差分解結果

（四）SVAR模型構建

在之前對于VAR模型的分析中，已經(jīng)進行過平穩(wěn)性檢驗，同時確定了最優(yōu)滯后階數(shù)。因此，本文在分析SVAR模型時，始于穩(wěn)定性的檢驗。

1.SVAR穩(wěn)定性檢驗

消費者價格指數(shù)變化率（DCPI）、生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）的SVAR 模型，所有特征根都在單位圓內，即各SVAR 模型穩(wěn)定。當模型變量產生沖擊，其他變量會做相應的調整，并且隨著時間的推移，沖擊逐漸減小，模型會趨于穩(wěn)定?？梢耘袛?，由消費者價格指數(shù)變化率（生產者價格指數(shù)變化率）、美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率、人民幣實際有效匯率變化率、美國存款準備金率變化率和國際大宗商品價格指數(shù)變化率構成的模型是穩(wěn)定的。

2.格蘭杰因果檢驗

利用格蘭杰因果性檢驗判斷各變量間的相對因果關系，結果如表9所示。

表9 格蘭杰因果檢驗結果

根據(jù)檢驗SVAR 模型得到的結果可知，人民幣實際有效匯率變化率（DRER）和美國存款準備金率變化率（DARR）不是消費者價格指數(shù)變化率（DCPI）的格蘭杰原因，而美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率（DFED）和國際大宗商品價格指數(shù)變化率（DCI）是消費者價格指數(shù)變化率（DCPI）的格蘭杰原因。

從生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）來看，美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率（DFED）、國際大宗商品價格指數(shù)變化率（DCI）和美國存款準備金率變化率（DARR）都是生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）的格蘭杰原因。而人民幣實際有效匯率變化率（DRER）不是生產者價格指數(shù)變化率（DPPI）的格蘭杰原因。這意味著美聯(lián)儲的量化寬松政策的確會直接影響我國的通脹水平。這個結果和VAR模型結果相比，更加有力地佐證了美聯(lián)儲的量化寬松貨幣政策對于我國通貨膨脹的直接影響。

3.脈沖響應和方差分解分析

通過分析SVAR模型的脈沖響應和方差分解結果來確定各個因素的相對重要性。

圖3 顯示了美聯(lián)儲資產負債表規(guī)模變化率、國際大宗商品價格指數(shù)變化率、人民幣實際有效匯率變化率以及美國存款準備金率變化率對通貨膨脹壓力的反應。當上述變量均出現(xiàn)正變化時，通脹對沖擊迅速作出反應，并在初始階段達到峰值，然后逐漸穩(wěn)定在恒定值。約5個月后，影響完全消失。因此，根據(jù)SVAR 模型，通貨膨脹正隨著量化寬松而同向發(fā)展。隨著美聯(lián)儲擴大其資產負債表，其間伴隨著通貨膨脹的出現(xiàn)。隨著國際大宗商品價格指數(shù)上升，生產成本、進口成本和生活成本都會上升，生產和生活成本上升將導致通脹高于進口成本提高的水平。這與VAR模型的結果一致。但是可以看出，在SVAR 模型中，準備金率和實際匯率對通貨膨脹的影響程度并不如之前那么顯著。

圖3 SVAR模型下的脈沖響應圖像

表10結果表明，與實際匯率的波動和商品貿易指數(shù)的波動相比，準備金率的波動更能解釋我國的通脹波動。這種解釋的強度會隨著時間的推移逐漸增強，并在第五期左右達到平臺期。這表明金融渠道比其他影響通貨膨脹的渠道更重要，更能產生顯著效果。盡管美聯(lián)儲貨幣寬松政策的影響首先通過貿易渠道進行傳導，但匯率的直接效應并不強，其影響主要是通過金融渠道傳導的。這和VAR 模型結果相一致。

表10 SVAR模型DCPI的方差分解結果

（五）基于疫情暴發(fā)之后的分析

2020年初新冠肺炎疫情暴發(fā)后，美國開啟了新一輪無限量化寬松政策，為了探討此輪量化寬松政策對中國的影響，本文單獨選取2020年1月到2021年10月的數(shù)據(jù)進行分析。因為之前已經(jīng)進行過平穩(wěn)性等檢驗，所以此處直接進行脈沖響應分析。

CPI 和PPI 對各項指標的隨機擾動項的響應程度非常低，幾乎無法判斷是正向還是負向響應（圖略）。一部分原因是從2020年1月至今的數(shù)據(jù)樣本量較少，但更重要的是針對疫情以及美聯(lián)儲的此輪量化寬松政策，央行的應對措施相比2008年金融危機爆發(fā)后做出了極大的調整。2008年，中國實施了4 萬億的財政刺激計劃，同時加大了貨幣的寬松程度。這在當時的確加快了經(jīng)濟的恢復，但也為之后國內的種種問題，如房地產泡沫等埋下了隱患。自2020年初以來，國家提出“六穩(wěn)”“六?！保苑e極的財政政策搭配穩(wěn)健的貨幣政策，堅決不搞“大水漫灌”，通過降準降息、逆回購等向市場注入流動性，同時創(chuàng)新設立普惠小微企業(yè)信用貸款支持計劃和普惠小微企業(yè)貸款延期支持工具，提供疫情防控專項貸款、減費降稅等以支持各類型企業(yè)應對沖擊，從而渡過難關。

從目前的效果來看，美國雖然實施了有史以來最大的財政刺激計劃，取得了一定的效果，但截至2021年11月底，高達6.8%的通貨膨脹率預示著美國需要縮減購債規(guī)模，甚至有可能會提前加息。貨幣政策的反復也必將造成全球市場的動蕩起伏。相比之下，中國此次并未達到2008年的政策刺激力度，反而能夠在世界范圍內率先穩(wěn)定住局面，推動復工復產。事實上，從2020年第二季度起，中國GDP增長的情況就得到了好轉。可見，我國已經(jīng)在相當程度上擺脫了美國量化寬松政策的影響，在全球主要經(jīng)濟體寬松政策的環(huán)境下，能夠保持獨立性，實施審慎穩(wěn)健的貨幣政策。

五、主要結論及對策

本文選取2008年10月至2021年10月的月度數(shù)據(jù)，建立VAR 和SVAR 模型，分析了美聯(lián)儲貨幣寬松對中國物價水平的影響。中國的通貨膨脹水平會受到美國量化寬松政策的影響。隨著美聯(lián)儲逐步擴大資產負債表的規(guī)模，我國的物價有上漲的趨勢；而當美聯(lián)儲采取加息等措施時，哪怕只是釋放退出量化寬松的信號，我國的物價水平也會出現(xiàn)波動。因此，我國需要警惕一定時期內通貨緊縮的出現(xiàn)。這種壓力并非是長期的，本文經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，沖擊所帶來的影響大約會在5—6個月后逐漸減弱。

本文在美聯(lián)儲的量化寬松政策影響的匯率和貿易這兩個傳統(tǒng)渠道上加入了金融渠道。這三種渠道具有不同的傳播過程和影響程度。美聯(lián)儲的量化寬松政策首先通過貿易，然后通過金融渠道來影響我國的物價水平。但由于其影響主要通過金融渠道傳遞，匯率的直接影響并不強。生產者和消費者都會受到物價上漲的影響。隨著進口的原料商品的成本增加，生產者會受到更為直接的沖擊，此時國內會出現(xiàn)成本推動型通貨膨脹，產品價格也會上漲。

而新冠疫情暴發(fā)后，中國及時采取措施穩(wěn)定市場，以穩(wěn)健的貨幣政策有效抵擋了美國新一輪量化寬松政策對國內經(jīng)濟的沖擊，成功將物價水平維持在可控范圍內。

本文還存在著不足之處。2020年初出現(xiàn)的新冠疫情，在本質上與2008年金融危機不盡相同。雖然都對經(jīng)濟發(fā)展造成了嚴重沖擊，但前者是外在的突發(fā)性全球衛(wèi)生公共事件，后者是次貸危機引發(fā)的經(jīng)濟周期性衰退。在區(qū)分兩者的政策影響的對比分析中，疫情之后的樣本數(shù)據(jù)量還不夠充分。

當前，國內外疫情形勢依舊十分嚴峻，以美國為代表的發(fā)達經(jīng)濟體將繼續(xù)采取量化寬松政策，可以預見我國在未來很長一段時間內還會面臨通貨膨脹的壓力。但受到外部影響的只是一部分進口商品，大部分農產品、食品和生活用品不會受到嚴重影響，消費總體水平保持不變，但也不可掉以輕心，仍需采取適當?shù)膽獙Υ胧?/p>

首先，應進一步提升人民幣的國際地位，規(guī)避匯率波動風險。現(xiàn)階段，國際貿易結算貨幣仍然大多是美元，美國無限量化寬松政策可能帶來美元幣值的大幅波動，我國企業(yè)在進出口貿易和對外投資時可能遭遇匯率損失。為此，應審慎推進人民幣國際化，利用“一帶一路”的穩(wěn)步推進、國內國際雙循環(huán)相互促進新發(fā)展格局的逐步形成、疫情的有效控制、產業(yè)鏈穩(wěn)固、經(jīng)濟持續(xù)向好等有利時機，提升人民幣的國際可接受性，在國際貿易、國際投資和國際金融交易中擴大人民幣的使用范圍，盡量抑制因美國量化寬松貨幣政策對我國物價的匯率傳遞影響。

其次，應加強對國際大宗商品市場的監(jiān)測，密切關注其價格變化趨勢。國際大宗商品價格受量化寬松政策影響，在相當長時期的內處于較高水平，而我國經(jīng)濟增長對外依存度較高，因此極易面臨通貨膨脹壓力。應確保糧食和工業(yè)生產價格穩(wěn)定，加大對創(chuàng)新型企業(yè)的支持，提高有效供給能力，在控制物價水平的同時，減輕對國際商品的依賴，積極提升我國國際大宗商品的影響力和定價權。

再次，合理引導和管控國際資本流動，促進實體經(jīng)濟發(fā)展。值得注意的是，中國在疫情時期展現(xiàn)了巨大的經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿晚g性，吸引了大量國際資本，這在推動我國經(jīng)濟發(fā)展的同時，也加大了跨境資本流動風險。這就要求加強對國內外資本流動的監(jiān)管，創(chuàng)造合適的政策環(huán)境，引導國內外資本進入實體經(jīng)濟，避免因“脫實向虛”而產生大量資產泡沫。

最后，加強對美國貨幣政策變化的預測、監(jiān)控和應對。一方面，實時監(jiān)控美國量化寬松政策的變化，預判其變化趨勢，分析其影響，及時做好應對預案；另一方面，根據(jù)我國的國情及經(jīng)濟金融運行狀況，適時調整和優(yōu)化政策，保證經(jīng)濟的高質量可持續(xù)發(fā)展及物價基本穩(wěn)定，降低美國貨幣政策調整對我國經(jīng)濟產生的負面溢出效應?！?/p>