中國(guó)式量化寬松政策的產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)
——基于價(jià)格粘性的簡(jiǎn)約宏觀經(jīng)濟(jì)模型

王國(guó)松

(上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200444)

中國(guó)式量化寬松政策的產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)
——基于價(jià)格粘性的簡(jiǎn)約宏觀經(jīng)濟(jì)模型

王國(guó)松

(上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200444)

基于價(jià)格粘性的簡(jiǎn)約式宏觀經(jīng)濟(jì)模型和利率傳導(dǎo)渠道的理論分析得出，量化寬松具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)，實(shí)際產(chǎn)出具有負(fù)向的通脹效應(yīng)?；赟VAR模型的累計(jì)脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，中國(guó)式量化寬松政策存在正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)，實(shí)際產(chǎn)出具有負(fù)向通脹效應(yīng)。因此，適度寬松的貨幣政策與減稅政策相結(jié)合有助于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增速穩(wěn)定與物價(jià)穩(wěn)定。

量化寬松；價(jià)格粘性；產(chǎn)出與通脹效應(yīng)

王國(guó)松.中國(guó)式量化寬松政策的產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)——基于價(jià)格粘性的簡(jiǎn)約宏觀經(jīng)濟(jì)模型[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2017(5)：62-69.

一、 引 言

由于傳統(tǒng)貨幣政策受限于政策利率零下限(Zero Lower Bound)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)陷入嚴(yán)重困難之際，貨幣當(dāng)局實(shí)施了非常規(guī)的、大規(guī)模的長(zhǎng)期資產(chǎn)購(gòu)買計(jì)劃即量化寬松(Quantity Easing)政策，以期實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)回暖之調(diào)控目標(biāo)。針對(duì)美國(guó)金融危機(jī)后經(jīng)濟(jì)增速持續(xù)下滑之困境，美國(guó)、英國(guó)、日本以及歐洲等國(guó)家貨幣當(dāng)局相繼實(shí)施了量化寬松政策，中國(guó)政府也相繼出臺(tái)了“調(diào)結(jié)構(gòu)、穩(wěn)增長(zhǎng)”的一系列貨幣財(cái)政政策，從4萬(wàn)億元的“一攬子經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃”、巨量的逆回購(gòu)操作、定向降準(zhǔn)轉(zhuǎn)至2015年之后的短期流動(dòng)性操作(Short-term Liquidity Operations，SLO)和常設(shè)借款便利(Standing Lending Facility，SLF)、抵押補(bǔ)充貸款(Pledged Supplementary Lending，PSL)、中期借貸便利(Medium-term Lending Facility，MLF)等中國(guó)式量化寬松政策。

典型量化寬松的調(diào)控目標(biāo)是鎖定為長(zhǎng)期的低利率，為此，貨幣當(dāng)局通過(guò)實(shí)施非常規(guī)的、大規(guī)模的中長(zhǎng)期資產(chǎn)購(gòu)買計(jì)劃。以美國(guó)為例，美聯(lián)儲(chǔ)的QE1主要通過(guò)購(gòu)買政府支持企業(yè)(簡(jiǎn)稱GSE)、房利美、房地美、聯(lián)邦住房貸款銀行與房地產(chǎn)有關(guān)的直接債務(wù)，以及由兩房、聯(lián)邦政府國(guó)民抵押貸款協(xié)會(huì)(Ginnie Mae)所擔(dān)保的抵押貸款支持證券(MBS)，以此來(lái)“穩(wěn)定”市場(chǎng)；而QE2則通過(guò)實(shí)施6000億美元購(gòu)買財(cái)政部發(fā)行的長(zhǎng)期債券計(jì)劃，以壓低長(zhǎng)期利率；QE3則是維持現(xiàn)有扭曲操作不變情況下(扭轉(zhuǎn)操作即為賣出短期國(guó)債、買入長(zhǎng)期國(guó)債的操作)，美聯(lián)儲(chǔ)從2012年9月開(kāi)始，每月采購(gòu)400億美元的抵押貸款支持證券(MBS)，以使得0～0.25%超低利率的維持期限延長(zhǎng)到2015年；QE4則是每月采購(gòu)450億美元國(guó)債來(lái)替代扭曲操作，保持了零利率的政策，把利率保持在0到0.25%的極低水平。

與典型量化寬松不同的是，中國(guó)式量化寬松政策工具更多的是表現(xiàn)為基礎(chǔ)貨幣投放的寬松，并沒(méi)有出現(xiàn)長(zhǎng)期低利率的現(xiàn)象，并且貨幣政策操作工具更多為以短期和中期工具為主，其中常設(shè)借貸便利(SLF)是為維持利率走廊上限提供必要的流動(dòng)性支持；中期借貸便利(MLF)、抵押補(bǔ)充貸款(PSL)兩者成為基礎(chǔ)貨幣投放最穩(wěn)定的渠道。

Palley(2011)[1]認(rèn)為，量化寬松政策的擴(kuò)張效應(yīng)存在五種傳導(dǎo)渠道：(1)利率渠道。即扭轉(zhuǎn)操作影響長(zhǎng)期債券利率和利率期限結(jié)構(gòu)；(2)托賓Q渠道。即量化寬松政策的流動(dòng)性增加，刺激股價(jià)上漲，進(jìn)而促進(jìn)投資增加；(3)消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)渠道。即由于證券、股票等資產(chǎn)價(jià)格上漲而引致的財(cái)富效應(yīng)與消費(fèi)效應(yīng)；(4)預(yù)期通脹效應(yīng)渠道。即量化寬松政策提高了人們的通脹預(yù)期，由此刺激消費(fèi)和投資的增加；(5)匯率渠道，即量化寬松政策的實(shí)施使得市場(chǎng)流動(dòng)性大幅增加，將直接導(dǎo)致實(shí)際匯率下跌，由此刺激出口而抑制進(jìn)口。

Joyce等(2011a)[2]、Meaning和Zhu(2011)[3]、Glick 和 Leduc(2012)[4]；Falagiarda(2013)[5]等研究了英國(guó)的量化寬松政策利率期限效應(yīng)；Krishnamurthy和Vissing-Jorgensen(2011)[6]；Gagnon等(2011)[7]、D’Amico等(2012)[8]、Chen等(2012)[9]、Chung等(2012)[10]、Falagiarda(2013)[5]等分析了美國(guó)的量化寬松政策利率期限效應(yīng)。上述作者基于事件研究和高頻數(shù)據(jù)的實(shí)證研究結(jié)果均證明，英美兩國(guó)的量化寬松政策具有較為顯著的利率期限結(jié)構(gòu)效應(yīng)，可以顯著降低長(zhǎng)期國(guó)債收益率。

鑒于量化寬松的產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)的計(jì)量檢驗(yàn)不能運(yùn)用高頻數(shù)據(jù)，研究者放寬計(jì)量檢驗(yàn)樣本的取值區(qū)間，分別對(duì)英美歐的量化寬松政策效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。Lenza等(2010)[11]、Peersman(2011)[12]運(yùn)用VAR模型對(duì)歐元區(qū)量化寬松政策的產(chǎn)出與通脹效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究；Baumeister和Benati(2013)[13]運(yùn)用VAR模型、Chung等(2011)[10]運(yùn)用FRB/US宏觀經(jīng)濟(jì)模型、Chen等(2012)[9]和Falagiarda(2013)[5]運(yùn)用DSGE模型對(duì)美國(guó)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)；Bridges 和 Thomas(2012)[14]、Kapetanios等(2012)[15]運(yùn)用VAR模型、Joyce等(2011b)[16]、Martin 和 Milas(2012)[17]運(yùn)用簡(jiǎn)約模型(Reduced Model)和SVAR模型；Falagiarda(2013)[5]運(yùn)用DSGE模型對(duì)英國(guó)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果均證明，量化寬松政策具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)。

由于中國(guó)式量化寬松政策并不存在近零利率為政策利率特征，因此，本文以貨幣供給量增速作為中國(guó)式量化寬松政策的代理變量，基于價(jià)格粘性的簡(jiǎn)約宏觀經(jīng)濟(jì)總供求模型和貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制來(lái)闡述中國(guó)式量化寬松政策產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)的影響機(jī)制，并運(yùn)用SVAR模型對(duì)理論分析進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。本文由四部分構(gòu)成，接下來(lái)第二部分是理論分析；第三部分是基于SVAR模型的實(shí)證分析；第四部分是本文的研究結(jié)論。本文主要?jiǎng)?chuàng)新之處是基于價(jià)格粘性的簡(jiǎn)約宏觀經(jīng)濟(jì)模型從理論上論證了量化寬松貨幣政策具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)，并運(yùn)用SVAR模型實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)式量化寬松政策的產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)。

二、 量化寬松政策效應(yīng)：基于價(jià)格粘性的簡(jiǎn)約宏觀模型分析

Blanchard和Quah(1989)[18]認(rèn)為，宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的解釋可以分解為貨幣供給變動(dòng)的需求沖擊和生產(chǎn)率變動(dòng)的供給沖擊。若將現(xiàn)金余額方程、柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，并結(jié)合Fischer(1977)[19]、Blanchard和Quah(1989)[18]、王一鳴和趙留彥(2010)[20]簡(jiǎn)化式宏觀經(jīng)濟(jì)模型，則可以得到如式(1)至式(4)的簡(jiǎn)化式宏觀經(jīng)濟(jì)模型。

實(shí)際總需求函數(shù)：

(1)

實(shí)際總供給函數(shù)：

(2)

勞動(dòng)力需求函數(shù)：

nt=-(wt-pt)

(3)

工資決定函數(shù)：

(4)

在上述公式中，m可以理解為來(lái)自貨幣供給的需求擾動(dòng)，θ則可以理解為來(lái)自產(chǎn)出的供給擾動(dòng)，且兩者變動(dòng)遵循隨機(jī)游走，則有：

(5)

(6)

對(duì)式(1)和式(2)取一階差分，可得：

(7)

(8)

λΔpt=Δmt-αΔnt-(1-α)Δθt

(9)

將式(3)代入式(9)，經(jīng)整理可得：

(10)

若名義工資波動(dòng)率等于物價(jià)波動(dòng)率，即Δwt=Δpt；將其帶入式(10)，整理可得：

(11)

(12)

由式(12)可知：量化寬松政策所引致的需求沖擊對(duì)通貨膨脹影響具有正向效應(yīng)，由實(shí)際產(chǎn)出變動(dòng)的供給沖擊對(duì)通貨膨脹影響具有負(fù)向效應(yīng)。

三、 基于中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

(一) 數(shù)據(jù)處理與單位根檢驗(yàn)

本文選擇了1999年1月至2016年6月期間中國(guó)的月度數(shù)據(jù)作為分析對(duì)象，數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局(http://www.stats.gov.cn/)、中國(guó)社會(huì)科學(xué)院金融研究所(http://ifb.cass.cn/jrtj/index.asp)等網(wǎng)站的電子數(shù)據(jù)庫(kù)。實(shí)際產(chǎn)出(rgyz)以實(shí)際工業(yè)增加值的月度同比增幅為代理變量，等于實(shí)際工業(yè)增加值的月度同比百分值；通貨膨脹(cpi)以消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的月度同比增幅為代理變量，等于消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的月度同比百分值；中國(guó)式量化寬松政策(m2)以廣義貨幣供給的月度同比增幅作為代理變量，等于廣義貨幣供給的月度同比百分值。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：(c，t，n)分別表示單位根檢驗(yàn)中截距項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)；***表示統(tǒng)計(jì)量在1%顯著性水平下顯著，**表示統(tǒng)計(jì)量在5%顯著性水平下顯著，*表示統(tǒng)計(jì)量在10%顯著性水平下顯著。

本文運(yùn)用Eviews6.0 軟件的ADF單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)實(shí)際產(chǎn)出、通貨膨脹和貨幣供給等時(shí)間序列進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，各變量時(shí)間序列的ADF統(tǒng)計(jì)量在各臨界水平均不顯著，即存在單位根，是非平穩(wěn)時(shí)間序列。各變量時(shí)間量序列一階差分的ADF統(tǒng)計(jì)量在1%臨界水平均顯著，即各變量時(shí)間序列都是一階單整序列，記作I(1)。

(二) 基于VAR模型的格蘭杰因果檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

由于各變量水平序列為非平穩(wěn)序列，本文選擇各變量的一階差分作為內(nèi)生變量，由yt=(drgyzt,cpit,dm2t)構(gòu)建一組三元的VAR模型。經(jīng)Eviews 6.0軟件運(yùn)算，依據(jù)LR、AIC、SC和HQ信息量的取值準(zhǔn)則，確定該VAR滯后階數(shù)為三階。經(jīng)對(duì)所構(gòu)建的三元三階VAR模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其AR特征多項(xiàng)式所有根模的倒數(shù)均小于1，位于單位圓內(nèi)，滿足VAR模型的平穩(wěn)性要求。

基于VAR模型的格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示：(1)在5%臨界水平上，實(shí)際產(chǎn)出(drgyz)是引致通貨膨脹(dcpi)變動(dòng)的格蘭杰原因，通貨膨脹是引致貨幣供給(dm2)的格蘭杰原因，貨幣供給是引致實(shí)際產(chǎn)出變動(dòng)的格蘭杰原因；(2)貨幣供給不是引致通貨膨脹變動(dòng)的格蘭杰原因；實(shí)際產(chǎn)出不是引致貨幣供給變動(dòng)的格蘭杰原因，通貨膨脹不是引致實(shí)際產(chǎn)出變動(dòng)的格蘭杰原因。上述格蘭杰因果檢驗(yàn)較好地支持了理論模型的推論。

表2 基于VAR的格蘭杰因果檢驗(yàn)(Block Exogeneity Wald Tests)

基于VAR(3)的協(xié)整檢驗(yàn)表明(表3)，實(shí)際產(chǎn)出(drgyz)、通貨膨脹(dcpi)與貨幣供給(dm2)之間的協(xié)整秩r=3，即實(shí)際產(chǎn)出與通貨膨脹、貨幣供給之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，實(shí)際產(chǎn)出與通貨膨脹之間以及通貨膨脹與貨幣供給之間均為長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，與理論模型的推論相吻合。

表3 無(wú)約束的 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)

注：*表示在0.05水平拒絕假設(shè)；**表示MacKinnon-Haug-Michelis(1999)P-值。

(二) 基于SVAR的脈沖響應(yīng)與方差分解

由于向量自回歸(VAR)模型是將變量間的當(dāng)期關(guān)系隱含在隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)之中，并沒(méi)有直接給出變量間的當(dāng)期影響關(guān)系。結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型彌補(bǔ)了VAR模型這一缺點(diǎn)，可以給出更加符合經(jīng)濟(jì)理論的約束設(shè)定，避免VAR方法中Cholesky分解引發(fā)內(nèi)生變量排序?qū)Y(jié)果的敏感影響，同時(shí)也可以體現(xiàn)變量的同期相關(guān)關(guān)系。本文基于上述緣由選用了SVAR模型實(shí)證檢驗(yàn)貨幣政策的需求沖擊、實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的供給沖擊與通貨膨脹之間的結(jié)構(gòu)性影響關(guān)系。

(1)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為實(shí)際消費(fèi)需求和實(shí)際投資需求的增函數(shù)，而實(shí)際消費(fèi)需求取決于收入與物價(jià)水平，實(shí)際投資需求則取決于實(shí)際投資成本與實(shí)際利潤(rùn)水平，由此可以推知，通貨膨脹沖擊對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在一個(gè)傳導(dǎo)過(guò)程，需要經(jīng)過(guò)消費(fèi)需求和投資需求的傳導(dǎo)途徑而影響實(shí)際產(chǎn)出。因此，當(dāng)期通貨膨脹波動(dòng)的沖擊對(duì)當(dāng)期的實(shí)際產(chǎn)出不產(chǎn)生影響，即b12=0。在價(jià)格粘性下，貨幣供給增減將引致利率超調(diào)，由此導(dǎo)致實(shí)際投資需求波動(dòng)，再通過(guò)投資乘數(shù)效應(yīng)引致實(shí)際產(chǎn)出波動(dòng)，因此，實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)當(dāng)期貨幣供給波動(dòng)的沖擊存在滯后性，即b13=0。

(2)由前文的理論分析可知，在短期內(nèi)，由于價(jià)格粘性的存在，當(dāng)期物價(jià)對(duì)于當(dāng)期貨幣數(shù)量變動(dòng)存在一個(gè)滯后性響應(yīng)，因此，當(dāng)期貨幣供給變動(dòng)引致的需求沖擊對(duì)當(dāng)期通貨膨脹不產(chǎn)生影響，即b12=0。對(duì)于來(lái)自實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)引致的供給沖擊，在總需求不變的情況下，物價(jià)與其存在反方向變動(dòng)關(guān)系，供給增加，物價(jià)下跌，即b21≠0。

(3)由貨幣政策的“泰勒規(guī)則”以及貨幣政策最終目標(biāo)的構(gòu)成可知，物價(jià)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成為各國(guó)貨幣政策目標(biāo)設(shè)定的最為重要的構(gòu)成與責(zé)任，因此，貨幣政策對(duì)來(lái)自于通貨膨脹的沖擊以及實(shí)際產(chǎn)出的沖擊必然會(huì)做出相應(yīng)的響應(yīng)，因此，b31≠0，b32≠0。

基于上述分析，經(jīng)施加上述三個(gè)短期約束后的SVAR模型如式(13)所示：

(13)

通過(guò)Eviews 6.0軟件，運(yùn)用完全信息極大似然方法(FIML)分別對(duì)SVAR模型的矩陣B進(jìn)行未知參數(shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示，除b31和b32外，待估參數(shù)的z-統(tǒng)計(jì)結(jié)果均比較理想。

即矩陣B為：

(14)

表4 SVAR模型約束矩陣B的未知參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注釋：Log likelihood=-822.5703。

2．基于SVAR模型的脈沖響應(yīng)。具體如下：

(1)實(shí)際產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)。基于SVAR模型的實(shí)際產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)結(jié)果表明(圖1)：對(duì)于來(lái)自貨幣供給的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)偏差信息(Innovations)結(jié)構(gòu)性沖擊，實(shí)際產(chǎn)出的累積響應(yīng)為一個(gè)正向響應(yīng)過(guò)程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為0.41，說(shuō)明中國(guó)式量化寬松具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)；而對(duì)于來(lái)自通貨膨脹的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)偏差信息結(jié)構(gòu)性沖擊，累積響應(yīng)為一個(gè)負(fù)向響應(yīng)過(guò)程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為-0.85。之所以出現(xiàn)上述脈沖響應(yīng)，因在價(jià)格粘性下，貨幣供給的沖擊將會(huì)引致利率超調(diào)，降低投資的利息成本，引致投資與實(shí)際產(chǎn)出的增加；而通脹對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的沖擊主要通過(guò)影響投資實(shí)際收益，即在其條件不變情況下，通脹率越高而投資的實(shí)際收益率則可能會(huì)越低，由此引致實(shí)際投資與實(shí)際產(chǎn)的方向變動(dòng)。

圖1 實(shí)際產(chǎn)出的累積脈沖響應(yīng)

圖2 通貨膨脹的累積脈沖響應(yīng)

圖3 貨幣供給的累積脈沖響應(yīng)

(2)通貨膨脹的脈沖響應(yīng)?；赟VAR模型的通貨膨脹脈沖響應(yīng)結(jié)果表明(圖2)：對(duì)于來(lái)自貨幣供給殘差的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)偏差信息結(jié)構(gòu)性沖擊，通貨膨脹的累積脈沖響應(yīng)為一個(gè)正向相應(yīng)過(guò)程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為0.24，即中國(guó)式量化寬松政策具有正向的通貨膨脹效應(yīng)；對(duì)于來(lái)自實(shí)際產(chǎn)出(drgyz)殘差的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)偏差信息結(jié)構(gòu)性沖擊，通貨膨脹的累積響應(yīng)也是一個(gè)先負(fù)后正的響應(yīng)過(guò)程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為0.17。之所以通脹對(duì)實(shí)際產(chǎn)出沖擊的脈沖響應(yīng)先負(fù)后正的響應(yīng)過(guò)程，是因?yàn)楫a(chǎn)出增加即供給的增加，在其他條件不變的情況下，價(jià)格將隨之下跌；但是產(chǎn)出的增加，則意味著實(shí)際收入的增加，由此將引致需求增加，進(jìn)而引致物價(jià)的上漲。

(3)貨幣供給的脈沖響應(yīng)?；赟VAR模型的貨幣供給的脈沖響應(yīng)結(jié)果表明(圖3)：對(duì)于來(lái)自通貨膨脹的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)偏差信息結(jié)構(gòu)性沖擊，貨幣供給的累積響應(yīng)為一個(gè)負(fù)向響應(yīng)過(guò)程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為-1.23；對(duì)于來(lái)自實(shí)際產(chǎn)出的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)偏差信息結(jié)構(gòu)性沖擊，貨幣供給的累積響應(yīng)為一個(gè)先正后負(fù)的累積響應(yīng)過(guò)程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為-0.31。由此說(shuō)明，中國(guó)貨幣政策為相機(jī)抉擇的逆周期操作。

綜上所述，基于SVAR模型的脈沖響應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果較好地支持了理論模型所推論的結(jié)論，即由于短期內(nèi)價(jià)格粘性的存在，中國(guó)式量化寬松政策具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通貨膨脹效應(yīng)，實(shí)際產(chǎn)出沖擊對(duì)通貨膨脹具有負(fù)向效應(yīng)，而通貨膨脹的沖擊對(duì)實(shí)際產(chǎn)出具有正向效應(yīng)。

3． 基于SVAR模型的方差分解。表5為基于SVAR模型的方差分解結(jié)果。在趨于穩(wěn)定后，基于SVAR模型的方差分解結(jié)果表明：第一，對(duì)于通貨膨脹的波動(dòng)，實(shí)際產(chǎn)出結(jié)構(gòu)性沖擊的貢獻(xiàn)度約為26.05%，貨幣供給(dm2)結(jié)構(gòu)性沖擊的貢獻(xiàn)度約為2.91%；第二，對(duì)于實(shí)際產(chǎn)出的波動(dòng)，貨幣供給結(jié)構(gòu)性沖擊貢獻(xiàn)度約為2.48%，通貨膨脹結(jié)構(gòu)性沖擊約為4.39%；第三，對(duì)于貨幣供給的波動(dòng)，實(shí)際產(chǎn)出結(jié)構(gòu)性沖擊的貢獻(xiàn)度約為3.03%，通貨膨脹結(jié)構(gòu)性的貢獻(xiàn)度約為14.66%。由此可見(jiàn)，方差分析結(jié)果同樣較好地支持了前文的理論分析結(jié)論。

表5 基于SVAR的方差分解

四、 結(jié)論與政策含義

由基于價(jià)格粘性的簡(jiǎn)約宏觀經(jīng)濟(jì)模型分析可知，由于價(jià)格粘性的存在，貨幣供給增加可以引致利率超調(diào)，由此刺激投資需求和消費(fèi)需求，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，量化寬松政策具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)。

基于SVAR模型累計(jì)脈沖響應(yīng)結(jié)果表明，中國(guó)式量化寬松政策存在正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)，實(shí)際產(chǎn)出具有負(fù)向通脹效應(yīng)，通脹具有負(fù)向的產(chǎn)出效應(yīng)。

中國(guó)目前經(jīng)濟(jì)仍舊比較低迷，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下行的壓力還是比較大；另一方面，我國(guó)物價(jià)水平開(kāi)始復(fù)蘇，2017年1月份，我國(guó)CPI同比上漲2.5%，創(chuàng)2014年6月來(lái)新高。由此決定了中國(guó)貨幣政策的選擇不宜像以前那樣過(guò)于寬松，否則將會(huì)加劇通脹壓力和資產(chǎn)泡沫，但是緊縮貨幣政策則會(huì)使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的下行壓力更大。基于上述分析，我國(guó)當(dāng)前貨幣政策似乎應(yīng)采取適度寬松的貨幣政策，同時(shí)，我國(guó)政府正在積極推行供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，這意味著在“十三五”期間，中國(guó)政府既要防止中國(guó)通脹壓力增加和經(jīng)濟(jì)增速持續(xù)下滑，又要調(diào)整結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與升級(jí)。而僅僅依靠中國(guó)式量化寬松的貨幣政策恐怕難以達(dá)到理想效果，必須充分發(fā)揮稅收政策的總量調(diào)整效應(yīng)和結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)。因此，為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、物價(jià)穩(wěn)定和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級(jí)，適度寬松的貨幣政策與適度寬松的減稅政策相結(jié)合是中國(guó)當(dāng)前較為理想的政策選擇。

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Output and Inflation Effects of Chinese-style Quantitative Easing Policy： The Reduced Macroeconomic Model based on Price Stickiness

WANG Guo-song

(SchoolofEconomics,ShanghaiUniversity,Shanghai200444,China)

With the reduced macroeconomic model and the interest rate transmission channel based on price stickiness, the theoretical analysis shows that the quantitative easing policy can create positive output effect and the inflation effect. The real output can create the negative inflation effect. By SVAR model, the empirical test of accumulated response turns out that Chinese-style quantitative easing policy has positive effects on output and inflation, and the real output has the negative inflation effect. For those reasons, the moderately ease monetary policy and tax cuts are benefitial to economy stability and price stability in China.

quantitative easing; price stickiness; effects of output and inflation

(責(zé)任編輯 畢開(kāi)鳳)

2016-11-24

上海市教委科研創(chuàng)新重點(diǎn)項(xiàng)目“異質(zhì)性約束下貨幣政策非對(duì)稱產(chǎn)業(yè)效應(yīng)及其與財(cái)政政策協(xié)調(diào)的研究”(14ZS091)

王國(guó)松，男，教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事貨幣金融理論與政策研究。

F820.5

A

1000-2154(2017)05-0062-08

10.14134/j.cnki.cn33-1336/f.2017.05.006