我國利率、貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)的傳導(dǎo)效應(yīng)研究

摘 要：本文利用STR模型考察了我國2000—2011年間貨幣供應(yīng)量、利率與物價(jià)間的關(guān)系。研究表明，貨幣供應(yīng)量和利率對(duì)物價(jià)的影響都是非線性的，其中貨幣供應(yīng)量的影響是正向的，而且在不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下影響程度不同，在高利率水平下影響更突出；利率低時(shí)對(duì)物價(jià)的影響是負(fù)向的，此時(shí)加息是治理通貨膨脹的有效手段，但當(dāng)利率水平過高時(shí)，受制于“成本渠道”效應(yīng)的影響，提高利率將進(jìn)一步加劇通脹壓力。因此，央行調(diào)控物價(jià)時(shí)應(yīng)充分考慮所處的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，合理選擇兩種不同的調(diào)控方式，以取得預(yù)期調(diào)控效果。

關(guān)鍵詞：利率；貨幣供應(yīng)量；CPI；STR模型

Abstract：This paper studies the relationship among money supply，interest rate and price in China from 2000 to 2011 by using STR model. The result shows that money supply and interest rate have always had a non-linear effect on price and the effect of money supply is positive. The level of impact is different under different economic environments. The impact is more significant when the interest rate is high. The impact of interest rate on price is nonlinear，too. But its impact is passive when the interest rate is low，so it is reasonable to raise interest rate to control inflation. However，when interest rate is very high and it is constrained by the effect of“cost channel”，raising interest rate will further exacerbate the inflation pressure. Therefore，when regulating the price，the central bank should take the economic situation into account and choose two kinds of regulatory instruments reasonably to control the price level as it is expected.

Key Words：interest rate，money supply，CPI，STR model

中圖分類號(hào)：F820.1 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1674-2265（2013）11-0008-06

收稿日期：2013-10-15

作者簡(jiǎn)介：王玉華（1971-），男，哈爾濱工業(yè)大學(xué)技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理專業(yè)博士研究生，供職于中國人民銀行淄博市中心支行，高級(jí)經(jīng)濟(jì)師；陳寶衛(wèi)（1979-），男，供職于中國人民銀行淄博市中心支行，會(huì)計(jì)師；馮波（1975-），男，供職于中國人民銀行淄博市中心支行，經(jīng)濟(jì)師；楊釗（1989-），男，供職于中國人民銀行淄博市中心支行。

一、引言

中央銀行貨幣政策的最終目標(biāo)是保持貨幣幣值穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。貨幣幣值的穩(wěn)定直接體現(xiàn)在物價(jià)水平上。中央銀行在穩(wěn)定物價(jià)、調(diào)控經(jīng)濟(jì)方面普遍采用兩種手段，即利率調(diào)控這一價(jià)格工具和貨幣供應(yīng)量調(diào)控這一數(shù)量工具。中央銀行利用這兩種工具進(jìn)行調(diào)控的效果一直是社會(huì)各界關(guān)注的問題。

從理論上講，貨幣供應(yīng)量對(duì)價(jià)格的影響是正向的，因?yàn)橛少M(fèi)雪方程式可知，在短期內(nèi)，國內(nèi)總產(chǎn)出和貨幣流通速度一般是常量，貨幣供應(yīng)量直接影響著物價(jià)水平。但是在長(zhǎng)期內(nèi)，在不同的經(jīng)濟(jì)周期中，貨幣流通速度不是常數(shù)，而是其他經(jīng)濟(jì)變量的函數(shù)，因此貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)的影響程度在不同的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下可能不同，即可能是非線性的。

關(guān)于利率對(duì)物價(jià)的影響，傳統(tǒng)的貨幣政策理論認(rèn)為提高利率會(huì)降低投資需求，進(jìn)而降低總需求，因而被認(rèn)為是一種緊縮的貨幣政策，加息治理通貨膨脹就是依托于這種理論。但“成本渠道”理論認(rèn)為，提高利率會(huì)通過企業(yè)的借貸成本轉(zhuǎn)嫁到商品成本中，從而對(duì)物價(jià)產(chǎn)生正向影響，且很多研究也驗(yàn)證了“成本渠道”的存在。既然存在兩種不同的影響渠道，那么利率對(duì)物價(jià)的影響應(yīng)該取決于這兩種力量的對(duì)比，這兩種力量在不同的歷史時(shí)期或不同的經(jīng)濟(jì)狀況下（如經(jīng)濟(jì)上升期或蕭條期），發(fā)揮的作用可能不同，因此，也有必要研究利率對(duì)物價(jià)的影響是否隨著經(jīng)濟(jì)形勢(shì)而變化，即利率對(duì)物價(jià)的影響是否是非線性的。

本文考察2000—2011年間貨幣供應(yīng)量、利率與物價(jià)水平之間的關(guān)系，為我國央行綜合利用兩種手段調(diào)控物價(jià)提供理論參考。

二、理論文獻(xiàn)回顧

從現(xiàn)有理論看，利率主要通過需求和供給兩個(gè)渠道影響物價(jià)。從需求角度講，利率的變化會(huì)改變消費(fèi)者的消費(fèi)傾向。當(dāng)利率降低時(shí)，居民傾向于增加消費(fèi)減少儲(chǔ)蓄，進(jìn)而引起商品市場(chǎng)上需求增加，在供給不變的假設(shè)下，增加了消費(fèi)品價(jià)格上升的壓力；同時(shí)，企業(yè)投資意愿增加，在短期內(nèi)會(huì)引起生產(chǎn)要素的超額需求，從而引起要素價(jià)格水平上升，要素價(jià)格水平的上升一方面直接引起要素市場(chǎng)價(jià)格的變化，另一方面會(huì)通過企業(yè)生產(chǎn)渠道轉(zhuǎn)嫁到企業(yè)的生產(chǎn)成本中，引起產(chǎn)成品價(jià)格的上升。因此，從需求渠道看，利率降低會(huì)引起物價(jià)的上升，即利率對(duì)物價(jià)的影響是負(fù)向的。從供給渠道看，利率水平上升后，企業(yè)借貸成本上升，進(jìn)而引起企業(yè)生產(chǎn)成本上升，最終轉(zhuǎn)嫁到產(chǎn)成品價(jià)格上，因此從供給角度看，利率對(duì)物價(jià)的影響是正向的。利率對(duì)物價(jià)的影響主要取決于兩個(gè)渠道的影響程度，不同的理論得出了不同的結(jié)論，并產(chǎn)生了爭(zhēng)議。圍繞這些爭(zhēng)議，國內(nèi)外學(xué)者作了大量的實(shí)證探討，同樣得出了不同的研究結(jié)論。

法瑪（Fama，1975）最早對(duì)費(fèi)雪效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。法瑪利用美國國債收益率，在理性預(yù)期假設(shè)條件下，對(duì)費(fèi)雪效應(yīng)的檢驗(yàn)方程進(jìn)一步改進(jìn)，研究認(rèn)為，名義利率的變化反映了通貨膨脹的波動(dòng)，而且實(shí)際利率是穩(wěn)定的。但在一些文獻(xiàn)中發(fā)現(xiàn)，名義利率與通貨膨脹之間不存在或者只是在某些時(shí)期存在著一對(duì)一的調(diào)整關(guān)系，這一現(xiàn)象在文獻(xiàn)中被稱為“費(fèi)雪悖論”。泰勒（Taylor，1993）認(rèn)為，貨幣政策應(yīng)該在一個(gè)規(guī)定的框架內(nèi)執(zhí)行，利率是通貨膨脹和產(chǎn)出缺口的函數(shù)，通貨膨脹可以通過提高利率進(jìn)行控制，這就是“泰勒規(guī)則”。

傳統(tǒng)凱恩斯主義框架下的貨幣政策分析一般都注重于價(jià)格剛性及貨幣政策對(duì)總需求的影響，認(rèn)為利率變動(dòng)通過貨幣渠道和信貸渠道影響總需求的變化而產(chǎn)生價(jià)格波動(dòng)，緊縮性的貨幣政策會(huì)帶來產(chǎn)出和通貨膨脹的下降。但是克里斯蒂亞諾等（Christinao等，1999）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)提高利率時(shí)，往往物價(jià)水平會(huì)產(chǎn)生短期的上升。而這是無法用傳統(tǒng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論解釋的，這一現(xiàn)象也被稱為“價(jià)格之謎（price puzzle）”。如何解釋價(jià)格之謎呢？相關(guān)文獻(xiàn)研究認(rèn)為，在傳統(tǒng)理論研究所關(guān)注的需求渠道之外，還存在成本渠道的影響（巴斯和雷米，2001）。該理論是基于企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程中要持有運(yùn)營(yíng)資本的假設(shè)，這樣假設(shè)的合理性在于部分企業(yè)在收到利潤(rùn)之前必須先支付生產(chǎn)要素的報(bào)酬。這些企業(yè)為了獲得運(yùn)營(yíng)資本，需要向金融中介借款，因此，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。成本渠道提出后，拉巴納爾（Rabanal，2003），喬杜里、霍夫曼和沙貝特（Chowdhury、Hoffmann和Schabert，2006），加約蒂和塞基（Gaiotti和Secchi，2006）、拉文納和沃爾什（Ravenna和Walsh，2006），蒂爾曼（Tillmann，2008），亨塞爾（Henzel，2008），考夫曼和沙勒（Kaufmann和Scharler，2009）分別對(duì)不同的國家或地區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，但結(jié)果也不盡相同。顯然，由于存在著研究方法、樣本數(shù)據(jù)的空間和時(shí)間的不同，并沒有確定一致的結(jié)論。但諸多研究者的研究結(jié)果也表明，“成本渠道”是確實(shí)存在的，只是在不同時(shí)期、不同地域甚至不同金融政策環(huán)境下，才導(dǎo)致其效果的階段性差異。

與國外的文獻(xiàn)相比較，國內(nèi)對(duì)貨幣政策（包含利率政策機(jī)制）與通貨膨脹關(guān)系的理論性研究和創(chuàng)新較為有限，基本上以實(shí)證研究為主，主要的區(qū)別在于研究方法的不同以及在研究模型中參考的宏觀變量不同，其觀點(diǎn)也因樣本范圍、研究方法、指標(biāo)選取等因素不同而不同。鄧創(chuàng)（2009）通過對(duì)我國近年來利率調(diào)整的實(shí)踐進(jìn)行分析，證明我國貨幣政策基本上對(duì)國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境特別是通貨膨脹的變動(dòng)作出了正確、及時(shí)的反應(yīng)。盧盼盼、葉斌（2011）采用1998 年1 月至2011 年6 月的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在VAR 模型的基礎(chǔ)上，對(duì)采用加息治理通貨膨脹的有效性進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明，在我國采用加息治理通貨膨脹是基本有效的。與之結(jié)論相反的是，王軼君（2011）運(yùn)用GMM 估計(jì)方法對(duì)1992 年第3季度至2009年第3季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果強(qiáng)烈地支持成本渠道的存在。

本文認(rèn)為，目前針對(duì)我國利率對(duì)物價(jià)的影響關(guān)系研究主要有以下幾點(diǎn)不足，本文對(duì)此進(jìn)行了改進(jìn)：一是利率指標(biāo)的選取上，以往研究中利率指標(biāo)選取的是貸款基準(zhǔn)利率，我們認(rèn)為貸款基準(zhǔn)利率不能真實(shí)地反映企業(yè)的借貸成本，因?yàn)槟壳皣鴥?nèi)銀行的企業(yè)貸款利率絕大多數(shù)在基準(zhǔn)利率基礎(chǔ)上不同程度地上浮，真正能反映企業(yè)貸款利率的指標(biāo)應(yīng)是銀行不同上浮程度貸款利率的加權(quán)指數(shù)，但目前人民銀行統(tǒng)計(jì)體系中，并沒有此類數(shù)據(jù)。本文選取更加市場(chǎng)化、敏感性更強(qiáng)的銀行間同業(yè)拆借月加權(quán)利率（即Shibor利率）代表我國的名義利率，該利率反映了銀行間市場(chǎng)資金借貸成本，其稀缺性也決定著企業(yè)從銀行貸款的可得性，況且目前的企業(yè)外幣貸款定價(jià)很大一部分都是在Shibor利率基礎(chǔ)上加點(diǎn)決定的，因此Shibor利率與企業(yè)借貸成本之間也有很強(qiáng)的正相關(guān)性。二是研究方法上，對(duì)我國利率與物價(jià)關(guān)系的傳統(tǒng)研究大多數(shù)是以線性為主，沒有考慮利率傳導(dǎo)機(jī)制在不同的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下可能受到的其他因素的制約，無法真正揭示二者之間的關(guān)系。本文率先使用STR方法對(duì)兩者的關(guān)系進(jìn)行研究，這種方法不僅能夠驗(yàn)證在不同利率水平下我國利率調(diào)控和貨幣供應(yīng)量調(diào)控的貨幣政策效果是否存在差異，而且還能估計(jì)出在不同狀態(tài)下這種差異的大小，以及在不同狀態(tài)間的轉(zhuǎn)換速度。

三、變量、數(shù)據(jù)的選取整理與模型構(gòu)建

（一）平滑轉(zhuǎn)換回歸標(biāo)準(zhǔn)模型

平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（Smooth Transition Regression Model）是一種典型的非線性模型，是對(duì)泰雷斯維爾塔和安德森（Terasvirta 和Anderson，1992）提出的平滑轉(zhuǎn)換自回歸模型（Smooth Transition Autoregression Model）的一個(gè)改進(jìn)和發(fā)展，主要用來分析“對(duì)屬于不同范圍的變量，經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出不同的行為”這類經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。平滑轉(zhuǎn)換回歸模型是門限回歸模型的一般化形式，其主要的特征就是可以看到回歸參數(shù)發(fā)生的緩慢變化。標(biāo)準(zhǔn)的平滑轉(zhuǎn)換回歸模型如下：

[yt=?'zt+θ'ztG（γ，c，st）+μt]，[μt]～[iid（0，δ2）] （1）

[G（γ，c，st）=（1+exp-γk=1K（st-ck））-1]，[γ>0] （2）

其中， [?]和[θ] 依次為線性和非線性部分的參數(shù)向量。轉(zhuǎn)換函數(shù)[G（γ，c，st）]中，[st]是轉(zhuǎn)換變量；γ 是平滑參數(shù)，表示從一個(gè)狀態(tài)轉(zhuǎn)移到另一個(gè)狀態(tài)的轉(zhuǎn)換速度或調(diào)整的平滑性；[ck]是位置參數(shù)，即在不同狀態(tài)下的門限值，其決定了模型動(dòng)態(tài)變化發(fā)生的位置。

（二）變量及數(shù)據(jù)的選取

1. 物價(jià)水平的選取。目前在國內(nèi)和國際上，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）是衡量物價(jià)水平最常見和通用的指標(biāo)，其統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也比較容易獲得。與CPI同比數(shù)據(jù)相比，CPI環(huán)比數(shù)據(jù)更能體現(xiàn)物價(jià)在月度之間波動(dòng)變化情況，我們選取CPI環(huán)比增長(zhǎng)率月度數(shù)據(jù)作為本期的價(jià)格水平指標(biāo)，第t期的物價(jià)水平表示為[cpi（t）]。

2.利率指標(biāo)的選取。本文選取更加市場(chǎng)化、敏感性更強(qiáng)的銀行間同業(yè)拆借月加權(quán)利率代表我國的名義利率；同時(shí)，就目前同業(yè)拆借市場(chǎng)上各種期限的拆借交易而言，期限為1天的交易量占比較大，能更好地反映市場(chǎng)主體受各類經(jīng)濟(jì)因素影響的情況。由于該利率指標(biāo)是名義指標(biāo)，本身已經(jīng)包含了通貨膨脹的因素，本文為了研究利率對(duì)物價(jià)的影響，應(yīng)該剔除物價(jià)因素，選擇實(shí)際利率指標(biāo)，因此，利率指標(biāo)選取當(dāng)期Shibor1天加權(quán)平均月利率減當(dāng)期CPI環(huán)比增長(zhǎng)率。當(dāng)期實(shí)際利率水平表示為[rrate（t）]。

3. 貨幣供應(yīng)量指標(biāo)的選取。貨幣供應(yīng)量選擇廣義貨幣M2的月度增量指標(biāo)，單位為萬億元，當(dāng)月貨幣供應(yīng)量增量表示為[M2（t）]，以[dM2（t）]表示[M2（t）]的一階差分序列。

以上3項(xiàng)指標(biāo)均選取從2000年1月到2011年12月的月度數(shù)據(jù)，物價(jià)指標(biāo)來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，利率指標(biāo)和貨幣供應(yīng)量指標(biāo)來自萬得資訊。

四、 實(shí)證結(jié)果及其分析

（一）樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表1的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可知，實(shí)際利率[rrate（t）]和物價(jià)水平[cpi（t）]原始序列都是平穩(wěn)的，貨幣供應(yīng)量[M2（t）]的原始序列不平穩(wěn)，一階差分以后平穩(wěn)，這也容易理解，因?yàn)榻陙砦覈泿殴?yīng)量持續(xù)高速增長(zhǎng)，呈明顯的加速增長(zhǎng)趨勢(shì)。

表1：?jiǎn)挝桓鶛z驗(yàn)結(jié)果

[變量＼ADF檢驗(yàn)＼PP檢驗(yàn)＼統(tǒng)計(jì)量＼臨界值＼檢驗(yàn)形式＼統(tǒng)計(jì)量＼臨界值＼檢驗(yàn)形式＼cpi（t）＼-7.4139＼-2.8817＼（c，0，0）＼-7.5039＼-2.8817＼（c，0，0）＼rrate（t）＼-4.5815＼-2.8817＼（c，0，0）＼-4.4357＼-2.8817＼（c，0，0）＼M2（t）＼-2.5695＼-3.4449＼（c，t，0）＼-12.021＼-3.4415＼（c，t，0）＼dM2（t）＼-4.7637＼-1.9433＼（c，0，0）＼-42.0309＼-1.9431＼（c，0，0）＼]

（二） 模型滯后階數(shù)的確定

按照森西爾和奧斯本（Sensier和Osborn，2002）的方法，第一步要確定解釋變量的滯后階數(shù)。首先我們?nèi)藶樵O(shè)定各變量最高滯后階數(shù)為8，分別使用[cpi（t）]對(duì)[rrate（t）]、[dM2（t）]以及[cpi（t）]的各滯后項(xiàng)分別回歸，然后根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，t值和D-W值來逐一剔除統(tǒng)計(jì)不顯著的變量，并從中選出最后的滯后階數(shù)。然后根據(jù)[cpi（t）]對(duì)上一步所確定的被解釋變量的最優(yōu)滯后階數(shù)和解釋變量的滯后項(xiàng)的各種組合進(jìn)行回歸，得出解釋變量的最優(yōu)滯后階數(shù)，最終確定該模型的解釋變量組合。經(jīng)逐一檢驗(yàn)，最終結(jié)果是，模型解釋變量的組合是解釋變量和被解釋變量均滯后一階，即被解釋變量為[cpi（t）]，解釋變量為[cpi（t-1）]、[rrate（t）]、[rrate（t-1）]、[dM2（t）]、[dM2（t-1）]。

（三） 非線性檢驗(yàn)及模型的確定

利用Jmulti軟件，對(duì)模型進(jìn)行非線性檢驗(yàn)的結(jié)果如下：

表2：非線性檢驗(yàn)結(jié)果

[轉(zhuǎn)移變量＼F＼F4＼F3＼F2＼模型形式＼rrate（t）＼2.1966e-04＼1.154e-02＼3.412e-02＼9.0415e-03＼LSTR1＼rrate（t-1）＼1.9177e-03＼6.4237e-02＼9.5474e-04＼4.7755e-01＼LSTR2＼]

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，當(dāng)以[rrate（t）]作為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，假設(shè)檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值為2.1966e-04，遠(yuǎn)小于0.05的臨界值，因此檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)烈拒絕線性假設(shè)，可以認(rèn)為變量之間存在平滑轉(zhuǎn)換回歸關(guān)系。在確定存在非線性假設(shè)后，根據(jù)STR模型形式的確定準(zhǔn)則，當(dāng)F3對(duì)應(yīng)的P值最小時(shí)，應(yīng)選擇LSTR2模型，否則選擇LSTR1模型，由表中F2、F3、F4的檢驗(yàn)結(jié)果可知F2對(duì)應(yīng)的P值最小，所以應(yīng)選擇LSTR1模型。

（四）平滑參數(shù)和位置參數(shù)初始值的確定

在估計(jì)模型之前，我們必須事先確定模型中的平滑參數(shù)γ和位置參數(shù)c的值，然后利用估計(jì)的γ、c的初始值，用普通最小二乘法來估計(jì)方程（1）。按照奧卡拉和奧斯本（Ocal和Obsorn，2000）的研究思路，采用二維格點(diǎn)搜索法，在一定范圍內(nèi)通過搜索不同的γ和c的組合，使得LSTR1模型的殘差平方和最小。本文把平滑參數(shù)γ的搜索區(qū)間設(shè)定在[0.5，10]，位置參數(shù)c的區(qū)間設(shè)定在[-0.31，4.1]，搜索步長(zhǎng)設(shè)置為區(qū)間寬度的[130]，借助Jmulti軟件的格點(diǎn)搜索功能，參數(shù)的初始估計(jì)結(jié)果如表3：

表3：平滑參數(shù)和位置參數(shù)的初始估計(jì)結(jié)果

[SSR＼γ＼γ區(qū)間＼c＼c區(qū)間＼10.8359＼8.1334＼[0.5，10]＼3.6438＼[-0.31，4.1]＼]

由表3可知，平滑參數(shù)γ的初始估計(jì)值為8.1334，c的初始估計(jì)值為3.6438，且均落在了相應(yīng)的區(qū)間內(nèi)，因此可以作為進(jìn)一步優(yōu)化的初始條件。

（五） 模型的參數(shù)估計(jì)

將以上步驟中估計(jì)的參數(shù)初始值帶回方程（1）、（2），利用遞歸的Newton-Raphon方法，求解出最大化條件似然函數(shù)，估計(jì)出方程（1）、（2）中的參數(shù)φ、θ、γ、c，根據(jù)初步回歸的結(jié)果，將模型中不顯著的變量剔除，直到最后納入模型的變量都具有統(tǒng)計(jì)顯著性。最終估計(jì)出方程（1）的所有參數(shù)如表4。

[模

型＼c＼cpi（t-1）＼Rrate（t）＼Rrate（t-1）＼dM2（t）＼dM2（t-1）＼線

性

部

分＼0.27884＼0.74001＼-0.79615＼0.67378＼＼0.08854＼（0.0027）**＼（0.0000）***＼（0.0000）***＼（0.0000）***＼＼（0.0358）**＼非

線

性

部

分＼-8.74553＼0.31228＼2.32844＼＼0.26073＼0.36926＼（0.0000）***＼（0.0213）**＼（0.0000）***＼＼（0.0110）**＼（0.0603）*＼γ=8.13343 c=3.64379 [A-R2]=0.8432 AIC=-2.4079＼][表4：模型估計(jì)結(jié)果][注：第2行和第4行分別為參數(shù)在線性部分和非線性部分的估計(jì)值，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量的P值，*、**、***分別表示在10%、5%和1%的顯著水平上顯著。]

（六） 模型結(jié)果及擬合效果

將以上模型各參數(shù)的估計(jì)值代入最初的方程（1）、（2）可得，本文所估計(jì)的模型結(jié)果如下：

[cpi（t）=[0.27884+0.74001cpi（t-1）-0.79615rrate（t）+ 0.67378rrate（t-1）+0.08854dM2（t-1）]+[-8.74553+ 0.31228cpi（t-1）+2.32844rrate（t）+0.26073dM2（t）+ 0.36926dM2（t-1）]?G（γ，c，st）]

其中：

[G（γ，c，st）=1+exp-8.13343（rrate（t）-3.64379）-1]

以上模型所擬合的cpi（t）序列圖與cpi（t）原始序列圖如圖1所示，其中虛線圖是原始序列，實(shí)線圖是擬合序列，可見本文所估計(jì)的模型較好地描述了3個(gè)變量之間的關(guān)系。表4中，[R2]=0.8432，也可驗(yàn)證較高的擬合優(yōu)度。

（七） 模型的解釋

由表4可知，模型的線性部分和非線性部分變量系數(shù)在10%的顯著性水平上都是顯著的，且多數(shù)變量在1%的顯著性水平上是顯著的，這說明我們最終納入模型的變量是合適的。

LSTR1模型的門限值c為3.64379，根據(jù)表達(dá)式（2）的數(shù)學(xué)性質(zhì)，當(dāng)轉(zhuǎn)換變量rrate（t）小于3.64379時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G較小，而且隨著轉(zhuǎn)換變量變小，[G→]0，整個(gè)模型近似于線性部分。經(jīng)濟(jì)意義就是，當(dāng)本期實(shí)際利率小于3.64379時(shí)，模型中利率和貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)的影響由線性部分的系數(shù)決定。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量大于門限值c時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G較大，且隨著轉(zhuǎn)換變量不斷變大，[G→]1，此時(shí)整個(gè)模型變?yōu)閮蓚€(gè)線性方程的疊加，形成一個(gè)新的線性方程。經(jīng)濟(jì)意義就是，本期實(shí)際利率[rrate（t）]大于3.64379時(shí)，模型中變量對(duì)物價(jià)的影響由兩個(gè)線性部分疊加之后的系數(shù)決定。

1. 貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)的影響。由表4貨幣供應(yīng)量指標(biāo)[dM2（t）]和[dM2（t-1）]對(duì)應(yīng)的系數(shù)可知，無論線性部分還是非線性部分，貨幣供應(yīng)量指標(biāo)系數(shù)都是正的，因此無論實(shí)際利率處于何種水平，貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)的貢獻(xiàn)都是正向的，這與傳統(tǒng)的貨幣數(shù)量論的觀點(diǎn)一致。從貨幣供應(yīng)量滯后期數(shù)對(duì)物價(jià)的影響程度看，[dM2（t-1）]比[dM2（t）]的系數(shù)更大，說明貨幣供應(yīng)量經(jīng)過1個(gè)月的滯后會(huì)給物價(jià)帶來更顯著的影響。

從不同利率水平狀況下貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)的影響程度看，當(dāng)實(shí)際利率小于門限值c時(shí)， [dM2（t）]對(duì)物價(jià)的影響不顯著（STR模型參數(shù)估計(jì)時(shí)通過子集約束已將該變量排除），而[dM2（t-1）]對(duì)物價(jià)的影響系數(shù)為0.08854，系數(shù)較小；當(dāng)實(shí)際利率大于門限值c時(shí)，[dM2（t）]和[dM2（t-1）]對(duì)物價(jià)的影響系數(shù)變?yōu)?.26073和0.4578（0.08854+0.36926），可見在此種狀態(tài)下，貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)的影響力度明顯增大了。考慮我國的實(shí)際情況，在控制通脹的措施上，我國往往在經(jīng)濟(jì)過熱的時(shí)候通過緊縮性的貨幣政策來抑制物價(jià)的過快上漲，因此高利率一般意味著社會(huì)公眾對(duì)高通脹的預(yù)期，在高通脹預(yù)期的驅(qū)使之下，公眾更傾向于把存款轉(zhuǎn)為投資，從而加速了貨幣流通速度，因此在短期內(nèi)費(fèi)雪方程中的貨幣流通速度將會(huì)加快，根據(jù)弗里德曼的貨幣數(shù)量論，短期內(nèi)貨幣流通速度不是一個(gè)固定的常數(shù)，而是某些變量（如預(yù)期物價(jià)變動(dòng)率）的一個(gè)穩(wěn)定的函數(shù)，從而使得通脹水平變成了貨幣供應(yīng)量增速和貨幣流通速度增速的疊加。

2.上期物價(jià)水平對(duì)本期物價(jià)的影響。對(duì)于[cpi（t-1）]指標(biāo)對(duì)[cpi（t）]的影響，從表4可以看出，線性部分系數(shù)為0.74001，非線性部分系數(shù)為0.31228。凱恩斯的通貨膨脹思想認(rèn)為，在充分就業(yè)前提下，當(dāng)總支出上升時(shí)，就會(huì)在商品市場(chǎng)上形成超額需求，就是所謂的通貨膨脹缺口，由此產(chǎn)生通貨膨脹。在通貨膨脹發(fā)生時(shí)，如果貨幣工資不變，則價(jià)格的上漲會(huì)減少公眾的消費(fèi)支出，從而消除商品市場(chǎng)上的超額需求。在短期內(nèi)，對(duì)于物價(jià)水平的變化，工資調(diào)整具有一定的時(shí)滯，物價(jià)上漲總是快于工資的上漲，但是商品市場(chǎng)上的超額需求會(huì)在勞動(dòng)力市場(chǎng)上產(chǎn)生需求壓力，從而在一段時(shí)滯之后，貨幣工資會(huì)隨物價(jià)上漲而增加，以使實(shí)際工資恢復(fù)到原有水平，一旦實(shí)際工資恢復(fù)到原有水平，公眾又會(huì)增加消費(fèi)支出，在商品市場(chǎng)上形成新的通貨膨脹缺口，再次誘發(fā)新的通貨膨脹，于是就會(huì)形成“工資—物價(jià)”螺旋上升的局面。這個(gè)理論解釋了物價(jià)本身與上期值正相關(guān)的原因，我國近年來勞動(dòng)力成本一直保持較高的水平，而且經(jīng)常出現(xiàn)企業(yè)招工難的問題，這說明我國當(dāng)前確實(shí)存在“工資—物價(jià)”的正反饋機(jī)制。而本文模型反映出在不同利率水平下，這種正反饋效果的差異可以用“成本渠道”理論進(jìn)行解釋。“成本渠道”理論本身就是建立在企業(yè)生產(chǎn)之前通過借貸先行支付工人工資的基礎(chǔ)上的，在高利率狀態(tài)下，工人名義工資上漲相同幅度時(shí)企業(yè)的成本更高，公眾需求渠道和企業(yè)供給渠道會(huì)對(duì)物價(jià)產(chǎn)生更強(qiáng)的影響，因而影響系數(shù)會(huì)隨實(shí)際利率的增加而增大。

3. 利率對(duì)物價(jià)的影響。通過[rrate（t）]的系數(shù)可以看到，線性部分的系數(shù)是-0.79615，是負(fù)數(shù)。即當(dāng)我國實(shí)際利率水平低于3.64379時(shí)，提高利率能夠有效地降低物價(jià)水平，在此種狀態(tài)下，我國的貨幣政策是有效的。但是，當(dāng)實(shí)際利率高于門限值時(shí)，非線性部分的效應(yīng)迅速表現(xiàn)出來，且最終疊加后的影響系數(shù)變?yōu)?.53229（2.32844-0.79615）。這說明，在高利率狀態(tài)下，我國的利率與物價(jià)呈現(xiàn)出正相關(guān)，也就是“價(jià)格之謎”，此時(shí)央行的貨幣政策反而起到適得其反的作用。這可以用“成本渠道”理論來進(jìn)行解釋，由于我國現(xiàn)在企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)還是傾向于間接融資，2011年我國社會(huì)融資規(guī)模為12.83萬億元，而企業(yè)直接融資（企業(yè)債券融資和非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資之和）僅為1.81萬億元，直接融資占比僅為14.1%，以銀行借貸主導(dǎo)的間接融資方式使得利率的提高直接轉(zhuǎn)嫁到企業(yè)的借貸成本上，進(jìn)而反映在產(chǎn)品價(jià)格上。而經(jīng)濟(jì)過熱往往意味著社會(huì)需求旺盛，企業(yè)有利可圖，通過提高利率來抑制需求效果不大，反而通過供給渠道提高了產(chǎn)品價(jià)格，這說明在我國“成本渠道”是存在的，而且在高利率水平下更加明顯。通過分析所研究區(qū)間的[rrate]與[cpi]的時(shí)序曲線圖（圖2），可以看到在絕大多數(shù)時(shí)期，二者之間呈現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)，“此消彼長(zhǎng)”的趨勢(shì)明顯，但有3個(gè)階段值得注意，分別是2001年1季度、2010年上半年、2011年上半年，在此期間，實(shí)際利率[rrate]均處于高位，利率與物價(jià)也呈現(xiàn)出正相關(guān)的趨勢(shì)。

（八）模型的評(píng)價(jià)

如果用簡(jiǎn)單的多元線性回歸模型對(duì)上述變量進(jìn)行回歸，結(jié)果將顯示貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)影響為正，這與我們非線性模型的結(jié)論一致。但利率對(duì)物價(jià)的影響，結(jié)果顯示影響為負(fù)，雖然在大多數(shù)階段這種論斷是正確的，但是它不能解釋在高利率水平下，利率對(duì)物價(jià)影響由負(fù)轉(zhuǎn)正，因此也不能解釋圖2中3個(gè)異常區(qū)間的變量之間的反常趨勢(shì)。而且從[R2]來看，線性模型[R2]=0.7893，也小于STR模型中的[R2]。所以無論從模型對(duì)變量之間關(guān)系解釋的合理性還是擬合優(yōu)度看，STR模型均優(yōu)于簡(jiǎn)單線性模型。

五、結(jié)論

利率作為調(diào)控物價(jià)水平的重要貨幣政策工具，其效果會(huì)因經(jīng)濟(jì)環(huán)境不同而異。本文研究認(rèn)為，利率對(duì)國內(nèi)物價(jià)的影響隨著經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的變化而呈現(xiàn)非線性狀態(tài)。具體來講，當(dāng)實(shí)際利率水平低于本文所估計(jì)的門限值時(shí)，提高利率能夠有效緩解通脹，同時(shí)也將降低貨幣供應(yīng)量，進(jìn)而會(huì)通過貨幣渠道作用進(jìn)一步抑制通脹，從而發(fā)揮調(diào)控國內(nèi)價(jià)格水平的有效作用。但是當(dāng)實(shí)際利率水平高于門限值時(shí)，由于我國高物價(jià)往往倒逼高利率的出現(xiàn)，此時(shí)經(jīng)濟(jì)過熱，需求旺盛，提高利率對(duì)需求的抑制作用有限，而受制于我國直接融資規(guī)模偏低，間接融資仍占據(jù)主導(dǎo)地位的企業(yè)融資格局，提高利率會(huì)通過生產(chǎn)渠道推高企業(yè)成本，進(jìn)而對(duì)通脹產(chǎn)生正向影響。本文研究發(fā)現(xiàn)，在高利率水平下，物價(jià)對(duì)貨幣供應(yīng)量的反應(yīng)更加敏感，此時(shí)抑制需求的方法應(yīng)是減少利率工具的運(yùn)用，通過調(diào)控貨幣供應(yīng)量控制物價(jià)。

綜上所述，在不同的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下，適當(dāng)選擇利率這一價(jià)格工具和貨幣供應(yīng)量這一數(shù)量工具的政策組合運(yùn)用，才能真正實(shí)現(xiàn)貨幣政策對(duì)國內(nèi)物價(jià)水平的有效調(diào)控。同時(shí)需要說明的是，本文STR模型所估計(jì)的門限值并非是政策的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，因?yàn)樵撃Ｐ退枋龅氖墙?jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的平滑轉(zhuǎn)換，央行制定貨幣政策也應(yīng)該繼續(xù)把握“適時(shí)、適度”的原則，根據(jù)具體的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)作出合理的判斷。

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（特約編輯 張立光；校對(duì) XY，GX）