我國貨幣政策的宏觀經(jīng)濟(jì)非線性效應(yīng)
——基于經(jīng)濟(jì)政策不確定視角

司穎華 周言玢

(蘭州財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院，甘肅 蘭州 730020)

一、引言

為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、穩(wěn)定物價，實現(xiàn)充分就業(yè)和國際收支平衡，央行會實行一定的貨幣政策調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)。但不當(dāng)?shù)呢泿耪邊s會事與愿違：民國政府過量發(fā)行法幣，致其飛速貶值；日本央行為刺激經(jīng)濟(jì)，實行了十幾年的量化寬松貨幣政策，卻以失敗告終；斯里蘭卡實行錯誤的貨幣政策，導(dǎo)致預(yù)算赤字飆升；2022年美國央行無節(jié)制地增發(fā)美元以刺激經(jīng)濟(jì)，結(jié)果美國通脹率快速上升，其惡果之一是美國硅谷銀行倒閉。大量經(jīng)驗表明，盲目實行貨幣政策會適得其反，甚至造成“黑天鵝”事件。

因此，貨幣政策受到學(xué)術(shù)界的高度重視。[1-5]貨幣政策的傳導(dǎo)渠道主要包括：信貸傳導(dǎo)渠道、利率傳導(dǎo)渠道、匯率傳導(dǎo)渠道和資產(chǎn)價格傳導(dǎo)渠道。20世紀(jì)90年代之后，我國貨幣政策的中介目標(biāo)逐漸從銀行信貸規(guī)模轉(zhuǎn)變?yōu)樨泿殴?yīng)量。國內(nèi)學(xué)者們一般以廣義貨幣供給量(M2)來衡量貨幣供應(yīng)量。潘長春等(2018)曾將1996年至2018年的貨幣與經(jīng)濟(jì)運行分為四個階段，前三個階段M2、GDP和CPI增速之間存在很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，變動趨勢大體一致，但在第四階段三者的關(guān)聯(lián)性弱化，個別時期還出現(xiàn)了明顯背離[6]。同樣的貨幣政策力度但調(diào)控效果不同，學(xué)者們提出了貨幣政策的非線性效應(yīng)，并對其原因作出諸多討論。部分學(xué)者認(rèn)為，貨幣政策自身的調(diào)控力度與方向也會導(dǎo)致非線性效應(yīng)[7]；另一部分學(xué)者關(guān)注的是，由外部因素導(dǎo)致的貨幣政策的非線性效應(yīng)，包括數(shù)字經(jīng)濟(jì)的興起[8]、互聯(lián)網(wǎng)金融的普及[9-11]和經(jīng)濟(jì)政策不確定性等因素[12-15]。

學(xué)者們建立了各種模型來證實經(jīng)濟(jì)政策不確定性是引起貨幣政策非線性效應(yīng)的原因之一。Pellegrino(2018)構(gòu)建線性Interacted-VAR模型，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性削弱了貨幣政策有效性[16]。在實證研究中，學(xué)者們會根據(jù)貨幣政策工具的不同，研究不同貨幣政策工具的非線性效應(yīng)，由于數(shù)量型貨幣政策工具和價格型貨幣政策工具較易量化，目前有關(guān)貨幣政策的研究中主要以這兩種貨幣政策工具為主。在基于DSGE對各種貨幣政策規(guī)則的比較分析中，莊子罐等(2016)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響了數(shù)量型貨幣政策的調(diào)控效果[17]。梁豐(2019)構(gòu)建TVAR模型分析后認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性顯著影響數(shù)量型貨幣政策的實行效果[18]。

在目前的主流研究中，學(xué)者一般將廣義貨幣供給量定為數(shù)量型貨幣政策的指標(biāo)，將中央銀行的利率定為價格型貨幣政策的指標(biāo)。[19]學(xué)者對數(shù)量型貨幣政策和價格型貨幣政策哪個調(diào)控經(jīng)濟(jì)的效果更好的問題上一直存在爭議。部分學(xué)者認(rèn)為價格型貨幣政策的調(diào)控效果更優(yōu)，如金春雨從物價水平的角度分析認(rèn)為價格型貨幣政策比數(shù)量型貨幣政策影響幅度更大時間更長。[20]也有學(xué)者認(rèn)為，數(shù)量型貨幣政策的調(diào)控效果優(yōu)于價格型貨幣政策，如張炎炎等人認(rèn)為數(shù)量型貨幣政策對實體經(jīng)濟(jì)的調(diào)控效果是價格型貨幣政策調(diào)控效果的三倍。[21]而學(xué)者通過探討我國的實際國情，以及現(xiàn)階段因新冠疫情的沖擊導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定的問題，認(rèn)為在我國通過數(shù)量型貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)更為有效，如李成和王東陽結(jié)合我國長期以來的貨幣政策調(diào)控經(jīng)驗，認(rèn)為數(shù)量型貨幣政策始終占著重要地位。[22]張龍和金春雨指出，對于不同的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，不同的貨幣政策調(diào)控效果更優(yōu)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于高漲時期，價格型貨幣政策的調(diào)控效果更好，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于蕭條時期，我國央行需要促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，使用數(shù)量型貨幣政策工具的效果更好。[23]王勝和趙浩權(quán)認(rèn)為我國在疫情沖擊后，數(shù)量型貨幣政策通過“疫情補(bǔ)貼”的方式抓住了經(jīng)濟(jì)衰退時期居民對實際貨幣余額的偏好，大幅度刺激了消費、投資、產(chǎn)出與勞動攻擊，彌補(bǔ)了價格型貨幣政策的短板。[24]

在我國經(jīng)濟(jì)恢復(fù)的緊要關(guān)頭，研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性對我國貨幣政策的非線性效應(yīng)影響十分必要。但目前經(jīng)濟(jì)政策不確定性對貨幣政策非線性效應(yīng)影響的研究并不完善，學(xué)者們更偏向研究數(shù)量型貨幣政策的非線性效應(yīng)，而忽略了對價格型貨幣政策的非線性效應(yīng)研究。為此，本文以經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的對數(shù)lnEPU為門限變量，采用TVAR模型探究對比兩種貨幣政策的非線性效應(yīng)。在已有研究基礎(chǔ)上，本文的邊際貢獻(xiàn)有：第一，基于混頻動態(tài)因子模型更新出我國前沿的GDP月度增長率，為我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性導(dǎo)致貨幣政策非線性效應(yīng)的理論研究提供前沿證據(jù)；第二，本文引入三部門的DSGE模型來論述經(jīng)濟(jì)政策不確定性導(dǎo)致貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的非線性效應(yīng)的問題，使論點有理論支撐；第三，采用TVAR模型分析貨幣政策的非線性效應(yīng)，基于CLS估計和一次迭代的條件搜索來確認(rèn)門限值，在保證系統(tǒng)穩(wěn)定的前提下，盡可能逼近造成貨幣政策非線性效應(yīng)的lnEPU轉(zhuǎn)折點，以精確量化分析我國貨幣政策的非線性效應(yīng)，并將其直觀地以脈沖響應(yīng)圖表現(xiàn)出來；第四，本文分別對數(shù)量型貨幣政策和價格型貨幣政策的非線性效應(yīng)進(jìn)行細(xì)致的對比分析，基于我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性視角，論證了兩種貨幣政策的優(yōu)劣差別與協(xié)調(diào)互補(bǔ)。

二、理論分析

為分析我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性是如何對貨幣政策的調(diào)控效果產(chǎn)生門檻效應(yīng)，本文借鑒方意等(2022)的六部門DSGE模型[25]，并將其簡化為含有家庭部門、企業(yè)部門和銀行部門的三部門DSGE模型。

(一)家庭部門

家庭部門對于銀行部門來說，既是存款者也是貸款者，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，家庭部門中的耐心家庭更少，非耐心家庭更多，存款和消費都會變少。家庭部門i的期望效用如下：

(1)

家庭部門的預(yù)算約束如下：

(2)

由家庭部門的期望效用可以看出，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策變得不穩(wěn)定時，消費增加的期望效用會變小。家庭部門的預(yù)算約束式的左邊，是家庭部門通過消費直接將貨幣投向市場，以及通過銀行間接將貨幣投向市場的部分；家庭部門預(yù)算約束式的右邊，是家庭部門通過勞動直接從市場獲取貨幣，以及通過銀行間接向市場獲取貨幣的部分。當(dāng)家庭部門的預(yù)算約束式左右兩邊相等，表明家庭部門從市場所獲取的貨幣又全部返回到市場上，但現(xiàn)實情況是式子左邊的數(shù)值會小于式子右邊的數(shù)值。由于法定貨幣的脆弱性，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，家庭部門對銀行部門的信心降低，會減少對銀行部門的存款；同時，家庭部門的危機(jī)意識會增強(qiáng)，減少消費。由此可知，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策變得不穩(wěn)定時，如果約束式右側(cè)的數(shù)值不變，那么左邊的數(shù)值會變小；如果約束式右側(cè)的數(shù)值增加，那么約束式左側(cè)的數(shù)值增加的比例會偏小；如果約束式右側(cè)的數(shù)值減小，那么約束式左側(cè)的數(shù)值減小的比例會偏大。

當(dāng)銀行部門實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策時，家庭部門的貸款會增加，約束式右側(cè)的數(shù)值會增加，但由于經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定，約束式左側(cè)的數(shù)值增加的程度并不理想，銀行部門投入到家庭部門的大部分貨幣并沒有被家庭部門再投入市場上，銀行部門投入的貨幣流通效率低。當(dāng)銀行部門實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策時，銀行部門對家庭部門的存款利率下降，對于家庭部門而言，依靠存款得到的凈收入降低，不管經(jīng)濟(jì)政策是否穩(wěn)定都會減少這一期的存款，也就是約束式左側(cè)的數(shù)值都會減少，相對經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定的情況，經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時約束式左側(cè)減少的程度就不明顯。

綜上，對于家庭部門而言：經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策能很好地加速貨幣在市場上的流通；經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策不能有效地加速貨幣在市場上的流通。不論經(jīng)濟(jì)政策是否穩(wěn)定，擴(kuò)張的價格型貨幣政策通過家庭部門加速貨幣在市場上流通的效果都不理想，只是當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，擴(kuò)張的價格型貨幣政策調(diào)控效果更不理想，甚至對于家庭部門這條路徑來說還會降低貨幣在市場上的流通速度。

(二)企業(yè)部門

企業(yè)部門對于銀行部門來說是貸款者，對于家庭部門來說既是供給商品的部門也是購買勞動的部門。企業(yè)部門j的期望效用如下：

(3)

Yt(j)=αtK(j)?Nt(j)1-?

(4)

企業(yè)部門的預(yù)算約束如下：

(5)

從企業(yè)部門的期望效用函數(shù)可以看出，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策變得不穩(wěn)定時，購買勞動力減少的期望效用會增大。企業(yè)部門預(yù)算約束式的左側(cè)包括：企業(yè)部門通過購買勞動力直接向市場投入的貨幣，和通過向銀行支付貸款利息間接向市場投入的貨幣。預(yù)算約束式右側(cè)包括：通過售賣全部產(chǎn)品直接從市場獲取的貨幣，和通過向銀行借貸間接從市場獲取的貨幣。當(dāng)企業(yè)部門的預(yù)算約束式左右兩邊相等，表明企業(yè)部門從市場所獲取的貨幣完全投入到市場上，但現(xiàn)實情況是式子左邊的數(shù)值會小于式子右邊的數(shù)值。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策變得不穩(wěn)定時，企業(yè)部門會減少對勞動力的購買，從而導(dǎo)致產(chǎn)量的減少，即約束式左右兩側(cè)的數(shù)值都會減少。如果對勞動力的購買增加ΔNt，那么產(chǎn)出的增加為：

(6)

兩邊取對數(shù)后約項再改為以e為底的指數(shù)函數(shù)，求出產(chǎn)出的增加為：

(7)

也就是說，對勞動力增加一單位的購買，產(chǎn)出的增加量大于一單位。同理，對勞動力減少一單位的購買，產(chǎn)出的減少量小于一單位。那么，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策變得不穩(wěn)定時，企業(yè)部門對勞動力購買的減少會造成更多的產(chǎn)量減少，如果產(chǎn)品價格不變，約束式右側(cè)數(shù)值的減少比約束式左側(cè)數(shù)值的減少更多，所以企業(yè)部門為了不讓手中持有的貨幣流失太多，往往會抬高產(chǎn)品價格并降低勞動的價格。

當(dāng)銀行部門實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策時，企業(yè)部門從銀行部門獲得更多貸款，約束式右側(cè)的數(shù)值增加，給約束式的左側(cè)留出了更多的增長空間。也就是說，在企業(yè)部門向銀行支付完利息后，還有更多的預(yù)算增加對勞動力的購買。但是，如果經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定，企業(yè)部門會減少對勞動力的購買，進(jìn)而導(dǎo)致產(chǎn)量減少，因為這個因素約束式右側(cè)的數(shù)值降低的幅度比約束式左側(cè)的數(shù)值降低的幅度更大，這樣，擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策無法有效發(fā)揮作用。當(dāng)銀行部門實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策時，通脹率也有降低的趨勢，于是企業(yè)部門支付上期貸款的利息增加，但因為受到約束式右側(cè)數(shù)值的限制，企業(yè)部門為了防止入不敷出的情況，會降低對勞動力的總支付額或者抬高商品價格，后期企業(yè)部門抬高的物價和銀行部門通過利率降低的通脹率會相互抵消。但是如果經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定，因廠商降低對勞動力購買導(dǎo)致更大幅度的產(chǎn)量減少，為了減少虧損會進(jìn)一步抬高價格，這樣后期企業(yè)部門抬高的物價就難以全部抵消。

綜上，對于企業(yè)部門而言，經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策能很好地加速貨幣在市場上的流通；經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策不能有效地加速貨幣在市場上的流通。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策會刺激物價水平的上升，且這個刺激是滯后的。

(三)銀行部門

銀行部門通過調(diào)控放款量和利率來實行貨幣政策，銀行部門的存在加快了貨幣在市場上的流通。銀行部門的最大化當(dāng)期凈利潤如下：

(8)

銀行部門的預(yù)算約束如下：

(9)

由以上三部門DSGE模型的推導(dǎo)，本文做出如下假設(shè)：

假設(shè)一：經(jīng)濟(jì)政策不確定性會對數(shù)量型貨幣政策調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長的效果造成顯著的非線性效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策可以有效刺激經(jīng)濟(jì)增長；當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策不能有效刺激經(jīng)濟(jì)增長。

假設(shè)二：價格型貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)控效果不如數(shù)量型貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)控效果。

假設(shè)三：擴(kuò)張的價格型貨幣政策在前期會降低通脹率，但是如果經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定，那么擴(kuò)張的價格型貨幣政策會在后期刺激物價水平上升。

三、模型簡介與變量選取

(一)模型簡介

1.TVAR模型

本文選取門限向量自回歸(TVAR)模型來研究我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性下，貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的非對稱效應(yīng)問題。

TVAR模型是一種非線性模型，其模型形式與分段線性模型較為相似。TVAR模型的基本思路是，在門限變量的取值范圍內(nèi)引入L-1個門限值，根據(jù)滯后期d將對應(yīng)的時序組合分為L個區(qū)間，對不同區(qū)間的時序組合用不同的自回歸(VAR)模型表示。其一般形式為：

(10)

在公式(10)中，yt為k×1維的內(nèi)生變量向量，若時間序列是n維的，則k=n-d；αi是k×1維的常數(shù)向量，i=1，2，…，L表示區(qū)制；φi，j是k×k維系數(shù)矩陣，j=1，2，…，d表示TVAR的階數(shù)；I是指示函數(shù)，h是門限變量，d是滯后期，當(dāng)ht-d∈Ωi時，Ii=1，當(dāng)ht-d?Ω時，Ii=0。

2.混頻動態(tài)因子模型

為得到GDP月度增長率，本文選用混頻動態(tài)因子模型并結(jié)合EM算法得出的潛在月度GDP增長速度(dGDP)。[26]

假定月度動態(tài)因子模型如下：

xt=Λft+ξt

(11)

(12)

其中，ξt～N(0，Σξ)，ζt=Bηt，ηt～N(0，Iq)。

假定某一季度的GDP增長率是其對應(yīng)三個月度的GDP月度增長率的平均數(shù)，

(13)

為了能讓季度GDP數(shù)據(jù)納入一個月度狀態(tài)空間模型中，建立一個頻率為月度的序列：

(14)

(二)變量處理

1.變量選取

圖1是中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)對數(shù)趨勢圖。

圖1 中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)對數(shù)趨勢圖

本文選取中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)來反映我國的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境。本文研究中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對貨幣政策的門限效應(yīng)，在保留所需信息的前提下，取經(jīng)濟(jì)不確定性指數(shù)(EPU)的對數(shù)(lnEPU)以去除原始數(shù)據(jù)的趨勢，得到中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對數(shù)指數(shù)，并作為本文的門限變量。根據(jù)圖1可以分析，就2000年至2022年總體來看，我國的經(jīng)濟(jì)政策不確定有增長的趨勢，其中分別在2003年、2009年末和2019年達(dá)到峰值。2003年，國家在保險業(yè)、證券業(yè)、銀行業(yè)、汽車業(yè)、電信業(yè)方面都出臺了重大的新政策。其中，像批準(zhǔn)QFII申請、發(fā)布上證國債指數(shù)等政策至今都影響重大。2009年9月，中央政府首次在內(nèi)地以外地區(qū)發(fā)行人民幣國債，而同年國內(nèi)債券市場經(jīng)歷了三跌三漲，這也導(dǎo)致了該年末經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)的上升。2021年到2022年，我國的經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢。

本文選取廣義貨幣供應(yīng)量月度增長率(dM2)與銀行間同業(yè)拆借利率月度增量(△R)作為沖擊變量。廣義貨幣供應(yīng)量(M2)與銀行間同業(yè)拆借利率(R)分別是用來衡量數(shù)量型貨幣政策與價格型貨幣政策的工具。由于需要判斷是否是擴(kuò)張的貨幣政策，以及考慮通貨膨脹對數(shù)量型貨幣政策的影響，本文將M2進(jìn)行對數(shù)增長率的計算，得到廣義貨幣供應(yīng)量增長率dM2，并將銀行利率進(jìn)行差分得到銀行利率增量△R。選取月度GDP增長速度(dGDP)和消費者物價指數(shù)月環(huán)比增速(dCPI)作為本文的被沖擊變量。

本文選取變量的時間范圍為2000年1月至2022年9月，原始數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、中國人民銀行、國家統(tǒng)計局和經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)官網(wǎng)。

2.滯后期選擇與平穩(wěn)性檢驗

首先，為防止因存在單位根而導(dǎo)致的偽回歸問題，本文使用R軟件中的tseries包對這組數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗和PP檢驗來檢驗變量的平穩(wěn)性。其中，對于ADF檢驗，根據(jù)公式

(15)

自動在階數(shù)為6的條件下進(jìn)行ADF檢驗；

對于PP檢驗，根據(jù)公式

(16)

自動在階數(shù)為5的條件下進(jìn)行PP檢驗。

檢驗結(jié)果如表1所示。其中，如果p值顯示為0.0100，則表示對應(yīng)的p值≤0.01。

表1 平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)表1可知，dM2、△R和dCPI以1%的顯著性水平通過了ADF檢驗，dGDP以5%的顯著水平通過了ADF檢驗；5個變量全部以1%的顯著性水平通過了PP檢驗。本文由此認(rèn)為，在5%的顯著性水平下，這組序列是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行滯后階數(shù)選擇。

其次，考慮到本文要在lnEPU不同區(qū)制下分析貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)，為防止模型精度過高造成模型復(fù)雜度提升，本文采用QH準(zhǔn)則來確定模型的最優(yōu)階數(shù)為2。

最后，為確認(rèn)在滯后階數(shù)為2的條件下該組序列仍然是平穩(wěn)的，本文將階數(shù)限制在2進(jìn)行ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。其中，如果p值顯示為0.0100，則表示對應(yīng)的p值≤0.01。

表2 階數(shù)為2的平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)表2可知，lnEPU、dM2、△R、dGDP和dCPI均以1%的顯著性水平通過了ADF檢驗。所以本文認(rèn)為當(dāng)滯后階數(shù)確定為2時，這組序列在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，可以用來構(gòu)建TVAR模型。

四、模型檢驗與模型估計

(一)非線性檢驗

本文使用R軟件中的tsDyn包對數(shù)據(jù)集進(jìn)行LR非線性檢驗，該檢驗參考的是Lo和Zivo(2001)[27]對Hansen(1999)[28]線性檢驗的多元推廣。對第一個閾值參數(shù)的估計采用CLS，對第二個閾值采用一次迭代的條件搜索，計算比較每個模型協(xié)方差矩陣的似然比。

(17)

將bootstrap重復(fù)次數(shù)設(shè)置為1000，LR檢驗代碼運行三次得到的LR值相同，兩區(qū)制模型的LR值為122.7081，三區(qū)制模型的LR值為208.3675。三次運行的漸進(jìn)p值如表3所示。所以本文在5%的顯著性水平下認(rèn)為該系統(tǒng)是兩區(qū)制的非線性系統(tǒng)，在10%的顯著性水平下認(rèn)為該系統(tǒng)是三區(qū)制的非線性系統(tǒng)，因此使用兩區(qū)制TVAR模型進(jìn)行建模。

表3 漸進(jìn)p值

(二)估計門限值

本文基于CLS估計和一次迭代的條件搜索來確認(rèn)門限值，在初步搜索中，分別搜索兩區(qū)制情況下和三區(qū)制情況下的閾值：兩區(qū)制情況下，用CLS估計門限值為5.7497，兩區(qū)制占比為88.6%和11.4%；三區(qū)制情況下，使用CLS估計和一次迭代的條件搜索到兩個門限值為5.0434和5.5154，這樣三區(qū)制占比為73.8%、10.7%和15.5%。在這兩種情況下，均會存在一個區(qū)制因樣本量過小而導(dǎo)致模型不穩(wěn)定的問題，所以本文進(jìn)行第二輪搜索。第二輪條件搜索選擇兩區(qū)制模型，以5.0400為起點開始搜索，最終確定閾值為5.0727，兩區(qū)制占比為74.9%和25.1%。當(dāng)lnEPU低于5.0727時為低區(qū)制，說明中國的經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境是穩(wěn)定的；當(dāng)lnEPU高于5.0727時為高區(qū)制，此時中國的經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境是不穩(wěn)定的。

圖2為門限值的區(qū)制分布。

圖2 門限值的區(qū)制分布

每個空心圈所在的位置表示這個時刻上的變量在高區(qū)制還是低區(qū)制，2.0代表高區(qū)制，也就是經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定的時刻；1.0代表低區(qū)制，即經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定的時刻。由圖可知，在前期大多數(shù)時刻中國的經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境穩(wěn)定，后期大多數(shù)時刻中國的經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定。

(三)各參數(shù)的估計結(jié)果與有效性檢驗

本文對TVAR模型的參數(shù)估計結(jié)果進(jìn)行分析。低區(qū)制與高區(qū)制下TVAR模型內(nèi)的各參數(shù)分別見表4和表5。

表5 高區(qū)制下TVAR模型的估計結(jié)果

從表4可以看出：(1)在0.1%的顯著性水平下，lnEPU會受到自身滯后一期和滯后二期的正向影響；在0.1%的顯著性水平下，lnEPU會受到dM2滯后二期的負(fù)向影響；在5%的顯著性水平下，lnEPU會受到dCPI滯后二期的正向影響。這說明，實行數(shù)量型貨幣政策會明顯影響我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性，但是這種影響存在滯后性，實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策會讓我國原本平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境變得更加穩(wěn)定；當(dāng)物價水平上升時，我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境會變得不穩(wěn)定，且該影響存在滯后性。(2)在0.1%的顯著性水平下，dGDP會受到自身滯后一期的正向影響。這說明，就我國的經(jīng)驗來看，在經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境穩(wěn)定的情況下，GDP增長率上漲會讓下一期的GDP增長率也上漲，GDP增長率會延續(xù)上一個月的趨勢。(3)在0.1%的顯著性水平下，dCPI會受到lnEPU滯后一期的正向影響，且在5%的水平下，dCPI會受到lnEPU滯后二期的負(fù)向影響；在1%的顯著性水平下，dCPI會受到dM2滯后一期的正向影響和dM2滯后二期的負(fù)向影響；在1%的顯著性水平下，dCPI會受到R增量滯后二期的正向影響；在0.1%的顯著性水平下，dCPI會受到dGDP滯后一期的正向影響，且在5%的顯著性水平下，dCPI會受到dGDP滯后二期的負(fù)向影響；在0.1%的顯著性水平下，dCPI會受到自身滯后一期的正向影響，且在1%的顯著性水平下，dCPI會受到自身滯后二期的負(fù)向影響。這說明，在我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境穩(wěn)定的情況下，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)增加時，環(huán)比CPI會增加，且有回縮效應(yīng)；當(dāng)我國實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策時，環(huán)比CPI會明顯增加，且有回縮效應(yīng)；當(dāng)我國實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策時，環(huán)比CPI會降低，且該影響存在滯后性；GDP增長率上漲往往伴隨著環(huán)比CPI的增加，且有回縮效應(yīng)；環(huán)比CPI會短暫延續(xù)上期的趨勢。

綜合以上三條可以得出：當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境穩(wěn)定時，擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策會直接改善我國的經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境，但是會間接通過刺激物價增長引起我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)增加，且擴(kuò)張性的數(shù)量型貨幣政策對我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性的直接減小作用的實現(xiàn)時效要滯后于對我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性的間接增加作用的實現(xiàn)；擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策會引起物價上漲，擴(kuò)張的價格型貨幣政策會引起物價下跌，但是數(shù)量型貨幣政策對其影響更加明顯；我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)與物價會互相影響，且都是以正向影響為主。

從表5可以看出：(1)在0.1%的顯著性水平下，lnEPU會受到自身滯后一期的正向影響；在5%的顯著性水平下，lnEPU會受到滯后一期M2增長率較大的負(fù)向影響。這說明，當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境對自身有短暫的延續(xù)性；當(dāng)實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策時，會在短期內(nèi)明顯降低我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)。(2)在5%的顯著性水平下，GDP增長率會受到lnEPU指數(shù)滯后一期的負(fù)向影響和lnEPU滯后二期的正向影響；在0.1%的顯著性水平下，GDP增長率會受到自身滯后一期的正向影響和自身滯后二期的負(fù)向影響；在5%的顯著性水平下，GDP增長率會受到滯后二期環(huán)比CPI的負(fù)向影響。這說明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定時，經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)增加會導(dǎo)致GDP增長率下降，但是有回縮現(xiàn)象；GDP增長率會在短期內(nèi)延續(xù)自身的趨勢；環(huán)比CPI增加時，GDP增長率會下降，該影響存在滯后性。(3)在0.1%的顯著性水平下，環(huán)比CPI受到M2增長率滯后一期較大的正向影響；在1%的顯著性水平下，環(huán)比CPI受到自身滯后一期的正向影響和自身滯后二期的負(fù)向影響。這說明，當(dāng)我國的經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策會引起環(huán)比CPI明顯上升；物價水平在短期內(nèi)有延續(xù)自身的趨勢。

綜合以上三條可以得出：當(dāng)我國的貨幣政策不穩(wěn)定時，經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境會受到數(shù)量型貨幣政策以及自身趨勢延續(xù)的影響，擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策會抑制經(jīng)濟(jì)政策的不確定性；GDP增長率會受到經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)、自身趨勢延續(xù)、環(huán)比CPI的影響；環(huán)比CPI會受到數(shù)量型貨幣政策以及自身趨勢的影響，且都以正向影響為主；數(shù)量型貨幣政策對經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境和環(huán)比CPI的影響較大。

對比低區(qū)制下的TVAR模型和高區(qū)制下的TVAR模型的估計結(jié)果，可以得出：(1)當(dāng)我國的經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境穩(wěn)定時，GDP增長率主要受到自身延續(xù)的影響，但當(dāng)我國的經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定時，GDP增長率除了受到自身趨勢延續(xù)的影響，還會受到經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)和環(huán)比CPI的負(fù)向影響，而且GDP增長率對自身趨勢延續(xù)的影響也會更久。也就是說，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定時，GDP增長率的獨立性會降低；(2)當(dāng)我國的經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境穩(wěn)定時，環(huán)比CPI會受到經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)、M2增長率、R增量、GDP增長率的正向影響和自身延續(xù)的正向影響，但當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定時，物價只會受到數(shù)量型貨幣政策的正向影響和自身延續(xù)的影響；(3)當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境穩(wěn)定時，經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)受到自身延續(xù)的影響、M2增長率的負(fù)向影響和環(huán)比CPI的正向影響，但當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定時，經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)受到自身延續(xù)的影響和M2增長率的負(fù)向影響。也就是說，我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)會受到數(shù)量型貨幣政策的反饋。且當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境穩(wěn)定時，經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)會受到數(shù)量型貨幣政策的直接緩解作用和通過物價路徑的間接促進(jìn)作用。而當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定時，經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)會受到數(shù)量型貨幣政策的直接緩解作用，但不會受其間接影響。另外，經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定時，數(shù)量型貨幣政策對經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的反饋效果更大，但影響也更滯后。

五、貨幣政策調(diào)控效果分析

為了進(jìn)一步分析兩種貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的動態(tài)非線性影響，本文對兩種貨幣政策進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和對比。

(一)貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的非線性沖擊

圖3和圖4是在不同的經(jīng)濟(jì)政策不確定性下，兩種貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊。

圖3 數(shù)量型貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊

圖4 價格型貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊

在經(jīng)濟(jì)政策不確定性視角下，數(shù)量型貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊存在顯著的非線性效應(yīng)，對于lnEPU高低兩種狀況，實行相同的數(shù)量型貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)控呈現(xiàn)出截然相反的效果。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，數(shù)量型貨幣政策正向沖擊后，經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出穩(wěn)定的正向響應(yīng)。當(dāng)M2增長率受到一單位擾動量正向沖擊時，GDP增長率的響應(yīng)在第一期達(dá)到極大值0.17后緩慢下降且持續(xù)為正。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，數(shù)量型貨幣政策正向沖擊后，經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出顯著的負(fù)向響應(yīng)。當(dāng)M2增長率受到一單位擾動量的正向沖擊時，GDP增長率的響應(yīng)分別在第一期和第四期達(dá)到極小值-0.34和-0.60，且只在第零期為正。這說明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境穩(wěn)定時實行擴(kuò)張的貨幣政策可以穩(wěn)定地刺激經(jīng)濟(jì)增長；但當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的貨幣政策雖然可以暫時刺激經(jīng)濟(jì)增長，但之后會顯著抑制經(jīng)濟(jì)增長。假設(shè)一得到驗證。

進(jìn)一步分析，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，央行增加廣義貨幣的供給，一方面流向消費者的貨幣擴(kuò)大了消費者的預(yù)算消費，增加了市場的總需求，企業(yè)部門為了獲取更多利益會擴(kuò)大生產(chǎn)；另一方面，流向企業(yè)部門的貨幣增加了企業(yè)部門的生產(chǎn)要素，也擴(kuò)大了企業(yè)部門的生產(chǎn)規(guī)模使其降低生產(chǎn)的單位成本，企業(yè)部門獲得更多利益后增加勞動者的工資，使他們作為消費者能夠繼續(xù)保持需求甚至增加需求，形成良性循環(huán)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，市場上的產(chǎn)品會出現(xiàn)兩種極端現(xiàn)象：一種是產(chǎn)出不足，消費者想要購買但難以購買，這種現(xiàn)象往往出現(xiàn)在必需品上；另一種是滯銷，因為消費者對這些產(chǎn)品的需求突然下降，但企業(yè)部門以前的存貨還沒有售完，這種現(xiàn)象往往出現(xiàn)在非必需品上。這時央行增加廣義貨幣的發(fā)行，一方面消費者持有的貨幣增多，但由于經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境的不穩(wěn)定，消費者會偏好對必需品的需求，但必需品的需求增幅往往不會太大，當(dāng)增加購買的必需品達(dá)到臨界值后便不會再增加，且非必需品的需求漲跌取決于基尼系數(shù)的大小，經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定的情況下，高收入人群手中持有的貨幣增加后會增加對非必需品的需求，低收入人群手中持有的貨幣增加后則不會增加對非必需品的需求，甚至收入過低的人還會因為危機(jī)意識加劇減少對非必需品的需求；另一方面，企業(yè)部門持有的貨幣增多，但由于市場對非必需品的需求幾乎沒有上升，且自身有庫存產(chǎn)品滯銷，企業(yè)部門為了不讓自己的利潤率下降不會再擴(kuò)大生產(chǎn)非必需品，甚至還會減少生產(chǎn)非必需品，增加生產(chǎn)的必需品達(dá)到臨界值后也不會繼續(xù)增加生產(chǎn)。這樣，雖然央行發(fā)放了更多的貨幣，但其大多沒有被用于生產(chǎn)活動，造成了資源的浪費，政策短暫地刺激經(jīng)濟(jì)增長后對其造成嚴(yán)重的抑制效果，直到企業(yè)部門手中持有的貨幣增加到一定臨界點。

經(jīng)濟(jì)政策不確定性的視角下，價格型貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊存在顯著的非線性效應(yīng)，主要表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)增長受響應(yīng)的程度上。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，價格型貨幣政策負(fù)向沖擊后，經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出較小的響應(yīng)，且在正向響應(yīng)與負(fù)向響應(yīng)間波動。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，價格型貨幣政策負(fù)向沖擊后，經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出顯著的正向響應(yīng)。當(dāng)R增量受到一單位擾動量的正向沖擊時，GDP增長率的響應(yīng)在第一期達(dá)到極大值0.51，自第三期開始快速收斂。這說明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的影響具有波動性，且影響較小；當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策會抑制經(jīng)濟(jì)增長，但抑制時間較短。

進(jìn)一步分析，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策，利率下降，一方面，資本的邊際效率下降，預(yù)期增加一單位的投入所得到的利潤率下降，一些企業(yè)部門不愿意投入生產(chǎn)，而是持有貨幣等待時機(jī)；另一方面，貨幣的價格下降，消費者不傾向于將貨幣投入銀行，而是增加了貨幣的交易性動機(jī)，市場需求增加，一些企業(yè)部門因為追求總利潤會增加產(chǎn)量，這兩種企業(yè)部門因利潤的變化不斷調(diào)整產(chǎn)量直至均衡，所以經(jīng)濟(jì)增長受到的影響會上下波動，最終變得平穩(wěn)。而當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策，利率下降，資本的邊際效率下降，再加上市場需求增加幅度不大，企業(yè)廠商更不愿意投入生產(chǎn)；貨幣價格降低但短期消費者需求不高，于是消費者將貨幣持有手中，既不會大量消費也不會大量投入銀行，貨幣流動性沒有增加反而下降，于是短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長被顯著抑制，直到市場需求恢復(fù)后抑制效果被解除。

對比兩種貨幣政策，在對經(jīng)濟(jì)增長的刺激上，數(shù)量型貨幣政策和價格型貨幣政策都表現(xiàn)出顯著的非線性效應(yīng)。數(shù)量型貨幣政策的非線性效應(yīng)體現(xiàn)在對經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)控方向上，價格型貨幣政策的非線性效應(yīng)體現(xiàn)在對經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)控力度上。如果就調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長的角度單獨看兩種貨幣政策，數(shù)量型貨幣政策的調(diào)控效果明顯穩(wěn)健于價格型貨幣政策，但經(jīng)濟(jì)政策不確定性對兩種貨幣政策的調(diào)控效果都是致命的。假設(shè)二得到驗證。

(二)貨幣政策對物價水平的非線性沖擊

圖5和圖6是在不同的經(jīng)濟(jì)政策不確定性下，兩種貨幣政策對物價水平的沖擊。

圖5 數(shù)量型貨幣政策對物價水平的沖擊

圖6 價格型貨幣政策對物價水平的沖擊

經(jīng)濟(jì)政策不確定性的視角下，數(shù)量型貨幣政策對物價水平的沖擊有一定的非線性效應(yīng)。不論經(jīng)濟(jì)政策是否穩(wěn)定，實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策對物價水平都會呈現(xiàn)出先刺激再抑制的調(diào)控效果，但是當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，物價水平受到的調(diào)控效果的波動性表現(xiàn)得更強(qiáng)烈。經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，當(dāng)M2增長率受到一單位擾動量的正向沖擊時，CPI增長率立即作出正向響應(yīng)，該響應(yīng)在第一期達(dá)到極大值0.14，在第三期達(dá)到極小值-0.06。經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，當(dāng)M2增長率受到一單位擾動量的正向沖擊時，CPI增長率立即作出正向響應(yīng)，該響應(yīng)在第一期達(dá)到極大值0.35，在第三期達(dá)到極小值-0.17。這說明，當(dāng)實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策時，短期內(nèi)會刺激物價水平上升，但后期會抑制這種趨勢。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，短期內(nèi)擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策對物價水平的刺激作用會更明顯。

進(jìn)一步分析，當(dāng)我國的經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，央行增加廣義貨幣量的供給，一方面，流向消費者的貨幣立即增加了消費者對產(chǎn)品的需求，但是企業(yè)部門的生產(chǎn)與擴(kuò)大生產(chǎn)都需要周期，于是造成市場上供不應(yīng)求，物價水平上升；另一方面，貨幣流向企業(yè)部門，企業(yè)部門受到產(chǎn)品價格上漲的刺激會增加產(chǎn)出，讓市場上的供需逐漸均衡，物價水平逐漸下降，而原本規(guī)模較小的企業(yè)部門有了資金擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，于是對于大多數(shù)的企業(yè)部門產(chǎn)品的平均成本降低，產(chǎn)品的社會平均成本也隨之降低，引起物價水平下降，當(dāng)供需均衡且企業(yè)部門也不能再擴(kuò)大再生產(chǎn)時，物價水平會平穩(wěn)在均衡狀態(tài)。而當(dāng)我國的經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，央行增加廣義貨幣的供給，消費者手中持有的貨幣增加，雖然消費者對必需品的需求增幅不大，但此時必需品嚴(yán)重供不應(yīng)求，消費者為了購買必需品會逐步抬高必需品的價格，這個價格上限與消費者手中持有的貨幣有關(guān)，于是在短期內(nèi)物價水平上升，且物價水平上升的程度遠(yuǎn)超過市場的均衡價格，所以短期內(nèi)物價水平上升的程度大于經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定的情況，部分企業(yè)持有的貨幣達(dá)到臨界點后會適當(dāng)增加對必需品的產(chǎn)出以增加自己的利潤量，緩解市場上必需品供不應(yīng)求的程度，而后期一些企業(yè)部門為了清理庫存，會對滯銷的非必需品進(jìn)行降價處理，這就造成了物價水平的下降。

經(jīng)濟(jì)政策不確定性的視角下，價格型貨幣政策對物價水平的沖擊有輕微的非線性效應(yīng)。在不同的經(jīng)濟(jì)政策不確定性下，實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策對物價水平以抑制為主，但當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，擴(kuò)張的價格型貨幣政策對物價水平的抑制效果更加波動。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，R增量受到一單位擾動量的正向沖擊時，CPI增長率總體上表現(xiàn)為正向響應(yīng)，該響應(yīng)在第二期達(dá)到極大值0.09，在第三期趨于0。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定時，R增量受到一單位擾動量的正向沖擊時，CPI增長率作出的響應(yīng)在第三期達(dá)到極大值0.12后，CPI增長率在0上下波動并逐漸趨于0，總體上看，當(dāng)R增量上升時，CPI增長率會以上升為主。假設(shè)三得到驗證。

進(jìn)一步分析，當(dāng)我國的經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策，利率下降，資本的邊際效率下降，企業(yè)部門不愿意增加生產(chǎn)或者擴(kuò)大再生產(chǎn)，甚至還會減少投資，導(dǎo)致市場上供給減少。由于貨幣的價格下降，商品對于消費者來說變得昂貴，消費者對價格更加敏感，不會接受市場的均衡價格，而會傾向購買市面上價格較便宜的商品，于是原本制定高價的商品為了追求總利潤會降低價格，所以，物價水平下降。而當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策，利率下降，貨幣價格與資本的邊際效率都下降，企業(yè)廠商將貨幣持有在手中不投入生產(chǎn)，消費者將貨幣持有在手中不增加消費也不投入銀行，市場上的貨幣流通速度下降，根據(jù)費雪方程式MV=PT可知，物價水平會因此下降。

對比兩種貨幣政策，在物價水平的刺激上，數(shù)量型貨幣政策和價格型貨幣政策都表現(xiàn)出一定程度的非線性效應(yīng)。兩種貨幣政策的非線性效應(yīng)都體現(xiàn)在其刺激或抑制的力度和波動性上。就物價水平的角度看兩種貨幣政策，擴(kuò)張的價格型貨幣政策穩(wěn)健于擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策，緊縮的數(shù)量型貨幣政策穩(wěn)健于緊縮的價格型貨幣政策。

六、結(jié)論

本文基于門限VAR模型，在前人研究基礎(chǔ)上基于我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)實證分析了我國貨幣政策的非線性效應(yīng)。通過脈沖響應(yīng)圖的對比與分析，本文得出的主要結(jié)論如下：

第一，我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對貨幣政策調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長的效果存在非對稱效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，擴(kuò)張的貨幣政策會刺激經(jīng)濟(jì)增長，但經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時卻會有相反效果。其中，數(shù)量型貨幣政策受到因貨幣政策不確定性引起的非對稱效應(yīng)尤其明顯。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策會顯著地刺激經(jīng)濟(jì)增長，且該刺激穩(wěn)定，有持續(xù)效果；當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策則會顯著抑制經(jīng)濟(jì)增長。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定時，單獨實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策會輕微抑制經(jīng)濟(jì)增長；當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策會顯著抑制經(jīng)濟(jì)增長。

第二，我國數(shù)量型貨幣政策的調(diào)控效果與價格型貨幣政策的調(diào)控效果存在差異，但又存在互補(bǔ)效應(yīng)。就刺激經(jīng)濟(jì)增長而言，實行擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策比實行擴(kuò)張的價格型貨幣政策的效果更穩(wěn)健。但是兩種貨幣政策一起實行可以防止物價過快上漲。

第三，實行擴(kuò)張的貨幣政策作用不只是刺激增長。擴(kuò)張的數(shù)量型貨幣政策可以抑制我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性，擴(kuò)張的價格型貨幣政策可以在前期抑制我國物價上漲。但是，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不穩(wěn)定時，擴(kuò)張的價格型貨幣政策對物價水平會有個滯后的刺激。

基于以上結(jié)論，本文提出如下建議：

第一，由于我國貨幣政策的效果存在非線性效應(yīng)，在實行貨幣政策時要時刻關(guān)注我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境是否穩(wěn)定。如果我國經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境并不穩(wěn)定，那就不能盲目地以刺激經(jīng)濟(jì)增長為目的實行擴(kuò)張的貨幣政策，但是可以在一定程度上實行擴(kuò)張的貨幣政策去平穩(wěn)物價或者抑制我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性。

第二，數(shù)量型貨幣政策與價格型貨幣政策要相互均衡，不可偏廢一方。應(yīng)當(dāng)以數(shù)量型貨幣政策為主、以價格型貨幣政策為輔，在刺激經(jīng)濟(jì)增長的同時也要預(yù)防物價過分上漲。