中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

  本文关键词：中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究，由笔耕文化传播整理发布。

⑧浙炉ｚ角矢乎
硕士学位论文
论文题目：

虫国簋五醒重量通堂墅塍的 线世兰韭堡篷羞墨研塞

作者姓名．＿———工—墼——— 学科专业； 研究方向： 指导教师： 熬量丝盘茔

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提交日期：２０００年１２月

中国货币政策与通货膨胀的

线性与非线性关系研究

摘要

货币政策是控制通货膨胀的重要手段，货币政策的工具变量与通 货膨胀之间的数量关系研究能为央行制定货币政策提供定量的科学 参考依据，以便有效地抑制和防范通货膨胀。 本文根据中国近期月度和季度数据，运用计量经济方法和经济理 论模型，分别从线性和非线性两个角度研究货币操作工具与物价指数 之间的关系： 首先，根据中国近期９４个月度数据，从线性角度研究货币量、信 贷以及其它因素对当前物价指数的动态影响关系，引入滞后协整理论 分析各变量与物价之间的均衡关系，并结合滞后误差修正模型，从长 期和短期两方面把握货币政策等因素与物价之间的数量关系。主要结 论： １．通货膨胀受滞后５个月的货币供应量及滞后３个月的利率，以及 当期股票价格指数影响，滞后协整方程的拟合效果优于不带滞后项的

协整方程；并不像有些学者所说的货币供应量已经不适用于中国的货
币政策，货币供应量这个中介目标在我国仍然是有效的。 ，２．通货膨胀的短期滞后误差修正模型中的各系数估计值都显著， 且误差修正项的系数为负，符合反向修正机制，其它变量的系数符号 均符合经济理论的预期，误差修正模型较好地描述了通货膨胀短期波

动机制；对各变量的基于ＶＡＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验，结果表明：货币供 应量、利率是通胀的直接原因，丽股票价格指数不足通货膨胀的直接 原因；但是通过货币供应量和利率的作用，它可以间接影响通胀水平。 政策蕴含：在适当的时候，货币当局可以考虑将股票价格指数纳入到 物价指标的监测指标体系中。 然后，从非对称性角度来研究我国货币政策是否存在通货膨胀的 非线性特征，考虑到滞后性的存在，采用考虑价格粘性的新凯恩斯前 瞻性模型和非二次损失函数相结合所设定的最优目标函数，实证检验 了我国货币政策操作效果是否具有非对称性，检验结果表明： 从１９９６年至２００７年第三季度，中国央行货币政策存在显著的产 出缺口和通胀偏离的非线性特征。 １．中国货币政策存在产出缺口的正向偏好（７＞０）：
从非二次形损

失函数的角度看，一个正的７值表示实际产出正偏离潜在产出水平时， 所赋予的权重要高于相同程度的实际产出的负偏离，与刘金全、郑挺 国（２００５）非对称性的结论一致。政策蕴含政府应重视控制过高的产出， 以防止经济过热。 ２．中国货币政策存在对通货膨胀偏离的负向偏好（口＜０）：从非二 次形损失函数的角度看， 口的值为负值，意味着低于目标值的通胀才．

平将会带来更高的成本。即通货紧缩相对于通货膨胀来说，会带来更 大的危害，表明货币当局应重视过低的通胀率，以防止经济过冷。ｗａ】ｃ 检验得出：线性反应函数的原假设被拒绝，表明货币政策非线性反馈 规则的存在。货币政策的非对称性可能会引起通货膨胀的偏离，即通

货膨胀均值与目标值的偏离。

关键字：通货膨胀；货币政策；滞后协整；非对称效应

Ｒｅｓｅａｒｃｈ

ｏｎ

ｔｈｅ Ｌｉｎｅａｒ ａｎｄ Ｎｏｎ—ｌｉｎｅａｒ Ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ ｂｅｔｗｅｅｎ

Ｍｏｎｅｔａｒｙ Ｐｏｌｉｃｙ ａｎｄ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ｏｆ Ｃｈｉｎａ

ＡＢＳＴＲＡＣＴ

Ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｉｓ

ａ

ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｍｅａｎｓ

ｔｏ

ｃｏｎｔｒｏｌ

ｉｎｆｌａｔｉｏｎ，ｔｈｅ

ｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔｓ ａｎｄ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ
ｃａｎ

ｐｒｏｖｉｄｅ ｔｈｅ ｃｅｎｔｒａｌ ｂａｎｋ ｗｉｔｈ ｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅ ａｎｄ ｓｃｉｅｎｔｉｆｉｃ ｒｅｆｅｒｅｎｃｅｓ．
ｃａｎ

ｗｈｉｃｈ

ｒｅｓｔｒａｉｎ ａｎｄ ｋｅｅｐ ａｗａｙ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ．

Ｂａｓｅｓ

ｔｈｅ

ｓｉｔｕａｔｉｏｎ

ｏｆ

Ｃｈｉｎａ，ｔｈｉｓ

ｐａｐｅｒ

ｕｓｅｓ

ｔｈｅ

ｔｈｅｏｒｙ

ｏｆ

ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ ａｎｄ ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ｍｏｄｅｌ ｗｉｔｈ ｍｏｎｔｈｌｙ ｄａｔａｊ ｓｔｕｄｉｅｓ ｔｈｅ ｌｉｎｅａｒ ａｎｄ ｎｏｎｌｉｎｅａｒ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ ｂｅｔｗｅｅｎ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔｓ ａｎｄ ＣＰＩ ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ： Ｆｒｏｍ ｔｈｅ ｌｉｎｅａｒ ｐｏｉｎｔ ｏｆ ｖｉｅｗ，ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｓｔｕｄｉｅｓ ｔｈｅ ｄｙｎａｍｉｃ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｔｈｅ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ、ｔｈｅ ａｍｏｕｎｔ ｏｆ ｂａｎｋ ｌｏａｎ ａｎ．ｄ ｏｔｈｅｒ ｆａｃｔｏｒｓ ｔｏ ｔｈｅ ＣＰＩ ａｃｃｏｒｄｉｎｇ ｔｏ ９４ ｍｏｎｔｈｌｙ ｄａｔａ．Ｔｈｅ ｐａｐｅｒ ｉｎｔｒｏｄｕｃｅｓ ｔｈｅ ｔｈｅｏｒｙ ｏｆ ｌ ａｇ ＣＯ??ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｉｎ ｏｒｄｅｒ ｔｏ ａｎａｌｙｚｅ ｔｈｅ ｌｏｎｇ－?ｔｅｒｍ ｕｎｉｆｏｒｍ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ

ｂｅｔｗｅｅｎ ＣＰＩ ａｎｄ ｔｈｅ ｏｔｈｅｒ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｖａｒｉａｂｌｅｓ，ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｌａｇ—ＥＣＭｊ ｔｏ ｇｒａｓｐ ｔｈｅ ｕｎｉｆｏｒｍ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ ＣＰＩ ａｎｄ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｖａｒｉａｂｌｅｓ ｔｈｅ ａｓｐｅｃｔ ｏｆ ｌｏｎｇ—ｔｅｒｍ ａｎｄ ｓｈｏｒｔ—ｔｅｒｍ．Ｔｈｅ ｍａｉｎ ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎｓ
ａｒｅ：

ｆｏｍ

１．Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ｉｓ ｉｎｆｌｅｃｔｅｄ ｂｙ ｔｈｅ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ ｗｈｉｃｈ ｌａｇｇｅｄ ５ ｍｏｎｔｈｓ ｃｏｍｐａｒｅｄ ｗｉｔｈ
ｒｅｃｅｎｔ

ｉｎｆｌ ａｔｉｏｎ；ｔｈｅ ｉｎｔｅｒｅｓｔ

ｒａｔｅ

ｗｈｉｃｈ ｌａｇｇｅｄ ３ ｍｏｎｔｈｓ；

ＩＶ

ａｎｄ ｔｈｅ ｉｎｄｅｘ ｏｆ ｓｔｏｃｋ ｐｒｉｃｅ ｉｎ ｔｈｅ ｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇ ｐｅｒｉｏｄ．Ｃｏｍｐａｒｅｄ ｗｉｔｈ ｔｈｅ

ＣＯ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ

ｗｈｉｃｈ ｄｏｅｓｎ‘ｔ ｔａｋｅ ｔｈｅ ｌａｇ ｉｎｔｏ ａｃｃｏｕｎｔ。ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ

ｌａｇ ＣＯ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｉｓ ｂｅｔｔｅｒ，ｂｏｔｈ ｏｆ ｔｈｅｓｅ ｔｗｏ ｍｅｔｈｏｄｓ ｏｆ ＣＯ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｉｎｄｉｃａｔｅ ｔｈａｔ：ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ ｉｓ ｔｈｅ ｍｏｓｔ ｉｍｐｏｒｔａｎｔ ｆａｃｔｏｒ ｏｆ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ，

ｗｈｉｃｈ ｄｉｓａｇｒｅｅ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｖｉｅｗｐｏｉｎｔ ｏｆ ｓｏｍｅ ｓｃｈｏｌａｒｓ ｔｈａｔ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ ｉｓ
ｎｏｔ ｓｕｉｔａｂｌ ｅ ｆｏｒ ｔｈｅ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉ ｃｙ ｏｆ Ｃｈｉｎａ．

２．Ｔｈｅ ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎｓ ｏｆ ｔｈｅ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ｔｈｅ

ｌａｇ—ＥＣＭ

ａｒｅ

ａｌｌ ｒｅｍａｒｋａｂｌｅ，ａｎｄ
ｒｅｖｅｒｓｅ

ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ

ｏｆ ｔｈｅ

ｅｒｒｏｒ

ｃｏｒｒｅｃｔｅｄ ｔｅｒｍ ｉｓ ｎｅｇａｔｉｖｅ，ａｃｃｏｒｄ ｗｉｔｈ ｏｔｈｅｒ

ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ—ｍｅｃｈａｎｉｓｍ．Ｔｈｅ
ａｎｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｗｅｌｌ ｄｅｓｃｒｉｂｅｄ ｔｈｅ

ｅｓｔｉｍａｔｅｄ

ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ

ｓａｔｉｓｆｙ

ｔｈｅ

ｔｈｅｏｒｙ，ｗｈｉｃｈ

ｉｎｄｉｃａｔｅｓ ｔｈａｔ ｔｈｉｓ ｌａｇ—ＥＣＭ

ｓｈｏｒｔ—ｔｅｒｍ

ｆｌｕｃｔｕａｔｉｏｎ

ｍｅｃｈａｎｉｓｍ

ｏｆ
ｏｎ

ｉｎｆｌａｔｉｏｎ． ＶＡ Ｒ，ｉｔ
ｃａｕｓｅ

Ａｃｃｏｒｄｉｎｇ ｔＯ ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔ ｏｆ Ｇｒａｎｇｅｒ
ｃａｎ

ｃａｕｓｅ

ａｎｄ ｅｆｆｅｃｔ

ｔｅｓｔ ｂａｓｅｓ

ｃｏｎｃｌｕｄｅ ｔｈａｔ：ｍｏｎｅｔａｒｙ ｓｕｐｐｌｙ、ｉｎｔｅｒｅｓｔ ｒａｔｅ ｉｓ ｔｈｅ ｄｉｒｅｃｔ

ｏｆ

ｉｎｆｌａｔｉｏｎ，ｓｔｏｃｋ ｐｒｉｃｅ ｉｎｄｅｘ ｉｓ
ｃａｎ

ｎｏｔ ｔｈｅ ｄｉｒｅｃｔ，ｂｕｔ ｔｈｅ ｉｎｄｉｒｅｃｔ ｃａｕｓｅ，Ⅵ’ｈｉｃｈ

ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ｔｈｒｏｕｇｈ

Ｍ２

ａｎｄ Ｔ．Ｉｔ ｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｃｅｎｔｒａｌ ｂａｎｋ

ｍａ３７ ｂｒｉｎｇ ｓｔｏｃｋ ｐｒｉｃｅ ｉｎｄｅｘ ｉｎｔｏ ｔｈｅ ｉｎｓｐｅｃｔｉｏｎ ｓｙｓｔｅｍ ｏｆ ＣＰＩ ａｔ ｔｈｅ ｒｉｇｈｔ

ｔｉｍｅ． Ｆｒｏｍ ｔｈｅ ｖｉｅｗｐｏｉｎｔ ｏｆ ｄｉｓｓｙｍｍｅｔｒｙ？ｃｏｎｓｉｄｅｒｉｎｇ＂ｔｈｅ ｌａｇ ｅｆｆｅｃｔｓ，ｔｈｉｓ
ｐａｐｅｒ ｉｎｔｒｏｄｕｃｅｓ ｔｈｅ ｏｐｔｉｍｉｚｅｄ ｔａｒｇｅｔ ｆｕｎｃｔｉｏｎ ｗｈｉｃｈ ｂａｓｅｓ Ｋｅｙｎｅｓ ｐｒｏｓｐｅｃｔｉｖｅ ｍｏｄｅｌ ｔａｋｉｎｇ ｔｈｅ ｓｔｉｃｋｙ ｐｒｉｃｅ ｉｎｔｏ
ｏｎ

ｔｈｅ

ｎｅ、ｖ

ａｃｃｏｕｎｔ

ａｎｄ

ｎｏｎｌｉｎｅａｒ ｑｕａｄｒｉｃ ｌｏｓｓ ｆｕｎｃｔｉｏｎ，ｉｎ ｏｒｄｅｒ ｔｏ ｒｅｓｅａｒｃｈ ｎｏｎｌｉｎｅａｒ ｃｈａｒａｃｔｅｌ’ｏｆ Ｃｈｉｎａ‘Ｓ ｍｏｎｅｔａｒＴ ｐｏｌｉｃｙ．Ｔｈｅ ｄｅｍｏｎｓｔｒａｔｉｏｎｓ ｐｒｏｖｅ ｔｈａｔ：

Ｖ

Ｆｒｏｍ ｒｅｍａｒｋａｂｌｅ ｒｅｓｕｌｔｓ

１ ９９６

ｔｏ

２００７

Ｏｃｔ．，ｔｈｅ

ｍｏｎｅｔａｒｙ

ｐｏｌｉｃｙ

ｏｆ

Ｃｈｉｎａ

ｈａｓ

ｎｏｎｌｉｎｅａｒ ｃｈａｒａｃｔｅｒｓ ｏｆ ｏｕｔｐｕｔ ｇａｐ ａｎｄ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ｇａｐ．Ｔｈｅ ｆｏｌ ｌｏｖ，’ｓ：

ａｒｅ ａｓ

１．Ｃｈｉｎａ’Ｓ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｈａｓ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｐｒｅｆｅｒｅｎｃｅ ｏｆ ｏｕｔｐｕｔ ｇａｐ

（砖Ｏ），ｆｒｏｍ

ｔｈｅ ｖｉｅｗｐｏｉｎｔ ｏｆ ｎｏｎ。ｑｕａｄｒｉｃ ｌｏｓｓ ｆｕｎｃｔｉｏｎ，ａ ｐｏｓｉｔｉｖｅ

７

ｉｎｄｉｃａｔｅｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｗｅｉｇｈｔ ｅｎｄｕｅ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｌｏｓｓ ｆｕｎｃｔｉｏｎ ｉｓ ｈｉｇｈｅｒ ｗｈｅｎ ｔｈｅ ｒｅａｌ ｏｕｔｐｕｔ ｌａｒｇｅｒ ｔｈａｎ ｐｏｔｅｎｔｉａｌ ｏｕｔｐｕｔ，ｃｏｍｐａｒｅｄ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｓｉｔｕａｔｉｏｎ ｗｈｅｎ ｔｈｅ ｒｅａｌ ｏｕｔｐｕｔ ｓｍａｌｌｅｒ ｔｈａｎ ｐｏｔｅｎｔｉａｌ ｏｕｔｐｕｔ，ｗｈｉｃｈ ｉｓ ｃｏｎｓｉｓｔｅｎｔⅥ，ｉｔｈ ｔｈｅ ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ ｏｆ Ｌｉｕ Ｊｉｎｑｕａｎ！Ｚｈｅｎｇ Ｔｉｎｇｇｕｏ（２００５）．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔ ｉｎｄｉｃａｔｅｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ ｍａｙ ｃｏｎｔｒｏｌ ｔｈｅ ｆａｓｔ ａｎｄ ｕｎｒｅａｓｏｎａｂｌｅ ｉｎｃｒｅａｓｅｓ ｏｆ ｏｕｔｐｕｔ，ｉｎ
ｃａｓｅ

ｏｆ ｏｖｅｒｈｅａｔｅｄ ｅｃｏｎｏｍｙ．

２．Ｔｈｅ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｈａｓ ｎｅｇａｔｉｖｅ ｐｒｅｆｅｒｅｎｃｅ ｏｆ ｏｕｔｐｕｔ ｇａｐ（口＜Ｏ）ｊ ｆｒｏｍ ｔｈｅ ｖｉｅｖ，７ｐｏｉｎｔ ｏｆ ｎｏｎ—ｑｕａｄｒｉｃ Ｉｏｓｓ ｆｕｎｃｔｉｏｎ：ａ ｎｅｇａｔｉｖｅ口ｉｎｄｉｃａｔｅｓ ：ｔｈａｔ：ｔｏ Ｃｈｉｎａ，ｔｈｅ ｄｅｆｌａｔｉｏｎ ｉｓ ｍｏｒｅ ｈａｒｍｆｕｌ ｃｏｍｐａｒｅｄ ｕ，ｉｔｈ ｉｎｆｌ ａｔｉｏｎ．ＳＯ ｔｈｅ ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ ｓｈｏｕｌｄ ｐａｙ ａｔｔｅｎｔｉｏｎ ｏｖｅｒ—ｃｏｌ ｄｅｒ
ｔｏ

ｔｈｅ ｍｕｃｈ ｌｏｗ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ？ｉｎ

ｃａｓｅ

ｏｆ

ｅｃｏｎｏｍｙ．Ｗａｌｄ

ｔｅｓｔ ｓｈｏｗｓ ｔｈｅ ｅｘｉｓｔｅｎｃｅ ｏｆ ｎｏｎｌ ｉｎｅａｒｉｔｙ ｏｆ

ｔｈｅ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ．Ａｎｄ ａｃｃｏｒｄｉｎｇ ｅｆｆｅｃｔ
ｔｅｓｔ

ｔｏ

ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔ ｏｆ Ｇｒａｎｇｅｒ

ｃａｕｓｅ

ａｎｄ

ｂａｓｅｓ

ｏｎ

ＶＡＲ．ｗｅ

ｃａｎ

ｃｏｎｃｌｕｄｅ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｄｉｓｓｙｍｍｅｔｒｙ寺卜 ｇａｐ，ｎａｍｅｌｙ ｔｈｅ ｄｅｐａｒｔｕｒｅ

ｍｏｎｅｔａｒｙ

ｐｏｌｉｃｙ

ｍａｙ ｂｒｉｎｇ

ｔｈｅ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ

ｂｅｔｗｅｅｎ ｔｈｅ ｍｅａｎ ａｎｄ ｔａｒｇｅｔ ｖａｌｕｅ ｏｆ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ．

Ｖ １

ＫＥＹＷＯＲＤＳ：Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ；Ｍｏｎｅｔａｒｙ
Ｕｎｓｖｍｍｅｔｒｉｃａ｛ｅｆｆｅｃｔ

Ｐｏｌｉｃｙ；Ｌａｇ

Ｃｏ?ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ；

Ｖ ｌｌ

独创性声明
本人声明所呈交的学位论文是本人在导师指导下进行的研究工 作及取得的研究成果。尽我所知，除了文中特别加以标注和致谢的 地方外，论文中不包含其他人已经发表或撰写过的研究成果，也不 包含本人为获得浙江工商大学或其它教育机构的学位或证书而使用 过的材料。与我一同工作的同志对本研究所做的任何贡献均已在论
文中作了明确的说明并表示谢意。

签名：！煎

日期：厶妒年恕月１日

关于论文使用授权的说明
本学位论文作者完全了解浙江工商大学有关保留、使用学位论 文的规定：浙江工商大学有权保留并向国家有关部门或机构送交论 文的复印件和磁盘，允许论文被查阅和借阅，可以将学位论文的全 部或部分内容编入有关数据库进行检索，．可以采用影印、缩印或扫 描等复制手段保存、汇编学位论文，并且本人电子文档的内容和纸
质论文的内容相一致。

保密的学位论文在解密后也遵守此规定。

签名：

工丝．

导师签名：

盗丝：

日期：沙。宕年Ｊ ２＿月２７日
５３

第一章

引言

第一节研究目的和意义

通货膨胀正成为中国２００８年最热的经济问题之一，消费价格的行为从几个 季度前的默默无闻到现在的猛升，正吸引着国内决策者、全球投资者的整个注
意力。

在上世纪９０年代泡沫爆破后的７年里，随着商业利润和价格能力的骤减及 最终商品和服务价格下降，中围经济完全处于通货紧缩当中。２００４年１月，官
方公布的消费价格指数不高于１９９７年７月的水平。２００４年，平均价格最终开

始升高，随后３年的年增长速度略高于２％，经济学家和政策制定官员们纷纷预
测中国已回归较正常、“健康”的通货膨胀环境。 然而，２００７年春，很快发生了两件事。其一是，已经以９％Ｎ１０％的实际速度

增长的经济在这一年的上半年最终突破了１１％的增长关口。其二是，ＣＰＩ从１月份
的２．２％上升到５月的３，４％……然后到了８月的６．５％，到２００８年１月，通货膨胀率达

到了７．１％。中国似乎进入了另一个通货膨胀的时期，最初的物价上涨，是由猪肉 价格的大幅度上升带动起来的，国家多次动用库存猪肉仍然没能打住猪肉价格上 涨的步伐，眼看就要进入年关了，猪肉的需求在中国的传统节目将呈现刚性。肉 价上涨，带动了其它食品价格的上涨，以方便面为例，虽然国家打击方便面企业
的合谋行为，但是却带动了其它产品隐性的价格提升，油价上涨，带动了运费价

格上涨，工业品的价格也随之有所拉动；房地产价格一直在高位运行，带动着建 筑材料和装饰材料的价格不断上升。人们见房地产增值快，也把目光投向了购买 房屋，从而又促进了房地产热，使得房地产开发进入了恶性循环的状态。
据国家统计局２００８年４月１ ６日发布数据显示，２００８年一季度ＧＤＰ同比增

１０．６％，３月份ＣＰＩ涨８．Ｏ％；２００８年７月１７日，国家统计局公布了今年上半年国民 经济数据，今年上半年中国ＧＤＰ同比增１０．４％，ＣＰＩ同比上涨７．９％。这￥仑ｃＰｌ上 涨以来．宏调从“双稳健”到“一稳一紧”（稳健的财政政策和从紧的货币政策）， 货币手段似乎被更多地运用——作为货币政策的先行者，存款准备金率已经提高

到１６．５％，创出历史新高。在我国利率政策受到国际因素的影响下，上调存款准 备金率这一数量型工具，已成为当前实施从紧货币政策的主要手段。 各国货币政策目标的蕈点并不完全一致。美国、英国目前主要是通过货币、 唰政政策的配合，来迅速地制止财政赤字的蔓延、经济恐慌的发生，和经济可能 发生的衰退。另外一方面，世界上许多其他国家，包括中国在内货币政策更加关 心的问题是反通货膨胀。问题的关键应该是怎样去实施货币政策，从而控制通货 膨胀。 物价的上涨，已是当前公众关注的重要议题之一。２００８年，对通货膨胀局 面不能掉以轻心，尤其是未来国际通货膨胀连带的影响将继续扩大。而在我国， 人民币升值的同时，通货膨胀水平在上升，更有值得思量与观察的深刻原因。 而且据有关报道，２００８年物价上涨的压力仍未根本缓解。那么政府面对此次的 物价上涨应该采取什么样的宏观调控政策呢？因此，分析和研究货币政策与物 价指数的关系，防忠于未然，，对有效抑制和防范通货膨胀具有重要意义。 通货膨胀是一个非常复杂的经济现象，仅对其进行定性分析是不够的，还 需对其进行定量分析，以便为宏观经济调控提供比较精确的依据。２０世纪８０

年代以来，计量经济学在时间序列领域的巨大发展为有效地对通货膨胀进行定
量研究提供了有效的工具和方法。 论文旨在根据中国的国情，运用计量经济方法和经济理论，分别从线性和 非线性两个角度研究货币政策与通货膨胀之间的关系，以期为改善我国宏观政 策调控提供理论依据。

第二节和本课题有关的国内外研究回顾

一、

同期协整与滞后协整理论的研究现状

因为本论文第三章主要用滞后协整分析对货币政策与通货膨胀的数量关系 进行研究，第四章主要考察货币政镱对通货膨胀的非对称性偏好引起的非线性反 馈规则。所以下面分别就以协整分忻和货币政策非对称理论的研究为重点，简要 阐述相关计量经济模型方法的发蜒状况。

２

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

ＶＡＲ模型为研究和评价货币政策的数量效果提供了可供操作的新方法，由 ＶＡＲ模型发展出的脉冲响应函数和预侧误差方差分解方法能进一步了解变量间 的动态影响关系。西姆斯（Ｓｉｍｓ，１９８０）在分析了大型宏观计量经济模型存在的不 足后，提出了应用ＶＡＲ方法来研究货币政策，相对于大型联立方程模型，他用 较少的变量（６个变量）建立起的ＶＡＲ模型，研究和比较了美国（１９４９．１９７５）和德 国（１９５８．１９７６）的情况，为研究货币政策的效果开辟了一条崭新的思路，并由此 推动了货币政策效果评价与度量的深入研究，取得了许多有重要价值的研究成
果。协整理论是格兰杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）和恩格尔（Ｅｎｇｌｅ）于八十年代正式提出。随后，

这一理论在国际上得到了同益广泛的应用，并在实践中得到进一步发展。目前， 在利用时间序列资料建立模型时，对协整关系的检验己经成为必不可少的一步。
国内学者运用时间序列等计量经济方法研究货币问题要晚一些，基本始于 上

个世纪９０年代中后期，对于货币政策问题，如货币政策对实质经济的影响等问 题的计量研究，是九十年代中后期的事情。１９９６年，刘斌博士率先应用协整分 析方法系统地研究了中国的货币需求问题，分别建立了中国的季度和年度货币 需求模型。同时用所建模型作了不同时段的预测分析。他指出：协整与误差校正 模型不仅考虑了变量的长期信息，而且考虑了动态特性，因而在理论与实证研 究中不失一种值得采用的方法。２００１年底，徐龙炳博士系统地运用ＶＡＲ模型以 及冲击响应函数方法与工具，对中国改革开放以来的不同时段货币政策（传导） 的数量效果。２００２年，谢平、罗雄队针对我国情况运用历史分析法与响应函数
法首次将中国货币政策运用于检验泰勒规则，得到泰勒规则可以很好地衡量中

国货币政策的结论。由国内外学者应用计量经济模型研究发展趋势可以看出， 向量白回归ＶＡＲ模型和协整分析方法已越来越广泛地应用于货币政策及通货膨 胀方面的研究。
关于滞后协整的相关理论，Ａｎｇｅｌｏｓ Ｋａｎａｓ和‘Ｇｅｏｒｇｉｏｓ Ｐ．Ｋｏｕｒｅｔａｓ（２００５）
ａｎｄ

通过研究英国证券市场的大公司和小公司的有价证券价格（ｓｍａｌｌ－ｆｉｒｍ
ｌａｒｇｅ－ｆｉｒｍ ｐｏｒｔｆｏｌ ｉｏ

ｐｒｉｃｅｓ）发现不含滞后项调整的两个资产组合不存在长

期的协整关系，而考虑了滞后调整的两种价格，经验证存在协整关系，得出结论； 实证结果拓展了先前关于英国市场上领先一滞后影响（１ｅａｄ—ｌａｇ ｅｆｆｅｃｔ）的理

３

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

论依据。国内着眼于滞后协整研究的期刊不多，在中国学术期刊网上只找到两篇， 一篇是周瑾（２００６）的纯理论文献，文章介绍了滞后协整的概念，参数估计和检
验；另一篇雷钦礼（２００５）根据农业生产的特点，得到结论：影响农民做出粮

食种植决策的粮食价格和农业生产资料价格并不是粮食收获时的实际价格，而是 上一年或当年初农民进行粮食种植决策时对未来粮食价格和农业生产资料价格 的预期，因此，要揭示粮食生产的价格作用机制，就必须对农民的价格预期与粮食 生产的关系进行研究；利用滞后协和的理论对中国粮食生产的各相关变量的滞后
协和模型与滞后误差修正模型的估计分析，实证表明了中国粮食生产中价格预期 机制的存在和有效性。

二、货币政策非对称性的研究现状
国外对于货币政策非对称效应的实证研究起步较晚，多数重要的实证文献

出现于２０世纪９０年代。经过十多年的发展，非对称效应的实证研究在研究对 象和实证技术上都同益多样化。～般来讲，用计量实证的方法研究货币政策对 宏观经济的作用主要是考察货币供应量或者利率的变化同经济指标变化之间的 数量关系。如果以货币供应量的增加（减少）或者利率的下降（上升）代表扩张性 （紧缩性）货币政策，那么非对称效应的研究面临的第一个问题在于如何对紧缩 性货币政策和扩张性货币政策进行数量描述。 对于货币政策的非对称性，Ｃｏｖｅｒ（１９９２）率先提出了一种建模方法来解决这 一问题。Ｃｏｖｅｒ使用美国战后］９４９至１９８７年的季度数据对货币冲击的非对称
效应进行了分析。Ｃｏｖｅｒ首先将货币供给方程的残差项分离为正向货币冲击 （ｐｏｓｉｔｉｖｅ
ｍｏｎｅｙ

ｓｈｏｃｋ）和负向货币冲击（ｎｅｇａｔｉｖｅ

ｍｏｎｅｙ

ｓｈｏｃｋ），进而分析

正负向货币冲击对经济产出是否存在的非对称作用。由于模型设定将极大的影 响实证的结果，Ｃｏｖｅｒ分别使用Ｂａｒｒｏ（１９７７，１９７８）和修改后的Ｍｉｓｈｋｉｎ（１９８２） 货币供给方程生成货币供给残差序列，进一步带入产出方程进行比较研究。通 过对正负向货币冲击非对称零假设的检验，Ｃｏｖｅｒ发现从统计意义上讲，正向
的货币冲击对实际产出没有显著影响，而负向的货币冲击对产出存在显著性影

响。这一定程度上证明了紧缩性货币政策对产出的作用大于扩张性货币政策。
Ｃｏｖｅｒ的研究其重要意义除了从实证上验证了货币政策的非对称效应，更重要

４

的在于其建模思想对后来的货币政策非对称实证研究影响很大，这也使得Ｃｏｖｅｒ 在１９９２年发表的这篇文章成为以后货币政策非对称效应相关研究中必然引用 的文献。
．

Ｃｏｖｅｒ的实证中一个主要问题在于货币供应量的变化也许并不能有效的反
映政策的变动。在对这一问题的修正上，Ｄ．Ｐ．Ｍｏｒｇａｎ（１９９３）做出了创新性的研

究。Ｍｏｒｇａｎ选取１９６３年２季度到１９９２年３季度的数据，考察美国联邦基金利 率对于产出的影响。Ｍｏｒｇａｎ先借鉴Ｃｏｖｅｒ的建模思想，将利率方程的残差项分 离为正向和负向利率变动，再带入产出方程中进行各滞后阶系数的检验，发现 利率的正向变动对产出的影响显著，而负向变动对产出的影响并不明显。这一 检验再次证明了紧缩性货币政策与扩张性货币政策效力的非对称性：在进一步
的研究中，Ｍｏｒｇａｎ采用Ｂｏｓｃｈｅｎ＆Ｍｉｌｌ（１９９３）的Ｂｏｓｃｈｅｎ—Ｍｉｌｌ指数来代表货 币政策方向，进而研究货币政策方向的变动是否对产出有非对称效应。通过实

证分析发现，在整个样本区间内，指数值的增大（代表紧缩性货币政策）对产出
的影响较大且具有统计上的显著性：而指数值的减小（代表扩张性货币政策）对

产出的影响较小且不具有统计上的显著性，实证结果同样显示了货币政策的非 对称效应。Ｃｏｒｒａｄｏ和Ｈｏｌｌｙ（２００３）在在假设实体经济中通货膨胀与产出缺口 之间存在非线性关系的前提下，基于费力普斯曲线有关理论，证实了采用非线性 货币政策规则会得到很满意的政策操作效果。Ｄｏｌａｄｏ，Ｍａｒｉａ－－Ｄｏｄａｄｏ和Ｒｕｇｅ
－－Ｍｕｒｃｉａ（２００４）则估计了仅对通货膨胀非对称的利率规则，发现美国在１９８３

年后利率规则呈现非线性特征。利用泰勒公式研究比较了五个国家中央银行的
货币政策对通货膨胀和产出缺口的非对称性效果，结果表明四个欧洲国家的货

币政策存在非线性特征，但美国的除外，并从劳动力市场角度解释了出现这个．
结果的原因。

酉内直接以货币政策非对称效应为专题的理论研究文献并不多见，更多的
是对国外研究成果的总结和评述，目前以货币政策非对称效应为专题的研究成

果基本集中在实证研究领域。。
对中国货币政策非对称效应的实证研究文献基本是在２０００年后出现，得到的

结论也由于计量模型、数据和变量选取的不同而存在分歧。黄先开和邓述慧（２００Ｃ） 利用１９８０—１９９７年的季度数据借鉴Ｃｏｖｅｒ的模型对中国货币政策的非对称效应逍

５

行了检验，结论是狭义货币供给Ｍ１的正负冲击不存在所谓的非对称性：而广义货 币｛：｝！．给Ｍ２的冲击则在一定程度上存在非对称性，但这种非对称性与西方困家的情 形ｉＦ好相反：ｊＦ向货币冲击对产出的影响强于负向货币冲击。故最优的货币供小ｉ 规则应该是采用棚机选择的原则，而不必是单一规则。陆军和舒元（２００２）利用ｑ， 国１９８２—１９９９年的年度数据，借鉴ｃｏｖｅｒＩｊＣＪ货币供给模型，通过建立描述货币供给 的自回归分布滞后模型来估计出正负货币冲击，然后带入反映产出的多变量线性

方程进行回归分析，分析的结论同黄和邓的结论正好相反，由于负向冲击的系数
大于正向冲击的系数，他们认为未预期到的负向货币冲击对产出的影响大于未预 期到的正向货币冲击。陈德伟、徐琼、孙崎岖（２００３）运用预测方差分解法对我 国１９９３年一２００１年货币政策作用的非对称性问题进行实证研究，结果表明，在 我国货币冲击的紧缩效应大于扩张效应，紧缩性货币政策能够有效地抑制经济

的过热增长，而扩张性货币政策却无法显著摆脱经济的恶性衰退。因此从对称?盹
角度看，在扩张时期和紧缩时期，货币冲击效果在我国具有微弱的非对称性。超 进文、阂捷（２００５）参考，Ｂｒｕｉｌｌｓｂｏｏｆｄ和Ｃａｎｄｅｌｏｎ提出的平滑迁移回归方法，利 用ＬＳＴＲ模型对中国货币政策效力的非对称性进行了实证检验，其结论是无论是以 货币供应量还是以利率作为我国货币政笔的中介目标，其操作效果均呈现出明显 的非对称性，具有很强的非线性特征。文章认为市场经济的不完善，传统的行政 干预手段和其它非市场手段操作等是影响我国货币政策非对称效应的重要匿ｌ素。? 蒲勇健、龚文娟（２００７）从货币政策效应不对称的角度分析货币政策对房地产市 场调控的效果，同样是借鉴了Ｃｏｖｅｒ界定正负货币冲击的建模思路，通过实证分 析得出结论：货币政策列。房地产市场的调控效果具有非对称性， 扩张性的货币

政策在统计意义上大于紧缩的货币政策，并对非对称性的成因做了解析。

第三节本文的创新点和主要研究思路

一、本文的创新点或学术贡献
（一）目前已有的协整分析一般是对同期变量之间的协整关系进行讨论，
６

而没有考虑到不同期变量之间的协整关系（即滞后协整的理论），搜索到的罔
内文献仅有的一篇实证文献是关于农民的价格预期与糠食生产关系的研究（雷

钦礼（２００５）），本文引入滞后协整的理论，将该理沦运用到宏观经济分析中， 研究货币政策操作工具与物价指数之间的长期均衡关系，并给出反映变量问长 期均衡关系的滞后协整方程，同时给出滞后误差修正模型，以扩展国内关于滞
后协整理论的应用领域。
：

（二）目前国内现有文献对货币政策非对称性的研究几乎都是借鉴ｃｏｖｅｒ （１９９２）的货币供给模型，通过建立描述货币供给的自回归分布滞后模型来估
计出正负货币冲击，然后考查货币政策对产出的非对称性，或者是利用预测方 差分解法来研究其非对称性，如Ｃｏｒｒａｄｏ和Ｈｏｌ ｌｙ（２００３），Ｄｏｌａｄｏ，Ｍａｒｉａ— Ｄｏｄａｄｏ和Ｒｕｇｅ－－Ｍｕｒｃｉａ（２００４）。

Ｌｕｃａｓ（１９７６）指出，传统的计量经济模型是一种后顾性经验模型，其在模型
的设定方面缺乏微观经济理论基础，对动态调整机制及预期的处理方法也具有

随意性，当经济环境、政策体制、预期形成机制等发生变化时，有可能导致行为
方程的不稳定，这将对政策分析和评价造成很大影响。

针对以上的问题，本文试图从经济理论的角度入手，即利用新凯恩斯前瞻性 模型和非二次损失函数相结合所设定的最优目标函数（Ｎｏｂａｙ，Ｒ＆Ｐｅｅｌ，Ｄ，
Ｗｏｏｄｆｏｒｄ（２００３）），待估的政策规则为：

?‘＝（１－ｐ）［ｉ‘＋ｃｌ（巧一万＋）＋ｃ２ｙ，＋巳（乃－－７（＋）２＋ｃ４＿２】＋店一ｌ＋ｑ

其中¨。警＾＝鲁矗＝等华等
采用非线性广义矩估计对目标函数进行估计，不仅研究中国货币政策操作
对产出缺口的非对称性，同时考察其对通货膨胀的非线性特征，并在此基础上考 察这种非对称性偏好引起的非对称性反馈规则对通货膨胀产生的影响。

二、本文的研究思路及框架
论文旨在根据中国的国情，采用月度数据，运用计量经济方法和经济理论， 分别从线性和非线性两个角度研究货币政策变量与物价指数之间的关系。
基本框架如下：

７

（一）介绍论文的选题背景、现实意义、本文的创新点以及文章的结构。 （二）系统ｆｉ：ｆ究货币政策与通货膨胀卡Ｕ关的经济理论．为各变量与通货膨 胀数繁关系提供，经济理论方面的攮础。 （三）运用相关的计量经济模型，采用实际月度数据，从长期和短期两方 面对我国各宏观货币政策变量对通货膨胀的影响效果进行了动态分析。包括， 用同期协整估计方程、误差修正模型，动态分析各货币政策变量对物价指数的 动态影响，得到各变量在不同时期对ＣＰＩ的影响力度和方向。 （四）引入滞后协整的概念，给出了基于最小二乘法和极大似然法的估计和 检验方法。运用滞后协整理论，采用时差相关系数确定变量间的时滞，分析了各 货币政策变量与物价指数之间的长期均衡关系，给出反映变量间长期均衡关系的 滞后协整方程，同时给出滞后误差修正模型；并在基于ＶＡＲＩ均Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验旗 础上，得出通货膨胀的直接和间接影响因素。 （五）论文最后利用新凯恩斯前瞻性模型和非二次损失函数相结合所设定 的最优目标函数，采用０Ｅ线性广义矩估计法对目标函数进行估计，以研究中国 货币政策操作对产出缺口和通货膨胀的非线性特征，并在此基础上通过因果检 验来考察这种非对称性偏好引起的非对称性反馈规则对通货膨胀产生的影响。

８

第二章货币政策与通货膨胀的相关经济理论

第一节货币政策目标

货币政策作为一国重要的宏观经济政策，是商品经济发展到一定阶段的产
物，并随着商品经济的发展而不断进一步地完善。 货币政策有广义和狭义之分。从广义上将，货币政策应该包括政府、中央 银行和其他有关部门所有有关货币方面的规定和所采用的影响货币数量的一切 措施。狭义的货币政策指的是中央银行为实现既定的经济目标，运用各种工具

调节货币供给和利率，进而影响宏观经济的方针和措施的总和。货币政策一般 包括三个方面的内容：政策目标、实现目标所运用的工具和预期达到的政策效 果。由于从确定目标到运用工具乃至达到预定政策目标，这中间存在着一些环
节，因此，货币政策实际也包含中介目标和政策传导机制等内容。

货币政策的最终目标一般有四个：稳定物价、实现充分就业、促进经济增
长和平衡国际收支，这四个目标也是基本的宏观经济目标，是各国政府和中央 银行力图实现的理想状态。 物价稳定指一般物价水平在短期内不发生显著的或急剧的上下波动，一般 情况下，衡量物价的指标有三个：一是ＧＮＰ平均指数，它以构成国民生产总值 的最终产品和劳务为对象，反映最终产品和劳务的价格变化情况；二是消费物 价指数，它以消费者的日常生活支出为对象，能较准确的反映消费物价指数的

变化情况：三是批发物价指数，它以批发交易为对象，能较准确的反映大宗批
发交易的物价变动情况。 在不同国家、不同经济条件下，人们对物价上涨的承受能力是不相同的， 但是，无论在什么情况下，都不愿意物价水平／‘≮断上涨，而总是想把物价的上

涨幅度控制在最小的范围内，以实现没有物价上涨或轻微物价上涨的经济增长
目标。 因此，物价波动是世界各国普遍存在的经济问题，是货币政策研究的蓖点

９

问题。

第二节通货膨胀的概念及与之相关的主要货币政策

通货膨胀是指流通中的货币量超过客观需要量所引起的货币持续贬值的一 种现象。或者说，通货膨胀是一般价格水平的持续和显著的上升。 通货膨胀具有四个特点：第一，通货膨胀是一种非正常的经济运行状态的反 映：第二，通货膨胀的本质是货币持续贬值：第三，通货膨胀的起因是市场货币的 流通量超过客观需要量：第四，通货膨胀强调的是一股价格水平的波动，而不是

地区性的或某类商品和服务的价格波动。
货币政策措施是治理通货膨胀时最易被选择采用，也是遏制恶性通货膨胀

最宜接有效的政策工具。货币政策和金融工具的调控，对于治理通过膨胀应该是
比较有效的，关键就是政府决策者有没有信心按照政策措施去实施，并配之以其 他相应的政策，措施进行综合治理。

一、控制货币供应量增长。货币供应量是形成通货膨胀压力的根源，因此，
采用控制货币供应量作为目标的货币政策是为了切断货币供应超量、制止政府
增发货币引起失控。随着货币主义理论８０年代的盛行，各国政府在治理通货膨

胀、特别失恶性通胀时，大多采用严格的紧缩通货、压缩信贷和投资规模、制止
滥发货币等手段。但是，该政策措施的运用，需要相关基本实施条件：一是要有其

他宏观经济政镱的支持，尤其是财政政策的配合：二是要有权威机构的坚决执行，
行使调控货币供应增长率的职权。在中央银行缺乏独立性、政府仍是直接参与

，经济的投资者，或是政府仍对企业和部门的经济活动干预过多的情况下，选掸和
实施货币供应量政策的难度就更大。

二、调整货币利率。紧缩性货币政策的另一个重要方面就是利率的提高。
中央银行既可以通过减少货币间接的是利率上升，也可以通过提高贴现贷款的

利率直接带动整个市场利率体系的上扬。利率的上升，促使人们将更多的收入用
于储蓄，从而使消费需求减少：同时，他还意味着投资成本的上升，从而也对投

１Ｏ

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

资需求有抑制作用。

三、确定通货膨胀率的目标范围。在另一些国家，他们总结失败的教训，货
币当局选择了确定本国经济增长能够承受的通货膨胀率，作为控制的直接目标， 以此调整各自的货币政策。新西兰、加拿大和英国就采用了这种货币政策。实
践证明，它在治理通货膨胀方面也取得了成功。

第三节国内通货膨胀情况

在我国经济体制改革后，从８０年代中期开始，我国出现了严重的通货膨胀现 象，１９８４－１９９６年的１２年间，商品零售物价指数上涨了２．６倍，年均上涨８．２％，其
中两次严重的通货膨胀高峰期的年物价上涨率分别为１８．８％（１９８８年）和２４．１％ （１９９４年），对我国的经济、政治、社会产生了很大的冲击，严重影响到经济改革 的进程，阻碍了我国经济的健康发展。

下面简要回顾１９７８年改革开放以来，我国经历的各次通货膨胀以及各通货膨 胀时期我国将货币政策和其他宏观经济政策相互配合对通货膨胀进行治理的情 况，以揭示通货膨胀与货币政策之间的密切联系。 １９７８年改革开放以来，我国经历过多次通货膨胀，分别发生在１９８０年、１９８４ —１９８５年、１９８８—１９８９年、１９９３—１９９４年￥口２００３－２００４年。２００２年底开始，我国经
济出现过热苗头，２００３年价格上涨再次抬头，２００４年达到３．９％。掘有关报道和实

证分析，２００５年物价上涨的压力仍未根本缓解。１９８０年的通货膨胀及其治理：１９８０
年，商品零售价格上涨达到６％。１９８０年１２月，国务院发出《关于严格控制物价、

整顿议价的通知》，随后中央工作会议做出了继续对国民经济进行大的调整的决 策。会议要求，一方面要大规模压缩基本建设投资，缩减国防费和行政管理费， 减少财政开支：另一方面要继续加快农业、轻工业的发展，增加消费品生产，开 辟财源：力求实现财政收支、信贷收支的基本平衡，不再搞财政性的货币发行， 把物价特别是基本生活必需品的销售价格稳住。经过这一阶段的调整，商品零售 价格指数在１９８２年和１９８３年分别回落到１．９％和１．５％的水平上。

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

１９８４－１９８５年的通货膨胀及其治理：１９８５年，居民消费价格指数上涨９．３％国务 院采取紧缩信贷和紧缩财政的宏观调控措施，以抑制经济过热的势头。国家在严 格控制财政支出和固定资产投资规模的同时，主要运用货币、信贷手段紧缩 银根，严格控制信贷总规模和现金投放，加强银行金融信贷管理工作和开展全面 信贷大检查，大力组织货币回笼。在这些措施的作用下，居民消费价格指数由９．３％
回落到１９８６年的６．５％。

１９８８－１９８９年的通货膨胀及其治理：１９８８年８月，我国出现了解放以来第一次 储蓄存款的净下降，同时“抢购风”达到了高潮，１９８８年居民消费价格指数达到
１８．８％ａ

１９８８年９月，党中央国务院提出用３年左右的时间把改革和建设的重点放

到“治理经济环境、整顿经济秩序’’上来，并实行财政金融“双紧”政策。这次 治理整顿，很快收到了抑制通货膨胀的成效，居民消费价格指数由１８．８％降至１９９０
年的３．１％，进而维持在１９９１年３．４％的水平上。

１９９３－１９９４年的通货膨胀及其治理：１９９３年，通货膨胀突破了两位数，１９９４年 居民消费价格指数上升到２４．１％。针对当时经济过热导致的宏观经济失衡、经 济秩序紊乱的局面，１９９３年６月，党中央、国务院发布了《中共中央、国务院关 于当前经济情况和加强宏观调控的意见》，采取了１６条以治理通货膨胀、消除经 济过热为首要任务的综合治理措施，这些措施主要包括三个方面的内容：一是“约 法三章”：，坚决查处乱拆借、乱集资、乱提高利率等非法行为，堵住资金流失： 二是适时微调，在总量从紧的原则下，改进贷款供应，保证资金重点需求，缓解 企业资金困难，开好资会投放“Ｊ下道”：三是灵活利用利率杠杆，及时开办保值 储蓄，促进货币回笼。中国人民银行在国务院领导下，坚持实行“适度从紧”的 货币政策。至Ｕ１９９６年底，适度从紧的货币政策收到明显成效，通货膨胀得到控制，
国民经济实现“软着陆’’。

２００３年，国民经济运行中出现了粮食供求关系趋紧，固定资产投资增长过猛， 货币信贷投放过多，煤电油运供求紧张等问题。居民消费价格指数自２００３年９月 起快速上升，１２Ｆ］达到了３．２％的水平：进入２００４年后继续保持快速上涨态势，从１ 月份的３．２％升至６月份的５．０％，７，８，９－－－个月均维持在５％以上的较高水平。党中 央、国务院见事早，行动快，于２００２年中央经济工作会议时就对出现低水平重复 建设问题提出预警，２００３年，又针对经济生活中的一些苗头性、倾向性问题，见

１２

微知著，主动调控，陆续采取了一系列调控措施。２００４年，中央根据经济运行中 洼；现的投资膨胀加剧、物价回升加快等新情况，：茫“两会”以后果断提出要紧紧 把握土地、信贷两个闸门，及时加大了调控力度。２００４年下半年以来，随着加强 和改善宏观调控取得积极成效，又明确提出宏观调控仍处于关键阶段，多次强调 要防止出现反弹。 ２００７年春，发生了两件事。其一是，已经以９％ＮｌＯ％的实际速度增长的经济 在这一年的上半年最终突破了１１％的增长关口。其二是，ＣＰｌ从１月份的２．２％上升
Ｎ５月的３．４％……然后到了８月的６．５％，Ｎ２００８年１月，通货膨胀率达到了７．１％。

中国似乎进入了另一个通货膨胀的时期，最初的物价上涨，是由猪肉价格的大幅
度上升带动起来的，国家多次动用库存猪肉仍然没能打住猪肉价格上涨的步伐，

眼看就要进入年关了，猪肉的需求在中国的传统节日将呈现刚性。肉价上涨，带
动了其它食品价格的上涨，以方便面为例，虽然国家打击方便面企业的合谋行为，

但是却带动了其它产品隐性的价格提升，油价上涨，带动了运费价格上涨，工业 品的价格也随之有所拉动：房地产价格一直在高位运行，带动着建筑材料和装饰 材料的价格不断上升。人们见房地产增值快，也把目光投向了购买房屋，从而叉 促进了房地产热，使得房地产开发进入了恶性循环的状态。 由上述我国经历的各次通货膨胀以及各通货膨胀时期我国将货币政策和其 他宏观经济政策相互配合对通货膨胀进行治理的情况可以看出，加强和改善宏观 调控尤其是货币政策取得了明显成效，货币政策是抑制和防范通货膨胀的重要手 段，尤其是货币供应量、银行信贷以及利率等在中央银行货币政策操作中具有霓 要作用。

１３

第三章货币政策变量与通货膨胀线性关系的实证研究

本章将分析通货膨胀与货币政策各工具变量之间的线性关系，引入滞后协 整的理论，来研究研究我国货币政策与通货膨胀的关系，并与一般的协整的实 证结果比较。本章的结构如下：第一节介绍了变量的选择与数据处理：第二节 分析了货币政策变量与通货膨胀的同期协整关系：第三节分析了货币政策变量 与通货膨胀的滞后协整关系，并对各变量作了基于ＶＡＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验以 分析通胀与政策变量之间的直接或间接因果关系：第四节结合实证检验的结果 对本章进行了小结。

第一节变量选择与数据处理

本章中变量的选择主要源于上文的理论分析，数据区间是２０００年１月多Ｊ２００７ 年１０月共９４个月度数据。数据来源于中国人民银行网站、国家统计。局网站、Ｗｉｎｄ 资讯网以及中国经济信息网。正如前文所述，居民消费价格指数（ＣＰＩ）具有能硬 时反映消费品供给与需求的对比关系，直接与公众的日常生活相联系的优点，在 检验通货膨胀效应方面有其他指标难以比拟的优越性。而且国际上～般以居民消 费价格指数作为度量通货膨胀的标准。因此，本文在实证分析中选取居民消费价 格指数作为通货膨胀的度量。 货币政策变量的选取在分析西方国家若干货币政策中介目标、并综合中国货 币政策中介目标及其争论情况后，为更为全面地研究我国货币政策变量与通货膨 胀之间的数量关系，本章在分析中选取的货币政策变量有：货币供应量、银行ｆ？ｉ 贷、利率、汇率以及股票价格指数五个方面指标。

一、货币供应量方面指标
１９９４年以后，央行将货币供应量作为货币政策的监控目标，央行通过调控货 币供应量来调控宏观经济，从１９９６年起，央行正式采用货币供应量与贷款量一起 作为ｑＪ介目标。我国货币供应量包括三个层次：流通中现金Ｍ０，狭义货币供应量 Ｍ１（货币＋活期存款），广义货币供应量Ｍ２（Ｍｌ＋准货币）。考虑到广义货币供应毓Ｍ２
１４

应用范围的广泛性，本文实证研究部分选取广义货币供应量舵作为货币供应量的
代表变量。

二、银行信贷方面指标
从前文介绍的我国货币政策变量的演进情况看，银行信贷一直是我国货币政 策操作中的一个重要变量，虽然在近几年是以货币供应量为主要中介目标，但中 央银行货币政策操作也非常重视信贷总量的控制。本文采用金融机构各项贷款作 为银行信贷方面的代表指标。

三、利率方面指标
由于同业拆借市场利率能够迅速反映市场资金的供求状况，采用银行问市场
７天同、Ｉ匕拆借利率作为市场利率的代表变量。

四、汇率方面指标
随着中国改革开放的逐渐深入，尤其是加入ＷＴＯ后中国资本市场的全面开 放，中国金融市场将会曰益多元化，国内与国外经济的联系将更加紧密，汇率也 可能成为中国货币政策中重要的中介目标变量，受到各界的广泛关注。本文选取
具有代表性的人民币／美元平均汇率来反映汇率方面的影响。

五、股票价格指数指标
虽然中国目前股票市场还不是很完善，股票价格指数作为货币政策中介目标 的可能性不大，但股票价格指数对通货膨胀的影响也不容忽视，近期有越来越多 的学者讨论股票价格指数的影响。本文选取具有代表性的上证综合指数作为股票 价格方面的指标以研究股票价格指数对通货膨胀的影响。 进行实证之前，首先，因为取得的ＣＰＩ原始数据是同比指数，同比指数是以 上年同期为对比基期的价格指数，基本上不受季节性因素的影响，可以较好地反 映年度价格变动。但同比指数受上年基数的影响，包含着“翘尾”因素和“新涨
价”因素的影响。因此，同比指数的高低并不意味着实际价格水平的高低。如ＬＩＪ

于去年基数较高，近期同比价格指数有所回落，但同时钢材、燃料、运输等ｊ．．江ｊ； 价格仍在上涨，下游的食品和一些工业消费品价格也在上涨或降幅明显缩小，辽 货膨胀的压力仍然较大。相对而言，定基指数是以某一固定时期价格水平为列。比 基期的价格指数，可以较好地观察一个较长时期绝对价格水平的变动。所以本文

１５

利用ＣＰＩ环比数据将它们转化为定基数据： 其次，为了使模型的设定更合理并减少或消除潜在的异方差问题，对文中选 用的所有绝对变量取对数处王里，这样做还有一个好处是可以在一定程度上减少原 始数据统计口径不一致的误差对最终结果的影响。 最后，原始数据为月度数据，还要对明显具有季节性的变量进行季节调整， 本文采用Ｘ～１２方法。经处理后的通货膨胀水平、货币供应量，银行信贷量、利率、 汇率以及股票价格指数分别用ＩＮＦ、Ｍ２、ＬＯＡＮ、Ｉ、ＥＸＣＦＬＭ、ＯＧＥ、ＳＩＮＤＥＸ表示。

第二节货币政策变量与通货膨胀的同期协整分析

一、数据的平稳性检验
检验变量间是否具有协整关系之前，首先要检验数据的平稳性。平稳性的常 用检验方法是图示法与单位根检验法。图示法即对所选各个时间序列变量及其一 阶差分作时序图，从图中可以看到，各个变量的时守图均表现出明湿的非平稳’陛，

而经过一阶差分后均表现出平稳性的特征。
然后再通过单位根检验来确定各个非平稳变量的单整阶数。单位根检验方法 很多，一般有ＤＦ，ＡＤＦ检验和Ｐｈｉｌｉｐｓ的非参数检验（ＰＰ检验），其中Ｅｎｇｌｅ－Ｇｒａｎｇｅｒ 的ＡＤＦ检验是最常用的检验方法。最优滞后期在ＡＤＦ检验中选取标准：保证残差项 不檑关的前提下，同时采用ＡＩＣ准则与ＳＣ准则，作为最佳时滞的标准，在二者值 同时为最小时的滞后长度即为最佳长度。在，ＯＦ检验中还存在一个问题，即检验 回归中包括常数，常数和线性趋势，或二者都不包括。本文选择标准：通过变量 的时序图观察，如果序列包含有趋势（确定的或随机的），序列回归中应既有常数 又有趋势：如果亭列没有表现任何趋势且有非零均值，回归中应仅有常数：如果ｊ々： 列在零均值波动，检验回归中应既不含有常数又不含有趋势。 采用ＡＤＦ检验法分别对各变量序列及其。阶差分进行平稳性检验。然后根据 检验结果确定各变量的单整阶数，检验结果见表３一ｌ。

１ ６

表３－－１

各交量平稳性的单位根检验结果
临界值 说明
１０％
—３．１５５４７（） －２．５８３７４０ —３．１５５４７０ －２．５８３７４０ —３．１５５７８６ －２．５８３７４０ —３．１５５７８６ －２．５８３７４０ —３．１５５４７０ －２．５８３７４０ —３．１５５４７０ －２．５８３７４０
事宰 幸● 窜● 奉●

变量

ＡＩＩＦ值

检验类型
ｌ％ ５％
—３．４５８８５６ —２．８９３２３０ －３．４５８８５６ －２．８９３２３０ －３．４５９３９７ －２．８９３２３０ －３．４５９３９７ －２．８９３２３０ －３．４５８８５６ －２．８９３２３０ －３．４５８８５６ —２．８９３２３０

ＩＮＦ

－０．６４０２８５ －８．２０７３６２ 一２．１７２７８３ －１０．８６０３６ －２．３９２１７７ －５．７６７４７６ —１．８８１６８７ —１６．４５１４７ ２．７２９２６５ －５．５７５３３６ ２．７０５９３２ －７．５４３４（）ｌ

（ｃ，ｔ，０） （ｃ，０，０） （ｃ，ｔ，０） （ｃ，０，０） （ｃ，ｔ，１） （Ｃ，０，０）

－４．０５９７３４ －３．５０３（１４９ －４．０５９７３４ －３．５０３０４９ －４．０６０８７４ －３．５０３０４９ －４．（）６０８７４ －３．５（１３０４９ －４．（１５９７３４ 一３．５０３０４９ －４．０５９７３４ －３．５０３０４９

△ＩＮＦ

舷
△Ｍ２ ＬＱＡＮ △ＬＯＡＮ
Ｉ

（Ｃ，ｔ，１）
（ｃ，０，（）） （ｃ，ｔ，（）） （ｃ，０，０）

△Ｉ
ＥＸＣＩＩＡＮＧＥ

料

△ＥＸ删ＧＥ ＳＩ嬲
△ＳＩ如）ＥＩｘ

料

．（ｃ，ｔ，（）） （Ｃ，０，０）

注：１．检验类型Ｃ（ｅ，ｔ，ｎ）中，ｃ表示带有常数项（ｃＩ［又０表示不带有常数项），ｔ表示带有趋势项 （ｔ取０表示不带有趋势项），ｎ表示滞后期数。 ２．“说明”栏内，术木表示在Ｉ％的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设。 ３．数据来源：Ｗｉｎｄ资讯网以及中国经济信息网。

由表３一ｌ中数据表明，ＩＮＦ、Ｍ２、ＬＯＡＮ、！、ＥＸＣＩ也ＡＮＧＥ、ＳＩＮＤＥＸ均为非ｊｆ‘稳

序列，其一阶差分均为平稳序列，所以可以认为它们均为一阶单整序列，即Ｉ（１）。

二、协整关系检验
由于ＩＮＦ、Ｍ２、ＬＯＡＮ、Ｉ、ＥＸＣＨ声ＬＮＧＥ、ＳＩＮＤＥＸ均为一阶单整时间序列，则在

这些变量之间可能存在长期稳定的均衡关系。本文运用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验方法对 此进行检验。如表所示，上述六个变量系统中存在协整关系。

１７

表３—２ 原假设（协整方程个数）
ｒ＝Ｏ● ｒ≤ｌ● ｒ≤２

迹检验结果 特征值
ｏ．３５８１８９ ０．３１４６８５ ０．２４８３３２

迹统计量
１

５％临界值
１（）７．３４６６ ７９．３４１４５ ５５．２４５７８

概率值
（）．ｏｏ（）７ ０．（｝（）７Ｉ） ０．０５５６

ｒ｛ｆ）．２８６（）

８９．４８７５５ ５４．７２２８７

表３—３ 原假设（协整方程个数）
ｒ＝Ｏ Ｓ １

最大特征根检验结果
特征值
０．３５８１８９ 【）．３１４６８５ ０．２４８３３２

最大特征根统计量
４０．７９８４４ ３４．７６４６８ ２６．２６２７，３

５％临界值
４３．４１９７７ ：｛７．１６３５９ ３０．８１５０７

概率值
０．０９３９ ０．０９２０ （）．１６３０

ｒ
●●

ｒ≤２

注：宰表示在５％的水平上拒绝原假设

表３—２的迹检验表明存在两个协整方程，但衰３～３的最大特征根检验表明

六个序列不存在协整关系。两种检验的结果不…致，我们首先根据迹检验的结果
估计以ＩＮＦ为被解释变量的协整关系式如下：

ＩＮＦ－－２．６４５２－０．（）０３８＊ＥＸＣｌ｛ＡＮＧＥ－０．（）２８０．Ｉ＋Ｏ．０５４２＊ＬＯＡＮ＋（）．１０２２．Ｍ２＋０．０１４０＊ＳＩＮＤＥ（３一】）

由式（３—１）知（括号内的数字为ｔ统计量），汇率和贷款额的ｔ统计量非常

不显著，说明这两个变量对通货膨胀的影响可以忽略。这个结果也在一定程度上 解释了迹检验和最大特征根检验两种检验结果不一致的情况。鉴于此，本文将｝［一
率和贷款易０除后，对剩余变量进行协整检验。方法同上。结果如下：

１ ８

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

表３—４

迹检验结果

原假设（协整方程个数）
ｒ＝０木 ｒ≤１ ｒ≤２

特征值
０．３３３８０１ ０．１４２９８３ Ｏ．１２７５０５

迹统计量
６５．６９４２５ ２８．３２６９２ １４．１３１５６

５％临界值
５５．２４５７８ ３５．０１０９０ １８．３９７７１

概率值
０．００４６ ０．２１６５ Ｏ．１７８６

表３—５

最大特征根检验结果

原假设（协整方程个数）
ｒ＝０幸

特征值
０．３３３８０１ ０．１４２９８３ ０．１２７５０５

最大特征根统计量
３７．３６７３３

５％临界值
３０．８１５０７ ２４．２５２０２ １７．１４７６９

概率值
０．００６９ ０．５６９７ ０．２０６５

ｒ≤ｌ ｒ≤２

１４．１９５３６ １２．５４８６１

注：水表示在５％的水平上拒绝原假设

由表３—４和３—５，迹检验和最大特征根检验均表明剔除汇率和贷款额后，

通货膨胀水平、利率、货币供应量和股价指数四个变量之间存在唯一一个协整方 程。将该协整方程写成以ＩＮＦ为被解释变量的方程，如下：
ＩＮＦ＝０．１４９７＇Ｍ２＋０．０１４８＊ＳＩＮＤＥＸ．０．００２３＂Ｉ＋２．６７２５
Ｔ＝（７．７６２７） （３．２）

（２．９１６１）（－２．４４１６）

根据格兰杰表现定理，变量间若存在协整关系，则除了可以表示变量间长期 均衡关系的协整模型式以外，还一定存在一个误差修Ｊ下模型（ＥＣＭ）可用来表示所
分析变量间的短期相关关系。 利用中国通货膨胀水平、利率、货币供应量和股票价格指数四个变量的数据， 以及协整模型式（３—２）的残差序列，可以估计得出通货膨胀的短期误差修正模型
（３－３）： ＡＩＮＦ＝０．１２１２＂Ａ Ｍ２．０．００１９幸ＡＩ＋０．０１５１丰Ａ ＳＩＮＤＥＸ．０．１１８１＊ＥＣＭＩ（．１１ （３．３）
Ｔ＝

（６．８８２９）（－２．４１０１）

（２．９７２４）（－１．２２２５）

从方程（３—２）和（３—３）可以看出：货币供应量是影响通胀的重要变量，

其长期系数是０．１４９７，货币供应量越大，通胀水平越高，越有可能引起通货膨胀； 反之亦然；货币供应量波动对通货膨胀短期波动的影响系数是０．１２１２，利率为

１９

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

－０．００１９；误差修正项的系数为一０．１ １８１，表明系统对通货膨胀率长期均衡的偏离 的调整在８个多月以后（Ｉ／０．１ １８１＝８．４６７４）可实现。

第三节货币政策变量与通货膨胀的滞后协整分析

由协整理论可知，误差修正模型是具有协整约束的向量时间序列自回归模
型，由于线性协整关系的约束，该模型中普遍存在的超参数和多重共线性问题会

大大减少，从而使得ＥＣＭ的预测精度大为提高。然而，传统协整关系的讨论，仅 仅针对同期向量序列讨论协整关系，并没有考虑到不同期向量序列之间的协整关
系。 而同期变量之间的协整关系检验可能会被拒绝，或协整关系虽然存在，但是

拟合效果欠佳，此时仍然无法很好的揭示变量之间的长期均衡关系。将滞后变量 引入协整模型，对于不同期向量序列的协整进行研究将会提高预测与决策的精 度，无疑会给我们的研究提供更为广阔的空间。我们将引入了滞后变量以后的协
整模型称为滞后协整。

一、

滞后协整的相关理论

（一）滞后协整的概念 如果有两个或两个以上不同期的时间序列构成的向量序列，它们自身是非平 稳（ｎｏｎ—ｓｔａｔｉｏｎａｒｙ）的，但它们线性组合却是平稳的，那么这些不同期的向量序 列之｜、日Ｊ存在协整关系，称这种协整为向量序列的滞后协整。用数学语言描述就是： 设某指标的当期时间序列为Ｘ１ｆ，则该指标领先或滞后ｉ。期的时间序列记为

墨（川１），类似地，有ｘ２（１＋『：），…，以（，＋，。）其中‘，之，…，三∈｛ｏ，±１，±２，…｝。

如果不同期的向量序列又，＝（ｘｌ（，＋』１），ｘ２（；＋Ｊ２），…，义巾％））帮是ｄ阶单整Ｉ（ｄ）的，
且存在一个向量口＝（％，…，％）， Ｚ，２口ｌ Ｘｌ（…。）＋口２ 使得 （ｂ）Ｏ）

ｘ２（。＋，：）＋．??＋口。以（，＋ｆ。）～Ｉ（ｄ＿ｂ）

则向量序列又，＝（ｘｌ（，＋』Ｉ），ｘ：【Ｉ＋『：），…，瓦（…。））是（ｄ，ｂ）阶协整的，，由

２０

于向量序中涉及到不同于当期宁列的滞后或领先时间序列，故称这种不同期向量 序列之间的协整关系为向量亭列的滞后协整（Ｌａｇ
ＣＯ—ｉｎｔｅｇｒａｔ ｉｏｎ）。

口＝（ｑ，…，％）是滞后协整向量。不同期向量序列Ａ７，＝（蜀¨十¨，五’２。∽∥…，

以。…。，）之间的滞后协整方程为： 彩ｌ墨ｔ，＋ｆ１１＋％ｘ２ｔｌ＋，：）＋…＋％鼍（川。ｌ－－－－０
经济学上不同期向量序列间存在滞后协整关系意味着有某种经济机制带０约

着不同期的变量的运动，使不同期的变量之间短期内的偏离不会太远，长期则会
走向均衡。这种长期的均衡关系可以由不同期向量序列的滞后协整方程刻画。 （二）滞后期的一种确定方法一时差相关分析法 时差相关分析法是利用相关系数检验经济时间序列变量之间滞后关系的一－ 种最常用的方法。一般地．对于两个时间序列经济变量，通常选择其中一个作为 基准变量，计算与另一个变量在时间上错开（滞后几期）时的相关系数，以它们的 大小来判断两个变量之间的时差关系。其计算公式为：

Ｃｒｏｓｓ（１）：—下—』皇＝＝；苫；＝＝＝—。＝。＝一
、ｆ∑（誓一，一王）：∑（咒一多）２
Ｉ，＝Ｉ
，＝１

∑（蕾一，一为（只一多）

．卜式中ｃｒｏｓｓ（１）表示两个时问序列变量在时差为ｌ的时差相关系数，ｘ，，７分 别表示两个时间序列变量｛五）、｛Ｍ）的均值，１表示两个时间序列变量的时差（或 称之为延迟数），‘其取值为整数，如果取正整数则表示变量｛薯）滞后于变量｛乃）， 如果取负整数表示变量｛Ｘｆ）先行于变量｛只），如果取零则表示两个变量一致。在 分析政策时滞时，通常利用上式诗算出若干个不同延迟数的时差相关系数，然后 进行比较，其中最大自，ｊ时差相关系数所对应的时差被认为是两个经济时间序列变 量之问的时滞。有关检验时间序列之间的关系的统计图形主要包括自相关图、偏 自利关图和互相关图，根据景气指标选择的基本原理， 被选指标与基准指标的

互｝．：关系数中绝对值最大的系数对应的月份即为该指标先行或滞后的月份。幻：棚 关函数（ＣＣＦ）计算互相关系数简单快捷，是一种很强大的进行指标变动分析的。ｌＩ 具，但是应该注意的是，该公式有一定的适用条件：只能应用于平稳时间序列。
２１

（三）滞后协整检验
对于滞后１办鸭的检验，可参考Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验方法，将不同时划的变量守列砚 为一般亭列用Ｊｏｈａｎｓｅｎ疗法进行检验。Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验方法是ｒｏｈａｎｓｅｎ于１９８８年．以 及在１９９０年与Ｊｕｓｅｌｉｕｓ一起提出的一种基于向量自回归模型进行榆骑的南洼，是 一种进行多重协整检验的较好的方法。根据检验统刊量的不同，Ｊｏｔｌａｎｓｅｎ检验法

叉分为特征值轨迹检骑和最大特征值检验两种检验方法。

二、滞后协整的实证检验
（一）滞后期的确定
根据第二节的分析，我们这里考察通货膨胀与货币供应量、股价指数以及利 率的滞后协糙关系，首先，要利用时差相关系数洼确定滞后期数，应该注意的是． 互相关函数（ＣＣＦ）计算互相关系数简单快捷，是一种根强大的进行指标变动分析

的工具，但该公式有一定的适用条件：只能应用于平稳时间序列因此在进行分析
时必须进行数据转换得到的平稳时间序列。 本文利用互相戈函数（ＣＣＦ）计算通货膨胀与货币供应量、股价指数以，豆利率 之间在１：同的延）墨数刚的互相关系数，由软件ｓＰｓｓ 表３
６。 １２

Ｏ实现，结果如图３—１队及

…ｈ…Ｋ
ｆ蝴

ｂ…ｗ＇’＇５
ｊｔ一：＋女＾ｗ

…ｇ

…？ｍ …一ｍ ｔ…∞
｛∞。“ Ｑ，∞ｔ目 ｛ｍｊ ｏ

Ｌ—～—０—＇—Ｈ
５

ｅ＃ｊ∞

ｒ
’

…｛十

ｒ ｒ
。

一 ’
。

一１∞ ｝…＊ … …ｑ …■ …‘■
～：１＊ 一…∞
Ｈ’ｅ一

‘
’

…

’’

。

Ｌ…■ １…ｅ

“
’

ｒ

一‘ｃ 畔｜：
７‘‘，

’

’?

＝；Ｉ通货膨胀与货币供应受Ｍ２的ＣＣＦ图

图３一ｌ是通货膨胀指标与货币供应量的互相关系数，左边是ＣＣＦ的数值，右边
是两者ＣＣＦ的图示：表３—６集中列出了通货膨胀指标与货币供应量、利率和股票价 格指数的ＣＣＦ。

表３＿６ 延迟数（月）
●

通胀与货币政策变量的互相关系数
ＤＩＮＦ，ＤＭ２ Ｄ１、Ｆ．Ｄｌ ＤＩＮＦ，ＤＳＩＮＤＥＸ

１

ｈｇ（－ｉ） Ｌｅａｄ（＋ｊ）
０．０２６６ ０．０８５０ ０．０５０２ ０．０７３０ ０。０８４０ （）．１９２５ （）．１８１８ （１．０００８ ０．００３６ （）．０３８１ （｝．１０６８ ０．０８２４ ０．１５２３ ０．０２６６ －０．０７３８ ０．０８９３ －０．０９９８ —０。０２３４ ０．１８９９ －０．１２５１ ０，００５２ －０．０６７０ —０．１ １６４ －０．０７９５ ０．０４４４ —０．０２７５

Ｌａｇ（－ｉ）
－０．１００７ －０．０３４７ ０．０４３５ ０．１２７４ ０．０７４８ －０．０８８８ ０．０８９４ －０．０８０７ ０．０８３７ ０。０２２３

Ｌｅａｄ（＋ｉ）
—０．】００７ ０．０２８０ ０．１１６５ ０．（）０６９ ０．０００２ ０．０４ｌ（） ０．０８２１ Ｏ．０２１７ 一Ｏ．１ １ １０ ０．０３０ｌ Ｏ．１０５７ －０．０９２１ －０．０９７５

Ｌａｇ（一ｉ）
０．３７２４ ０。０６９７ ０．０４８８ ０．１８５３ ０．０７９５ ０．１２９３ ０．２２０２ ０．２０１０ ０．１ ８３６ ０．１０９０ ０．０２９６ ０．０３９０ －０．０３０７

Ｌｅａｄ（＋ｉ）
０．３７２４ ０．１３０４ ０．２１３６ —０．０２１ ７ ０．２７１７ ０．０７０７ ０．００２３ －０．０２５８ ０．０２２３ －０．０５２０ ０．０６７３ ０．２１０７ —０．１１９１

０ 】 ２ ３ ４ ５ ６ ７ ８ ９ １０ １ １ １２

－０．０１２５
Ｏ．１０８９ ０．０４８９

Ｍａ）Ｌ｜ｒｌ
Ｉ

（）．１９２５

０．１２７４

０．３７２４

一

一Ｊ

－３

Ｏ

注：』ａｘ｜ｒ｜代表绝对值最大的互相关系数，Ｉ代表最优滞后期数。
数据来源：中国人民银行网站以及中国经济信息网。

由表３—６可知，

ＩＮＦ与Ｍ，的最优滞后期数为５个月，与利率ｉ的最优滞后ｊ｛ｉｊ

数为３个月，与ＳＩＮＴＤＥＸ的最优滞后期数为０。
为了验证所计算的滞后期是否ｊｊｊ确，论文这里用了一个简易的法则（该法９１《

２３

类似与分布滞后模型的特定估计（Ａｄ

Ｈｏｃ

Ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ））：即用Ｙ。与ｘ；的不同滞

后期分别做普通最小二乘回归，综合考虑刚归结果的判定系数和待定滞后期变篷 系数估计’值的显著性，以确定较好的滞后期，验证的结果见表３—７：；｝Ｈ３—８。
表３—７
Ｍ２
Ｒ
２

通胀指标与货币供应量不同滞后期的回归结果
Ｍ．（－１）

Ｍ．（一２）
０．９９２３３１ ０．００００

Ｍ，（－３）

Ｍ。（－４）

Ｍ．（一５）

Ｍ．（。６）

０．９９１ ２２３ ０．００００

０．９９２１ ６１ ０．００００

０．９９２３０６ ０，００００

０．９９２３７８ ０．００００

０．９９２６８１ ０．００００

０．９９２４７５ ０．００００

Ｐｒｏｂ，

表３—８
Ｉ
２

通胀指标与利率不同滞后期的回归结果
Ｉ（－１）
０．９９４３４０ ０．４０４１

Ｉ（?２）
０．９９４３５７ ０，３３３７

Ｉ（－３）
Ｏ．９９４４８３ ０．０９６２

ｌ（－４、 ０．９９４３３２ ０．４５１１

Ｒ

０．９９２６８１ ０．３４２９

Ｐｒｏｂ．

注：表３—８的结果楚根据表３－７，把货币供应量聪定为ｌｌ ２（－５）所缮的估计结果：

根据表３—７和３—８，对Ｍ２取不同滞后期，滞后期为５之前，Ｒ：的值逐渐增力门， 到５时增至最大，然后－又逐渐减小。与用时善相关系数法确定的Ｍ２自勺滞后期一致。 同理，对利率，滞后期１到３时Ｒ ２的值逐渐增加，Ｉ（－４）系数估计值的符号不稳 定，而且只有滞后期为３时系数估计的统计量是显著有效的。因而，我们可以认 为用时差相关法确定的滞后期是可信的。 （二）滞后协整的检验 对于滞后协整的检验，可参考Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验方法，将不同时期的变量序列视 为一般序列用Ｊｏｈａｎｓｅｎ方法进行检验。ＩＮＦ与Ｍ，（－－５）、Ｉ（一３）、ＳＩＮＤＥＸ序列的 滞后协整的检验结果见表３—９署１－１３—１０。
表３－９ 原假设（协整方程个数）
ｒ＝Ｏ● ｒ≤ｌ ｒ≤２

迹检验结果
特征值
（）．２７８１３５ ０．１９３６１５ ０．０６６２７８

迹统计量
，５３．（）５０９５ ２５．０２２１０ ６．５１５３７（Ｉ

５％临界值
４７，８５６１３ ２９．７Ｉ｛７０７ １５．４９４７１

概率值
０．（）１５０ ０．１６０６ ０．６３４６

２４

表３—１０

最大特征根检验结果 特征值
０．２７８１３５ （）．１９３６１．弓 ０．０６６２７８

原假设（协整方程个数）
ｒ＝０●

最大特征根统计量
２８．（１２８８４ １８．５０６７３ ５．８９７５８ｌ

５％临界值
２７．５８，１３４ ２１．１３１６２ １４．２６４６０

概塞值
０．（｝４３９ Ｏ．１ １２（） ０．６２６４

ｒ≤ｌ ｒ≤２

以上结果表明，ＩＮＦ与Ｍ。（一５）、Ｉ（一３）以及ＳＩＮＤＥＸ四个变量之间存在一个协 整方程，将该协整方程写成以ＩＮＦ为被解释变量的方程，如下：
ＩＮＦ＝２．７５０６－４－０．１４３７幸Ｍ，（一５）?０．００１ ８球ｌ（－３）斗０．０１５６宰ＳＩＮＤＥＸ
（３－４）

Ｔ＝（１０．１４１ １）

（－１．６８２６）

（２．９９９９）

同样，可以得到通货膨胀的短期滞后误差修正模型，见式（３－５）：
△ＩＮＦ＝０．１ １９８．Ａ１６２（一５）一０．００１６＊Ａ ｌ（一３）＋（）．０１７２．Ａ ＳＩＮＤＥＸ一０．１９３８＊ＥＣＭ２（一１）（３—５）
Ｔ＝

（６．７５９９）

（一１．７１６３）

（３．Ｉ １００）

（一１．８６９５）

图３—２滞后胁整估计的真实值与预测值

图３—３同期协整估计的真实值与预测ｆｃｊ

由式（３－４），通货膨胀受滞后５个月的货币供应量及滞后３个月的利率，以 及当期股票价格指数影响，从各变量的系数估计结果可以看出，货币供应ｊｔ；： Ｍ：（一５）对通货膨胀的影响相对较大，系数为Ｏ．１４３７，其次为股票价格指数
ＳＩＮＤＥＸ，然ｆ是利率。利率Ｉ（－－３）的系数为负，表明利率与通胀的变动方向矧
２５

反，所以，从长期来看，政府提高利率可以达到降低通货膨胀的目标。 由短期滞后误差修正模型式（３—５），此误差修正模型的各系数估计值都显 著，胃．误差修正项ｅｃｒｕ２的系数为负，符合反向修正机制，其他变量【｛≈系数符ｉ多均 符合经济理论的预期，这表明此误差修正模型很好地描述了通货膨胀短期波动机 制。差分项反映了短期波动的影响，误差修正项ｅｃｍ２的系数大小反映了对偏离长 期均衡的调整力度。从系数估计值来看，即当短期波动偏离长期均衡时，将以 （－－０．１９３８）的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态，即表明考虑了滞后的系统 对通货膨胀率长期均衡的偏离的调整在５个多月以后（Ｉ／０．１９３８＝５．１５９９５９）可实 现。

三、基于ｖＡＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验
Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验的定义基于以下三个公理： 公理ｌ：过去和现在可以是将来的原因，但将来不能是过去和现在的原因。 公理２：完全信息集中不包含任何多余信息。 公理３：?所有因果关系的方向不随时间变化。 若Ｘ，是Ｙ。的原因，但Ｙ。不是Ｘ：的原因，我们称Ｘ，和Ｙ。之间存在单向因果关系； 若Ｘ。和Ｙ。互为因果关系，我们称Ｘ。和Ｙ。之问存在双向因果关系即反馈关系。 需要注意的是，变量间的因果关系不存在传递性，即Ｘ，是Ｙ。的原因￥ｆｌＹ．是Ｚ。的 原因并不一定能保证Ｘ。是Ｚ。的原因：但这并不是说Ｘ。不能影ＮＩ；］Ｚ，，它可以通过Ｙ。

间接对Ｚ。产生影响。为了把这种因果关系区分开来，我们把这种影响称为间接因
果关系，即称Ｘ。是Ｚ，的间接原因ｉ相应的，把Ｘ。和Ｙ，的因果关系，称为直接因果 关系，Ｘ。是Ｙ，的直接原因。 在Ｘ。是Ｙ。的：直接原因时，Ｘ。的变化直接影响Ｙ，以后的值；在Ｘ。是Ｙ。的间接原

防Ｉ时，Ｘ，的变化并不直接影响Ｘ。的取值，但它通过影响其他变量对的Ｙ，取值产生
影响。很明湿，这种间接因果关系也具有重要意义。 前面的两种协整分析与短期动态分析不能说明通胀与货币政策各变量之间 是否存在Ｇｒａｎｇｅｒ意义上的因果关系，我们采用基于ＶＡＲ模型的因果检验，检验实

２６

质上是检验～个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中，对于ＶＡＲ模型 中的每一个方程，将输出每一个其他内生变量的滞后项联合显著的Ｗａｌｄ统计量。 因为这里自ｇＯｒａｎｇｅｒ因果检验是基于ＶＡＲ模型的，所以这里先检验被估计的 ＶＡＲ模型的恰当性，如果被估计的ＶＡＲ模型的所有根模的倒数小于ｌ，即位于单位 圆内，则其是稳定的。之所以要检验其稳定性是因为如果模型不稳定，某些结果 将不是有效的（高铁梅，２００６）。图３—４给出了ＡＲ根的检验的结果图：
Ｉｎｖｅｒｓｅ Ｒｏｏｔｓ ｏｆ ＡＲ Ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ Ｐｏｌｙｎｏｍｉａｌ

图３－４ ＡＲ根的示意图

由上图可以看出很直观的看出，所有的单位根都落入单位圆内，所以所设定 的模型是稳定的。接下来便进行因果检验，表３—１１和表３－１２分别为通货膨Ｊ｝ＫＩＮＦ 方程和货币供应量Ｍ２方程的因果检验结果。
表３－１１

通货膨胀水平ＩＮＦ方程的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果 原假设
Ｍ２不能（；ｒａｎｇｅｒ弓ｌ起ＩＮＦ

Ｚ２统计量
１０．３９２６３ １．５０３６６９ ２．７２５７３５ １２．９９４５１

自由度
１ １ １ ３

Ｐ值
●

（）．（）（１ｌ：‘ ０．２２（１ｌ ０．（）ｇＫ７ （Ｊ．【ＪｌＪ二ＩＩ｛

ＩＮＦ

ＳＩＸＤＥＸ不肯邑（；ｒａｎｇｅｒ弓Ｉ起ＩＮＦ Ｉ不能－Ｇｒａｎｇｍ’引起ＩＮＦ Ｍ２、ＳＩＮＤＥＸ、】不能同时ｇｒａｎｇｅｒ弓Ｉ起ＩＮＦ

方程

２７

表３－１２

货币供应量Ｍ２方程的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果 原假设 Ｚ二统计量
３．６６６１１４ ３．３２，５７６６ ４．６７３８９３

自由度

Ｐ值

】ＮＦ刁ｉ有邑Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｌ起Ｍ２
Ｍ２

１

０．（）五再５ ０．（１６８２ ０．０３０６

Ｓ１～ＤＥＸ刁：胄邑Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｆ起Ｍ２ Ｉ不胄邑Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｌ起Ｍ２ ＩＮＦ、ＳＩＮＤＥＸ、Ｉ不能同时Ｇｒａｎｇｅｒ引起
Ｍ２

ｌ

方程

１

７．９３４３７９

３

０．０４７，１

由表３～１１可以看出，从双变量检验的角度，货币供应量Ｍ２、利率Ｉ是通胀ＩＮＦ 的直接原因，而股票价格指数ＳＩＮＤＥＸ不是通胀的直接原因：但综合来看，Ｍ２、 ＳＩＮＤＥＸ、Ｉ不能同时Ｇｒａｎｇｅｒ引起ＩＮＦ的原假设被拒绝，即货币供应量、利率和股 票价格指数的共同作用能Ｇｒａｎｇｅｒ引起通货膨胀。由表３～１２货币供应量Ｍ２方程的 检验结果可知，股票价格指数是Ｍ２的直接原因，所以可以认为，股桑价格指数可 以通过相关变量，如货币供应造Ｍ２，问接对通货膨胀产生影响，即股票价格指数 是通货膨胀的间接原因。

第四节本章小结

综合上述对中国通货膨胀和货币政策各相关变量的同期协整模型与同期误

差修正模型的估计、滞后协整模型与滞后误差修正模型分析，以及Ｇｒａｎｇｅｒ因果检
验，可以明确地得出以下一些简要的结论： 一（一）为考察变量问的长期协整关系，我们看式（３～４），通货膨胀受滞后５ 个月的货币供应量及滞后３个月的利率，以及当期股票价格指数影响，从各变醅 的系数估计结果可以看出，货币供应量Ｍ：ｔ一）’对通货膨胀的影响相对较大，系 数为０．１４３７，其次为股票价格指数ＳＩＮＤＥＸ，然后是利率。不论是同期协整，还是 滞后协整的估计结果均表明货币供应量对通货膨胀的影响相对来说都较大，所以 并不像有些学者所说的货币供应量已经不适用于中国的货币政策，从本章的实证

２８

结果可以看出，货币供应量这个中介目标在我国仍然是有效的。利率Ｉ（－－３）的 系数为负，表日月利率与通胀的变动方向相反，虽然实证结果显示利率其对通胀调 节力度不如货币供应量大，但考虑到货币市场利率尚未完全市场化这一事实，利 率政策应该作为控制通胀的有效手段。 （二）为分析变量间的短期波动关系，我们看通货膨胀的短期滞后误差修正 模型式（３－５），此误差修正模型的各系数估计值都显著，且误差修正项的系数 为负，符合反向修正机制，其他变量的系数符号均符合经济理论的预期，这表明此 误差修正模型很好地描述了通货膨胀短期波动机制。差分项反映了短期波动的影 响，误差修正项ｅｃｍ２的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计 值来看，即当短期波动偏离长期均衡时，将以（－－０．１９３８）的调整力度将非均衡 状态拉回均衡状态，即表明考虑了滞后的系统对通货膨胀率长期均衡的偏离的调 整在５个多月以后可实现。 （三）比较滞后协整与同期协整模型的真实值和预测值图像，图３－２５日图３－３， 可以看出滞后协整方程（３－４）的拟合效果优于同期协整方程（３－１）。因而政府 在考虑宏观调控政策以调控通货膨胀目标时应明确货币政策效果的显现必须有 不同长度的时滞，不应频繁大幅变动货币政策变量，应该主要根据货币信贷发行、 物价上涨幅度、投资反弹程度等因素，择机适当调整利率等政策变量。 （四）由基于ＶＡＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验可知，货币供应量、利率是通胀的直接 原因，而股票价格指数不是通货膨胀的直接原因：但是通过货币供应量和利率的 作用，它可以间接影响通胀水平。所以，虽然目前我国股票市场还不是十分完善， 但是在适当的时候，货币当局可以考虑将股票价格指数纳入到物价指标的监测指
标体系中。

２９

第四章货币政策与通货膨胀的非线性关系研究

冤一节 第一节

引吾 引言

前面的第三章分析了通货膨胀与货币政策各工具变量之间的线性关系，本
章将从非对称性角度来研究研究我国货币政策是否存在通货膨胀的非线性特 征，实证检验我国货币政策操作效果是否具有非对称性。由于第三章实证结果 表明物价指数对货币供应量、利率等货币政策变量均存在着时滞，所以结合宏 观经济理论，本章将运用新凯恩斯前瞻性模型和非二次损失函数相结合所设定 的最优目标函数，通过对此非线性反应函数的估计，来研究中国货币政策操作对 产出缺口和通货膨胀的非线性特征。本章的结构如下：第二节介绍非线性货币政

策反馈规则：第三节对中国货币政策规则显著的非线性特征进行实证检验：第四
节结合中国货币政策操作的实证检验结果对本章进行了小结。

一、

时滞与前瞻性

从宏观经济理论上来说，由于价格和工资的冈０性、金融市场中存在的孽擦以 及货币政策传导的不畅，从货币当局采取政策措施到有关经济变量如收入发彗ｉ 变动需要一定的时间间隔，具体表现为货币政策传导的滞后性，而这种滞后性 的存在使得货币当局对前瞻性货币政策日益关注。Ｃｈｒｉｓｔｉａｎｏ、Ｅｉｃｈｅｎｂａｕｍ和 Ｅｖａｎｓ（１９９６）利用ＶＡＲ模型实证研究后发现，美国实际ＧＤＰ对于一个货币政策 冲击存在两个季度的时滞。方先明、熊鹏（２００５）利用方差分解技术测算，发现 我旧实际ＧＤＰ对于货币供给冲击存在４个季度的时滞，实际贷款利率对货币供 给冲ｍ存在３个季度的时滞。同样，本论文第三章的实证研究也表明，我国近

年．爿乏的物价指数对货币供应量、利率等货币政策变量分别存在５个月和３个月
：。ｉ，．；ｉｑ滞。

｛！剐ｔ。在传统泰勒规则模型中引入预期因素，构造一个前瞻性的货币政最反
∥函数，既可以使货币政策建立一种承诺机制，避免货币政策的短视和机会ｊ：义 倾向，又可以提高货币政策的透明性、可信性和有效性。这样，目标利率不是取

３０

决于已经实现的或“事后”的通胀率，而是取决于根据可获得信息（ａｖａｉｌａｂｌｅ ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ）而做出的对未来通胀率和产出缺口的预期。

二、

货币政策规则
Ｐｏｌｉｃｙ

货币政策规则（Ｍｏｎｅｔａｒｙ

Ｒｕｌｅｓ）是中央银行进行货币政策决策和操

作的指导原则。货币政策规则虽然是对中央银行的一种约束，但这种约束使货币
政策建立了一种承诺机制，从而可以避免货币政策的短视和机会主义倾向，并

提高社会的福利水平。同时，货币政策规则的采用也可以提高货币政策的透明
性、可信性和有效性。 最优的、时间一致的（Ｔｉｍｅ Ｃｏｎｓｉｓｔｅｎｔ）、前瞻的、稳健的货币政策规则／ｆｉ

仅可以指导中央银行制定出切实可行的货币政策，促进经济的平稳发展，而且可
以提高货币政策的有效性、可信性（Ｃｒｅｄｉｂｉｌｉｔｙ）和透明性。同时，货币政策舰 则也为评价货币政策提供了一个客观的基本框架，使人们能够比较各种货币政策 的实施效果及对社会福利的影响。

货币政策规则的研究历史并不短。但对货币政策规则的研究理论上和实践上 的突破是在近二十年，其中三个方面具有重要影响： 一是Ｋｙｄｌａｎｄ－－Ｐｒｅｓｃｏｔｔ（１９７７）及Ｂａｒｒｏ－－Ｇｏｒｄｏｎ（１９８３）的研究指出，如果 没有预承诺机制，那么选择的最优政策是时间不一致的，即当期最优的政策未必 在未来各期是最优的。Ｂａｒｒｏ－－Ｇｏｒｄｏｎ在此基础上进一步得到结论：当中央银行 追求的目标与社会福利目标存在差异时，如中央银行制定的失业率目标低于自然
失业率或其制定的产出目标高于潜在产出，货币政策的相机抉择具有时间不一致 性，这将会产生通胀偏差（Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ Ｂｉａｓ），而产出水平并不会提高。近年来
●

Ｓｖｅｎｓｓｏｎ（１９９７）ＳＮＷｏｏｄｆｏｒｄ（１９９９）的研究表明，若没有预承诺机制，即使ｒ１ 央银行的目标与社会福利的目标一致，相机抉择仍然会产生稳定性偏

Ｉ

（Ｓｔａｂｉｌｉｚａｔｉｏｎ Ｂｉａｓ），这种稳定性偏差将影响经济的动态特性，从而导致社会

福利的降低。因此，货币政策的相机抉择将会产生通胀偏差和Ｊ稳定性偏差两种偏 差，其中，通胀偏差是静态偏差，稳定性偏差是动态偏差。正是由于相机抉择具以 以上不足之处，人们近年来不断探索其它的货币政策决策方式对选择最优货币 政策所带来的有利因素，特别是人们臼益重视对货币政策觇则的研究。 二是Ｔａｙｌｏｒ规则（Ｔａｙｌｏｒ，１９９３）的研究。Ｔａｙｌｏｒ规则描述了短期利率如何
３１

针对通胀率和产出变化调整的准则，其对后来的货币政策规则研究具有深远的影 响。首先，从实证上来看，由Ｔａｙｌｏｒ规则计算出的联邦基金利率与实际数据拟含 得较好，从而对利率的调整进行了系统性的解释。从分阶段的估计结果看，Ｔａｙｌｏｒ 规则中关于通胀率的系数在Ｖｏｌｃｋｅｒ－－Ｇｒｅｅｎｓｐａｎ时代大于ｌ，而在此之前小于１。 这反映了美联储的利率调整在两个时代对经济稳定具有不同的效应。Ｒ［ＪＶｏｌｃｋｅｒ －－Ｇｒｅｅｎｓｐａｎ时代，当通胀率上升１％时，名义利率的提高大于ｌ％，从而使实际利 率上升，并对经济起到稳定的效果。而在Ｖｏｌｃｋｅｒ－－Ｇｒｅｅｎｓｐａｎ时代之前，当通胀 率上升时，名义利率虽然提高，但实际利率却在下降，这对经济起到了不稳定的效

果。其次，若采用Ｔａｙｌｏｒ规则，则货币政策的决策也就具有了一种预承诺机制，
从而可以避免ｎ寸问不一致问题。再次，采用Ｔａｙｌｏｒ规则比采用相机抉择能够提高 社会福利水平。即使在Ｔａｙｌｏｒ规则作用下，社会福利水平未必能达到最优水、Ｆ， 但其能趋近最优水平。最后，Ｔａｙｌｏｒ规则形式上的简单性为货币政策的操作提供 了一个参考基准，并且通过估计不同时期的Ｔａｙｌｏｒ规则，可以对货币政策进行客

观的评价。鉴于Ｔａｙｌｏｒ规则的蓬要性，近年来人们不断对其进行推广，如对其前
瞻性、稳健性等方面的研究和推广。由于货币政策传导的滞后性，因此，前瞻性 货币政策规则备受中央银行的关注。前瞻性货币政策规则使货币政策规则的研究 更向前进了一步，即货币政策规则必须考虑货币政策对经济影响的滞后效应， 从而使货币政策规则具有实用性。 三是实践中很多国家采用了盯住通胀（Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ Ｔａｒｇｅｔｉｎｇ）的货币政 策体制。目前采用这种体韦０较为典型的，如工业化国家的英格兰银行和新西兰储 备银行、新兴市场中的泰国和韩国中央银行以及发展中国家的巴西中央银行等。 从实际效果来看，盯住通胀的货币政策体制在稳定经济方面已取得了显著效应， 采用该体制的国家不仅保持了产出的平稳增长，而且使通胀率控制到合理的水 平。Ｓｖｅｎｓｓｏｎ（１９９９）指出，盯住通胀体制实际上是一种货币政策规则，且该规 则结合了货币政策规则与相机抉择两种决策模式的优点，因而是一种相机披择 住珀，ｊ规则（Ｄｉｓｃｒｅｔｉｏｎａｒｙ Ｒｕｌｅｓ）。另外，盯住通胀体制是一种前瞻性的货币政 策规则，它大大地提高了货币政策决策的透明性和可信性。虽然目前该规则未必 是最优的货币政策规则，但人们正积极探索改进的方案。当然，货币政策规则｝ｊ＿｛Ｉ

研究结果依赖于一定的模型框架。特别是，在后顾性（Ｂａｃｋｗａｒｄ－－ｌｏｏｋｉｎｇ）模型

３２

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究 或前瞻性（Ｆｏｒｗａｒｄ—ｌｏｏｋｉｎｇ）模型下得到的最优货币政策规则具有不同的特

性。因而，模型的结构及不确定性对最优货币政策规则的影响也是目前研究的一 个重要方向，所谓最优的货币政策，就是在一定的约束条件下中央银行通过选 择货币政策操作工具使货币政策目标达到最优。

第二节

非线性货币政策的反馈规则

Ｌｕｃａｓ（１９７６）指出，传统的计量经济模型是一种后顾性经验模型，其在模型 的设定方面缺乏微观经济理论基础，对动态调整机制及预期的处理方法也具有 随意性，当经济环境、政策体制、预期形成机制等发生变化时，有可能导致行为 方程的不稳定，这将对政策分析和评价造成很大影响。
本章将利用新凯恩斯自ｉｆ瞻性模型和非二次损失函数相结合所设定的最优目

标函数（Ｎｏｂａｙ，Ｒ＆Ｐｅｅｌ，Ｄ，Ｗｏｏｄｆｏｒｄ（２００３）），运用非线性广义矩估计对目标 函数进行估计，以研究中国货币政策操作对产出缺口和通货膨胀的非线性特征。 根据Ｓｅｖｅｎｓｓｏｎ（１９９９）的研究，货币政策规则是作为跨期最优化问题的结 果的。在跨期最优化过程中，决策者最优化了由经济结构所约束的目标函数，以 此得到最优货币政策规则。由于我们对政策规则的识别要依赖于反应函数的参 数估计，所以，我们将在一般的货币政策分析框架下，来判断参数设定对称性是 否合理，这是判定政策规则是否线性的关键性问题。

一、经济结构模型
目前，国内外研究所使用的经济结构模型可分为两类：一类是后顾性模型，另 一类是前瞻性模型，这里我们讨论的是由Ｃｌａｒｉｄｅ，Ｏａｌｉ和Ｇｅｒｔｌｅｒ（１９９９）提出的 考虑了价格粘性的新凯恩斯前瞻性模型，它具有对数线性形式，经济的演化过程 通过如下两个方程来表示：
尢？＝８ Ｅ

ｅ冗！“也Ｙ［＋￡：

（４．１）

ｙ，＝Ｅ Ｙ…一伊（‘一巨乃＋。）＋∥

（４－２）

方程（４—１）中，巧代表通货膨胀水平，Ｙ，代表产出缺口。方程（４—２）是

３３

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

市场出清条件下标准的消费Ｅｕｌｅｒ方程。其中，Ｙ，代表产出缺口，‘为短期名义 利率，乃是通货膨胀水平。该方程引入的消费平滑概念，使产出缺口是它未来值 的增函数，是真实利率ｆ，一Ｅ乃＋。的减函数。最后，方程（４—１）中的群和方程（４—２） 中的∥分别代表供给和需求的冲击，它们均服从一个自回归、均值恢复的过程。

二、损失函数
从福利分析角度看，货币政策规则要以社会福利最大化为其目标，因而，货 币政策的目标函数应选择为社会福利目标函数。Ｗｏｏｄｆｏｒｄ证明了损失函数的相 反数是社会福利函数的二次近似。因此，可以通过最小化损失函数，以达到最大
化社会福利函数的目的。 需要强调的是，在我们的分析框架下，损失函数不同于传统的二次设定，允

许政策制定者对通货膨胀和产出缺口相对于目标值的Ｊ下的或负的偏离做出不同 程度的反应。为更好地反映这种情况，我们引入非二次的损失函数，它将二次损
失函数设定作为其特殊情形。非二次的损失函数Ｌ．设定如下： ｅａ（口，一万。一口（万，一万’）一ｌ
Ｌ。＝
口２

！：：二丝二！
＋无［
Ｙ２

∥

］＋２（ｉ，－＇ｉ‘）２

（４—３）

其中，五和∥分别表示央行对实际产出围绕潜在产出波动和利率水平偏离 目标值的厌恶程度。万为通货膨胀目标，参数口和７则包括了损失函数中非对 称的信息。关于这种二次函数的设定Ｎｏｂａｙ和Ｐｅｅｌ（２００３）在研究最优货币政 策时也使用了这种非二次形式的设定。 在这个非二次形的设定中可以看出，一个正的Ｙ值表示实际产出正偏离潜
在产出水平时，所赋予的权重要高于相同程度的实际产出的负偏离。当Ｙ．＞Ｏ时， 损失函数的指数成分要小于其线性成分；反之，亦然。同理‘，如果货币当局更

加重视通货膨胀低于目标值刀，那么口的值将为负值，这意味着低于目标值的 通胀水平将会带来更高的成本。因此，口的符号与不同货币当局的政策偏好有

３４

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

关。 此外，我们注意到，方程（４—３）的损失函数设定是对传统二次损失函数设定的推

广，它将传统二次损失函数设定作为其特殊情形，这可以通过如下事实来说明： 当口和７同时为零时，损失函数Ｌ将简化为参数对称的形式：
１

—２［（乃一万‘）２＋名ｙ；＋∥（‘一ｉ‘）２］
这可以看作是新凯恩斯经济周期模型中以效用函数为基础的福利函数的二阶近 似。文献Ｗｏｏｄｆｏｒｄ（２００３）的研究结果表明，在传统损失函数二次设定下，政策的 偏好将成为模型原始参数的某种函数。因此，探究央行非对称性目标的证据，就 可以理解为寻求代理机构效用函数非对称性的证据。这为我们使用方程Ｉ（４—３） 作为损失函数的非二次设定找到了合理的分析基础。

三、最优政策规则
在相机抉择的条件下，求解最优的货币政策规则，即意味着要选择一个合适 的名义利率Ｌ，使得下式达到最小化即可：

叫竺兰型掣Ｍ Ｅ，－ｌ【气乒，＋钞ｉ．）２＋Ｅ
口一

其中，万ｆ＝ｋｙ，＋ｆ，，ｙ Ｉ＝－妒‘＋ｇ。，而Ｚ－－Ｅ川∑万７厶＋，，ｆ，＝秒巨乃＋ｌ＋筇，
ｆ＝ｌ

ｇ

ｔ＝Ｅｌ

Ｙ

ｌ“ｊｒ ９

Ｅ｜兀｜“七ｓ：。

－－Ｅ／＿｜（坐兰掣 ）ｋ妒一Ｅ，一。‘ｔ学］名伊＋∥
由这些条件，可导出一阶条件如下（Ｒｕｄｅｂｕｓｃｈ，２００２）：
（４－４）

它描述了最优的、可能是非线性的央行货币政策反馈规则。方程（４—４）也 包括了线性的形式，口和ｙ同时为零时，反应函数就变成了Ｒｕｄｅｂｕｓｃｈ

３５

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

（２００２），Ｇｌａｒｉｄｅ，Ｇａｌｉ和Ｇｅｒｔｌｅｒ（２０００）文章中讨论过的利率规则：
一ｋ Ｐ Ｅ川（巧一７／＂‘）～五伊Ｅ，－１
ｙ，＋∥

（‘一ｉ‘）２＝０

从上面的分析，我们可以得出一个十分有用的信息，即可以通过估计反应函 数的具体形式来检验央行政策偏好的对称性。

在具体进行实证研究中，如将央行一阶条件Ｅｕｌｅｒ方程中的所有参数纳入 模型分析框架，则许多参数将无法识别，为此，需要对模型进行简化。方法是 用函数的一阶泰勒展开式将方程（４—４）中的指数线性化，将预期值用实际值
代替。这样得到～个简化后的表达式。同时，考虑到Ｒｕｄｅｂｕｓｃｈ（２０００）关于利

率平滑的相关研究经验，我们在简化模型中引入一个滞后因变量来实现利率平
滑。这样待估计的简化政策规则为（Ｗｏｏｄｆｏｒｄ（２００３））：

‘＝（１一ｐ）【广＋ｑ（万，一万＋）＋ｃ２Ｙｔ＋ｃ３（乃一万‘）２＋ｃ４Ｙ，２】＋矶一１＋ｑ
其中，系数有如下表达式：

（４．５）

ｑ２一，ｃ２ ２一，巳＝ｉ一，ｃ４＝≮二 Ｕ ｐ 三“ 三Ｈ
从方程（４—５）不难看出，反应函数中的参数可以分为两类：一类是代表政策 制定者偏好的系数；另一类是描述经济结构变化的系数。我们可以通过估计 政策规则方程，来识别是否存在非对称性的政策偏好。仔细分析发现，反馈系 数ｃ３和ｃ。包括了重要的信息。例如，当ｃ３≠０和ｃ４≠０时，联合约束ｃ３＝ｃ４＝０ 就隐含了设定口＝ｙ＝０，这是因为口＝２ｃ３／ｃ．，７＝２ｃ。／ｃ２。因此，我们要检验
假设：
Ｈｏ：ｃ３ ２

ｋｃａ

２（ｏ

ａ！ｋｔｐ

织矽

ｃ４＝Ｏ，

就等价于检验假设
Ｈ
ｏ：

口＝厂＝０

可见，线性反应函数的原假设等价于对称性偏好的原假设，于是我们可以

通过一个标准的Ｗａｌｄ统计量来对对称性的偏好的原假设进行检验。

３６

第三节中国货币政策规则的非线性特征的实证检验

一、数据的选取及处理

。，＝｛：一三三 。２－｛二二三兰 。３＝｛二三二度
３７

潜在ＧＤＰ的回归方程为：
潜在ＧＤＰ＝１．０３７＋ＨＰＧＤＰ－２１ ６８４．６４７’Ｄ１—１７９５８．４３５。Ｄ２—１ ５７０１．７１ ９’Ｄ３
＋１３２１３．３１０

（４－－６）

利用实际６ＤＰ的对数值减去潜在ＧＤＰ的对数值得到产出缺口，记为ＧＡＰＧＤＰ。

（三）通货膨胀
选取消费者价格指数作为衡量通胀率的指标。通胀的目标值取４％（参．｝｛（１《政 府工作报告》，１９９８—２００１年ＣＰＩ目标值分别为５％、４％、４％，１％一２％， ２００７年为４．８％）。为保持数据处理一致，通胀偏离等于对数值减去目标值 对数，记为ＧＡＰＩＮＦ（赵进文、高辉，２００４）。

二、模型的估计
为克服误差项的序列相关和异方差性问题，我们采用最优权矩阵的广义矩 方法（６ＭＭ）来估计央行Ｅｕｌｅｒ方程的约简形式，Ｇ埘方法由于限制条件较少，因 而是目前估计前瞻性方程的一个有效方法。在对模型进行６ＭＭ估计之前，需要
对各个序列进行平稳性检验。检验结果见表４一ｌ。

表４—１

各序列平稳性的单位根检验结果 临界值 说明
１０％ －２．６６６５９３ —１．６０５６０３ －２．６９０４：｛９ －２．６９０４３９ —１．６０５６０３
●

‘变量

ＡＤＦ值

检验类型
１％ ５％ ３．０５２１６９ —１．９６４４１８ －３．０９８８９６ －３．（１９８８９６ 一１．９６４４１８

ＧＡＰＩ

一０．６４０２８５ －８．２０７３６２ －２．１７２７８３ －２．３９２１７７ －５．７６７４７６

（ｃ，０，Ｏ） （Ｃ，０，（）） （Ｃ，０，３） （Ｃ，０，３） （Ｃ，０，０）

－３．８８６７５ｌ 一２．７１７５】ｌ －４．００４４２５ －４．（）０４４２５ 一２．７１７．亏ｌｌ

ＡＧＡＰＩ
ＧＡｔ＇ＧＤＰ （；ＡＰＩＮＦ Ａ ＧＡＰ］ＮＦ

掌宰

●橐

注：１．检验类型Ｃ（ｃ，ｔ，１３）中，ｃ表示带有常数项（ｃ取０表示不带有常数项），ｔ表示带有趋势Ｊ吠

（ｔ取。表示不带有趋势Ｉ页）。ｎ表示滞后期数。
２．“说明”栏内，料表示在１％的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设，半表示在矾的０ 苦性水平上拒绝存在单位根的原假设。

３８

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

检验结果表明，除了ＧＡＰＧＤＰ为平稳序列，ＧＡＰＩ和ＧＡＰＩＮＦ．序列均为一阶单整 序列，对三变量进行协整检验，结果见表４—２、４—３。

表４—２ 原假设（协整方程个数）
ｒ＝Ｏ宰 ｒ≤ｌ ｒ≤２

迹检验结果

特征值
０．８６６７７８ ０．１６８７１７ ０．１３３７９６

迹统计量
１０３．１４２９ １４．４５０４９ ６．３１９９４４

５％临界值
３５．１９２７５
２０．２６１８４ ９．１６４５４６

概率值
０．００００ ０．２５９６ ０．１６７４

表４—３

最大特征根检验结果

原假设（协整方程个数）
ｒ＝０年

特征值
０．８６６７７８ ０．１６８７１７
●

最大特征根统计量
８８．６９２３８ ８．１３０５４８

５％临界值
２２．２９９６２ １５．８９２ｉ０

概率值
０．‘００００ ０．５３２２ ０．１６７４

ｒ≤１ ｒ≤２

０．１３３７９６

６．３１９９４４

９．１６４５４６

注：水表示在５％的水平上拒绝原假

以上的检验结果表明，各变量可以用于构建货币政策模型，并进行估计。
对式（４—５）进行估计，为此，对其先进行变形得到（４—７）：
ｉ ｔ－ｉ‘＝（Ｉ－Ｐ）［ｃ１（乃一万‘）＋Ｃ
２

Ｙｔ＋ｃ３（乃一万‘）２＋Ｃ４

ｙ；］＋Ｐ（ｉｌ＿１一ｉ‘）＋ｕ

（４—７）

令ＧＡＰＩ＝ｉ。－ｉ‘，ＧＡＰＩＮＦ＝乃一万‘，ＧＡＰＧＤＰ＝Ｚ，ＧＡＰＩＮＦ‘２＝（乃一万‘）２，以及

６ＡＰＧＤＰ“２＝ｙ；。我们对方程（４－７）实施非线性的６ＭＭ估计，选取从ｔ一１期开始的四阶 滞后的ＧＡＰＩ、ＧＡＰＩＮＦ、ＧＡＰＧＤＰ、６ＡＰＩＮＦ‘２、ＧＡＰＧＤＰ‘２共２０个工具变量，估计结果
见表４—４。 在该表中，我们同时给出了Ｒ ２值和Ｊ统计量值，它们分别是对估计方程的有

效性和工具变量选择的有效性进行检验。

３９

中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究

表４—４ 参数
Ｃ１ Ｃ２ Ｃ３ ．Ｃ４
●

方程（４—７）的ＮＧＭＭ估计结果 系数估计值
—０．５５５＊＊ ０．０６５＊＊ ０．５４４＊＊ ０．０１７ ０．９５９＊＊ ０．１４７

对应标准差
０．０９２ ０．０２２ ０．１３６ ０．１１６ ０．０４１

ｐ

Ｊ统计量
Ｒ
２

０．８００ ２．１６８

Ｄ—ｒｗ

注：料代表ｌ％显著性水平。卜．拒绝系数为零的原假设。

对政策偏好系数ａ、７进行假设检验，Ｈ ｏ： Ｗａｌｄ检验结果见表４－－５。

口＝７＝Ｏ§．ｃ３

２

Ｃ４＝０，

表４—５

政策偏好系数口、ｙ的假设检验结果

Ｗａｌｄ

Ｔｅｓｔ： Ｖａｌｕｅ ｄｆ

Ｔｅｓｔ Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｆ．ｓｔａｔｉｓｔｉｃ

Ｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙ

９．２６２０６２ １８．５２４１２

（２，

３６）
２

０．０００６ ０．０００１

Ｃｈｉ－ｓｑｕａｒｅ

计算得口－－２ ｃ’／ｃｌ＝－１．９６０３６，７＝２ｃ４／ｃ ２＝０．５２３０７７。

检验结果拒绝原假设，即ｔ２＂和ｙ显著的区别与零，说明央行存在非对称偏 好。７＞０，表示政府对产出缺口有『Ｆ向的偏好，口＜０说明对通货膨胀有负向偏
离的偏好。Ｗ（２）＝１８．５２４１２，Ｆ（２，３６）＝９．２６２０６２，Ｗａｌｄ统计量和Ｆ统计量同时

拒绝了货币政策线性反馈规则的原假设，说明存在非对称偏好和非线性反馈规
则。

４０

图４一ｌ

非线性模型拟合效果图

从图４—１可以看出，虽然从货币政策反馈规则的拟合效果来看，存在一阶 滞后（大约是一个季度），联系论文第三章实证的结果：考虑了滞后期的系统 对通货膨胀率长期均衡偏离的调整比没有考虑滞后的系统的调整期要短３个月 （即一个季度）左右。由此可以推断从１９９６年到２００７年第三季度我国货币政 策的实施应该是没有考虑到滞后效应；或者是虽然考虑到滞后效应，但是由于
货币政策实际操作时的困难性，不能很好的把握政策实施的最佳时间点。但是，

它的变动轨迹与实际值的变化轨迹还是较为一致的。

三、基于ＶＡＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验
类似于第三章，这里先进行，模型的稳定性检验。见图４－２。

４１

Ｊｎｖｅｒｓｅ Ｒｏｏｔｓ ｏｆ ＡＲ ＣｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉＣ Ｐｏｌｖｎｏｍ ｉａｌ

圈４．２单位根的示意图

所有的单位根都落入单位圆内，检验结果表明，所设定的模型是稳定的。

表４－６

通货膨胀缺口方程的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果
原假设
ＧＡＰ Ｊ刁：台匕Ｇｒａｎｇｅｒ弓Ｉ起ＧＡＰｌ～Ｆ

Ｚ２统计量
３．０２３００４

自由度
２

Ｐ值
０．２２０６ ０．０６２１

工ＮＦ

ＧＡＰＩＮ［？２不胄邑（；ｒａｎｇｅｒ弓ｌ起ＧＡＰＩＮＦ 方程 （：Ａｌ，（；Ｉ）Ｐ不肯是（；ｒａｎｇｅｌ一弓Ｉ起ＧＡＰ］ＩＮＦ （．；ＡＰ（１１）Ｐ２不能Ｇ】＾ａｎｇｅｒ弓ｌ起ＧＡＰ］ＮＦ （；Ａｌ’１、ＧＡＩ＇ＩＮＦ２、（；ＡＰ（；１）｝）、（；ＡＰ（；ＤＰ２不
能同Ｉｔ，ｊ－（；ｒａｎｇｅｒ二Ｊ Ｉ起（；Ａ｜１】】ＮＦ

５．５５８４４９ ２８．２１９４１ 】．２３８８８】

２ ２ ２

０．０００（）

０．５３８２

４１．ｊ５７１４弓

８

０．０００（）

４２

表４－７

产出缺口方程的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果 原假设 Ｚ：统计量
７４．１０９１４

自由度

Ｐ值
０．００００

ＧＡＰＩＮＦ不能Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｆ起ＧＡＰＧＤＰ
毽｝鼋谩罾

２

ＧＡＰＩ不青皂Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｌ起ＧＡＰＧＤＰ ＧＡＰＩＮＦ２不台皂Ｇｒａｎｇｅｒ弓Ｉ起ＧＡＰＧＩ）Ｐ ＧＡＰＧＤＰ２不能Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｌ起ＧＡＰＧＤＰ ＧＡＰＩ、ＧＡＰＩＮＦ２、ＧＡＰＩＮＦ、ＧＡＰＧＤＰ２不 能同时Ｇｒａｎｇｅｒ弓Ｉ起ＧＡＰＧＤＰ

０．１９６９８０ ９．２８３７３３ １３．７１８２７

２ ２ ２

０．９０６２ ０．００９６ （）．００１０

方程

１７８．３８２２

８

０．００００

表４?８

产出缺口二次方方程的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果 原假设 ＧＡＰＩＮＦ不肯邑（；ｒａｎｇｅｒ弓ｌ起ＧＡＰＧＤＰ２ ＧＡＰＩ刁ｉ肯邑Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｌ起ＧＡＰＧＤＰ２ ＧＡＰＪＮＦ２不能Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｆ起ＧＡＰＧＤＰ２ ＧＡＰＧＤＰ不能Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｌ起ＧＡＰＧＤＰ２
ＧＡＰＩ、ＧＡＰＩＮＦ２ｉ

Ｚ：统计量
１９．３３６２９

自由度
２

Ｐ值
０．００（｝１

ＧＡＰＧＤＰ２

１１．６６（１８５ １．３４３６４２ １４．０１８３８

２ ２ ２

０．００２９ （）．５ｊ（１８ ０．０００９

方程

ＧＡＰＩＮＦ、ＧＡＰＧＤＰ２不
６２．１３７５０ ‘一８ ０．０００（）

能同时Ｇｒａｎｇｅｒ弓Ｉ起ＧＡＰＧＤＰ

由表４－６可以得出，从双变量榆验的角度，ＧＤＰ缺口是通胀缺口的直接原因， 利率缺口不是通货膨胀缺口的直接原因，但综合来看，所有变量不能同时

Ｇｒａｎｇｅｒ引起ＧＤＰＩＮＦ的原假设被拒绝，即ＧＤＰ缺口和利率缺口的共同作用能
Ｇｒａｎｇｅｒ引起通货膨胀缺口。结合表４—７和４＿－８，可以推断利率偏离可以通过对 产出缺口的影响去间接影响通胀缺口，即通胀偏离。结合上面ＮＧＭ］¨Ｉ方法得出的 央行货币政策存在对产出缺口和通胀偏离的非对称偏好这一实证结论，我们可 以推断，货币政策的非对称性，可能会引起通货膨胀的偏离，即通货膨胀均僻 与目标植的偏离。

４３

第四节本章小结

从第三节的估计结果我们看出，从１９９６年至２００７年１０月，中国货币政策 同时存在通货膨胀偏离和产出缺口的非对称偏好，而且两种偏好方向相反，最 优货币政策规则存在对偏离和产出反馈的非线性特征，实证结果如下： １．中国货币政策存在产出缺口的正向偏好（／＞０）： 从非二次形损失函数的

角度看，一个正的／值表示实际产出正偏离潜在产出水平时，所赋予的权重要高

于相同程度的实际产出的负偏离，与刘金全、郑挺圜（２００５）非对称性的结论一
致。政策蕴含政府应重视控制过高的产出，以防止经济过热。 ２．中国货币政策存在对通货膨胀偏离的负向偏好（口＜Ｏ）：从非二次形损失 函数的角度看， 口的值为负值，意味着低于目标值的通胀水平将会带来更高的

成本。即通货紧缩相对于通货膨胀来说，会带来更大的危害，这是因为发展中国

家的经济高增长，往往会伴随着较高的通货膨胀，而发达的欧美国家经济发展已
经相对成熟，这些国家更注重保持较低的通胀率，保持通胀水平的基本稳定。表

明货币当局应重视过低的通胀率，以防止经济过冷。Ｗａｔｄ检验得出：线性反应
函数的原假设被拒绝，表明货币政策非线性反馈规则的存在。货币政策的非对 称性可能会引起通货膨胀的偏离，即通货膨胀均值与目标值的偏离。

中国货币政策的不对称效果对通货膨胀产生的影响，在国内学者的研究文
献中也得到验证。谢平、罗雄通过分析泰勒规则在中国的运用，认为中国货币政

策是一种不稳定的货币政策规则，利率对通货膨胀率的调整是适应性的赵进文、 高辉在构建中国利率市场化主导下的稳健货币政策规则中，考虑了利率对长期 目标通胀率的影响。刘金全、郑挺国运用向量自回归模型、区制转移模型和冲
击响应分析等方法，检验了中国货币政策冲击与实际产出之间的动态关系，再次

发现货币政策冲击对产出的影响存在明显的非对称性，并且实际产出对货币冲
击的反应存在着低度反应和高度反应区制。

第五章

结论与展望

２００７年１２月初。中央经济工作会议发布重要信息：已实施十年之久的”稳健的

货币政策”将调整为”从紧的货币政策”。在经历了连续四年两位数的经济增长后， 当前我国经济形势己发生较大变化。对此，中央经济工作会议提出２００８年宏观调 控首要任务：防止经济增长由偏快转为过热、防止价格由结构性上涨演变为明显 通货膨胀。为了应对当前宏观经济局面，政府对２００７年物价连续上涨、货币信贷 增长过快等宏观形势进行了准确判断，十年之久的”稳健的货币政策”功成身退，”
从紧的货币政策”登上历史舞台。 根据中国人民银行网站２００８年５月１４曰发布的２００８年第一季度中国货币政策

执行报告：中国人民银行按照党中央、国务院的统一部署，执行从紧的货币政策， 采取综合措施，正确把握金融宏观调控的节奏、重点、力度，维护总量平衡。加
强银行体系流动性管理，在灵活开展公开市场操作的同时，２００８年以来４次上调

存款准备金率共２个百分点，引导货币信贷合理增长和信贷结构优化。继续稳步 推进金融企业改革，增强人民币汇率弹性，改进外汇管理，促进经济金融协调发
展。 ２００８年３月末，广义货币供应量Ｍ２同比增长１６．３％，增速比上年同期低１

个百分点。人民币贷款增长明显放缓，３月末余额同比增长１４．８％，增速比上年 同期低１．５个百分点，金融运行总体平稳，货币信贷增速逐步回落，从紧货币
政策取得初步成效。

２００８年８月１７日，国家发改委宏观经济研究院副院长王一鸣介绍，最近三
●

个月我围ＣＰＩ持续下降，五月份是７．７％，六月份是７．１％，七月份是６．３％。他

估计下半年我国ＣＰＩ还会有一个下降的空间，但下降多少取决于国际能源和原 料价格的涨幅以及成本上升趋势能否稳定。２００８年９月来自国家统计局网站消 息，８月份居民消费价格总水平同比上涨４．９％。在全世界大概有５３个国家ＣＰＩ 都高于两位数的情况下，我国ＣＰＩ下降说明我国宏观调控取得积极成效。
以上的我国宏观货币政策取得的成效同时也证实了论文所得出的一些结 论：

１．货币供应量仍然可以作为我国现阶段的有效货币政策工具；
４５

２．虽然实证结果显示利率其对通胀调节力度不如货币供应量大，但考虑到
货币市场利率尚未完全市场化这一事实，利率政策应该作为控制通胀的有效手 段：

３．考虑到货币供应量和利率对通胀影响的长期性和作用的滞后性，应该主 要根据货币信贷发行、物价上涨幅度、投资反弹程度等因素，择机适当调整利
率：

４．由于股票价格指数可以间接影响通胀水平。所以在适当的时候，货币当 局可以考虑将股票价格指数纳入到物价指数的监测指标体系中： ５．中国货币政策存在产出缺口的正向偏好（／＞Ｏ）：从非二次形损失函数的 角度看，一个正的／值表示实际产出正偏离潜在产出水平时，所赋予的权重要高 于相同程度的实际产出的负偏离，与刘金全、郑挺国（２００５）非对称性的结论～ 致。政策蕴含政府戍重视控制过高的产出，以防止经济过热； ６．中国货币政策存在对通货膨胀偏离的负向偏好（口＜０）：从非二次形损失 函数的角度看， 口的值为负值，意味着低于目标值的通胀水平将会带来更高的

成本。即通货紧缩相对于通货膨胀来说，会带来更大的危害，表明货币当局Ｉ一时 ．啦重视过低的通胀率，以防Ｊ｝＝经济过冷； ７．Ｗａｌｄ检验表明货币政策非线性反馈规则的存在。货币政策的非对称性可 能会引起通货膨胀的偏离，即通货膨胀均值与目标值的偏离。
Ｐａｏｌｏ

Ｓｕｒｉｃａ（２００４）指出，美国在近二十多年问央行不存在非对称偏好，多

采取线性的货币政策，原因是发达的欧荚同家经济发展已经相对成熟，这些国家

更注重保持较低的通胀率，保持通胀水平的基本稳定。赵进文、阂捷（２００５）参考
了Ｂｒｕｉｎｓｂｏｏｆｄ和Ｃａｎｄｅｌｏｎ提出的平滑迁移回归方法，利用ＬＳＴＲ模型对ｒｆｌ国

货币政策效力的非对称性进行了实证检验，其结论为无论是以货币供应量还是
以利率作为我国货币政策的中介目标，其操作效果均呈现出明显的非对称性，

具有很强的非线性特征；该文认为市场经济的不完善，传统的行政干预手段和 其它非市场手段操作等是影响我国货币政策非对称效应的重要因素。由此可以
预见，随着中国ｔ盯场经济的进一步发展、完善，政府的非对称偏好也将逐渐减弱， 最优反馈规则的非线性特征也将变得不十分显著。 进入２００８年以来，面对受美国次贷危机影响进一步趋紧的国际经济大环境，

４６

以及步步走高的国内通货膨胀率，中国应该如何在抑制通货膨胀和保持经济平 稳较快增长之问找到一个平衡点，走出一条光明的道路已经成为当前经济学界 和政府部门讨论关注的热点和宏观调控所必须面对的艰难选择。

就今年中国经济形势而言，最重要的调控目标有两个，一是通货膨胀率，
二是经济增长率。对此中央给出的原则性的调控目标是“两防”：即防止价格 由结构性上涨演变为明显通货膨胀，防止经济增长由偏快转为过热。如果仅仅

要达到“两防”的目标，宏观调控的政策措施比较容易选择。因为，“两防” 目标所要求的政策取向是一致的——“从紧”，只要通过从紧的货币和财政政 策，收紧金融体系的流动性，压缩实体经济的总需求即可。问题是“防止经济 增长由偏快转为过热”只是给出了调控的上限—一“不能过热”，下限是什么
呢？治理通货膨胀是要支付成本的，一个最重要的成本就是要牺牲经济增长率。 我国今年的宏观调控目标所能容忍的经济增长率下限是多少呢？根据有关学者 研究表明： ２００８年中国通货膨胀率与经济增长率调控目标的合理组合是：居

民消费价格指数（ＣＰＩ）的上涨率为４．８％左右（即４．５％－５．５％），且现实一 点的界限可能是高限５．５％左右；而ＧＤＰ增长率为９．７％左右（９．Ｏ％一１０．４％）且现 实一点的界限是只要不低于９％，就以控制通货膨胀率目标为主，而‘一旦出现经 济增长低于９％的情况，就说明抑制通货膨胀的力度过大，为此付出的代价过高， 应该考虑减弱抑制力度。就中国目前的情况看，这个通货膨胀与经济增长平衡 点的问题是下一步有待深入研究的宏观调控问题。

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ａｎｄ Ｓｐｅｅｄ

ｏｆＡｄｊｕｓｔｍｅｎｔ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅ

ｆｒｏｍ １２ ＬＤＣｓ Ｍｏｎｅｙ

Ｄｅｍａｎｄ叨．Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ

Ｒｅｖｉｅｗ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｆｉｎａｎｃｅ １

９９９（８）：３９９－－４２０

［２５】Ａｎｇｅｌｏｓ

Ｋａｎａｓ，Ｇｅｏｒｇｉｏｓ，Ｐ．Ｋｏｕｒｅｔａｓ．Ａ Ｃｏ－ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ Ａｐｐｒｏａｃｈ ｔｏ Ｔｈｅ Ｌｅａｄ－ｌａｇ Ｅｆｆｅｃｔ Ｒｅｖｉｅｗ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ

［Ｊ】，Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ 【２６】Ａｄｅｍａ

Ｆｉｎａｎｃｅ．２００５（１ ４）：１ ８

１ ４２０ １．

Ｙｖｏｎｎｅ，Ｓｔｅｒｋｅｎ Ｅｌｍｅｒ，Ｍｏｎｅｔａｒｙ Ｐｏｌｉｃｙ Ｒｕｌｅ ｆｏｒｍ Ｆｉｓｈｅｒ ｔｏ Ｓｖｅｎｓｓｏｎ，Ｔａｙｌｏｒ Ｐａｐｅｒ，２００５．

ａｎｄ

Ｗｏｏｄｆｏｒｄ，Ｗｏｒｋｉｎｇ 【２７】Ｂａｌｌ，Ｌ，Ｓｈｅｒｉｄａｎ
２００３．

Ｎ．，Ｄｏｅｓ

ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ｔａｒｇｅｔｉｎｇ ｍａｔｔｅｒ？ＮＢＥＲ Ｗｏｒｋｉｎｇ Ｐａｐｅｒ，Ｎｏ．９５７７，

【２８】Ｆｉｓｃｈｅｒ ａｎｄ

Ｓｔａｎｌｅｙ．１ｎｆｌａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｇｒｏｗｔｈ．ＮＢＥＲ

Ｗｏｒｋｉｎｇ Ｐａｐｅｒ，Ｎｏ．１ ２３５，１ ９８３ Ｗｏｒｋｉｎｇ
Ｐａｏｅｒ，Ｎｏ．３７０２，

【２９】Ｆｉｓｃｈｅｒ，Ｇｒｏｗｔｈ，Ｍａｃｒｏ—ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ
１９９１．

ａｎｄ Ｄｅｖｅｌｏｏｍｅｎｔ．ＮＢＥＲ

［３０】Ｆｉｓｃｈｅｒ．Ｔｈｅ
１９９３．

Ｒｏｌｅ ｏｆ Ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｆａｃｔｏｒｓ Ｉｎ Ｇｒｏｗｔｈ．ＮＢＥＲ

Ｗｏｒｋｉｎｇ

Ｐａｐｅｒ，Ｎｏ．４５６５．

［３ １］Ｆｒａｎｓｅ，，Ｄｉｊｋ，Ｎｏｎ—Ｌｉｎｅａｒ
Ｐｒｅｓｓ，２０００．

Ｔｉｍｅ Ｓｅｒｉｅｓ Ｍｏｄｅｌｓ ｉｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ｆｉｎａｎｃｅ．Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ

【３２】Ｆｒｉｄｍａｎ．Ｔｈｅ 【３３】Ｓｖｅｎｓｓｏｎ

Ｒｏｌｅ ｏｆＭｏｎｅｔａｒｙ

Ｐｏｌｉｃｙ【Ｊ】．Ａｍｅｒｉｃａｎ
ａＳ ａ

Ｅｃｏｎｏｍｉｃ

Ｒｅｖｉｅｗ，１９６８（１８）：１２８－１７９．

ｌａｒｓ Ｅ．Ｏ．，ｌｎｆｌａｔｉｏｎ Ｔａｒｇｅｔｉｎｇ

Ｍｏｎｅｔａｒｙ Ｐｏｌｉｃｙ Ｒｕｌｅ［Ｊ】。Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｍｏｎｅｔａｒｙ

Ｅｃｏｎｏｍｙ．Ｖ４３ Ｊｕｎｅ，１ ９９９．

【３４］Ｇｅｏｇｅ
ＳＴＡＲ

Ｋａｐｅｔａｎｉｏｓ，Ｙｏｎｇｃｈｅｏｌ

Ｓｈｉｎ，Ａｎｄｙ Ｓｎｅｌｌ，Ｔｅｓｔｉｎｇ ｆｏｒ Ａ Ｕｎｉｔ Ｒｏｏｔ ｉｎ ｔｈｅ Ｎｏｎｌｉｎｅａｒ

Ｆｒａｍｅｗｏｒｋ［Ｊ】．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＥｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ，２００３（１ １２）：３５９－３７９。

［３５】Ｌｅｅ

Ｋ．Ｌｉｍ．Ａ Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ Ｐｒｉｃｅ Ｔｒａｎｓｍｉｓｓｉｏｎ ｂｅｔｗｅｅｎ ＡＤＲｓ ａｎｄ Ｄｕａｌｌｙ

Ｌｉｓｔｅｄ Ｓｏｕｔｈ Ｋｏｒｅａｎ

Ｓｔｏｃｋｓ［Ｊ】．Ａｖａｉｌａｂｌｅ

ｏｎｌｉｎｅ ａｔ ＷＷＷ．ｓｃｉｅｎｃｅｄｉｒｅｃｔ．ｃｏｒｎ．

４９

主鱼垡至堕箜量塑垡些壁丝垡丝墨］！垡丝羞丕堑壅一．一一，一一
【３６】Ｌｅｅ
Ｋ．Ｌｉｒａ．Ａ Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ Ｐｒｉｃｅ Ｔｒａｎｓｍｉｓｓｉｏｎ ｂｅｔｗｅｅｎ ＡＤＲｓ ａｎｄ Ｄｕａｌｌｙ

Ｌｉｓｔｅｄ Ｓｏｕｔｈ Ｋｏｒｅａｎ

Ｓｔｏｃｋｓ【Ｊ】．Ａｖａｉｌａｂｌｅ

ｏｎｌｉｎｅ ａｔ ＷＷＷ．ｓｃｉｅｎｃｅｄｉｒｅｃｔ．ｃｏｒｎ． Ｐｏｌｉｃｙ ｉｎ

［３７１

Ｎｏｂａｙ，Ｒ，Ｐｅｅｌ，Ｄ．Ｏｐｔｉｍａｌ Ｄｉｓｃｒｅｔｉｏｎａｒｙ Ｍｏｎｅｔａｒｙ

ａ

Ｍｏｄｅｌ

ｏｆ Ａｓｙｍｍｅｔｒｉｃ

Ｃｅｎｔｒａｌ Ｂａｎｋ Ｐｒｅｆｅｒｅｎｃｅ．Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｊｏｕｒｎａｌ，２００３，１ １ ３（４８９）：６５７—６６５．

［３８］Ｐａｔｎａｉｋ，ＩＬＡ，Ｄ．Ｋ．Ｊｏｓｈｉ．Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ，Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ
Ｐｏｌｉｃｙ ｉｎ Ｉｎｄｉａ，ｉｎ Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ，Ｇｒｏｗｔｈ ａｎｄ

ａｎｄ Ｇｒｏｗｔｈ ｔｈｅ Ｒｏｌｅ ｏｆ

Ｍａｅｒｏｅ６０ｎｏｍｉｃ
Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ

Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，Ｅｃｏｎｏｍｉｃ

Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ｆｏｒ Ａｓｉａ ａｎｄ ｔｈｅ Ｐａｃｉｆｉｃ【Ｍ】．Ｊｏｉｎｔ Ｐｏｌｉｃｙ Ｓｔｕｄｉｅｓ，Ｃｈａｐｔｅｒ ４，１ ９９８．

［３９】Ｒｕｄｅｂｕｓｃｈ，Ｇ

Ｄ．Ｔｅｒｍ Ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ Ｅｖｉｄｅｎｃｅ

ｏｎ

Ｉｎｔｅｒｅｓｔ Ｒａｔｅ

Ｓｍｏｏｔｈｉｎｇ

ａｎｄ Ｍｏｎｅｔａｒｙ

Ｐｏｌｉｃｙ Ｉｎｅｒｔｉａ．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ

ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００２（４９）：１
ａｓ ａ

１ ６ １—１ １ ８７．

【４０］Ｓｖｅｎｓｓｏｎ

ｌａｒｓ Ｅ．Ｏ．，Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ Ｔａｒｇｅｔｉｎｇ

Ｍｏｎｅｔａｒｙ Ｐｏｌｉｃｙ Ｒｕｌｅ【Ｊ】．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｍｏｎｅｔａｒｙ

Ｅｃｏｎｏｍｙ．Ｖ４３ Ｊｕｎｅ，ｌ ９９９．

【４ １］Ｓｕｒｉｃａ，Ｐ．Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ
Ｐｒｅｆｅｒｅｎｃｅｓ．ＣＥＳｉｆｏ

Ｔａｒｇｅｔｉｎｇ

ａｎｄ Ｎｏｎｌｉｎｅａｒ

Ｐｏｌｉｃｙ

Ｒｕｌｅｓ：ｔｈｅ Ｃａｓｅ ｏｆ

Ａｓｙｍｍｅｔｒｉｃ

Ｗｏｒｋｉｎｇ

Ｐａｐｅｒｓ Ｎｏ．１ ２８０，２００４． Ｐｏｌｉｃｙ Ｉｎｅｒｔｉａ．ＮＢＥＲ

【４２】Ｗｏｏｄｆｏｒｄ Ｍ，Ｏｐｔｉｍａｌ Ｍｏｎｅｔａｒｙ ［４３］Ｗｏｏｄｆｏｒｄ Ｍ，Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ

Ｗｏｒｋｉｎｇ

Ｐａｐｅｒｓ，Ｎｏ．７２６１，１９９９ａ． Ｐａｐｅｒｓ，Ｎｏ．８０７１，１ ９９９ｂ．

Ｓｔａｂｉｌｉｚａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｗｅｌｆａｒｅ．ＮＢＥＲ

Ｗｏｒｋｉｎｇ

Ｐｒｉｎｃｅｔｏｎ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ．２００３．

攻读硕士研究生期间所发表的学术论文

１．对外贸易与经济增长的省际面板协整分析【Ｊ］．浙江统计，２００８（３）：３１—３３． ２．ＧＤＰ与ＣＰＩ的经验协整及其利率调整和产出缺口的边际效应叨．管理科学
与统计决策，２００８（９）：６９．７７．

５１

致

谢

值此论文完成之际，衷心感谢我的导师许冰教授给予的悉心培养和指导。恩
师渊博的知识和严谨的治学态度格对我影响至深，言传身教使我受益匪浅。感激 之余，唯有在今后的一１二作学习中加倍努力，才不辜负恩师对我的期望。 同时还要感谢数量经济系的各位导师：徐川育教授、丁正中教授、赵卫垭教

授、袁桂秋教授。他们不仅教授了我课程，而且在很多方面给予我无私的指引和
帮助，在此表示衷心的感谢！ 感谢与我同窗近三年的同学们，同窗友谊弥足珍贵，与他们一起学习是一段 令人难忘的时光。感谢我的父母亲，是他们一直以来给予了我莫大的鼓励和支持。 最后，对在百忙之中抽出时间审阅本文的诸位专家表示衷心的感谢１

丁媛
２００８年１２月

５２



  本文关键词：中国货币政策与通货膨胀的线性与非线性关系研究，由笔耕文化传播整理发布。