貨幣政策、成本效應與通貨膨脹：理論模型與中國經驗

徐小君

摘 要：為考察貨幣政策沖擊對通貨膨脹的影響方向和大小，本文首先在動態隨機一般均衡框架內構建企業的營運資本模型，貨幣政策通過改變企業營運資本的融資成本進而影響物價變動。理論模型的數值模擬顯示，貨幣政策沖擊導致通貨膨脹變化的大小和特征取決于價格與通脹率粘性系數。進而利用符號約束SVAR模型對中國宏觀經濟數據進行了計量分析，經驗研究發現我國商品價格粘性較強，利率上調的緊縮性貨幣政策可能導致物價的上升；通貨膨脹形成機制中包含了較強的預期成分，貨幣擴張沖擊產生的通貨膨脹效應時間提前且反應程度較大。

關鍵詞：通貨膨脹；貨幣政策；成本渠道；符號約束；SVAR模型

中圖分類號：F820 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2015）10-0011-10

一、引言

貨幣政策對通貨膨脹產生怎樣的影響，一直是理論和實踐關注的重要問題。改革開放30多年來，為促進經濟快速增長與適應國際經濟貿易發展的需求，中央銀行長期主要采用擴張性的貨幣政策。擴張性貨幣政策雖對經濟增長和發展產生了一定程度的積極作用，但也易導致我國物價水平波動以及通貨膨脹現象的出現。當前我國經濟處于轉型升級的關鍵時期，面臨增速下滑、勞動成本和原材料價格上升等多種不利因素。研究貨幣政策產生的經濟效應，為經濟增長和發展選擇適合的貨幣政策，避免在轉型期出現“滯脹”現象，是當前理論界和政府決策部門共同關注的課題。

貨幣政策對宏觀經濟變量特別是對物價變動產生的影響，一直是經濟理論研究的主要內容。傳統的貨幣理論認為，擴張性貨幣政策是導致通貨膨脹的主要原因，而緊縮性貨幣政策有助于抑制物價水平的上漲。但相關的實證研究并沒有完全支持上述理論預測。西姆斯（Sims，1992）利用向量自回歸VAR模型對美國宏觀經濟數據進行計量分析后發現，上調利率的緊縮性貨幣政策沖擊導致物價水平的上升。這一現象被艾肯鮑姆（Eichenbaum，1992）等后繼研究文獻稱為貨幣政策的“價格之謎”（Price Puzzle）。西姆斯（1992）、卡斯泰爾諾沃和蘇里科（Castelnuovo和Surico，2010）等認為出現“價格之謎”現象是由于VAR模型中遺漏了包含預期和信息的重要變量導致的結果，但另一方向的研究卻給“價格之謎”提供了進一步的實際證據和理論依據。巴斯和雷米（Barth和Ramey，2001）首先利用行業層面數據，提供了利率上調促使價格上漲的經驗證據。加約蒂和塞基（Gaiotti和Secchi，2006）利用微觀企業數據對上述結論給予了進一步支持。

從理論角度支持利率上調產生通貨膨脹效應的研究認為，傳統理論如宏觀IS—LM模型只考慮了利率變動對經濟需求面因素的影響，而忽略了供給面因素受利率作用的效果。供給方面，利率上調使得企業債務和股權的融資成本隨之上升，而產品價格是企業各種成本的加成，所以最終利率上調可能推動了商品價格的上漲。這一經濟原理被稱為貨幣政策傳導的成本渠道。近年來國外對貨幣政策成本渠道建立數理模型進行理論分析和說明的文獻較多（拉文納和沃爾什，2006；喬杜里等，2006；亨塞爾等，2009；胡爾西，2009；施密特，2011等）。這類論文一般在克里斯蒂亞諾和艾肯鮑姆（Christiano和Eichenbaum，1992）的營運資本模型基礎上將企業融資成本引入產品的邊際成本，從而考察貨幣政策對產品成本和價格產生的影響。

國內相關的研究較少，并且文獻較多集中于實證研究。胡凱等（2010）對研究貨幣政策傳導的成本渠道的相關文獻進行了綜述。彭方平和連玉君（2010）從微觀公司層面對我國貨幣政策的成本效應進行了實證研究，發現我國貨幣政策存在顯著的成本效應，短期內加息可能引起通貨膨脹。蔣海和儲著貞（2011）、田建強和劉志新（2011）、齊鷹飛（2011）利用向量自回歸VAR模型和GMM估計方法，檢驗了中國貨幣政策傳導中成本渠道的存在性。

本文首先參照艾爾蘭（Ireland，2011）的模型設計，在一般均衡框架內構建企業的營運資本模型。模型通過設置價格粘性和通貨膨脹粘性機制，分別考慮中央銀行可能采用的兩種貨幣政策方式，研究貨幣政策沖擊作用于企業融資成本進而影響產品價格的動態過程。文章的實證部分采用SVAR模型對我國的經驗事實進行了實證研究。不同于國內已有文獻（蔣海和儲著貞，2011等）采用短期約束條件的識別和估計方法，我們基于理論分析提出符號約束條件對SVAR模型進行識別和估計。這使得我們的計量分析避免了SVAR模型短期約束條件設置的隨意性和參數估計偏誤。符號約束SVAR模型在國外宏觀經濟經驗研究中已廣泛應用（尤利格，2005；德多拉和內里，2007；波爾斯曼和斯特勞布，2009等）。本文采用SVAR符號約束識別和估計方法的優勢至少有如下三個方面：第一，這種方法可在理論條件約束下進行識別和估計，從而避免發生對外生沖擊身份的識別錯誤；第二，在國內經濟數據樣本容量較小的限制下，符號約束模型估計的有效性要優于其他方法（克里斯蒂亞諾等，2006；夏里等，2008）；第三，也是最重要的，為考察貨幣政策對通貨膨脹的影響方向，我們沒有對通脹率的脈沖響應方向進行限定，這主要是希望利用實際經濟數據中隱含的具體特征信息來決定結果，達到讓實際數據“說話”的目的。

本文主要創新在于如下兩點：第一，利用構建的隨機動態模型，數值模擬分別說明在不同大小程度的價格粘性和通貨膨脹粘性條件下，兩種貨幣政策沖擊使通貨膨脹產生的變化特征和動態效應；第二，利用符號約束的SVAR模型對中國貨幣政策影響通貨膨脹的經驗事實進行了計量分析，經驗研究結論與前文理論模型的分析和預測基本一致。

本文后繼部分內容安排如下：第二部分給出研究貨幣政策作用于通貨膨脹的粘性價格動態隨機一般均衡模型；第三部分在參數的不同取值下對理論模型中貨幣政策沖擊產生的脈沖響應進行數值模擬與分析；第四部分首先提出結構向量自回歸SVAR模型的符號約束條件，隨后在此基礎上利用宏觀季度數據進行計量分析；第五部分是文章的研究總結。

三、模型數值模擬

（一）模型均衡與參數賦值

模型均衡時因為代表性經濟主體[i∈[0，1]]個體的決策相同，決策變量最終結果均相等，而且經濟總量變量與相應的個體變量相等。所以有[Yt=Yt（i）]、[ht=ht（i）]、[Pt=Pt（i）]等。均衡時中央銀行收入支出相等[Mt-Mt-1=Tt]。下面對理論模型中各參數進行賦值。需要說明的是，本文模型的數值模擬是為了從理論角度研究貨幣政策對通貨膨脹的動態影響，故我們沒有根據我國經濟的實際數據特征對模型參數進行校準，所以模型參數賦值是根據理論常識推定或者仿照相關理論文獻中的設定方法。模型各參數設置為：家庭偏好參數[at]=1；折現系數[β]=0.985；效用函數中前期消費變量的系數[γ]=0.95；均衡穩態的通貨膨脹率[π]與貨幣增長速度[μ]相等，季度值設為1.01，也即年度值為1.04；最終產品生產要素間的替代彈性[θ]=11；生產函數的技術參數[Zt]=1.025，這表示產出與消費等實際變量年度增長率為10%；通貨膨脹粘性系數[α]=0.5；價格粘性系數[?]=4。中央銀行設定的存款與貸款比系數[χ]=1.2；商業銀行利潤與其放出的貸款的比例系數[k]=0.05。在貨幣政策規則（24）兩式中，貨幣政策工具變量對目標變量的反應系數[ρπ]設為1.5，表示央行對通貨膨脹增長較敏感和厭惡，其他反應系數都設為0.5。

（二）模型的脈沖響應分析

圖1給出正向貨幣供給沖擊的脈沖響應。假設中央銀行采用的是貨幣政策的數量型工具，貨幣供應量根據經濟情況做規則性的調整，其數學方程形式為（24a）式。圖1給出外生沖擊[εμt]對貨幣增速1%正向沖擊導致的動態反應。實際貨幣總量m在當期即增長超過5%，隨后快速下降回復至均衡水平，至第4期后貨幣總量略低于均衡水平值。根據家庭預算約束條件（2）式，貨幣供給增加，使得家庭可利用的現金增加。家庭擴大支出，消費和儲蓄相應增加。家庭的銀行存款供給增長，一方面使得利率下降，另一方面銀行可貸資金增加，企業融資數量擴張使得產出增長。因此，受到貨幣總量供給擴張和儲蓄增長的影響，存款利率r在當期下降幅度超過2%。但在第2期之后利率向均衡值水平回復并出現超調現象。產出y在當期即增長超過1%，隨后逐漸回落下降至均衡水平。

通貨膨脹率[π]當期下降約1.5%，第2期之后[π]才上升為正并保持一定的持續性。貨幣供給總量增長沖擊當期使得通貨膨脹率不增反降，其原因在于通貨膨脹決定方程中利率成本對價格的影響，也即利率的成本渠道對通脹率產生的作用。貨幣擴張使得利率在當期下降，而利率是構成物價成本中的一部分，故物價隨之降低，當期通脹率[π]下降。為考察方程（13b）式中[πt-1]的參數[α]對通貨膨脹的影響，令系數分別設定為[α]=0.2和[α]=0.9，再分別做出兩條通貨膨脹反應曲線，與基準參數設置[α]=0.5時的情況做比較。根據方程（14）式，系數[α]越小，本期通貨膨脹率[πt]取決于前一期[πt-1]的程度越小，而取決于預期通脹率[Etπt+1]的程度相對變大。圖1中隨著系數[α]減少，通脹率反應曲線第1期下降的幅度減少，第2期上升的幅度增加；而且系數[α]越小，通貨膨脹持續的時間越長。

圖2報告了正向利率沖擊下各變量的脈沖響應。假設中央銀行采用貨幣政策的價格型工具，存款利率根據經濟情況做規則性地調整，其數學方程形式為（24b）式。圖2給出外生沖擊[εrt]對存款利率1%正向沖擊產生的動態反應。圖中產出、貨幣和利率3個變量的反應曲線是根據前文設置的基準參數數值所作。外生沖擊[εrt]使得存款利率r當期增長約1%，r在隨后各期逐步下降至均衡水平。利率上升，貨幣需求減少，流通在外的貨幣總量減少。貨幣m在當期收縮幅度約為2%，隨后逐漸回復至均衡總量水平。存款利率上調，根據模型中公式（17），銀行放貸利率上升，企業融資成本增加，貸款數量減少，最終導致產出減少。圖2中產出y在當期下降幅度約為3.5‰，隨后逐漸上升接近均衡水平，但其變化具有較強的持續性，直到第8期之后才回復接近于均衡水平。

正向利率沖擊的緊縮性貨幣政策使得通貨膨脹率[π]在當期不降反增。這是由于模型中利率的成本渠道產生的價格效應。利率上升當期，其他變量未發生變化，方程（14）決定的通貨膨脹率隨利率在當期上升。隨后由于受到貨幣總量收縮的影響，[π]下降至低于均衡水平，再逐漸回復至均衡狀態。為考察價格粘性程度對通脹率的影響，令系數[?]=2和[?]=8，分別再做兩條通貨膨脹反應曲線，與基準參數設置[?]=4的情況做比較。從圖2中可看出，隨著價格粘性系數值的增加，緊縮性貨幣政策使得通脹率第2期之后的下降幅度減小。所以價格粘性機制削弱了通貨膨脹率對利率上調的緊縮性貨幣政策的反應效應。

四、SVAR模型與計量分析

設向量自回歸VAR模型的簡約式為式（25）：

[xt=A1xt-1+…+Apxt-p+vt] （25）

其中[xt]是[n]個研究變量組成的列向量，[vt]表示估計誤差向量，參數[p]是自回歸滯后階數。設[Σv]為誤差[vt]的協方差矩陣。自回歸系數[Ai]（[i=][1，2，…，p]）和誤差協方差矩陣[Σv]都可從簡約式的估計結果中獲得。下面為討論方便，將VAR模型用滯后算子簡寫成[A（L）xt=vt]，其中[L]為滯后算子，[A（L）]為滯后算子多項式，具體表示為[A（L）≡I-A1L-A2L2-…-ApLp]。為討論模型中變量對外生沖擊的脈沖響應，我們將自回歸式[A（L）xt=vt]表示為移動平均的形式：[xt=[A（L）]-1vt]。記[D（L）≡[A（L）]-1]，[D（L）]為滯后算子多項式，[D（L）≡][D0][+D1L][+D2L2][+…]，則方程組可以表示成[xt=D（L）vt]。設誤差向量[vt]與結構外生沖擊向量[ut]的關系為[vt=Cut]。系數矩陣[C]中的元素，是結構向量自回歸模型中最為關鍵的待估計未知參數。如果估計得到系數矩陣[C]，根據[ut=C-1vt]，則可識別出經濟系統中的結構性沖擊。利用誤差向量和結構沖擊向量的關系，可將模型的移動平均方程表示為[xt=G（L）ut]，其中[G（L）=D（L）C]，[G（L）]也是類似于[D（L）]的滯后算子多項式。

（一）符號約束條件

VAR模型的移動平均方程表示為[xt=G（L）ut]，設滯后算子多項式[G（L）]的具體形式為：[G（L）=][G0+G1L+G2L2+…]，其中[Gh=DhC]，[h=0，1，2，…]。VAR模型的脈沖響應函數可以寫為式（26）：

[?xi，t+h?uj，t=Gh（i，j）=gij，h] （26）

上式中[xi，t+h]表示向量[xt+h]中的第i個變量，[uj，t]是結構沖擊向量[ut]的第j個變量。當期沖擊[uj，t]1個單位的變動對第i個研究變量[xi，t+h]在t+h期的影響大小表示為[?xi，t+h?uj，t]，此值即等于矩陣[Gh]的第i行、第j列的元素[gij，h]。

根據前文的分析可知，如果只從約束式[Σv=CC′]中估計求解矩陣[C]中的參數，約束條件個數[n（n+1）2]小于待估計參數個數[n2]，故約束條件不足，無法唯一確定得到矩陣[C]中的所有參數。我們可以看到，對任一正交矩陣[Ω]，滿足[ΩΩ′=Ω′Ω=I]，令[P=CΩ′]，有式（27）的關系：

[vt=Cut=CΩ′Ωut=Pεt] （27）

則矩陣[P]也可作為結構沖擊矩陣，而此時與其對應的結構沖擊向量為[εt]（[=Ωut]），顯然結構沖擊向量[εt]滿足理論要求，即[E（εtε′t）=E（Ωutu′tΩ′）=In]。

根據上面分析，SVAR模型中所有可能滿足條件的結構矩陣可表示為下面的集合（28）式：

[{C|C=PΩ，Σv=PP′}] （28）

這個集合的含義為，如果矩陣[P]是SVAR模型的一個結構矩陣，滿足條件[Σv=PP′]，則對任一正交矩陣[Ω]，[C=PΩ]也是符合條件的SVAR模型的一個結構矩陣。

SVAR模型的符號約束識別方法，是通過找到結構矩陣[C]，使得脈沖響應[?xi，t+h?uj，t]的符號滿足理論要求。我們參照拉米雷斯等（Rubio-Ramirez等，2010）的做法，其具體算法可以按照下面4個步驟進行：

1. 從某一VAR模型的移動平均估計式[xt=D（L）vt]開始；計算殘差協方差矩陣[Σv]的Cholesky分解，令[Σv=CC′]。

2. 從正態分布[N（0，1）]中生成[n×n]階矩陣[M]，對[M]做QR分解（[M=QR]），得到正交矩陣[Q]。

3. 計算[G（L）=D（L）CQ]，再計算要做檢查的脈沖響應[gij，h]=[?xi，t+h?uj，t]。

4. 保留滿足理論約束的[gij，h]，否則將之剔除。重復（2）、（3）和（4），直至取得滿足約束的脈沖響應達到預先設定的數量。

表1給出本文識別SVAR模型中外生沖擊采用的符號約束條件。表1中第1行是SVAR模型中包含的變量，分別是貨幣總量m、利率r以及產出y與通貨膨脹率π。表1下面4行分別表示模型中各變量受4類外生沖擊作用當期反應的符號約束條件。表格中符號表示變量受到外生沖擊作用后偏離其均衡值的數值方向，其中0表示相應變量的均衡值水平。符號“<”和“>”分別表示變量受到沖擊后的負向反應和正向反應約束；符號“-”表示相應變量受沖擊作用的反應數值沒有被施加約束；符號“？”表示文章期望考察的沖擊反應方向。

表1中第2行是為識別來自經濟總供給面外生沖擊所設置的符號約束。供給因素如技術進步等外生沖擊產生的作用，表現為總產量增長，故設總產出變量y在當期的反應為正向偏離均衡值。總產品供給增加促使物價下降，從而設通脹率偏離均衡水平值的數量小于0。總產出增長與經濟繁榮使得貨幣需求增長，利率水平上漲，貨幣供給增加，貨幣總量擴張。另外物價下降也使得實際貨幣余額增加。故設貨幣量m和利率r在當期均產生正向反應。表1第3行設置的約束條件是為識別來自經濟總需求面的外生沖擊。正向的總需求沖擊，如政府財政支出的擴張或居民消費偏好的轉變等，使得產出增加，物價上漲，從而設產出變量y和通脹率π的反應都大于0。貨幣的交易需求上升引起利率上漲；物價上漲使得實際貨幣余額減少。因此假設貨幣總量減少且利率上升。

表1第4行設置的條件是為識別正向的利率外生沖擊。正向利率沖擊表示利率意外上調，緊縮性貨幣政策使得產出總量下降。故對利率r和產出y反應設置的約束分別為正向和負向。同時為確保模型識別出正向利率沖擊，而不是緊縮性的貨幣供給政策，條件中沒有對貨幣總量m施加約束。本文關注的問題之一是正向利率沖擊產生的通貨膨脹效應，故未對通脹率π的反應進行約束，而是希望通過實際經濟數據計量給出具體結果。為識別正向的貨幣供給沖擊，表1第5行對兩個變量的當期反應施加約束，即貨幣總量增加與產出總量上升。為確保獲得的外生沖擊是正向的貨幣供給沖擊，而不是擴張性的利率政策（利率下調），這里沒有對利率變量變動施加約束條件，而是令其保持自由。這樣各變量變動的驅動源頭即為正向的貨幣供給沖擊。通脹率受正向貨幣供給沖擊做出怎樣的反應，是我們關注的另一問題，故也未對其反應進行約束。

（二）計量結果與分析

1. 變量與數據。計量模型中包括4個研究變量，分別為貨幣總量m、利率r以及產出y與通貨膨脹率π。各變量對應的數據都來源于中經網統計數據庫。數據頻率為季度，時間區間是1996年第1季度至2014年第3季度。產出[y]采用GDP數據。通貨膨脹率π采用居民消費價格指數的同比數據。利率[r]采用銀行間7天內同業拆借加權季度平均利率。貨幣總量m采用季度實際數值。為滿足向量自回歸模型變量平穩性的要求，我們對產出和貨幣總量兩變量首先運用Census X12方法剔除季度因素，然后取對數后再差分；對通脹率和利率變量則直接取差分。故最后模型中各變量均表示其自身的增長率水平值。

2. 符號約束SVAR模型結果。我們采用表1給出的約束條件對上述4個變量建立SVAR模型。根據前文的理論分析，組織變量形成向量[xt=（yt，πt，rt，mt）′]構建向量自回歸模型。模型的自回歸滯后階數由Akaike信息準則確定為2階。VAR模型的向量形式為[xt=c+At-1xt-1+At-2xt-2+vt]，其中c為常數。模型估計采用表1提供的條件，對脈沖響應函數的第1期值施加符號約束，隨機模擬直至得到滿足條件的估計結果。為模型估計結果的穩健性，重復上述隨機模擬和計算，使每個期限上的脈沖效應函數具有1000個滿足約束條件的數值。將每個期限上的1000個數值按照由小到大排序，并把不同期限上的14%、50%和86%排序位置所對應的數值繪制出3條曲線，從而得到變量的脈沖響應隨時間期限變化的圖形。圖3報告了SVAR模型各變量的脈沖響應函數圖形。各圖中上下兩條虛線分別表示各期限上86%和14%位置的模擬數值，兩條虛線中間的實線表示模擬數值的50%位置即中位數值。我們報告了6期的沖擊響應結果，因為模型數據頻率為季度，6期為6個季度也即1.5年的期限。這個期限基本能夠滿足我們分析變量短期動態行為的需要。

圖3給出了按照表1中約束條件估計和模擬SVAR模型的動態響應。圖3中4列分別為供給沖擊、需求沖擊、利率沖擊與貨幣沖擊下各變量的動態反應曲線；圖3中4行依次是產出y、通脹率π、利率r與貨幣m受到外生沖擊作用的動態響應。

圖3第1列表示正向供給沖擊對各變量產生的影響效應。供給沖擊使得產出變量y當期增長約為0.4%，隨后逐步回復至均衡水平。通脹率π前2期下降幅度明顯，且其變化慣性較強，直至第6期仍略低于均衡水平值。正向供給沖擊使得利率r當期上漲約為7%，且第2期利率仍保持在較高水平，而至第3期利率又較快回復至均衡水平。根據前文模型的含義，由于正向供給沖擊如新技術的提高誘使企業擴大融資規模，大規模資金需求增長促使市場利率上升幅度較大。但隨后技術水平仍回復至原來水平，臨時性的技術進步使得企業不再繼續擴大融資，而且還需縮減已經提高的規模水平。這使得利率快速下降至均衡值甚至出現超調現象。貨幣總量m首期上漲明顯，后期m的變化類似于利率，出現超調現象。

圖3中第2列為需求沖擊對各變量的影響效應。正向需求沖擊使得產出變量y首期增長接近1%，增長幅度較大。通脹率π首期上漲幅度較小但在統計上較顯著，其首期14%位置點的模擬數值大于0。利率首期上漲約為4%，而物價上漲使得貨幣總量實際余額減少，m下降明顯且持續至第3期才回復至均衡水平。

圖3第3列是本文關注的重點。滿足表1第4行的約束條件，正向利率沖擊表現為利率r當期上漲約為5%，第2期回復至均衡水平；正向利率沖擊產生的緊縮性貨幣政策干擾使得產出y當期下降明顯，產出在第2期即回復至均衡水平。表1第4行的約束條件沒有對貨幣總量m和通脹率π的變化施加約束。貨幣m在首期下降明顯，隨后各期緩慢上漲，且其變化呈現較強的慣性，直至第4期才上升接近于均衡值水平。此處貨幣變量m的動態反應情況與理論模型的模擬圖2結果基本一致。

通貨膨脹率π受到正向利率沖擊后出現上漲現象，而且其變化呈現較強的慣性特征，直到第6期π值仍位于均衡水平值之上，且此期間沒有出現通貨膨脹率下降至低于均衡水平的情況。前文理論模型的數值模擬對此給予了解釋。圖2中通脹率π的3條變化曲線分別對應于價格粘性系數[?]的3個賦值。通脹率π的3條模擬曲線說明，系數[?]越大，即價格粘性程度越大，利率上調的緊縮性貨幣沖擊產生的通貨緊縮效應越小。故根據圖3中的計量結果可推測，我國產品市場中商品價格的粘性程度較高，利率上調的緊縮性貨幣政策不但不能抑制物價上漲，反而可能由于利率成本和價格粘性的作用，使得物價上升而產生通貨膨脹效應。

圖3第4列為貨幣沖擊對各變量的作用效應。為識別正向的貨幣供給沖擊，表1第5行的約束條件要求貨幣m與產出y當期正向偏離均衡值水平。圖3中貨幣變量m與產出變量y的變化特征相似，貨幣擴張使得產出增長，前2期貨幣與產出正向偏離均值的程度較明顯，至第3期后兩者回復接近均衡值水平。貨幣擴張沖擊使利率r當期下降幅度較大，模擬平均降幅達到5%左右。貨幣沖擊的第2期和第3期，利率變化出現超調現象，其值大于均衡水平，第4期之后利率變化接近于均衡值。上述現象可能是由于貨幣臨時性擴張雖然使利率當期下降，但隨后貨幣擴張刺激總需求增加，引致產出供給與市場商品交易增長，從而貨幣交易需求增長導致利率上漲。貨幣、產出和利率受到貨幣沖擊影響計量模擬得出的脈沖響應，與前文理論模型模擬結果圖1中的情況基本一致。

貨幣擴張沖擊對通貨膨脹率π的影響是本文關注的另一重點。表1第5行條件中沒有對通脹率的反應進行約束。圖3中通脹率π受貨幣擴張沖擊影響，其中間實線即50%位置模擬值從第1期開始一直保持接近于0.2%水平，至第6期通脹率只略有下降但仍高于均衡值水平。這反映我國貨幣擴張沖擊產生的通貨膨脹效應在程度上雖不是很大，但持續的時間較長。理論模型模擬出的圖1說明，通脹率變動的粘性系數[α]越小，通貨膨脹的預期效應越顯著，貨幣擴張產生的通脹程度越大。從圖3貨幣沖擊產生的通脹效應可以看出，我國通貨膨脹率形成機制中包含了較大程度的預期成分，預期程度的增加使得貨幣擴張產生的通貨膨脹反應程度較大且實現時間更早。

五、研究結論

本文理論部分在動態隨機一般均衡的框架下構建數理模型，企業必須通過銀行貸款取得營運資本，利息成本構成產品價格成本的一部分。中央銀行的貨幣政策通過影響利率大小進而對商品價格產生作用。模型的數值模擬說明，如果中央銀行采用的是數量型貨幣政策工具及其相應的政策規則，貨幣擴張沖擊使得通貨膨脹率[π]首期下降，第2期之后[π]才上升為正并保持一定的持續性；并且通貨膨脹粘性系數越小，通脹率反應曲線首期下降的幅度減少，第2期上升的幅度增加，通脹持續的時間越長。如果中央銀行運用價格型貨幣政策工具并執行相應的政策規則，則由于成本渠道的作用，正向利率沖擊使得通貨膨脹率[π]在當期不降反增；并且價格粘性機制削弱了通貨膨脹率對利率上調的緊縮性貨幣政策的反應程度。

本文實證部分首先基于理論分析提出識別貨幣沖擊與利率沖擊的約束條件，利用中國1996—2013年宏觀經濟數據的SVAR模型分析說明，我國經濟中商品價格的粘性程度較高，利率上調的緊縮性貨幣政策不但不能抑制物價上漲，反而可能由于利率成本和價格粘性的作用，使得物價上升而產生通貨膨脹效應。另一方面，通貨膨脹率形成機制中包含了較大程度的預期成分，通脹率決定機制中預期程度的增加使得貨幣擴張產生的通貨膨脹反應程度較大，并且使得通貨膨脹根據經濟實際狀況和形勢做出預先反應和調整。

本文從理論模型和經驗計量兩個方面對貨幣政策傳導的成本渠道進行了研究。理論模型說明了貨幣政策對物價變動產生影響的作用機制，討論了價格粘性參數與通貨膨脹粘性參數不同取值，對貨幣政策的價格效應產生的不同影響效果。經驗研究給出我國通貨膨脹率對貨幣政策沖擊的動態反應情況。本文的研究，對于政府決策部門認識通貨膨脹形成機理，并根據我國實際情況制定和運用適當的貨幣政策，具有一定的指導和參考作用；同時也豐富了現有文獻關于貨幣政策傳導機制的理論和實證研究。

參考文獻：

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