本文關(guān)鍵詞：中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

⑧浙爐ｚ角矢乎
碩士學(xué)位論文
論文題目：

蟲國簋五醒重量通堂墅塍的 線世蘭韭堡篷羞墨研塞

作者姓名．＿———工—墼——— 學(xué)科專業(yè)； 研究方向： 指導(dǎo)教師： 熬量絲盤塋

壘翹睦量里
疊盎

提交日期：２０００年１２月

中國貨幣政策與通貨膨脹的

線性與非線性關(guān)系研究

摘要

貨幣政策是控制通貨膨脹的重要手段，貨幣政策的工具變量與通 貨膨脹之間的數(shù)量關(guān)系研究能為央行制定貨幣政策提供定量的科學(xué) 參考依據(jù)，以便有效地抑制和防范通貨膨脹。 本文根據(jù)中國近期月度和季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法和經(jīng)濟(jì)理 論模型，分別從線性和非線性兩個角度研究貨幣操作工具與物價指數(shù) 之間的關(guān)系： 首先，根據(jù)中國近期９４個月度數(shù)據(jù)，從線性角度研究貨幣量、信 貸以及其它因素對當(dāng)前物價指數(shù)的動態(tài)影響關(guān)系，引入滯后協(xié)整理論 分析各變量與物價之間的均衡關(guān)系，并結(jié)合滯后誤差修正模型，從長 期和短期兩方面把握貨幣政策等因素與物價之間的數(shù)量關(guān)系。主要結(jié) 論： １．通貨膨脹受滯后５個月的貨幣供應(yīng)量及滯后３個月的利率，以及 當(dāng)期股票價格指數(shù)影響，滯后協(xié)整方程的擬合效果優(yōu)于不帶滯后項(xiàng)的

協(xié)整方程；并不像有些學(xué)者所說的貨幣供應(yīng)量已經(jīng)不適用于中國的貨
幣政策，貨幣供應(yīng)量這個中介目標(biāo)在我國仍然是有效的。 ，２．通貨膨脹的短期滯后誤差修正模型中的各系數(shù)估計(jì)值都顯著， 且誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，其它變量的系數(shù)符號 均符合經(jīng)濟(jì)理論的預(yù)期，誤差修正模型較好地描述了通貨膨脹短期波

動機(jī)制；對各變量的基于ＶＡＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明：貨幣供 應(yīng)量、利率是通脹的直接原因，麗股票價格指數(shù)不足通貨膨脹的直接 原因；但是通過貨幣供應(yīng)量和利率的作用，它可以間接影響通脹水平。 政策蘊(yùn)含：在適當(dāng)?shù)臅r候，貨幣當(dāng)局可以考慮將股票價格指數(shù)納入到 物價指標(biāo)的監(jiān)測指標(biāo)體系中。 然后，從非對稱性角度來研究我國貨幣政策是否存在通貨膨脹的 非線性特征，考慮到滯后性的存在，采用考慮價格粘性的新凱恩斯前 瞻性模型和非二次損失函數(shù)相結(jié)合所設(shè)定的最優(yōu)目標(biāo)函數(shù)，實(shí)證檢驗(yàn) 了我國貨幣政策操作效果是否具有非對稱性，檢驗(yàn)結(jié)果表明： 從１９９６年至２００７年第三季度，中國央行貨幣政策存在顯著的產(chǎn) 出缺口和通脹偏離的非線性特征。 １．中國貨幣政策存在產(chǎn)出缺口的正向偏好（７＞０）：
從非二次形損

失函數(shù)的角度看，一個正的７值表示實(shí)際產(chǎn)出正偏離潛在產(chǎn)出水平時， 所賦予的權(quán)重要高于相同程度的實(shí)際產(chǎn)出的負(fù)偏離，與劉金全、鄭挺 國（２００５）非對稱性的結(jié)論一致。政策蘊(yùn)含政府應(yīng)重視控制過高的產(chǎn)出， 以防止經(jīng)濟(jì)過熱。 ２．中國貨幣政策存在對通貨膨脹偏離的負(fù)向偏好（口＜０）：從非二 次形損失函數(shù)的角度看， 口的值為負(fù)值，意味著低于目標(biāo)值的通脹才．

平將會帶來更高的成本。即通貨緊縮相對于通貨膨脹來說，會帶來更 大的危害，表明貨幣當(dāng)局應(yīng)重視過低的通脹率，以防止經(jīng)濟(jì)過冷。ｗａ】ｃ 檢驗(yàn)得出：線性反應(yīng)函數(shù)的原假設(shè)被拒絕，表明貨幣政策非線性反饋 規(guī)則的存在。貨幣政策的非對稱性可能會引起通貨膨脹的偏離，即通

貨膨脹均值與目標(biāo)值的偏離。

關(guān)鍵字：通貨膨脹；貨幣政策；滯后協(xié)整；非對稱效應(yīng)

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

（磚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�。冢瑁澹睿� 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

獨(dú)創(chuàng)性聲明
本人聲明所呈交的學(xué)位論文是本人在導(dǎo)師指導(dǎo)下進(jìn)行的研究工 作及取得的研究成果。盡我所知，除了文中特別加以標(biāo)注和致謝的 地方外，論文中不包含其他人已經(jīng)發(fā)表或撰寫過的研究成果，也不 包含本人為獲得浙江工商大學(xué)或其它教育機(jī)構(gòu)的學(xué)位或證書而使用 過的材料。與我一同工作的同志對本研究所做的任何貢獻(xiàn)均已在論
文中作了明確的說明并表示謝意。

簽名：！煎

日期：厶妒年恕月１日

關(guān)于論文使用授權(quán)的說明
本學(xué)位論文作者完全了解浙江工商大學(xué)有關(guān)保留、使用學(xué)位論 文的規(guī)定：浙江工商大學(xué)有權(quán)保留并向國家有關(guān)部門或機(jī)構(gòu)送交論 文的復(fù)印件和磁盤，允許論文被查閱和借閱，可以將學(xué)位論文的全 部或部分內(nèi)容編入有關(guān)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行檢索，．可以采用影印、縮印或掃 描等復(fù)制手段保存、匯編學(xué)位論文，并且本人電子文檔的內(nèi)容和紙
質(zhì)論文的內(nèi)容相一致。

保密的學(xué)位論文在解密后也遵守此規(guī)定。

簽名：

工絲．

導(dǎo)師簽名：

盜絲：

日期：沙。宕年Ｊ ２＿月２７日
５３

第一章

引言

第一節(jié)研究目的和意義

通貨膨脹正成為中國２００８年最熱的經(jīng)濟(jì)問題之一，消費(fèi)價格的行為從幾個 季度前的默默無聞到現(xiàn)在的猛升，正吸引著國內(nèi)決策者、全球投資者的整個注
意力。

在上世紀(jì)９０年代泡沫爆破后的７年里，隨著商業(yè)利潤和價格能力的驟減及 最終商品和服務(wù)價格下降，中圍經(jīng)濟(jì)完全處于通貨緊縮當(dāng)中。２００４年１月，官
方公布的消費(fèi)價格指數(shù)不高于１９９７年７月的水平。２００４年，平均價格最終開

始升高，隨后３年的年增長速度略高于２％，經(jīng)濟(jì)學(xué)家和政策制定官員們紛紛預(yù)
測中國已回歸較正常、“健康”的通貨膨脹環(huán)境。 然而，２００７年春，很快發(fā)生了兩件事。其一是，已經(jīng)以９％Ｎ１０％的實(shí)際速度

增長的經(jīng)濟(jì)在這一年的上半年最終突破了１１％的增長關(guān)口。其二是，ＣＰＩ從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，通貨膨脹率達(dá)

到了７．１％。中國似乎進(jìn)入了另一個通貨膨脹的時期，最初的物價上漲，是由豬肉 價格的大幅度上升帶動起來的，國家多次動用庫存豬肉仍然沒能打住豬肉價格上 漲的步伐，眼看就要進(jìn)入年關(guān)了，豬肉的需求在中國的傳統(tǒng)節(jié)目將呈現(xiàn)剛性。肉 價上漲，帶動了其它食品價格的上漲，以方便面為例，雖然國家打擊方便面企業(yè)
的合謀行為，但是卻帶動了其它產(chǎn)品隱性的價格提升，油價上漲，帶動了運(yùn)費(fèi)價

格上漲，工業(yè)品的價格也隨之有所拉動；房地產(chǎn)價格一直在高位運(yùn)行，帶動著建 筑材料和裝飾材料的價格不斷上升。人們見房地產(chǎn)增值快，也把目光投向了購買 房屋，從而又促進(jìn)了房地產(chǎn)熱，使得房地產(chǎn)開發(fā)進(jìn)入了惡性循環(huán)的狀態(tài)。
據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局２００８年４月１ ６日發(fā)布數(shù)據(jù)顯示，２００８年一季度ＧＤＰ同比增

１０．６％，３月份ＣＰＩ漲８．Ｏ％；２００８年７月１７日，國家統(tǒng)計(jì)局公布了今年上半年國民 經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，今年上半年中國ＧＤＰ同比增１０．４％，ＣＰＩ同比上漲７．９％。這￥侖ｃＰｌ上 漲以來．宏調(diào)從“雙穩(wěn)健”到“一穩(wěn)一緊”（穩(wěn)健的財(cái)政政策和從緊的貨幣政策）， 貨幣手段似乎被更多地運(yùn)用——作為貨幣政策的先行者，存款準(zhǔn)備金率已經(jīng)提高

到１６．５％，創(chuàng)出歷史新高。在我國利率政策受到國際因素的影響下，上調(diào)存款準(zhǔn) 備金率這一數(shù)量型工具，已成為當(dāng)前實(shí)施從緊貨幣政策的主要手段。 各國貨幣政策目標(biāo)的蕈點(diǎn)并不完全一致。美國、英國目前主要是通過貨幣、 唰政政策的配合，來迅速地制止財(cái)政赤字的蔓延、經(jīng)濟(jì)恐慌的發(fā)生，和經(jīng)濟(jì)可能 發(fā)生的衰退。另外一方面，世界上許多其他國家，包括中國在內(nèi)貨幣政策更加關(guān) 心的問題是反通貨膨脹。問題的關(guān)鍵應(yīng)該是怎樣去實(shí)施貨幣政策，從而控制通貨 膨脹。 物價的上漲，已是當(dāng)前公眾關(guān)注的重要議題之一。２００８年，對通貨膨脹局 面不能掉以輕心，尤其是未來國際通貨膨脹連帶的影響將繼續(xù)擴(kuò)大。而在我國， 人民幣升值的同時，通貨膨脹水平在上升，更有值得思量與觀察的深刻原因。 而且據(jù)有關(guān)報(bào)道，２００８年物價上漲的壓力仍未根本緩解。那么政府面對此次的 物價上漲應(yīng)該采取什么樣的宏觀調(diào)控政策呢？因此，分析和研究貨幣政策與物 價指數(shù)的關(guān)系，防忠于未然，，對有效抑制和防范通貨膨脹具有重要意義。 通貨膨脹是一個非常復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，僅對其進(jìn)行定性分析是不夠的，還 需對其進(jìn)行定量分析，以便為宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控提供比較精確的依據(jù)。２０世紀(jì)８０

年代以來，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)在時間序列領(lǐng)域的巨大發(fā)展為有效地對通貨膨脹進(jìn)行定
量研究提供了有效的工具和方法。 論文旨在根據(jù)中國的國情，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法和經(jīng)濟(jì)理論，分別從線性和 非線性兩個角度研究貨幣政策與通貨膨脹之間的關(guān)系，以期為改善我國宏觀政 策調(diào)控提供理論依據(jù)。

第二節(jié)和本課題有關(guān)的國內(nèi)外研究回顧

一、

同期協(xié)整與滯后協(xié)整理論的研究現(xiàn)狀

因?yàn)楸菊撐牡谌轮饕脺髤f(xié)整分析對貨幣政策與通貨膨脹的數(shù)量關(guān)系 進(jìn)行研究，第四章主要考察貨幣政鐿對通貨膨脹的非對稱性偏好引起的非線性反 饋規(guī)則。所以下面分別就以協(xié)整分忻和貨幣政策非對稱理論的研究為重點(diǎn)，簡要 闡述相關(guān)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型方法的發(fā)蜒狀況。

２

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

ＶＡＲ模型為研究和評價貨幣政策的數(shù)量效果提供了可供操作的新方法，由 ＶＡＲ模型發(fā)展出的脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)側(cè)誤差方差分解方法能進(jìn)一步了解變量間 的動態(tài)影響關(guān)系。西姆斯（Ｓｉｍｓ，１９８０）在分析了大型宏觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型存在的不 足后，提出了應(yīng)用ＶＡＲ方法來研究貨幣政策，相對于大型聯(lián)立方程模型，他用 較少的變量（６個變量）建立起的ＶＡＲ模型，研究和比較了美國（１９４９．１９７５）和德 國（１９５８．１９７６）的情況，為研究貨幣政策的效果開辟了一條嶄新的思路，并由此 推動了貨幣政策效果評價與度量的深入研究，取得了許多有重要價值的研究成
果。協(xié)整理論是格蘭杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）和恩格爾（Ｅｎｇｌｅ）于八十年代正式提出。隨后，

這一理論在國際上得到了同益廣泛的應(yīng)用，并在實(shí)踐中得到進(jìn)一步發(fā)展。目前， 在利用時間序列資料建立模型時，對協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)己經(jīng)成為必不可少的一步。
國內(nèi)學(xué)者運(yùn)用時間序列等計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法研究貨幣問題要晚一些，基本始于 上

個世紀(jì)９０年代中后期，對于貨幣政策問題，如貨幣政策對實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)的影響等問 題的計(jì)量研究，是九十年代中后期的事情。１９９６年，劉斌博士率先應(yīng)用協(xié)整分 析方法系統(tǒng)地研究了中國的貨幣需求問題，分別建立了中國的季度和年度貨幣 需求模型。同時用所建模型作了不同時段的預(yù)測分析。他指出：協(xié)整與誤差校正 模型不僅考慮了變量的長期信息，而且考慮了動態(tài)特性，因而在理論與實(shí)證研 究中不失一種值得采用的方法。２００１年底，徐龍炳博士系統(tǒng)地運(yùn)用ＶＡＲ模型以 及沖擊響應(yīng)函數(shù)方法與工具，對中國改革開放以來的不同時段貨幣政策（傳導(dǎo)） 的數(shù)量效果。２００２年，謝平、羅雄隊(duì)針對我國情況運(yùn)用歷史分析法與響應(yīng)函數(shù)
法首次將中國貨幣政策運(yùn)用于檢驗(yàn)泰勒規(guī)則，得到泰勒規(guī)則可以很好地衡量中

國貨幣政策的結(jié)論。由國內(nèi)外學(xué)者應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型研究發(fā)展趨勢可以看出， 向量白回歸ＶＡＲ模型和協(xié)整分析方法已越來越廣泛地應(yīng)用于貨幣政策及通貨膨 脹方面的研究。
關(guān)于滯后協(xié)整的相關(guān)理論，Ａｎｇｅｌｏｓ Ｋａｎａｓ和‘Ｇｅｏｒｇｉｏｓ Ｐ．Ｋｏｕｒｅｔａｓ（２００５）
ａｎｄ

通過研究英國證券市場的大公司和小公司的有價證券價格（ｓｍａｌｌ－ｆｉｒｍ
ｌａｒｇｅ－ｆｉｒｍ ｐｏｒｔｆｏｌ ｉｏ

ｐｒｉｃｅｓ）發(fā)現(xiàn)不含滯后項(xiàng)調(diào)整的兩個資產(chǎn)組合不存在長

期的協(xié)整關(guān)系，而考慮了滯后調(diào)整的兩種價格，經(jīng)驗(yàn)證存在協(xié)整關(guān)系，得出結(jié)論； 實(shí)證結(jié)果拓展了先前關(guān)于英國市場上領(lǐng)先一滯后影響（１ｅａｄ—ｌａｇ ｅｆｆｅｃｔ）的理

３

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

論依據(jù)。國內(nèi)著眼于滯后協(xié)整研究的期刊不多，在中國學(xué)術(shù)期刊網(wǎng)上只找到兩篇， 一篇是周瑾（２００６）的純理論文獻(xiàn)，文章介紹了滯后協(xié)整的概念，參數(shù)估計(jì)和檢
驗(yàn)；另一篇雷欽禮（２００５）根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的特點(diǎn)，得到結(jié)論：影響農(nóng)民做出糧

食種植決策的糧食價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格并不是糧食收獲時的實(shí)際價格，而是 上一年或當(dāng)年初農(nóng)民進(jìn)行糧食種植決策時對未來糧食價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格 的預(yù)期，因此，要揭示糧食生產(chǎn)的價格作用機(jī)制，就必須對農(nóng)民的價格預(yù)期與糧食 生產(chǎn)的關(guān)系進(jìn)行研究；利用滯后協(xié)和的理論對中國糧食生產(chǎn)的各相關(guān)變量的滯后
協(xié)和模型與滯后誤差修正模型的估計(jì)分析，實(shí)證表明了中國糧食生產(chǎn)中價格預(yù)期 機(jī)制的存在和有效性。

二、貨幣政策非對稱性的研究現(xiàn)狀
國外對于貨幣政策非對稱效應(yīng)的實(shí)證研究起步較晚，多數(shù)重要的實(shí)證文獻(xiàn)

出現(xiàn)于２０世紀(jì)９０年代。經(jīng)過十多年的發(fā)展，非對稱效應(yīng)的實(shí)證研究在研究對 象和實(shí)證技術(shù)上都同益多樣化�！銇碇v，用計(jì)量實(shí)證的方法研究貨幣政策對 宏觀經(jīng)濟(jì)的作用主要是考察貨幣供應(yīng)量或者利率的變化同經(jīng)濟(jì)指標(biāo)變化之間的 數(shù)量關(guān)系。如果以貨幣供應(yīng)量的增加（減少）或者利率的下降（上升）代表擴(kuò)張性 （緊縮性）貨幣政策，那么非對稱效應(yīng)的研究面臨的第一個問題在于如何對緊縮 性貨幣政策和擴(kuò)張性貨幣政策進(jìn)行數(shù)量描述。 對于貨幣政策的非對稱性，Ｃｏｖｅｒ（１９９２）率先提出了一種建模方法來解決這 一問題。Ｃｏｖｅｒ使用美國戰(zhàn)后］９４９至１９８７年的季度數(shù)據(jù)對貨幣沖擊的非對稱
效應(yīng)進(jìn)行了分析。Ｃｏｖｅｒ首先將貨幣供給方程的殘差項(xiàng)分離為正向貨幣沖擊 （ｐｏｓｉｔｉｖｅ
ｍｏｎｅｙ

ｓｈｏｃｋ）和負(fù)向貨幣沖擊（ｎｅｇａｔｉｖｅ

ｍｏｎｅｙ

ｓｈｏｃｋ），進(jìn)而分析

正負(fù)向貨幣沖擊對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出是否存在的非對稱作用。由于模型設(shè)定將極大的影 響實(shí)證的結(jié)果，Ｃｏｖｅｒ分別使用Ｂａｒｒｏ（１９７７，１９７８）和修改后的Ｍｉｓｈｋｉｎ（１９８２） 貨幣供給方程生成貨幣供給殘差序列，進(jìn)一步帶入產(chǎn)出方程進(jìn)行比較研究。通 過對正負(fù)向貨幣沖擊非對稱零假設(shè)的檢驗(yàn)，Ｃｏｖｅｒ發(fā)現(xiàn)從統(tǒng)計(jì)意義上講，正向
的貨幣沖擊對實(shí)際產(chǎn)出沒有顯著影響，而負(fù)向的貨幣沖擊對產(chǎn)出存在顯著性影

響。這一定程度上證明了緊縮性貨幣政策對產(chǎn)出的作用大于擴(kuò)張性貨幣政策。
Ｃｏｖｅｒ的研究其重要意義除了從實(shí)證上驗(yàn)證了貨幣政策的非對稱效應(yīng)，更重要

４

的在于其建模思想對后來的貨幣政策非對稱實(shí)證研究影響很大，這也使得Ｃｏｖｅｒ 在１９９２年發(fā)表的這篇文章成為以后貨幣政策非對稱效應(yīng)相關(guān)研究中必然引用 的文獻(xiàn)。
．

Ｃｏｖｅｒ的實(shí)證中一個主要問題在于貨幣供應(yīng)量的變化也許并不能有效的反
映政策的變動。在對這一問題的修正上，Ｄ．Ｐ．Ｍｏｒｇａｎ（１９９３）做出了創(chuàng)新性的研

究。Ｍｏｒｇａｎ選取１９６３年２季度到１９９２年３季度的數(shù)據(jù)，考察美國聯(lián)邦基金利 率對于產(chǎn)出的影響。Ｍｏｒｇａｎ先借鑒Ｃｏｖｅｒ的建模思想，將利率方程的殘差項(xiàng)分 離為正向和負(fù)向利率變動，再帶入產(chǎn)出方程中進(jìn)行各滯后階系數(shù)的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn) 利率的正向變動對產(chǎn)出的影響顯著，而負(fù)向變動對產(chǎn)出的影響并不明顯。這一 檢驗(yàn)再次證明了緊縮性貨幣政策與擴(kuò)張性貨幣政策效力的非對稱性：在進(jìn)一步
的研究中，Ｍｏｒｇａｎ采用Ｂｏｓｃｈｅｎ＆Ｍｉｌｌ（１９９３）的Ｂｏｓｃｈｅｎ—Ｍｉｌｌ指數(shù)來代表貨 幣政策方向，進(jìn)而研究貨幣政策方向的變動是否對產(chǎn)出有非對稱效應(yīng)。通過實(shí)

證分析發(fā)現(xiàn)，在整個樣本區(qū)間內(nèi)，指數(shù)值的增大（代表緊縮性貨幣政策）對產(chǎn)出
的影響較大且具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性：而指數(shù)值的減小（代表擴(kuò)張性貨幣政策）對

產(chǎn)出的影響較小且不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，實(shí)證結(jié)果同樣顯示了貨幣政策的非 對稱效應(yīng)。Ｃｏｒｒａｄｏ和Ｈｏｌｌｙ（２００３）在在假設(shè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)中通貨膨脹與產(chǎn)出缺口 之間存在非線性關(guān)系的前提下，基于費(fèi)力普斯曲線有關(guān)理論，證實(shí)了采用非線性 貨幣政策規(guī)則會得到很滿意的政策操作效果。Ｄｏｌａｄｏ，Ｍａｒｉａ－－Ｄｏｄａｄｏ和Ｒｕｇｅ
－－Ｍｕｒｃｉａ（２００４）則估計(jì)了僅對通貨膨脹非對稱的利率規(guī)則，發(fā)現(xiàn)美國在１９８３

年后利率規(guī)則呈現(xiàn)非線性特征。利用泰勒公式研究比較了五個國家中央銀行的
貨幣政策對通貨膨脹和產(chǎn)出缺口的非對稱性效果，結(jié)果表明四個歐洲國家的貨

幣政策存在非線性特征，但美國的除外，并從勞動力市場角度解釋了出現(xiàn)這個．
結(jié)果的原因。

酉內(nèi)直接以貨幣政策非對稱效應(yīng)為專題的理論研究文獻(xiàn)并不多見，更多的
是對國外研究成果的總結(jié)和評述，目前以貨幣政策非對稱效應(yīng)為專題的研究成

果基本集中在實(shí)證研究領(lǐng)域。。
對中國貨幣政策非對稱效應(yīng)的實(shí)證研究文獻(xiàn)基本是在２０００年后出現(xiàn)，得到的

結(jié)論也由于計(jì)量模型、數(shù)據(jù)和變量選取的不同而存在分歧。黃先開和鄧述慧（２００Ｃ） 利用１９８０—１９９７年的季度數(shù)據(jù)借鑒Ｃｏｖｅｒ的模型對中國貨幣政策的非對稱效應(yīng)逍

５

行了檢驗(yàn)，結(jié)論是狹義貨幣供給Ｍ１的正負(fù)沖擊不存在所謂的非對稱性：而廣義貨 幣｛：｝！．給Ｍ２的沖擊則在一定程度上存在非對稱性，但這種非對稱性與西方困家的情 形ｉＦ好相反：ｊＦ向貨幣沖擊對產(chǎn)出的影響強(qiáng)于負(fù)向貨幣沖擊。故最優(yōu)的貨幣供�。� 規(guī)則應(yīng)該是采用棚機(jī)選擇的原則，而不必是單一規(guī)則。陸軍和舒元（２００２）利用ｑ， 國１９８２—１９９９年的年度數(shù)據(jù)，借鑒ｃｏｖｅｒＩｊＣＪ貨幣供給模型，通過建立描述貨幣供給 的自回歸分布滯后模型來估計(jì)出正負(fù)貨幣沖擊，然后帶入反映產(chǎn)出的多變量線性

方程進(jìn)行回歸分析，分析的結(jié)論同黃和鄧的結(jié)論正好相反，由于負(fù)向沖擊的系數(shù)
大于正向沖擊的系數(shù)，他們認(rèn)為未預(yù)期到的負(fù)向貨幣沖擊對產(chǎn)出的影響大于未預(yù) 期到的正向貨幣沖擊。陳德偉、徐瓊、孫崎嶇（２００３）運(yùn)用預(yù)測方差分解法對我 國１９９３年一２００１年貨幣政策作用的非對稱性問題進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明，在 我國貨幣沖擊的緊縮效應(yīng)大于擴(kuò)張效應(yīng)，緊縮性貨幣政策能夠有效地抑制經(jīng)濟(jì)

的過熱增長，而擴(kuò)張性貨幣政策卻無法顯著擺脫經(jīng)濟(jì)的惡性衰退。因此從對稱?盹
角度看，在擴(kuò)張時期和緊縮時期，貨幣沖擊效果在我國具有微弱的非對稱性。超 進(jìn)文、閡捷（２００５）參考，Ｂｒｕｉｌｌｓｂｏｏｆｄ和Ｃａｎｄｅｌｏｎ提出的平滑遷移回歸方法，利 用ＬＳＴＲ模型對中國貨幣政策效力的非對稱性進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，其結(jié)論是無論是以 貨幣供應(yīng)量還是以利率作為我國貨幣政筆的中介目標(biāo)，其操作效果均呈現(xiàn)出明顯 的非對稱性，具有很強(qiáng)的非線性特征。文章認(rèn)為市場經(jīng)濟(jì)的不完善，傳統(tǒng)的行政 干預(yù)手段和其它非市場手段操作等是影響我國貨幣政策非對稱效應(yīng)的重要匿ｌ素。? 蒲勇健、龔文娟（２００７）從貨幣政策效應(yīng)不對稱的角度分析貨幣政策對房地產(chǎn)市 場調(diào)控的效果，同樣是借鑒了Ｃｏｖｅｒ界定正負(fù)貨幣沖擊的建模思路，通過實(shí)證分 析得出結(jié)論：貨幣政策列。房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果具有非對稱性， 擴(kuò)張性的貨幣

政策在統(tǒng)計(jì)意義上大于緊縮的貨幣政策，并對非對稱性的成因做了解析。

第三節(jié)本文的創(chuàng)新點(diǎn)和主要研究思路

一、本文的創(chuàng)新點(diǎn)或?qū)W術(shù)貢獻(xiàn)
（一）目前已有的協(xié)整分析一般是對同期變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行討論，
６

而沒有考慮到不同期變量之間的協(xié)整關(guān)系（即滯后協(xié)整的理論），搜索到的罔
內(nèi)文獻(xiàn)僅有的一篇實(shí)證文獻(xiàn)是關(guān)于農(nóng)民的價格預(yù)期與糠食生產(chǎn)關(guān)系的研究（雷

欽禮（２００５）），本文引入滯后協(xié)整的理論，將該理淪運(yùn)用到宏觀經(jīng)濟(jì)分析中， 研究貨幣政策操作工具與物價指數(shù)之間的長期均衡關(guān)系，并給出反映變量問長 期均衡關(guān)系的滯后協(xié)整方程，同時給出滯后誤差修正模型，以擴(kuò)展國內(nèi)關(guān)于滯
后協(xié)整理論的應(yīng)用領(lǐng)域。
：

（二）目前國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)對貨幣政策非對稱性的研究幾乎都是借鑒ｃｏｖｅｒ （１９９２）的貨幣供給模型，通過建立描述貨幣供給的自回歸分布滯后模型來估
計(jì)出正負(fù)貨幣沖擊，然后考查貨幣政策對產(chǎn)出的非對稱性，或者是利用預(yù)測方 差分解法來研究其非對稱性，如Ｃｏｒｒａｄｏ和Ｈｏｌ ｌｙ（２００３），Ｄｏｌａｄｏ，Ｍａｒｉａ— Ｄｏｄａｄｏ和Ｒｕｇｅ－－Ｍｕｒｃｉａ（２００４）。

Ｌｕｃａｓ（１９７６）指出，傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是一種后顧性經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ�，其在模�?br />的設(shè)定方面缺乏微觀經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)，對動態(tài)調(diào)整機(jī)制及預(yù)期的處理方法也具有

隨意性，當(dāng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境、政策體制、預(yù)期形成機(jī)制等發(fā)生變化時，有可能導(dǎo)致行為
方程的不穩(wěn)定，這將對政策分析和評價造成很大影響。

針對以上的問題，本文試圖從經(jīng)濟(jì)理論的角度入手，即利用新凱恩斯前瞻性 模型和非二次損失函數(shù)相結(jié)合所設(shè)定的最優(yōu)目標(biāo)函數(shù)（Ｎｏｂａｙ，Ｒ＆Ｐｅｅｌ，Ｄ，
Ｗｏｏｄｆｏｒｄ（２００３）），待估的政策規(guī)則為：

?‘＝（１－ｐ）［ｉ‘＋ｃｌ（巧一萬＋）＋ｃ２ｙ，＋巳（乃－－７（＋）２＋ｃ４＿２】＋店一ｌ＋ｑ

其中¨。警＾＝魯矗＝等華等
采用非線性廣義矩估計(jì)對目標(biāo)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，不僅研究中國貨幣政策操作
對產(chǎn)出缺口的非對稱性，同時考察其對通貨膨脹的非線性特征，并在此基礎(chǔ)上考 察這種非對稱性偏好引起的非對稱性反饋規(guī)則對通貨膨脹產(chǎn)生的影響。

二、本文的研究思路及框架
論文旨在根據(jù)中國的國情，采用月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法和經(jīng)濟(jì)理論， 分別從線性和非線性兩個角度研究貨幣政策變量與物價指數(shù)之間的關(guān)系。
基本框架如下：

７

（一）介紹論文的選題背景、現(xiàn)實(shí)意義、本文的創(chuàng)新點(diǎn)以及文章的結(jié)構(gòu)。 （二）系統(tǒng)ｆｉ：ｆ究貨幣政策與通貨膨脹卡Ｕ關(guān)的經(jīng)濟(jì)理論．為各變量與通貨膨 脹數(shù)繁關(guān)系提供，經(jīng)濟(jì)理論方面的攮礎(chǔ)。 （三）運(yùn)用相關(guān)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，采用實(shí)際月度數(shù)據(jù)，從長期和短期兩方 面對我國各宏觀貨幣政策變量對通貨膨脹的影響效果進(jìn)行了動態(tài)分析。包括， 用同期協(xié)整估計(jì)方程、誤差修正模型，動態(tài)分析各貨幣政策變量對物價指數(shù)的 動態(tài)影響，得到各變量在不同時期對ＣＰＩ的影響力度和方向。 （四）引入滯后協(xié)整的概念，給出了基于最小二乘法和極大似然法的估計(jì)和 檢驗(yàn)方法。運(yùn)用滯后協(xié)整理論，采用時差相關(guān)系數(shù)確定變量間的時滯，分析了各 貨幣政策變量與物價指數(shù)之間的長期均衡關(guān)系，給出反映變量間長期均衡關(guān)系的 滯后協(xié)整方程，同時給出滯后誤差修正模型；并在基于ＶＡＲＩ均Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)旗 礎(chǔ)上，得出通貨膨脹的直接和間接影響因素。 （五）論文最后利用新凱恩斯前瞻性模型和非二次損失函數(shù)相結(jié)合所設(shè)定 的最優(yōu)目標(biāo)函數(shù)，采用０Ｅ線性廣義矩估計(jì)法對目標(biāo)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，以研究中國 貨幣政策操作對產(chǎn)出缺口和通貨膨脹的非線性特征，并在此基礎(chǔ)上通過因果檢 驗(yàn)來考察這種非對稱性偏好引起的非對稱性反饋規(guī)則對通貨膨脹產(chǎn)生的影響。

８

第二章貨幣政策與通貨膨脹的相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論

第一節(jié)貨幣政策目標(biāo)

貨幣政策作為一國重要的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，是商品經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段的產(chǎn)
物，并隨著商品經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而不斷進(jìn)一步地完善。 貨幣政策有廣義和狹義之分。從廣義上將，貨幣政策應(yīng)該包括政府、中央 銀行和其他有關(guān)部門所有有關(guān)貨幣方面的規(guī)定和所采用的影響貨幣數(shù)量的一切 措施。狹義的貨幣政策指的是中央銀行為實(shí)現(xiàn)既定的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，運(yùn)用各種工具

調(diào)節(jié)貨幣供給和利率，進(jìn)而影響宏觀經(jīng)濟(jì)的方針和措施的總和。貨幣政策一般 包括三個方面的內(nèi)容：政策目標(biāo)、實(shí)現(xiàn)目標(biāo)所運(yùn)用的工具和預(yù)期達(dá)到的政策效 果。由于從確定目標(biāo)到運(yùn)用工具乃至達(dá)到預(yù)定政策目標(biāo)，這中間存在著一些環(huán)
節(jié)，因此，貨幣政策實(shí)際也包含中介目標(biāo)和政策傳導(dǎo)機(jī)制等內(nèi)容。

貨幣政策的最終目標(biāo)一般有四個：穩(wěn)定物價、實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增
長和平衡國際收支，這四個目標(biāo)也是基本的宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，是各國政府和中央 銀行力圖實(shí)現(xiàn)的理想狀態(tài)。 物價穩(wěn)定指一般物價水平在短期內(nèi)不發(fā)生顯著的或急劇的上下波動，一般 情況下，衡量物價的指標(biāo)有三個：一是ＧＮＰ平均指數(shù)，它以構(gòu)成國民生產(chǎn)總值 的最終產(chǎn)品和勞務(wù)為對象，反映最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價格變化情況；二是消費(fèi)物 價指數(shù)，它以消費(fèi)者的日常生活支出為對象，能較準(zhǔn)確的反映消費(fèi)物價指數(shù)的

變化情況：三是批發(fā)物價指數(shù)，它以批發(fā)交易為對象，能較準(zhǔn)確的反映大宗批
發(fā)交易的物價變動情況。 在不同國家、不同經(jīng)濟(jì)條件下，人們對物價上漲的承受能力是不相同的， 但是，無論在什么情況下，都不愿意物價水平／‘≮斷上漲，而總是想把物價的上

漲幅度控制在最小的范圍內(nèi)，以實(shí)現(xiàn)沒有物價上漲或輕微物價上漲的經(jīng)濟(jì)增長
目標(biāo)。 因此，物價波動是世界各國普遍存在的經(jīng)濟(jì)問題，是貨幣政策研究的蓖點(diǎn)

９

問題。

第二節(jié)通貨膨脹的概念及與之相關(guān)的主要貨幣政策

通貨膨脹是指流通中的貨幣量超過客觀需要量所引起的貨幣持續(xù)貶值的一 種現(xiàn)象�；蛘哒f，通貨膨脹是一般價格水平的持續(xù)和顯著的上升。 通貨膨脹具有四個特點(diǎn)：第一，通貨膨脹是一種非正常的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀態(tài)的反 映：第二，通貨膨脹的本質(zhì)是貨幣持續(xù)貶值：第三，通貨膨脹的起因是市場貨幣的 流通量超過客觀需要量：第四，通貨膨脹強(qiáng)調(diào)的是一股價格水平的波動，而不是

地區(qū)性的或某類商品和服務(wù)的價格波動。
貨幣政策措施是治理通貨膨脹時最易被選擇采用，也是遏制惡性通貨膨脹

最宜接有效的政策工具。貨幣政策和金融工具的調(diào)控，對于治理通過膨脹應(yīng)該是
比較有效的，關(guān)鍵就是政府決策者有沒有信心按照政策措施去實(shí)施，并配之以其 他相應(yīng)的政策，措施進(jìn)行綜合治理。

一、控制貨幣供應(yīng)量增長。貨幣供應(yīng)量是形成通貨膨脹壓力的根源，因此，
采用控制貨幣供應(yīng)量作為目標(biāo)的貨幣政策是為了切斷貨幣供應(yīng)超量、制止政府
增發(fā)貨幣引起失控。隨著貨幣主義理論８０年代的盛行，各國政府在治理通貨膨

脹、特別失惡性通脹時，大多采用嚴(yán)格的緊縮通貨、壓縮信貸和投資規(guī)模、制止
濫發(fā)貨幣等手段。但是，該政策措施的運(yùn)用，需要相關(guān)基本實(shí)施條件：一是要有其

他宏觀經(jīng)濟(jì)政鐿的支持，尤其是財(cái)政政策的配合：二是要有權(quán)威機(jī)構(gòu)的堅(jiān)決執(zhí)行，
行使調(diào)控貨幣供應(yīng)增長率的職權(quán)。在中央銀行缺乏獨(dú)立性、政府仍是直接參與

，經(jīng)濟(jì)的投資者，或是政府仍對企業(yè)和部門的經(jīng)濟(jì)活動干預(yù)過多的情況下，選撣和
實(shí)施貨幣供應(yīng)量政策的難度就更大。

二、調(diào)整貨幣利率。緊縮性貨幣政策的另一個重要方面就是利率的提高。
中央銀行既可以通過減少貨幣間接的是利率上升，也可以通過提高貼現(xiàn)貸款的

利率直接帶動整個市場利率體系的上揚(yáng)。利率的上升，促使人們將更多的收入用
于儲蓄，從而使消費(fèi)需求減少：同時，他還意味著投資成本的上升，從而也對投

１Ｏ

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

資需求有抑制作用。

三、確定通貨膨脹率的目標(biāo)范圍。在另一些國家，他們總結(jié)失敗的教訓(xùn)，貨
幣當(dāng)局選擇了確定本國經(jīng)濟(jì)增長能夠承受的通貨膨脹率，作為控制的直接目標(biāo)， 以此調(diào)整各自的貨幣政策。新西蘭、加拿大和英國就采用了這種貨幣政策。實(shí)
踐證明，它在治理通貨膨脹方面也取得了成功。

第三節(jié)國內(nèi)通貨膨脹情況

在我國經(jīng)濟(jì)體制改革后，從８０年代中期開始，我國出現(xiàn)了嚴(yán)重的通貨膨脹現(xiàn) 象，１９８４－１９９６年的１２年間，商品零售物價指數(shù)上漲了２．６倍，年均上漲８．２％，其
中兩次嚴(yán)重的通貨膨脹高峰期的年物價上漲率分別為１８．８％（１９８８年）和２４．１％ （１９９４年），對我國的經(jīng)濟(jì)、政治、社會產(chǎn)生了很大的沖擊，嚴(yán)重影響到經(jīng)濟(jì)改革 的進(jìn)程，阻礙了我國經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。

下面簡要回顧１９７８年改革開放以來，我國經(jīng)歷的各次通貨膨脹以及各通貨膨 脹時期我國將貨幣政策和其他宏觀經(jīng)濟(jì)政策相互配合對通貨膨脹進(jìn)行治理的情 況，以揭示通貨膨脹與貨幣政策之間的密切聯(lián)系。 １９７８年改革開放以來，我國經(jīng)歷過多次通貨膨脹，分別發(fā)生在１９８０年、１９８４ —１９８５年、１９８８—１９８９年、１９９３—１９９４年￥口２００３－２００４年。２００２年底開始，我國經(jīng)
濟(jì)出現(xiàn)過熱苗頭，２００３年價格上漲再次抬頭，２００４年達(dá)到３．９％。掘有關(guān)報(bào)道和實(shí)

證分析，２００５年物價上漲的壓力仍未根本緩解。１９８０年的通貨膨脹及其治理：１９８０
年，商品零售價格上漲達(dá)到６％。１９８０年１２月，國務(wù)院發(fā)出《關(guān)于嚴(yán)格控制物價、

整頓議價的通知》，隨后中央工作會議做出了繼續(xù)對國民經(jīng)濟(jì)進(jìn)行大的調(diào)整的決 策。會議要求，一方面要大規(guī)模壓縮基本建設(shè)投資，縮減國防費(fèi)和行政管理費(fèi)， 減少財(cái)政開支：另一方面要繼續(xù)加快農(nóng)業(yè)、輕工業(yè)的發(fā)展，增加消費(fèi)品生產(chǎn)，開 辟財(cái)源：力求實(shí)現(xiàn)財(cái)政收支、信貸收支的基本平衡，不再搞財(cái)政性的貨幣發(fā)行， 把物價特別是基本生活必需品的銷售價格穩(wěn)住。經(jīng)過這一階段的調(diào)整，商品零售 價格指數(shù)在１９８２年和１９８３年分別回落到１．９％和１．５％的水平上。

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

１９８４－１９８５年的通貨膨脹及其治理：１９８５年，居民消費(fèi)價格指數(shù)上漲９．３％國務(wù) 院采取緊縮信貸和緊縮財(cái)政的宏觀調(diào)控措施，以抑制經(jīng)濟(jì)過熱的勢頭。國家在嚴(yán) 格控制財(cái)政支出和固定資產(chǎn)投資規(guī)模的同時，主要運(yùn)用貨幣、信貸手段緊縮 銀根，嚴(yán)格控制信貸總規(guī)模和現(xiàn)金投放，加強(qiáng)銀行金融信貸管理工作和開展全面 信貸大檢查，大力組織貨幣回籠。在這些措施的作用下，居民消費(fèi)價格指數(shù)由９．３％
回落到１９８６年的６．５％。

１９８８－１９８９年的通貨膨脹及其治理：１９８８年８月，我國出現(xiàn)了解放以來第一次 儲蓄存款的凈下降，同時“搶購風(fēng)”達(dá)到了高潮，１９８８年居民消費(fèi)價格指數(shù)達(dá)到
１８．８％ａ

１９８８年９月，黨中央國務(wù)院提出用３年左右的時間把改革和建設(shè)的重點(diǎn)放

到“治理經(jīng)濟(jì)環(huán)境、整頓經(jīng)濟(jì)秩序’’上來，并實(shí)行財(cái)政金融“雙緊”政策。這次 治理整頓，很快收到了抑制通貨膨脹的成效，居民消費(fèi)價格指數(shù)由１８．８％降至１９９０
年的３．１％，進(jìn)而維持在１９９１年３．４％的水平上。

１９９３－１９９４年的通貨膨脹及其治理：１９９３年，通貨膨脹突破了兩位數(shù)，１９９４年 居民消費(fèi)價格指數(shù)上升到２４．１％。針對當(dāng)時經(jīng)濟(jì)過熱導(dǎo)致的宏觀經(jīng)濟(jì)失衡、經(jīng) 濟(jì)秩序紊亂的局面，１９９３年６月，黨中央、國務(wù)院發(fā)布了《中共中央、國務(wù)院關(guān) 于當(dāng)前經(jīng)濟(jì)情況和加強(qiáng)宏觀調(diào)控的意見》，采取了１６條以治理通貨膨脹、消除經(jīng) 濟(jì)過熱為首要任務(wù)的綜合治理措施，這些措施主要包括三個方面的內(nèi)容：一是“約 法三章”：，堅(jiān)決查處亂拆借、亂集資、亂提高利率等非法行為，堵住資金流失： 二是適時微調(diào)，在總量從緊的原則下，改進(jìn)貸款供應(yīng)，保證資金重點(diǎn)需求，緩解 企業(yè)資金困難，開好資會投放“Ｊ下道”：三是靈活利用利率杠桿，及時開辦保值 儲蓄，促進(jìn)貨幣回籠。中國人民銀行在國務(wù)院領(lǐng)導(dǎo)下，堅(jiān)持實(shí)行“適度從緊”的 貨幣政策。至Ｕ１９９６年底，適度從緊的貨幣政策收到明顯成效，通貨膨脹得到控制，
國民經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)“軟著陸’’。

２００３年，國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中出現(xiàn)了糧食供求關(guān)系趨緊，固定資產(chǎn)投資增長過猛， 貨幣信貸投放過多，煤電油運(yùn)供求緊張等問題。居民消費(fèi)價格指數(shù)自２００３年９月 起快速上升，１２Ｆ］達(dá)到了３．２％的水平：進(jìn)入２００４年后繼續(xù)保持快速上漲態(tài)勢，從１ 月份的３．２％升至６月份的５．０％，７，８，９－－－個月均維持在５％以上的較高水平。黨中 央、國務(wù)院見事早，行動快，于２００２年中央經(jīng)濟(jì)工作會議時就對出現(xiàn)低水平重復(fù) 建設(shè)問題提出預(yù)警，２００３年，又針對經(jīng)濟(jì)生活中的一些苗頭性、傾向性問題，見

１２

微知著，主動調(diào)控，陸續(xù)采取了一系列調(diào)控措施。２００４年，中央根據(jù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中 洼；現(xiàn)的投資膨脹加劇、物價回升加快等新情況，：茫“兩會”以后果斷提出要緊緊 把握土地、信貸兩個閘門，及時加大了調(diào)控力度。２００４年下半年以來，隨著加強(qiáng) 和改善宏觀調(diào)控取得積極成效，又明確提出宏觀調(diào)控仍處于關(guān)鍵階段，多次強(qiáng)調(diào) 要防止出現(xiàn)反彈。 ２００７年春，發(fā)生了兩件事。其一是，已經(jīng)以９％ＮｌＯ％的實(shí)際速度增長的經(jīng)濟(jì) 在這一年的上半年最終突破了１１％的增長關(guān)口。其二是，ＣＰｌ從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，通貨膨脹率達(dá)到了７．１％。

中國似乎進(jìn)入了另一個通貨膨脹的時期，最初的物價上漲，是由豬肉價格的大幅
度上升帶動起來的，國家多次動用庫存豬肉仍然沒能打住豬肉價格上漲的步伐，

眼看就要進(jìn)入年關(guān)了，豬肉的需求在中國的傳統(tǒng)節(jié)日將呈現(xiàn)剛性。肉價上漲，帶
動了其它食品價格的上漲，以方便面為例，雖然國家打擊方便面企業(yè)的合謀行為，

但是卻帶動了其它產(chǎn)品隱性的價格提升，油價上漲，帶動了運(yùn)費(fèi)價格上漲，工業(yè) 品的價格也隨之有所拉動：房地產(chǎn)價格一直在高位運(yùn)行，帶動著建筑材料和裝飾 材料的價格不斷上升。人們見房地產(chǎn)增值快，也把目光投向了購買房屋，從而叉 促進(jìn)了房地產(chǎn)熱，使得房地產(chǎn)開發(fā)進(jìn)入了惡性循環(huán)的狀態(tài)。 由上述我國經(jīng)歷的各次通貨膨脹以及各通貨膨脹時期我國將貨幣政策和其 他宏觀經(jīng)濟(jì)政策相互配合對通貨膨脹進(jìn)行治理的情況可以看出，加強(qiáng)和改善宏觀 調(diào)控尤其是貨幣政策取得了明顯成效，貨幣政策是抑制和防范通貨膨脹的重要手 段，尤其是貨幣供應(yīng)量、銀行信貸以及利率等在中央銀行貨幣政策操作中具有霓 要作用。

１３

第三章貨幣政策變量與通貨膨脹線性關(guān)系的實(shí)證研究

本章將分析通貨膨脹與貨幣政策各工具變量之間的線性關(guān)系，引入滯后協(xié) 整的理論，來研究研究我國貨幣政策與通貨膨脹的關(guān)系，并與一般的協(xié)整的實(shí) 證結(jié)果比較。本章的結(jié)構(gòu)如下：第一節(jié)介紹了變量的選擇與數(shù)據(jù)處理：第二節(jié) 分析了貨幣政策變量與通貨膨脹的同期協(xié)整關(guān)系：第三節(jié)分析了貨幣政策變量 與通貨膨脹的滯后協(xié)整關(guān)系，并對各變量作了基于ＶＡＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)以 分析通脹與政策變量之間的直接或間接因果關(guān)系：第四節(jié)結(jié)合實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果 對本章進(jìn)行了小結(jié)。

第一節(jié)變量選擇與數(shù)據(jù)處理

本章中變量的選擇主要源于上文的理論分析，數(shù)據(jù)區(qū)間是２０００年１月多Ｊ２００７ 年１０月共９４個月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站、國家統(tǒng)計(jì)。局網(wǎng)站、Ｗｉｎｄ 資訊網(wǎng)以及中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)。正如前文所述，居民消費(fèi)價格指數(shù)（ＣＰＩ）具有能硬 時反映消費(fèi)品供給與需求的對比關(guān)系，直接與公眾的日常生活相聯(lián)系的優(yōu)點(diǎn)，在 檢驗(yàn)通貨膨脹效應(yīng)方面有其他指標(biāo)難以比擬的優(yōu)越性。而且國際上～般以居民消 費(fèi)價格指數(shù)作為度量通貨膨脹的標(biāo)準(zhǔn)。因此，本文在實(shí)證分析中選取居民消費(fèi)價 格指數(shù)作為通貨膨脹的度量。 貨幣政策變量的選取在分析西方國家若干貨幣政策中介目標(biāo)、并綜合中國貨 幣政策中介目標(biāo)及其爭論情況后，為更為全面地研究我國貨幣政策變量與通貨膨 脹之間的數(shù)量關(guān)系，本章在分析中選取的貨幣政策變量有：貨幣供應(yīng)量、銀行ｆ？ｉ 貸、利率、匯率以及股票價格指數(shù)五個方面指標(biāo)。

一、貨幣供應(yīng)量方面指標(biāo)
１９９４年以后，央行將貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的監(jiān)控目標(biāo)，央行通過調(diào)控貨 幣供應(yīng)量來調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)，從１９９６年起，央行正式采用貨幣供應(yīng)量與貸款量一起 作為ｑＪ介目標(biāo)。我國貨幣供應(yīng)量包括三個層次：流通中現(xiàn)金Ｍ０，狹義貨幣供應(yīng)量 Ｍ１（貨幣＋活期存款），廣義貨幣供應(yīng)量Ｍ２（Ｍｌ＋準(zhǔn)貨幣）�？紤]到廣義貨幣供應(yīng)毓Ｍ２
１４

應(yīng)用范圍的廣泛性，本文實(shí)證研究部分選取廣義貨幣供應(yīng)量舵作為貨幣供應(yīng)量的
代表變量。

二、銀行信貸方面指標(biāo)
從前文介紹的我國貨幣政策變量的演進(jìn)情況看，銀行信貸一直是我國貨幣政 策操作中的一個重要變量，雖然在近幾年是以貨幣供應(yīng)量為主要中介目標(biāo)，但中 央銀行貨幣政策操作也非常重視信貸總量的控制。本文采用金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款作 為銀行信貸方面的代表指標(biāo)。

三、利率方面指標(biāo)
由于同業(yè)拆借市場利率能夠迅速反映市場資金的供求狀況，采用銀行問市場
７天同、Ｉ匕拆借利率作為市場利率的代表變量。

四、匯率方面指標(biāo)
隨著中國改革開放的逐漸深入，尤其是加入ＷＴＯ后中國資本市場的全面開 放，中國金融市場將會曰益多元化，國內(nèi)與國外經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系將更加緊密，匯率也 可能成為中國貨幣政策中重要的中介目標(biāo)變量，受到各界的廣泛關(guān)注。本文選取
具有代表性的人民幣／美元平均匯率來反映匯率方面的影響。

五、股票價格指數(shù)指標(biāo)
雖然中國目前股票市場還不是很完善，股票價格指數(shù)作為貨幣政策中介目標(biāo) 的可能性不大，但股票價格指數(shù)對通貨膨脹的影響也不容忽視，近期有越來越多 的學(xué)者討論股票價格指數(shù)的影響。本文選取具有代表性的上證綜合指數(shù)作為股票 價格方面的指標(biāo)以研究股票價格指數(shù)對通貨膨脹的影響。 進(jìn)行實(shí)證之前，首先，因?yàn)槿〉玫模茫校稍紨?shù)據(jù)是同比指數(shù)，同比指數(shù)是以 上年同期為對比基期的價格指數(shù)，基本上不受季節(jié)性因素的影響，可以較好地反 映年度價格變動。但同比指數(shù)受上年基數(shù)的影響，包含著“翹尾”因素和“新漲
價”因素的影響。因此，同比指數(shù)的高低并不意味著實(shí)際價格水平的高低。如ＬＩＪ

于去年基數(shù)較高，近期同比價格指數(shù)有所回落，但同時鋼材、燃料、運(yùn)輸?shù)龋辏辏?價格仍在上漲，下游的食品和一些工業(yè)消費(fèi)品價格也在上漲或降幅明顯縮小，遼 貨膨脹的壓力仍然較大。相對而言，定基指數(shù)是以某一固定時期價格水平為列。比 基期的價格指數(shù)，可以較好地觀察一個較長時期絕對價格水平的變動。所以本文

１５

利用ＣＰＩ環(huán)比數(shù)據(jù)將它們轉(zhuǎn)化為定基數(shù)據(jù)： 其次，為了使模型的設(shè)定更合理并減少或消除潛在的異方差問題，對文中選 用的所有絕對變量取對數(shù)處王里，這樣做還有一個好處是可以在一定程度上減少原 始數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑不一致的誤差對最終結(jié)果的影響。 最后，原始數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，還要對明顯具有季節(jié)性的變量進(jìn)行季節(jié)調(diào)整， 本文采用Ｘ～１２方法。經(jīng)處理后的通貨膨脹水平、貨幣供應(yīng)量，銀行信貸量、利率、 匯率以及股票價格指數(shù)分別用ＩＮＦ、Ｍ２、ＬＯＡＮ、Ｉ、ＥＸＣＦＬＭ、ＯＧＥ、ＳＩＮＤＥＸ表示。

第二節(jié)貨幣政策變量與通貨膨脹的同期協(xié)整分析

一、數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
檢驗(yàn)變量間是否具有協(xié)整關(guān)系之前，首先要檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。平穩(wěn)性的常 用檢驗(yàn)方法是圖示法與單位根檢驗(yàn)法。圖示法即對所選各個時間序列變量及其一 階差分作時序圖，從圖中可以看到，各個變量的時守圖均表現(xiàn)出明濕的非平穩(wěn)’陛，

而經(jīng)過一階差分后均表現(xiàn)出平穩(wěn)性的特征。
然后再通過單位根檢驗(yàn)來確定各個非平穩(wěn)變量的單整階數(shù)。單位根檢驗(yàn)方法 很多，一般有ＤＦ，ＡＤＦ檢驗(yàn)和Ｐｈｉｌｉｐｓ的非參數(shù)檢驗(yàn)（ＰＰ檢驗(yàn)），其中Ｅｎｇｌｅ－Ｇｒａｎｇｅｒ 的ＡＤＦ檢驗(yàn)是最常用的檢驗(yàn)方法。最優(yōu)滯后期在ＡＤＦ檢驗(yàn)中選取標(biāo)準(zhǔn)：保證殘差項(xiàng) 不檑關(guān)的前提下，同時采用ＡＩＣ準(zhǔn)則與ＳＣ準(zhǔn)則，作為最佳時滯的標(biāo)準(zhǔn)，在二者值 同時為最小時的滯后長度即為最佳長度。在，ＯＦ檢驗(yàn)中還存在一個問題，即檢驗(yàn) 回歸中包括常數(shù)，常數(shù)和線性趨勢，或二者都不包括。本文選擇標(biāo)準(zhǔn)：通過變量 的時序圖觀察，如果序列包含有趨勢（確定的或隨機(jī)的），序列回歸中應(yīng)既有常數(shù) 又有趨勢：如果亭列沒有表現(xiàn)任何趨勢且有非零均值，回歸中應(yīng)僅有常數(shù)：如果ｊ々： 列在零均值波動，檢驗(yàn)回歸中應(yīng)既不含有常數(shù)又不含有趨勢。 采用ＡＤＦ檢驗(yàn)法分別對各變量序列及其。階差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。然后根據(jù) 檢驗(yàn)結(jié)果確定各變量的單整階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果見表３一ｌ。

１ ６

表３－－１

各交量平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)結(jié)果
臨界值 說明
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● 竄● 奉●

變量

ＡＩＩＦ值

檢驗(yàn)類型
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刪ＧＥ ＳＩ嬲
△ＳＩ如）ＥＩｘ

料

．（ｃ，ｔ，（）） （Ｃ，０，０）

注：１．檢驗(yàn)類型Ｃ（ｅ，ｔ，ｎ）中，ｃ表示帶有常數(shù)項(xiàng)（ｃＩ［又０表示不帶有常數(shù)項(xiàng)），ｔ表示帶有趨勢項(xiàng) （ｔ�。氨硎静粠в汹厔蓓�(xiàng)），ｎ表示滯后期數(shù)。 ２．“說明”欄內(nèi)，術(shù)木表示在Ｉ％的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)。 ３．?dāng)?shù)據(jù)來源：Ｗｉｎｄ資訊網(wǎng)以及中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)。

由表３一ｌ中數(shù)據(jù)表明，ＩＮＦ、Ｍ２、ＬＯＡＮ、！、ＥＸＣＩ也ＡＮＧＥ、ＳＩＮＤＥＸ均為非ｊｆ‘穩(wěn)

序列，其一階差分均為平穩(wěn)序列，所以可以認(rèn)為它們均為一階單整序列，即Ｉ（１）。

二、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)
由于ＩＮＦ、Ｍ２、ＬＯＡＮ、Ｉ、ＥＸＣＨ聲ＬＮＧＥ、ＳＩＮＤＥＸ均為一階單整時間序列，則在

這些變量之間可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文運(yùn)用Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗(yàn)方法對 此進(jìn)行檢驗(yàn)。如表所示，上述六個變量系統(tǒng)中存在協(xié)整關(guān)系。

１７

表３—２ 原假設(shè)（協(xié)整方程個數(shù)）
ｒ＝Ｏ● ｒ≤ｌ● ｒ≤２

跡檢驗(yàn)結(jié)果 特征值
ｏ．３５８１８９ ０．３１４６８５ ０．２４８３３２

跡統(tǒng)計(jì)量
１

５％臨界值
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 原假設(shè)（協(xié)整方程個數(shù)）
ｒ＝Ｏ Ｓ １

最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果
特征值
０．３５８１８９ 【）．３１４６８５ ０．２４８３３２

最大特征根統(tǒng)計(jì)量
４０．７９８４４ ３４．７６４６８ ２６．２６２７，３

５％臨界值
４３．４１９７７ ：｛７．１６３５９ ３０．８１５０７

概率值
０．０９３９ ０．０９２０ （）．１６３０

ｒ
●●

ｒ≤２

注：宰表示在５％的水平上拒絕原假設(shè)

表３—２的跡檢驗(yàn)表明存在兩個協(xié)整方程，但衰３～３的最大特征根檢驗(yàn)表明

六個序列不存在協(xié)整關(guān)系。兩種檢驗(yàn)的結(jié)果不…致，我們首先根據(jù)跡檢驗(yàn)的結(jié)果
估計(jì)以ＩＮＦ為被解釋變量的協(xié)整關(guān)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（括號內(nèi)的數(shù)字為ｔ統(tǒng)計(jì)量），匯率和貸款額的ｔ統(tǒng)計(jì)量非常

不顯著，說明這兩個變量對通貨膨脹的影響可以忽略。這個結(jié)果也在一定程度上 解釋了跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)兩種檢驗(yàn)結(jié)果不一致的情況。鑒于此，本文將｝［一
率和貸款易０除后，對剩余變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。方法同上。結(jié)果如下：

１ ８

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

表３—４

跡檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)（協(xié)整方程個數(shù)）
ｒ＝０木 ｒ≤１ ｒ≤２

特征值
０．３３３８０１ ０．１４２９８３ Ｏ．１２７５０５

跡統(tǒng)計(jì)量
６５．６９４２５ ２８．３２６９２ １４．１３１５６

５％臨界值
５５．２４５７８ ３５．０１０９０ １８．３９７７１

概率值
０．００４６ ０．２１６５ Ｏ．１７８６

表３—５

最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)（協(xié)整方程個數(shù)）
ｒ＝０幸

特征值
０．３３３８０１ ０．１４２９８３ ０．１２７５０５

最大特征根統(tǒng)計(jì)量
３７．３６７３３

５％臨界值
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％的水平上拒絕原假設(shè)

由表３—４和３—５，跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)均表明剔除匯率和貸款額后，

通貨膨脹水平、利率、貨幣供應(yīng)量和股價指數(shù)四個變量之間存在唯一一個協(xié)整方 程。將該協(xié)整方程寫成以ＩＮＦ為被解釋變量的方程，如下：
ＩＮＦ＝０．１４９７＇Ｍ２＋０．０１４８＊ＳＩＮＤＥＸ．０．００２３＂Ｉ＋２．６７２５
Ｔ＝（７．７６２７） （３．２）

（２．９１６１）（－２．４４１６）

根據(jù)格蘭杰表現(xiàn)定理，變量間若存在協(xié)整關(guān)系，則除了可以表示變量間長期 均衡關(guān)系的協(xié)整模型式以外，還一定存在一個誤差修Ｊ下模型（ＥＣＭ）可用來表示所
分析變量間的短期相關(guān)關(guān)系。 利用中國通貨膨脹水平、利率、貨幣供應(yīng)量和股票價格指數(shù)四個變量的數(shù)據(jù)， 以及協(xié)整模型式（３—２）的殘差序列，可以估計(jì)得出通貨膨脹的短期誤差修正模型
（３－３）： ＡＩＮＦ＝０．１２１２＂Ａ Ｍ２．０．００１９幸ＡＩ＋０．０１５１豐Ａ ＳＩＮＤＥＸ．０．１１８１＊ＥＣＭＩ（．１１ （３．３）
Ｔ＝

（６．８８２９）（－２．４１０１）

（２．９７２４）（－１．２２２５）

從方程（３—２）和（３—３）可以看出：貨幣供應(yīng)量是影響通脹的重要變量，

其長期系數(shù)是０．１４９７，貨幣供應(yīng)量越大，通脹水平越高，越有可能引起通貨膨脹； 反之亦然；貨幣供應(yīng)量波動對通貨膨脹短期波動的影響系數(shù)是０．１２１２，利率為

１９

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

－０．００１９；誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為一０．１ １８１，表明系統(tǒng)對通貨膨脹率長期均衡的偏離 的調(diào)整在８個多月以后（Ｉ／０．１ １８１＝８．４６７４）可實(shí)現(xiàn)。

第三節(jié)貨幣政策變量與通貨膨脹的滯后協(xié)整分析

由協(xié)整理論可知，誤差修正模型是具有協(xié)整約束的向量時間序列自回歸模
型，由于線性協(xié)整關(guān)系的約束，該模型中普遍存在的超參數(shù)和多重共線性問題會

大大減少，從而使得ＥＣＭ的預(yù)測精度大為提高。然而，傳統(tǒng)協(xié)整關(guān)系的討論，僅 僅針對同期向量序列討論協(xié)整關(guān)系，并沒有考慮到不同期向量序列之間的協(xié)整關(guān)
系。 而同期變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)可能會被拒絕，或協(xié)整關(guān)系雖然存在，但是

擬合效果欠佳，此時仍然無法很好的揭示變量之間的長期均衡關(guān)系。將滯后變量 引入?yún)f(xié)整模型，對于不同期向量序列的協(xié)整進(jìn)行研究將會提高預(yù)測與決策的精 度，無疑會給我們的研究提供更為廣闊的空間。我們將引入了滯后變量以后的協(xié)
整模型稱為滯后協(xié)整。

一、

滯后協(xié)整的相關(guān)理論

（一）滯后協(xié)整的概念 如果有兩個或兩個以上不同期的時間序列構(gòu)成的向量序列，它們自身是非平 穩(wěn)（ｎｏｎ—ｓｔａｔｉｏｎａｒｙ）的，但它們線性組合卻是平穩(wěn)的，那么這些不同期的向量序 列之｜、日Ｊ存在協(xié)整關(guān)系，稱這種協(xié)整為向量序列的滯后協(xié)整。用數(shù)學(xué)語言描述就是： 設(shè)某指標(biāo)的當(dāng)期時間序列為Ｘ１ｆ，則該指標(biāo)領(lǐng)先或滯后ｉ。期的時間序列記為

墨（川１），類似地，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），…，義巾％））幫是ｄ階單整Ｉ（ｄ）的，
且存在一個向量口＝（％，…，％）， Ｚ，２口ｌ Ｘｌ（…。）＋口２ 使得 （ｂ）Ｏ）

ｘ２（。＋，：）＋．??＋口。以（，＋ｆ。）～Ｉ（ｄ＿ｂ）

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

２０

于向量序中涉及到不同于當(dāng)期寧列的滯后或領(lǐng)先時間序列，故稱這種不同期向量 序列之間的協(xié)整關(guān)系為向量亭列的滯后協(xié)整（Ｌａｇ
ＣＯ—ｉｎｔｅｇｒａｔ ｉｏｎ）。

口＝（ｑ，…，％）是滯后協(xié)整向量。不同期向量序列Ａ７，＝（蜀¨十¨，五’２。∽∥…，

以�！�。，）之間的滯后協(xié)整方程為： 彩ｌ墨ｔ，＋ｆ１１＋％ｘ２ｔｌ＋，：）＋…＋％鼉（川。ｌ－－－－０
經(jīng)濟(jì)學(xué)上不同期向量序列間存在滯后協(xié)整關(guān)系意味著有某種經(jīng)濟(jì)機(jī)制帶０約

著不同期的變量的運(yùn)動，使不同期的變量之間短期內(nèi)的偏離不會太遠(yuǎn)，長期則會
走向均衡。這種長期的均衡關(guān)系可以由不同期向量序列的滯后協(xié)整方程刻畫。 （二）滯后期的一種確定方法一時差相關(guān)分析法 時差相關(guān)分析法是利用相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)時間序列變量之間滯后關(guān)系的一－ 種最常用的方法。一般地．對于兩個時間序列經(jīng)濟(jì)變量，通常選擇其中一個作為 基準(zhǔn)變量，計(jì)算與另一個變量在時間上錯開（滯后幾期）時的相關(guān)系數(shù)，以它們的 大小來判斷兩個變量之間的時差關(guān)系。其計(jì)算公式為：

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

∑（蕾一，一為（只一多）

．卜式中ｃｒｏｓｓ（１）表示兩個時問序列變量在時差為ｌ的時差相關(guān)系數(shù)，ｘ，，７分 別表示兩個時間序列變量｛五）、｛Ｍ）的均值，１表示兩個時間序列變量的時差（或 稱之為延遲數(shù)），‘其取值為整數(shù)，如果取正整數(shù)則表示變量｛薯）滯后于變量｛乃）， 如果取負(fù)整數(shù)表示變量｛Ｘｆ）先行于變量｛只），如果取零則表示兩個變量一致。在 分析政策時滯時，通常利用上式詩算出若干個不同延遲數(shù)的時差相關(guān)系數(shù)，然后 進(jìn)行比較，其中最大自，ｊ時差相關(guān)系數(shù)所對應(yīng)的時差被認(rèn)為是兩個經(jīng)濟(jì)時間序列變 量之問的時滯。有關(guān)檢驗(yàn)時間序列之間的關(guān)系的統(tǒng)計(jì)圖形主要包括自相關(guān)圖、偏 自利關(guān)圖和互相關(guān)圖，根據(jù)景氣指標(biāo)選擇的基本原理， 被選指標(biāo)與基準(zhǔn)指標(biāo)的

互｝．：關(guān)系數(shù)中絕對值最大的系數(shù)對應(yīng)的月份即為該指標(biāo)先行或滯后的月份。幻：棚 關(guān)函數(shù)（ＣＣＦ）計(jì)算互相關(guān)系數(shù)簡單快捷，是一種很強(qiáng)大的進(jìn)行指標(biāo)變動分析的。ｌＩ 具，但是應(yīng)該注意的是，該公式有一定的適用條件：只能應(yīng)用于平穩(wěn)時間序列。
２１

（三）滯后協(xié)整檢驗(yàn)
對于滯后１辦鴨的檢驗(yàn)，可參考Ｊｏｈａｎｓｅｎ檢驗(yàn)方法，將不同時劃的變量守列硯 為一般亭列用Ｊｏｈａｎｓｅｎ療法進(jìn)行檢驗(yàn)。Ｊｏｈａｎｓｅｎ檢驗(yàn)方法是ｒｏｈａｎｓｅｎ于１９８８年．以 及在１９９０年與Ｊｕｓｅｌｉｕｓ一起提出的一種基于向量自回歸模型進(jìn)行榆騎的南洼，是 一種進(jìn)行多重協(xié)整檢驗(yàn)的較好的方法。根據(jù)檢驗(yàn)統(tǒng)刊量的不同，Ｊｏｔｌａｎｓｅｎ檢驗(yàn)法

叉分為特征值軌跡檢騎和最大特征值檢驗(yàn)兩種檢驗(yàn)方法。

二、滯后協(xié)整的實(shí)證檢驗(yàn)
（一）滯后期的確定
根據(jù)第二節(jié)的分析，我們這里考察通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量、股價指數(shù)以及利 率的滯后協(xié)糙關(guān)系，首先，要利用時差相關(guān)系數(shù)洼確定滯后期數(shù)，應(yīng)該注意的是． 互相關(guān)函數(shù)（ＣＣＦ）計(jì)算互相關(guān)系數(shù)簡單快捷，是一種根強(qiáng)大的進(jìn)行指標(biāo)變動分析

的工具，但該公式有一定的適用條件：只能應(yīng)用于平穩(wěn)時間序列因此在進(jìn)行分析
時必須進(jìn)行數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換得到的平穩(wěn)時間序列。 本文利用互相戈函數(shù)（ＣＣＦ）計(jì)算通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量、股價指數(shù)以，豆利率 之間在１：同的延）墨數(shù)剛的互相關(guān)系數(shù)，由軟件ｓＰｓｓ 表３
６。 １２

Ｏ實(shí)現(xiàn)，結(jié)果如圖３—１隊(duì)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通貨膨脹與貨幣供應(yīng)受Ｍ２的ＣＣＦ圖

圖３一ｌ是通貨膨脹指標(biāo)與貨幣供應(yīng)量的互相關(guān)系數(shù)，左邊是ＣＣＦ的數(shù)值，右邊
是兩者ＣＣＦ的圖示：表３—６集中列出了通貨膨脹指標(biāo)與貨幣供應(yīng)量、利率和股票價 格指數(shù)的ＣＣＦ。

表３＿６ 延遲數(shù)（月）
●

通脹與貨幣政策變量的互相關(guān)系數(shù)
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｜代表絕對值最大的互相關(guān)系數(shù)，Ｉ代表最優(yōu)滯后期數(shù)。
數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行網(wǎng)站以及中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)。

由表３—６可知，

ＩＮＦ與Ｍ，的最優(yōu)滯后期數(shù)為５個月，與利率ｉ的最優(yōu)滯后ｊ｛ｉｊ

數(shù)為３個月，與ＳＩＮＴＤＥＸ的最優(yōu)滯后期數(shù)為０。
為了驗(yàn)證所計(jì)算的滯后期是否ｊｊｊ確，論文這里用了一個簡易的法則（該法９１《

２３

類似與分布滯后模型的特定估計(jì)（Ａｄ

Ｈｏｃ

Ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ））：即用Ｙ。與ｘ；的不同滯

后期分別做普通最小二乘回歸，綜合考慮剛歸結(jié)果的判定系數(shù)和待定滯后期變篷 系數(shù)估計(jì)’值的顯著性，以確定較好的滯后期，驗(yàn)證的結(jié)果見表３—７：；｝Ｈ３—８。
表３—７
Ｍ２
Ｒ
２

通脹指標(biāo)與貨幣供應(yīng)量不同滯后期的回歸結(jié)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

通脹指標(biāo)與利率不同滯后期的回歸結(jié)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的結(jié)果楚根據(jù)表３－７，把貨幣供應(yīng)量聰定為ｌｌ ２（－５）所繕的估計(jì)結(jié)果：

根據(jù)表３—７和３—８，對Ｍ２取不同滯后期，滯后期為５之前，Ｒ：的值逐漸增力門， 到５時增至最大，然后－又逐漸減小。與用時善相關(guān)系數(shù)法確定的Ｍ２自勺滯后期一致。 同理，對利率，滯后期１到３時Ｒ ２的值逐漸增加，Ｉ（－４）系數(shù)估計(jì)值的符號不穩(wěn) 定，而且只有滯后期為３時系數(shù)估計(jì)的統(tǒng)計(jì)量是顯著有效的。因而，我們可以認(rèn) 為用時差相關(guān)法確定的滯后期是可信的。 （二）滯后協(xié)整的檢驗(yàn) 對于滯后協(xié)整的檢驗(yàn)，可參考Ｊｏｈａｎｓｅｎ檢驗(yàn)方法，將不同時期的變量序列視 為一般序列用Ｊｏｈａｎｓｅｎ方法進(jìn)行檢驗(yàn)。ＩＮＦ與Ｍ，（－－５）、Ｉ（一３）、ＳＩＮＤＥＸ序列的 滯后協(xié)整的檢驗(yàn)結(jié)果見表３—９署１－１３—１０。
表３－９ 原假設(shè)（協(xié)整方程個數(shù)）
ｒ＝Ｏ● ｒ≤ｌ ｒ≤２

跡檢驗(yàn)結(jié)果
特征值
（）．２７８１３５ ０．１９３６１５ ０．０６６２７８

跡統(tǒng)計(jì)量
，５３．（）５０９５ ２５．０２２１０ ６．５１５３７（Ｉ

５％臨界值
４７，８５６１３ ２９．７Ｉ｛７０７ １５．４９４７１

概率值
０．（）１５０ ０．１６０６ ０．６３４６

２４

表３—１０

最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果 特征值
０．２７８１３５ （）．１９３６１．弓 ０．０６６２７８

原假設(shè)（協(xié)整方程個數(shù)）
ｒ＝０●

最大特征根統(tǒng)計(jì)量
２８．（１２８８４ １８．５０６７３ ５．８９７５８ｌ

５％臨界值
２７．５８，１３４ ２１．１３１６２ １４．２６４６０

概塞值
０．（｝４３９ Ｏ．１ １２（） ０．６２６４

ｒ≤ｌ ｒ≤２

以上結(jié)果表明，ＩＮＦ與Ｍ。（一５）、Ｉ（一３）以及ＳＩＮＤＥＸ四個變量之間存在一個協(xié) 整方程，將該協(xié)整方程寫成以ＩＮＦ為被解釋變量的方程，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）

同樣，可以得到通貨膨脹的短期滯后誤差修正模型，見式（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）

圖３—２滯后脅整估計(jì)的真實(shí)值與預(yù)測值

圖３—３同期協(xié)整估計(jì)的真實(shí)值與預(yù)測ｆｃｊ

由式（３－４），通貨膨脹受滯后５個月的貨幣供應(yīng)量及滯后３個月的利率，以 及當(dāng)期股票價格指數(shù)影響，從各變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，貨幣供應(yīng)ｊｔ；： Ｍ：（一５）對通貨膨脹的影響相對較大，系數(shù)為Ｏ．１４３７，其次為股票價格指數(shù)
ＳＩＮＤＥＸ，然ｆ是利率。利率Ｉ（－－３）的系數(shù)為負(fù)，表明利率與通脹的變動方向矧
２５

反，所以，從長期來看，政府提高利率可以達(dá)到降低通貨膨脹的目標(biāo)。 由短期滯后誤差修正模型式（３—５），此誤差修正模型的各系數(shù)估計(jì)值都顯 著，胃．誤差修正項(xiàng)ｅｃｒｕ２的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，其他變量【｛≈系數(shù)符ｉ多均 符合經(jīng)濟(jì)理論的預(yù)期，這表明此誤差修正模型很好地描述了通貨膨脹短期波動機(jī) 制。差分項(xiàng)反映了短期波動的影響，誤差修正項(xiàng)ｅｃｍ２的系數(shù)大小反映了對偏離長 期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計(jì)值來看，即當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以 （－－０．１９３８）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，即表明考慮了滯后的系統(tǒng) 對通貨膨脹率長期均衡的偏離的調(diào)整在５個多月以后（Ｉ／０．１９３８＝５．１５９９５９）可實(shí) 現(xiàn)。

三、基于ｖＡＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)
Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)的定義基于以下三個公理： 公理ｌ：過去和現(xiàn)在可以是將來的原因，但將來不能是過去和現(xiàn)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：?所有因果關(guān)系的方向不隨時間變化。 若Ｘ，是Ｙ。的原因，但Ｙ。不是Ｘ：的原因，我們稱Ｘ，和Ｙ。之間存在單向因果關(guān)系； 若Ｘ。和Ｙ�；橐蚬P(guān)系，我們稱Ｘ。和Ｙ。之問存在雙向因果關(guān)系即反饋關(guān)系。 需要注意的是，變量間的因果關(guān)系不存在傳遞性，即Ｘ，是Ｙ。的原因￥ｆｌＹ．是Ｚ。的 原因并不一定能保證Ｘ。是Ｚ。的原因：但這并不是說Ｘ。不能影ＮＩ；］Ｚ，，它可以通過Ｙ。

間接對Ｚ。產(chǎn)生影響。為了把這種因果關(guān)系區(qū)分開來，我們把這種影響稱為間接因
果關(guān)系，即稱Ｘ。是Ｚ，的間接原因ｉ相應(yīng)的，把Ｘ。和Ｙ，的因果關(guān)系，稱為直接因果 關(guān)系，Ｘ。是Ｙ，的直接原因。 在Ｘ。是Ｙ。的：直接原因時，Ｘ。的變化直接影響Ｙ，以后的值；在Ｘ。是Ｙ。的間接原

防Ｉ時，Ｘ，的變化并不直接影響Ｘ。的取值，但它通過影響其他變量對的Ｙ，取值產(chǎn)生
影響。很明濕，這種間接因果關(guān)系也具有重要意義。 前面的兩種協(xié)整分析與短期動態(tài)分析不能說明通脹與貨幣政策各變量之間 是否存在Ｇｒａｎｇｅｒ意義上的因果關(guān)系，我們采用基于ＶＡＲ模型的因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)實(shí)

２６

質(zhì)上是檢驗(yàn)～個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中，對于ＶＡＲ模型 中的每一個方程，將輸出每一個其他內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)聯(lián)合顯著的Ｗａｌｄ統(tǒng)計(jì)量。 因?yàn)檫@里自ｇＯｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)是基于ＶＡＲ模型的，所以這里先檢驗(yàn)被估計(jì)的 ＶＡＲ模型的恰當(dāng)性，如果被估計(jì)的ＶＡＲ模型的所有根模的倒數(shù)小于ｌ，即位于單位 圓內(nèi)，則其是穩(wěn)定的。之所以要檢驗(yàn)其穩(wěn)定性是因?yàn)槿绻Ｐ筒环�(wěn)定，某些結(jié)果 將不是有效的（高鐵梅，２００６）。圖３—４給出了ＡＲ根的檢驗(yàn)的結(jié)果圖：
Ｉｎｖｅｒｓｅ Ｒｏｏｔｓ ｏｆ ＡＲ Ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ Ｐｏｌｙｎｏｍｉａｌ

圖３－４ ＡＲ根的示意圖

由上圖可以看出很直觀的看出，所有的單位根都落入單位圓內(nèi)，所以所設(shè)定 的模型是穩(wěn)定的。接下來便進(jìn)行因果檢驗(yàn)，表３—１１和表３－１２分別為通貨膨Ｊ｝ＫＩＮＦ 方程和貨幣供應(yīng)量Ｍ２方程的因果檢驗(yàn)結(jié)果。
表３－１１

通貨膨脹水平ＩＮＦ方程的Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)結(jié)果 原假設(shè)
Ｍ２不能（；ｒａｎｇｅｒ弓ｌ起ＩＮＦ

Ｚ２統(tǒng)計(jì)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、】不能同時ｇｒａｎｇｅｒ弓Ｉ起ＩＮＦ

方程

２７

表３－１２

貨幣供應(yīng)量Ｍ２方程的Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)結(jié)果 原假設(shè) Ｚ二統(tǒng)計(jì)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不能同時Ｇｒａｎｇｅｒ引起
Ｍ２

ｌ

方程

１

７．９３４３７９

３

０．０４７，１

由表３～１１可以看出，從雙變量檢驗(yàn)的角度，貨幣供應(yīng)量Ｍ２、利率Ｉ是通脹ＩＮＦ 的直接原因，而股票價格指數(shù)ＳＩＮＤＥＸ不是通脹的直接原因：但綜合來看，Ｍ２、 ＳＩＮＤＥＸ、Ｉ不能同時Ｇｒａｎｇｅｒ引起ＩＮＦ的原假設(shè)被拒絕，即貨幣供應(yīng)量、利率和股 票價格指數(shù)的共同作用能Ｇｒａｎｇｅｒ引起通貨膨脹。由表３～１２貨幣供應(yīng)量Ｍ２方程的 檢驗(yàn)結(jié)果可知，股票價格指數(shù)是Ｍ２的直接原因，所以可以認(rèn)為，股桑價格指數(shù)可 以通過相關(guān)變量，如貨幣供應(yīng)造Ｍ２，問接對通貨膨脹產(chǎn)生影響，即股票價格指數(shù) 是通貨膨脹的間接原因。

第四節(jié)本章小結(jié)

綜合上述對中國通貨膨脹和貨幣政策各相關(guān)變量的同期協(xié)整模型與同期誤

差修正模型的估計(jì)、滯后協(xié)整模型與滯后誤差修正模型分析，以及Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢
驗(yàn)，可以明確地得出以下一些簡要的結(jié)論： 一（一）為考察變量問的長期協(xié)整關(guān)系，我們看式（３～４），通貨膨脹受滯后５ 個月的貨幣供應(yīng)量及滯后３個月的利率，以及當(dāng)期股票價格指數(shù)影響，從各變醅 的系數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，貨幣供應(yīng)量Ｍ：ｔ一）’對通貨膨脹的影響相對較大，系 數(shù)為０．１４３７，其次為股票價格指數(shù)ＳＩＮＤＥＸ，然后是利率。不論是同期協(xié)整，還是 滯后協(xié)整的估計(jì)結(jié)果均表明貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹的影響相對來說都較大，所以 并不像有些學(xué)者所說的貨幣供應(yīng)量已經(jīng)不適用于中國的貨幣政策，從本章的實(shí)證

２８

結(jié)果可以看出，貨幣供應(yīng)量這個中介目標(biāo)在我國仍然是有效的。利率Ｉ（－－３）的 系數(shù)為負(fù)，表日月利率與通脹的變動方向相反，雖然實(shí)證結(jié)果顯示利率其對通脹調(diào) 節(jié)力度不如貨幣供應(yīng)量大，但考慮到貨幣市場利率尚未完全市場化這一事實(shí)，利 率政策應(yīng)該作為控制通脹的有效手段。 （二）為分析變量間的短期波動關(guān)系，我們看通貨膨脹的短期滯后誤差修正 模型式（３－５），此誤差修正模型的各系數(shù)估計(jì)值都顯著，且誤差修正項(xiàng)的系數(shù) 為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，其他變量的系數(shù)符號均符合經(jīng)濟(jì)理論的預(yù)期，這表明此 誤差修正模型很好地描述了通貨膨脹短期波動機(jī)制。差分項(xiàng)反映了短期波動的影 響，誤差修正項(xiàng)ｅｃｍ２的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計(jì) 值來看，即當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以（－－０．１９３８）的調(diào)整力度將非均衡 狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，即表明考慮了滯后的系統(tǒng)對通貨膨脹率長期均衡的偏離的調(diào) 整在５個多月以后可實(shí)現(xiàn)。 （三）比較滯后協(xié)整與同期協(xié)整模型的真實(shí)值和預(yù)測值圖像，圖３－２５日圖３－３， 可以看出滯后協(xié)整方程（３－４）的擬合效果優(yōu)于同期協(xié)整方程（３－１）。因而政府 在考慮宏觀調(diào)控政策以調(diào)控通貨膨脹目標(biāo)時應(yīng)明確貨幣政策效果的顯現(xiàn)必須有 不同長度的時滯，不應(yīng)頻繁大幅變動貨幣政策變量，應(yīng)該主要根據(jù)貨幣信貸發(fā)行、 物價上漲幅度、投資反彈程度等因素，擇機(jī)適當(dāng)調(diào)整利率等政策變量。 （四）由基于ＶＡＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)可知，貨幣供應(yīng)量、利率是通脹的直接 原因，而股票價格指數(shù)不是通貨膨脹的直接原因：但是通過貨幣供應(yīng)量和利率的 作用，它可以間接影響通脹水平。所以，雖然目前我國股票市場還不是十分完善， 但是在適當(dāng)?shù)臅r候，貨幣當(dāng)局可以考慮將股票價格指數(shù)納入到物價指標(biāo)的監(jiān)測指
標(biāo)體系中。

２９

第四章貨幣政策與通貨膨脹的非線性關(guān)系研究

冤一節(jié) 第一節(jié)

引吾 引言

前面的第三章分析了通貨膨脹與貨幣政策各工具變量之間的線性關(guān)系，本
章將從非對稱性角度來研究研究我國貨幣政策是否存在通貨膨脹的非線性特 征，實(shí)證檢驗(yàn)我國貨幣政策操作效果是否具有非對稱性。由于第三章實(shí)證結(jié)果 表明物價指數(shù)對貨幣供應(yīng)量、利率等貨幣政策變量均存在著時滯，所以結(jié)合宏 觀經(jīng)濟(jì)理論，本章將運(yùn)用新凱恩斯前瞻性模型和非二次損失函數(shù)相結(jié)合所設(shè)定 的最優(yōu)目標(biāo)函數(shù)，通過對此非線性反應(yīng)函數(shù)的估計(jì)，來研究中國貨幣政策操作對 產(chǎn)出缺口和通貨膨脹的非線性特征。本章的結(jié)構(gòu)如下：第二節(jié)介紹非線性貨幣政

策反饋規(guī)則：第三節(jié)對中國貨幣政策規(guī)則顯著的非線性特征進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：第四
節(jié)結(jié)合中國貨幣政策操作的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果對本章進(jìn)行了小結(jié)。

一、

時滯與前瞻性

從宏觀經(jīng)濟(jì)理論上來說，由于價格和工資的岡０性、金融市場中存在的孽擦以 及貨幣政策傳導(dǎo)的不暢，從貨幣當(dāng)局采取政策措施到有關(guān)經(jīng)濟(jì)變量如收入發(fā)彗ｉ 變動需要一定的時間間隔，具體表現(xiàn)為貨幣政策傳導(dǎo)的滯后性，而這種滯后性 的存在使得貨幣當(dāng)局對前瞻性貨幣政策日益關(guān)注。Ｃｈｒｉｓｔｉａｎｏ、Ｅｉｃｈｅｎｂａｕｍ和 Ｅｖａｎｓ（１９９６）利用ＶＡＲ模型實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)，美國實(shí)際ＧＤＰ對于一個貨幣政策 沖擊存在兩個季度的時滯。方先明、熊鵬（２００５）利用方差分解技術(shù)測算，發(fā)現(xiàn) 我舊實(shí)際ＧＤＰ對于貨幣供給沖擊存在４個季度的時滯，實(shí)際貸款利率對貨幣供 給沖ｍ存在３個季度的時滯。同樣，本論文第三章的實(shí)證研究也表明，我國近

年．爿乏的物價指數(shù)對貨幣供應(yīng)量、利率等貨幣政策變量分別存在５個月和３個月
：。ｉ，．；ｉｑ滯。

｛！剮ｔ。在傳統(tǒng)泰勒規(guī)則模型中引入預(yù)期因素，構(gòu)造一個前瞻性的貨幣政最反
∥函數(shù)，既可以使貨幣政策建立一種承諾機(jī)制，避免貨幣政策的短視和機(jī)會ｊ：義 傾向，又可以提高貨幣政策的透明性、可信性和有效性。這樣，目標(biāo)利率不是取

３０

決于已經(jīng)實(shí)現(xiàn)的或“事后”的通脹率，而是取決于根據(jù)可獲得信息（ａｖａｉｌａｂｌｅ ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ）而做出的對未來通脹率和產(chǎn)出缺口的預(yù)期。

二、

貨幣政策規(guī)則
Ｐｏｌｉｃｙ

貨幣政策規(guī)則（Ｍｏｎｅｔａｒｙ

Ｒｕｌｅｓ）是中央銀行進(jìn)行貨幣政策決策和操

作的指導(dǎo)原則。貨幣政策規(guī)則雖然是對中央銀行的一種約束，但這種約束使貨幣
政策建立了一種承諾機(jī)制，從而可以避免貨幣政策的短視和機(jī)會主義傾向，并

提高社會的福利水平。同時，貨幣政策規(guī)則的采用也可以提高貨幣政策的透明
性、可信性和有效性。 最優(yōu)的、時間一致的（Ｔｉｍｅ Ｃｏｎｓｉｓｔｅｎｔ）、前瞻的、穩(wěn)健的貨幣政策規(guī)則／ｆｉ

僅可以指導(dǎo)中央銀行制定出切實(shí)可行的貨幣政策，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)發(fā)展，而且可
以提高貨幣政策的有效性、可信性（Ｃｒｅｄｉｂｉｌｉｔｙ）和透明性。同時，貨幣政策艦 則也為評價貨幣政策提供了一個客觀的基本框架，使人們能夠比較各種貨幣政策 的實(shí)施效果及對社會福利的影響。

貨幣政策規(guī)則的研究歷史并不短。但對貨幣政策規(guī)則的研究理論上和實(shí)踐上 的突破是在近二十年，其中三個方面具有重要影響： 一是Ｋｙｄｌａｎｄ－－Ｐｒｅｓｃｏｔｔ（１９７７）及Ｂａｒｒｏ－－Ｇｏｒｄｏｎ（１９８３）的研究指出，如果 沒有預(yù)承諾機(jī)制，那么選擇的最優(yōu)政策是時間不一致的，即當(dāng)期最優(yōu)的政策未必 在未來各期是最優(yōu)的。Ｂａｒｒｏ－－Ｇｏｒｄｏｎ在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步得到結(jié)論：當(dāng)中央銀行 追求的目標(biāo)與社會福利目標(biāo)存在差異時，如中央銀行制定的失業(yè)率目標(biāo)低于自然
失業(yè)率或其制定的產(chǎn)出目標(biāo)高于潛在產(chǎn)出，貨幣政策的相機(jī)抉擇具有時間不一致 性，這將會產(chǎn)生通脹偏差（Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ Ｂｉａｓ），而產(chǎn)出水平并不會提高。近年來
●

Ｓｖｅｎｓｓｏｎ（１９９７）ＳＮＷｏｏｄｆｏｒｄ（１９９９）的研究表明，若沒有預(yù)承諾機(jī)制，即使ｒ１ 央銀行的目標(biāo)與社會福利的目標(biāo)一致，相機(jī)抉擇仍然會產(chǎn)生穩(wěn)定性偏

Ｉ

（Ｓｔａｂｉｌｉｚａｔｉｏｎ Ｂｉａｓ），這種穩(wěn)定性偏差將影響經(jīng)濟(jì)的動態(tài)特性，從而導(dǎo)致社會

福利的降低。因此，貨幣政策的相機(jī)抉擇將會產(chǎn)生通脹偏差和Ｊ穩(wěn)定性偏差兩種偏 差，其中，通脹偏差是靜態(tài)偏差，穩(wěn)定性偏差是動態(tài)偏差。正是由于相機(jī)抉擇具以 以上不足之處，人們近年來不斷探索其它的貨幣政策決策方式對選擇最優(yōu)貨幣 政策所帶來的有利因素，特別是人們臼益重視對貨幣政策覘則的研究。 二是Ｔａｙｌｏｒ規(guī)則（Ｔａｙｌｏｒ，１９９３）的研究。Ｔａｙｌｏｒ規(guī)則描述了短期利率如何
３１

針對通脹率和產(chǎn)出變化調(diào)整的準(zhǔn)則，其對后來的貨幣政策規(guī)則研究具有深遠(yuǎn)的影 響。首先，從實(shí)證上來看，由Ｔａｙｌｏｒ規(guī)則計(jì)算出的聯(lián)邦基金利率與實(shí)際數(shù)據(jù)擬含 得較好，從而對利率的調(diào)整進(jìn)行了系統(tǒng)性的解釋。從分階段的估計(jì)結(jié)果看，Ｔａｙｌｏｒ 規(guī)則中關(guān)于通脹率的系數(shù)在Ｖｏｌｃｋｅｒ－－Ｇｒｅｅｎｓｐａｎ時代大于ｌ，而在此之前小于１。 這反映了美聯(lián)儲的利率調(diào)整在兩個時代對經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定具有不同的效應(yīng)。Ｒ［ＪＶｏｌｃｋｅｒ －－Ｇｒｅｅｎｓｐａｎ時代，當(dāng)通脹率上升１％時，名義利率的提高大于ｌ％，從而使實(shí)際利 率上升，并對經(jīng)濟(jì)起到穩(wěn)定的效果。而在Ｖｏｌｃｋｅｒ－－Ｇｒｅｅｎｓｐａｎ時代之前，當(dāng)通脹 率上升時，名義利率雖然提高，但實(shí)際利率卻在下降，這對經(jīng)濟(jì)起到了不穩(wěn)定的效

果。其次，若采用Ｔａｙｌｏｒ規(guī)則，則貨幣政策的決策也就具有了一種預(yù)承諾機(jī)制，
從而可以避免ｎ寸問不一致問題。再次，采用Ｔａｙｌｏｒ規(guī)則比采用相機(jī)抉擇能夠提高 社會福利水平。即使在Ｔａｙｌｏｒ規(guī)則作用下，社會福利水平未必能達(dá)到最優(yōu)水、Ｆ， 但其能趨近最優(yōu)水平。最后，Ｔａｙｌｏｒ規(guī)則形式上的簡單性為貨幣政策的操作提供 了一個參考基準(zhǔn)，并且通過估計(jì)不同時期的Ｔａｙｌｏｒ規(guī)則，可以對貨幣政策進(jìn)行客

觀的評價。鑒于Ｔａｙｌｏｒ規(guī)則的蓬要性，近年來人們不斷對其進(jìn)行推廣，如對其前
瞻性、穩(wěn)健性等方面的研究和推廣。由于貨幣政策傳導(dǎo)的滯后性，因此，前瞻性 貨幣政策規(guī)則備受中央銀行的關(guān)注。前瞻性貨幣政策規(guī)則使貨幣政策規(guī)則的研究 更向前進(jìn)了一步，即貨幣政策規(guī)則必須考慮貨幣政策對經(jīng)濟(jì)影響的滯后效應(yīng)， 從而使貨幣政策規(guī)則具有實(shí)用性。 三是實(shí)踐中很多國家采用了盯住通脹（Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ Ｔａｒｇｅｔｉｎｇ）的貨幣政 策體制。目前采用這種體韋０較為典型的，如工業(yè)化國家的英格蘭銀行和新西蘭儲 備銀行、新興市場中的泰國和韓國中央銀行以及發(fā)展中國家的巴西中央銀行等。 從實(shí)際效果來看，盯住通脹的貨幣政策體制在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)方面已取得了顯著效應(yīng)， 采用該體制的國家不僅保持了產(chǎn)出的平穩(wěn)增長，而且使通脹率控制到合理的水 平。Ｓｖｅｎｓｓｏｎ（１９９９）指出，盯住通脹體制實(shí)際上是一種貨幣政策規(guī)則，且該規(guī) 則結(jié)合了貨幣政策規(guī)則與相機(jī)抉擇兩種決策模式的優(yōu)點(diǎn)，因而是一種相機(jī)披擇 住珀，ｊ規(guī)則（Ｄｉｓｃｒｅｔｉｏｎａｒｙ Ｒｕｌｅｓ）。另外，盯住通脹體制是一種前瞻性的貨幣政 策規(guī)則，它大大地提高了貨幣政策決策的透明性和可信性。雖然目前該規(guī)則未必 是最優(yōu)的貨幣政策規(guī)則，但人們正積極探索改進(jìn)的方案。當(dāng)然，貨幣政策規(guī)則｝ｊ＿｛Ｉ

研究結(jié)果依賴于一定的模型框架。特別是，在后顧性（Ｂａｃｋｗａｒｄ－－ｌｏｏｋｉｎｇ）模型

３２

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究 或前瞻性（Ｆｏｒｗａｒｄ—ｌｏｏｋｉｎｇ）模型下得到的最優(yōu)貨幣政策規(guī)則具有不同的特

性。因而，模型的結(jié)構(gòu)及不確定性對最優(yōu)貨幣政策規(guī)則的影響也是目前研究的一 個重要方向，所謂最優(yōu)的貨幣政策，就是在一定的約束條件下中央銀行通過選 擇貨幣政策操作工具使貨幣政策目標(biāo)達(dá)到最優(yōu)。

第二節(jié)

非線性貨幣政策的反饋規(guī)則

Ｌｕｃａｓ（１９７６）指出，傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是一種后顧性經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ停湓谀Ｐ?的設(shè)定方面缺乏微觀經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)，對動態(tài)調(diào)整機(jī)制及預(yù)期的處理方法也具有 隨意性，當(dāng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境、政策體制、預(yù)期形成機(jī)制等發(fā)生變化時，有可能導(dǎo)致行為 方程的不穩(wěn)定，這將對政策分析和評價造成很大影響。
本章將利用新凱恩斯自ｉｆ瞻性模型和非二次損失函數(shù)相結(jié)合所設(shè)定的最優(yōu)目

標(biāo)函數(shù)（Ｎｏｂａｙ，Ｒ＆Ｐｅｅｌ，Ｄ，Ｗｏｏｄｆｏｒｄ（２００３）），運(yùn)用非線性廣義矩估計(jì)對目標(biāo) 函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，以研究中國貨幣政策操作對產(chǎn)出缺口和通貨膨脹的非線性特征。 根據(jù)Ｓｅｖｅｎｓｓｏｎ（１９９９）的研究，貨幣政策規(guī)則是作為跨期最優(yōu)化問題的結(jié) 果的。在跨期最優(yōu)化過程中，決策者最優(yōu)化了由經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)所約束的目標(biāo)函數(shù)，以 此得到最優(yōu)貨幣政策規(guī)則。由于我們對政策規(guī)則的識別要依賴于反應(yīng)函數(shù)的參 數(shù)估計(jì)，所以，我們將在一般的貨幣政策分析框架下，來判斷參數(shù)設(shè)定對稱性是 否合理，這是判定政策規(guī)則是否線性的關(guān)鍵性問題。

一、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)模型
目前，國內(nèi)外研究所使用的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)模型可分為兩類：一類是后顧性模型，另 一類是前瞻性模型，這里我們討論的是由Ｃｌａｒｉｄｅ，Ｏａｌｉ和Ｇｅｒｔｌｅｒ（１９９９）提出的 考慮了價格粘性的新凱恩斯前瞻性模型，它具有對數(shù)線性形式，經(jīng)濟(jì)的演化過程 通過如下兩個方程來表示：
尢？＝８ Ｅ

ｅ冗！“也Ｙ［＋￡：

（４．１）

ｙ，＝Ｅ Ｙ…一伊（‘一巨乃＋。）＋∥

（４－２）

方程（４—１）中，巧代表通貨膨脹水平，Ｙ，代表產(chǎn)出缺口。方程（４—２）是

３３

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

市場出清條件下標(biāo)準(zhǔn)的消費(fèi)Ｅｕｌｅｒ方程。其中，Ｙ，代表產(chǎn)出缺口，‘為短期名義 利率，乃是通貨膨脹水平。該方程引入的消費(fèi)平滑概念，使產(chǎn)出缺口是它未來值 的增函數(shù)，是真實(shí)利率ｆ，一Ｅ乃＋。的減函數(shù)。最后，方程（４—１）中的群和方程（４—２） 中的∥分別代表供給和需求的沖擊，它們均服從一個自回歸、均值恢復(fù)的過程。

二、損失函數(shù)
從福利分析角度看，貨幣政策規(guī)則要以社會福利最大化為其目標(biāo)，因而，貨 幣政策的目標(biāo)函數(shù)應(yīng)選擇為社會福利目標(biāo)函數(shù)。Ｗｏｏｄｆｏｒｄ證明了損失函數(shù)的相 反數(shù)是社會福利函數(shù)的二次近似。因此，可以通過最小化損失函數(shù)，以達(dá)到最大
化社會福利函數(shù)的目的。 需要強(qiáng)調(diào)的是，在我們的分析框架下，損失函數(shù)不同于傳統(tǒng)的二次設(shè)定，允

許政策制定者對通貨膨脹和產(chǎn)出缺口相對于目標(biāo)值的Ｊ下的或負(fù)的偏離做出不同 程度的反應(yīng)。為更好地反映這種情況，我們引入非二次的損失函數(shù)，它將二次損
失函數(shù)設(shè)定作為其特殊情形。非二次的損失函數(shù)Ｌ．設(shè)定如下： ｅａ（口，一萬。一口（萬，一萬’）一ｌ
Ｌ。＝
口２

�。海憾z二！
＋無［
Ｙ２

∥

］＋２（ｉ，－＇ｉ‘）２

（４—３）

其中，五和∥分別表示央行對實(shí)際產(chǎn)出圍繞潛在產(chǎn)出波動和利率水平偏離 目標(biāo)值的厭惡程度。萬為通貨膨脹目標(biāo)，參數(shù)口和７則包括了損失函數(shù)中非對 稱的信息。關(guān)于這種二次函數(shù)的設(shè)定Ｎｏｂａｙ和Ｐｅｅｌ（２００３）在研究最優(yōu)貨幣政 策時也使用了這種非二次形式的設(shè)定。 在這個非二次形的設(shè)定中可以看出，一個正的Ｙ值表示實(shí)際產(chǎn)出正偏離潛
在產(chǎn)出水平時，所賦予的權(quán)重要高于相同程度的實(shí)際產(chǎn)出的負(fù)偏離。當(dāng)Ｙ．＞Ｏ時， 損失函數(shù)的指數(shù)成分要小于其線性成分；反之，亦然。同理‘，如果貨幣當(dāng)局更

加重視通貨膨脹低于目標(biāo)值刀，那么口的值將為負(fù)值，這意味著低于目標(biāo)值的 通脹水平將會帶來更高的成本。因此，口的符號與不同貨幣當(dāng)局的政策偏好有

３４

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

關(guān)。 此外，我們注意到，方程（４—３）的損失函數(shù)設(shè)定是對傳統(tǒng)二次損失函數(shù)設(shè)定的推

廣，它將傳統(tǒng)二次損失函數(shù)設(shè)定作為其特殊情形，這可以通過如下事實(shí)來說明： 當(dāng)口和７同時為零時，損失函數(shù)Ｌ將簡化為參數(shù)對稱的形式：
１

—２［（乃一萬‘）２＋名ｙ；＋∥（‘一ｉ‘）２］
這可以看作是新凱恩斯經(jīng)濟(jì)周期模型中以效用函數(shù)為基礎(chǔ)的福利函數(shù)的二階近 似。文獻(xiàn)Ｗｏｏｄｆｏｒｄ（２００３）的研究結(jié)果表明，在傳統(tǒng)損失函數(shù)二次設(shè)定下，政策的 偏好將成為模型原始參數(shù)的某種函數(shù)。因此，探究央行非對稱性目標(biāo)的證據(jù)，就 可以理解為尋求代理機(jī)構(gòu)效用函數(shù)非對稱性的證據(jù)。這為我們使用方程Ｉ（４—３） 作為損失函數(shù)的非二次設(shè)定找到了合理的分析基礎(chǔ)。

三、最優(yōu)政策規(guī)則
在相機(jī)抉擇的條件下，求解最優(yōu)的貨幣政策規(guī)則，即意味著要選擇一個合適 的名義利率Ｌ，使得下式達(dá)到最小化即可：

叫竺蘭型掣Ｍ Ｅ，－ｌ【氣乒，＋鈔ｉ．）２＋Ｅ
口一

其中，萬ｆ＝ｋｙ，＋ｆ，，ｙ Ｉ＝－妒‘＋ｇ。，而Ｚ－－Ｅ川∑萬７厶＋，，ｆ，＝秒巨乃＋ｌ＋筇，
ｆ＝ｌ

ｇ

ｔ＝Ｅｌ

Ｙ

ｌ“ｊｒ ９

Ｅ｜兀｜“七ｓ：。

－－Ｅ／＿｜（坐蘭掣 ）ｋ妒一Ｅ，一�！魧W(xué)］名伊＋∥
由這些條件，可導(dǎo)出一階條件如下（Ｒｕｄｅｂｕｓｃｈ，２００２）：
（４－４）

它描述了最優(yōu)的、可能是非線性的央行貨幣政策反饋規(guī)則。方程（４—４）也 包括了線性的形式，口和ｙ同時為零時，反應(yīng)函數(shù)就變成了Ｒｕｄｅｂｕｓｃｈ

３５

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

（２００２），Ｇｌａｒｉｄｅ，Ｇａｌｉ和Ｇｅｒｔｌｅｒ（２０００）文章中討論過的利率規(guī)則：
一ｋ Ｐ Ｅ川（巧一７／＂‘）～五伊Ｅ，－１
ｙ，＋∥

（‘一ｉ‘）２＝０

從上面的分析，我們可以得出一個十分有用的信息，即可以通過估計(jì)反應(yīng)函 數(shù)的具體形式來檢驗(yàn)央行政策偏好的對稱性。

在具體進(jìn)行實(shí)證研究中，如將央行一階條件Ｅｕｌｅｒ方程中的所有參數(shù)納入 模型分析框架，則許多參數(shù)將無法識別，為此，需要對模型進(jìn)行簡化。方法是 用函數(shù)的一階泰勒展開式將方程（４—４）中的指數(shù)線性化，將預(yù)期值用實(shí)際值
代替。這樣得到～個簡化后的表達(dá)式。同時，考慮到Ｒｕｄｅｂｕｓｃｈ（２０００）關(guān)于利

率平滑的相關(guān)研究經(jīng)驗(yàn)，我們在簡化模型中引入一個滯后因變量來實(shí)現(xiàn)利率平
滑。這樣待估計(jì)的簡化政策規(guī)則為（Ｗｏｏｄｆｏｒｄ（２００３））：

‘＝（１一ｐ）【廣＋ｑ（萬，一萬＋）＋ｃ２Ｙｔ＋ｃ３（乃一萬‘）２＋ｃ４Ｙ，２】＋磯一１＋ｑ
其中，系數(shù)有如下表達(dá)式：

（４．５）

ｑ２一，ｃ２ ２一，巳＝ｉ一，ｃ４＝≮二 Ｕ ｐ 三“ 三Ｈ
從方程（４—５）不難看出，反應(yīng)函數(shù)中的參數(shù)可以分為兩類：一類是代表政策 制定者偏好的系數(shù)；另一類是描述經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化的系數(shù)。我們可以通過估計(jì) 政策規(guī)則方程，來識別是否存在非對稱性的政策偏好。仔細(xì)分析發(fā)現(xiàn)，反饋系 數(shù)ｃ３和ｃ。包括了重要的信息。例如，當(dāng)ｃ３≠０和ｃ４≠０時，聯(lián)合約束ｃ３＝ｃ４＝０ 就隱含了設(shè)定口＝ｙ＝０，這是因?yàn)榭冢剑玻悖常悖�，７＝２ｃ。／ｃ２。因此，我們要檢驗(yàn)
假設(shè)：
Ｈｏ：ｃ３ ２

ｋｃａ

２（ｏ

ａ�。耄簦�

織矽

ｃ４＝Ｏ，

就等價于檢驗(yàn)假設(shè)
Ｈ
ｏ：

口＝廠＝０

可見，線性反應(yīng)函數(shù)的原假設(shè)等價于對稱性偏好的原假設(shè)，于是我們可以

通過一個標(biāo)準(zhǔn)的Ｗａｌｄ統(tǒng)計(jì)量來對對稱性的偏好的原假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

３６

第三節(jié)中國貨幣政策規(guī)則的非線性特征的實(shí)證檢驗(yàn)

一、數(shù)據(jù)的選取及處理

。，＝｛：一三三 。２－｛二二三蘭 。３＝｛二三二度
３７

潛在ＧＤＰ的回歸方程為：
潛在ＧＤＰ＝１．０３７＋ＨＰＧＤＰ－２１ ６８４．６４７’Ｄ１—１７９５８．４３５。Ｄ２—１ ５７０１．７１ ９’Ｄ３
＋１３２１３．３１０

（４－－６）

利用實(shí)際６ＤＰ的對數(shù)值減去潛在ＧＤＰ的對數(shù)值得到產(chǎn)出缺口，記為ＧＡＰＧＤＰ。

（三）通貨膨脹
選取消費(fèi)者價格指數(shù)作為衡量通脹率的指標(biāo)。通脹的目標(biāo)值取４％（參．｝｛（１《政 府工作報(bào)告》，１９９８—２００１年ＣＰＩ目標(biāo)值分別為５％、４％、４％，１％一２％， ２００７年為４．８％）。為保持?jǐn)?shù)據(jù)處理一致，通脹偏離等于對數(shù)值減去目標(biāo)值 對數(shù)，記為ＧＡＰＩＮＦ（趙進(jìn)文、高輝，２００４）。

二、模型的估計(jì)
為克服誤差項(xiàng)的序列相關(guān)和異方差性問題，我們采用最優(yōu)權(quán)矩陣的廣義矩 方法（６ＭＭ）來估計(jì)央行Ｅｕｌｅｒ方程的約簡形式，Ｇ塒方法由于限制條件較少，因 而是目前估計(jì)前瞻性方程的一個有效方法。在對模型進(jìn)行６ＭＭ估計(jì)之前，需要
對各個序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表４一ｌ。

表４—１

各序列平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)結(jié)果 臨界值 說明
１０％ －２．６６６５９３ —１．６０５６０３ －２．６９０４：｛９ －２．６９０４３９ —１．６０５６０３
●

‘變量

ＡＤＦ值

檢驗(yàn)類型
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．虧ｌｌ

ＡＧＡＰＩ
ＧＡｔ＇ＧＤＰ （；ＡＰＩＮＦ Ａ ＧＡＰ］ＮＦ

掌宰

●橐

注：１．檢驗(yàn)類型Ｃ（ｃ，ｔ，１３）中，ｃ表示帶有常數(shù)項(xiàng)（ｃ�。氨硎静粠в谐�(shù)項(xiàng)），ｔ表示帶有趨勢Ｊ吠

（ｔ取。表示不帶有趨勢Ｉ頁）。ｎ表示滯后期數(shù)。
２．“說明”欄內(nèi)，料表示在１％的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，半表示在礬的０ 苦性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)。

３８

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

檢驗(yàn)結(jié)果表明，除了ＧＡＰＧＤＰ為平穩(wěn)序列，ＧＡＰＩ和ＧＡＰＩＮＦ．序列均為一階單整 序列，對三變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見表４—２、４—３。

表４—２ 原假設(shè)（協(xié)整方程個數(shù)）
ｒ＝Ｏ宰 ｒ≤ｌ ｒ≤２

跡檢驗(yàn)結(jié)果

特征值
０．８６６７７８ ０．１６８７１７ ０．１３３７９６

跡統(tǒng)計(jì)量
１０３．１４２９ １４．４５０４９ ６．３１９９４４

５％臨界值
３５．１９２７５
２０．２６１８４ ９．１６４５４６

概率值
０．００００ ０．２５９６ ０．１６７４

表４—３

最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)（協(xié)整方程個數(shù)）
ｒ＝０年

特征值
０．８６６７７８ ０．１６８７１７
●

最大特征根統(tǒng)計(jì)量
８８．６９２３８ ８．１３０５４８

５％臨界值
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％的水平上拒絕原假

以上的檢驗(yàn)結(jié)果表明，各變量可以用于構(gòu)建貨幣政策模型，并進(jìn)行估計(jì)。
對式（４—５）進(jìn)行估計(jì)，為此，對其先進(jìn)行變形得到（４—７）：
ｉ ｔ－ｉ‘＝（Ｉ－Ｐ）［ｃ１（乃一萬‘）＋Ｃ
２

Ｙｔ＋ｃ３（乃一萬‘）２＋Ｃ４

ｙ；］＋Ｐ（ｉｌ＿１一ｉ‘）＋ｕ

（４—７）

令ＧＡＰＩ＝ｉ。－ｉ‘，ＧＡＰＩＮＦ＝乃一萬‘，ＧＡＰＧＤＰ＝Ｚ，ＧＡＰＩＮＦ‘２＝（乃一萬‘）２，以及

６ＡＰＧＤＰ“２＝ｙ；。我們對方程（４－７）實(shí)施非線性的６ＭＭ估計(jì)，選取從ｔ一１期開始的四階 滯后的ＧＡＰＩ、ＧＡＰＩＮＦ、ＧＡＰＧＤＰ、６ＡＰＩＮＦ‘２、ＧＡＰＧＤＰ‘２共２０個工具變量，估計(jì)結(jié)果
見表４—４。 在該表中，我們同時給出了Ｒ ２值和Ｊ統(tǒng)計(jì)量值，它們分別是對估計(jì)方程的有

效性和工具變量選擇的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。

３９

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

表４—４ 參數(shù)
Ｃ１ Ｃ２ Ｃ３ ．Ｃ４
●

方程（４—７）的ＮＧＭＭ估計(jì)結(jié)果 系數(shù)估計(jì)值
—０．５５５＊＊ ０．０６５＊＊ ０．５４４＊＊ ０．０１７ ０．９５９＊＊ ０．１４７

對應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差
０．０９２ ０．０２２ ０．１３６ ０．１１６ ０．０４１

ｐ

Ｊ統(tǒng)計(jì)量
Ｒ
２

０．８００ ２．１６８

Ｄ—ｒｗ

注：料代表ｌ％顯著性水平。卜．拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)。

對政策偏好系數(shù)ａ、７進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，Ｈ ｏ： Ｗａｌｄ檢驗(yàn)結(jié)果見表４－－５。

口＝７＝Ｏ§．ｃ３

２

Ｃ４＝０，

表４—５

政策偏好系數(shù)口、ｙ的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

Ｗａｌｄ

Ｔｅｓｔ： Ｖａｌｕｅ ｄｆ

Ｔｅｓｔ Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｆ．ｓｔａｔｉｓｔｉｃ

Ｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙ

９．２６２０６２ １８．５２４１２

（２，

３６）
２

０．０００６ ０．０００１

Ｃｈｉ－ｓｑｕａｒｅ

計(jì)算得口－－２ ｃ’／ｃｌ＝－１．９６０３６，７＝２ｃ４／ｃ ２＝０．５２３０７７。

檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，即ｔ２＂和ｙ顯著的區(qū)別與零，說明央行存在非對稱偏 好。７＞０，表示政府對產(chǎn)出缺口有『Ｆ向的偏好，口＜０說明對通貨膨脹有負(fù)向偏
離的偏好。Ｗ（２）＝１８．５２４１２，Ｆ（２，３６）＝９．２６２０６２，Ｗａｌｄ統(tǒng)計(jì)量和Ｆ統(tǒng)計(jì)量同時

拒絕了貨幣政策線性反饋規(guī)則的原假設(shè)，說明存在非對稱偏好和非線性反饋規(guī)
則。

４０

圖４一ｌ

非線性模型擬合效果圖

從圖４—１可以看出，雖然從貨幣政策反饋規(guī)則的擬合效果來看，存在一階 滯后（大約是一個季度），聯(lián)系論文第三章實(shí)證的結(jié)果：考慮了滯后期的系統(tǒng) 對通貨膨脹率長期均衡偏離的調(diào)整比沒有考慮滯后的系統(tǒng)的調(diào)整期要短３個月 （即一個季度）左右。由此可以推斷從１９９６年到２００７年第三季度我國貨幣政 策的實(shí)施應(yīng)該是沒有考慮到滯后效應(yīng)；或者是雖然考慮到滯后效應(yīng)，但是由于
貨幣政策實(shí)際操作時的困難性，不能很好的把握政策實(shí)施的最佳時間點(diǎn)。但是，

它的變動軌跡與實(shí)際值的變化軌跡還是較為一致的。

三、基于ＶＡＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)
類似于第三章，這里先進(jìn)行，模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。見圖４－２。

４１

Ｊｎｖｅｒｓｅ Ｒｏｏｔｓ ｏｆ ＡＲ ＣｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉＣ Ｐｏｌｖｎｏｍ ｉａｌ

圈４．２單位根的示意圖

所有的單位根都落入單位圓內(nèi)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，所設(shè)定的模型是穩(wěn)定的。

表４－６

通貨膨脹缺口方程的Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)結(jié)果
原假設(shè)
ＧＡＰ Ｊ刁：臺匕Ｇｒａｎｇｅｒ弓Ｉ起ＧＡＰｌ～Ｆ

Ｚ２統(tǒng)計(jì)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

產(chǎn)出缺口方程的Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)結(jié)果 原假設(shè) Ｚ：統(tǒng)計(jì)量
７４．１０９１４

自由度

Ｐ值
０．００００

ＧＡＰＩＮＦ不能Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｆ起ＧＡＰＧＤＰ
毽｝黿謾罾

２

ＧＡＰＩ不青皂Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｌ起ＧＡＰＧＤＰ ＧＡＰＩＮＦ２不臺皂Ｇｒａｎｇｅｒ弓Ｉ起ＧＡＰＧＩ）Ｐ ＧＡＰＧＤＰ２不能Ｇｒａｎｇｅｒ弓ｌ起ＧＡＰＧＤＰ ＧＡＰＩ、ＧＡＰＩＮＦ２、ＧＡＰＩＮＦ、ＧＡＰＧＤＰ２不 能同時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

產(chǎn)出缺口二次方方程的Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)結(jié)果 原假設(shè) 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：統(tǒng)計(jì)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（）

能同時Ｇｒａｎｇｅｒ弓Ｉ起ＧＡＰＧＤＰ

由表４－６可以得出，從雙變量榆驗(yàn)的角度，ＧＤＰ缺口是通脹缺口的直接原因， 利率缺口不是通貨膨脹缺口的直接原因，但綜合來看，所有變量不能同時

Ｇｒａｎｇｅｒ引起ＧＤＰＩＮＦ的原假設(shè)被拒絕，即ＧＤＰ缺口和利率缺口的共同作用能
Ｇｒａｎｇｅｒ引起通貨膨脹缺口。結(jié)合表４—７和４＿－８，可以推斷利率偏離可以通過對 產(chǎn)出缺口的影響去間接影響通脹缺口，即通脹偏離。結(jié)合上面ＮＧＭ］¨Ｉ方法得出的 央行貨幣政策存在對產(chǎn)出缺口和通脹偏離的非對稱偏好這一實(shí)證結(jié)論，我們可 以推斷，貨幣政策的非對稱性，可能會引起通貨膨脹的偏離，即通貨膨脹均僻 與目標(biāo)植的偏離。

４３

第四節(jié)本章小結(jié)

從第三節(jié)的估計(jì)結(jié)果我們看出，從１９９６年至２００７年１０月，中國貨幣政策 同時存在通貨膨脹偏離和產(chǎn)出缺口的非對稱偏好，而且兩種偏好方向相反，最 優(yōu)貨幣政策規(guī)則存在對偏離和產(chǎn)出反饋的非線性特征，實(shí)證結(jié)果如下： １．中國貨幣政策存在產(chǎn)出缺口的正向偏好（／＞０）： 從非二次形損失函數(shù)的

角度看，一個正的／值表示實(shí)際產(chǎn)出正偏離潛在產(chǎn)出水平時，所賦予的權(quán)重要高

于相同程度的實(shí)際產(chǎn)出的負(fù)偏離，與劉金全、鄭挺圜（２００５）非對稱性的結(jié)論一
致。政策蘊(yùn)含政府應(yīng)重視控制過高的產(chǎn)出，以防止經(jīng)濟(jì)過熱。 ２．中國貨幣政策存在對通貨膨脹偏離的負(fù)向偏好（口＜Ｏ）：從非二次形損失 函數(shù)的角度看， 口的值為負(fù)值，意味著低于目標(biāo)值的通脹水平將會帶來更高的

成本。即通貨緊縮相對于通貨膨脹來說，會帶來更大的危害，這是因?yàn)榘l(fā)展中國

家的經(jīng)濟(jì)高增長，往往會伴隨著較高的通貨膨脹，而發(fā)達(dá)的歐美國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展已
經(jīng)相對成熟，這些國家更注重保持較低的通脹率，保持通脹水平的基本穩(wěn)定。表

明貨幣當(dāng)局應(yīng)重視過低的通脹率，以防止經(jīng)濟(jì)過冷。Ｗａｔｄ檢驗(yàn)得出：線性反應(yīng)
函數(shù)的原假設(shè)被拒絕，表明貨幣政策非線性反饋規(guī)則的存在。貨幣政策的非對 稱性可能會引起通貨膨脹的偏離，即通貨膨脹均值與目標(biāo)值的偏離。

中國貨幣政策的不對稱效果對通貨膨脹產(chǎn)生的影響，在國內(nèi)學(xué)者的研究文
獻(xiàn)中也得到驗(yàn)證。謝平、羅雄通過分析泰勒規(guī)則在中國的運(yùn)用，認(rèn)為中國貨幣政

策是一種不穩(wěn)定的貨幣政策規(guī)則，利率對通貨膨脹率的調(diào)整是適應(yīng)性的趙進(jìn)文、 高輝在構(gòu)建中國利率市場化主導(dǎo)下的穩(wěn)健貨幣政策規(guī)則中，考慮了利率對長期 目標(biāo)通脹率的影響。劉金全、鄭挺國運(yùn)用向量自回歸模型、區(qū)制轉(zhuǎn)移模型和沖
擊響應(yīng)分析等方法，檢驗(yàn)了中國貨幣政策沖擊與實(shí)際產(chǎn)出之間的動態(tài)關(guān)系，再次

發(fā)現(xiàn)貨幣政策沖擊對產(chǎn)出的影響存在明顯的非對稱性，并且實(shí)際產(chǎn)出對貨幣沖
擊的反應(yīng)存在著低度反應(yīng)和高度反應(yīng)區(qū)制。

第五章

結(jié)論與展望

２００７年１２月初。中央經(jīng)濟(jì)工作會議發(fā)布重要信息：已實(shí)施十年之久的”穩(wěn)健的

貨幣政策”將調(diào)整為”從緊的貨幣政策”。在經(jīng)歷了連續(xù)四年兩位數(shù)的經(jīng)濟(jì)增長后， 當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)形勢己發(fā)生較大變化。對此，中央經(jīng)濟(jì)工作會議提出２００８年宏觀調(diào) 控首要任務(wù)：防止經(jīng)濟(jì)增長由偏快轉(zhuǎn)為過熱、防止價格由結(jié)構(gòu)性上漲演變?yōu)槊黠@ 通貨膨脹。為了應(yīng)對當(dāng)前宏觀經(jīng)濟(jì)局面，政府對２００７年物價連續(xù)上漲、貨幣信貸 增長過快等宏觀形勢進(jìn)行了準(zhǔn)確判斷，十年之久的”穩(wěn)健的貨幣政策”功成身退，”
從緊的貨幣政策”登上歷史舞臺。 根據(jù)中國人民銀行網(wǎng)站２００８年５月１４曰發(fā)布的２００８年第一季度中國貨幣政策

執(zhí)行報(bào)告：中國人民銀行按照黨中央、國務(wù)院的統(tǒng)一部署，執(zhí)行從緊的貨幣政策， 采取綜合措施，正確把握金融宏觀調(diào)控的節(jié)奏、重點(diǎn)、力度，維護(hù)總量平衡。加
強(qiáng)銀行體系流動性管理，在靈活開展公開市場操作的同時，２００８年以來４次上調(diào)

存款準(zhǔn)備金率共２個百分點(diǎn)，引導(dǎo)貨幣信貸合理增長和信貸結(jié)構(gòu)優(yōu)化。繼續(xù)穩(wěn)步 推進(jìn)金融企業(yè)改革，增強(qiáng)人民幣匯率彈性，改進(jìn)外匯管理，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)金融協(xié)調(diào)發(fā)
展。 ２００８年３月末，廣義貨幣供應(yīng)量Ｍ２同比增長１６．３％，增速比上年同期低１

個百分點(diǎn)。人民幣貸款增長明顯放緩，３月末余額同比增長１４．８％，增速比上年 同期低１．５個百分點(diǎn)，金融運(yùn)行總體平穩(wěn)，貨幣信貸增速逐步回落，從緊貨幣
政策取得初步成效。

２００８年８月１７日，國家發(fā)改委宏觀經(jīng)濟(jì)研究院副院長王一鳴介紹，最近三
●

個月我圍ＣＰＩ持續(xù)下降，五月份是７．７％，六月份是７．１％，七月份是６．３％。他

估計(jì)下半年我國ＣＰＩ還會有一個下降的空間，但下降多少取決于國際能源和原 料價格的漲幅以及成本上升趨勢能否穩(wěn)定。２００８年９月來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站消 息，８月份居民消費(fèi)價格總水平同比上漲４．９％。在全世界大概有５３個國家ＣＰＩ 都高于兩位數(shù)的情況下，我國ＣＰＩ下降說明我國宏觀調(diào)控取得積極成效。
以上的我國宏觀貨幣政策取得的成效同時也證實(shí)了論文所得出的一些結(jié) 論：

１．貨幣供應(yīng)量仍然可以作為我國現(xiàn)階段的有效貨幣政策工具；
４５

２．雖然實(shí)證結(jié)果顯示利率其對通脹調(diào)節(jié)力度不如貨幣供應(yīng)量大，但考慮到
貨幣市場利率尚未完全市場化這一事實(shí)，利率政策應(yīng)該作為控制通脹的有效手 段：

３．考慮到貨幣供應(yīng)量和利率對通脹影響的長期性和作用的滯后性，應(yīng)該主 要根據(jù)貨幣信貸發(fā)行、物價上漲幅度、投資反彈程度等因素，擇機(jī)適當(dāng)調(diào)整利
率：

４．由于股票價格指數(shù)可以間接影響通脹水平。所以在適當(dāng)?shù)臅r候，貨幣當(dāng) 局可以考慮將股票價格指數(shù)納入到物價指數(shù)的監(jiān)測指標(biāo)體系中： ５．中國貨幣政策存在產(chǎn)出缺口的正向偏好（／＞Ｏ）：從非二次形損失函數(shù)的 角度看，一個正的／值表示實(shí)際產(chǎn)出正偏離潛在產(chǎn)出水平時，所賦予的權(quán)重要高 于相同程度的實(shí)際產(chǎn)出的負(fù)偏離，與劉金全、鄭挺國（２００５）非對稱性的結(jié)論～ 致。政策蘊(yùn)含政府戍重視控制過高的產(chǎn)出，以防止經(jīng)濟(jì)過熱； ６．中國貨幣政策存在對通貨膨脹偏離的負(fù)向偏好（口＜０）：從非二次形損失 函數(shù)的角度看， 口的值為負(fù)值，意味著低于目標(biāo)值的通脹水平將會帶來更高的

成本。即通貨緊縮相對于通貨膨脹來說，會帶來更大的危害，表明貨幣當(dāng)局Ｉ一時 ．啦重視過低的通脹率，以防Ｊ｝＝經(jīng)濟(jì)過冷； ７．Ｗａｌｄ檢驗(yàn)表明貨幣政策非線性反饋規(guī)則的存在。貨幣政策的非對稱性可 能會引起通貨膨脹的偏離，即通貨膨脹均值與目標(biāo)值的偏離。
Ｐａｏｌｏ

Ｓｕｒｉｃａ（２００４）指出，美國在近二十多年問央行不存在非對稱偏好，多

采取線性的貨幣政策，原因是發(fā)達(dá)的歐莢同家經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)相對成熟，這些國家

更注重保持較低的通脹率，保持通脹水平的基本穩(wěn)定。趙進(jìn)文、閡捷（２００５）參考
了Ｂｒｕｉｎｓｂｏｏｆｄ和Ｃａｎｄｅｌｏｎ提出的平滑遷移回歸方法，利用ＬＳＴＲ模型對ｒｆｌ國

貨幣政策效力的非對稱性進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，其結(jié)論為無論是以貨幣供應(yīng)量還是
以利率作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)，其操作效果均呈現(xiàn)出明顯的非對稱性，

具有很強(qiáng)的非線性特征；該文認(rèn)為市場經(jīng)濟(jì)的不完善，傳統(tǒng)的行政干預(yù)手段和 其它非市場手段操作等是影響我國貨幣政策非對稱效應(yīng)的重要因素。由此可以
預(yù)見，隨著中國ｔ盯場經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展、完善，政府的非對稱偏好也將逐漸減弱， 最優(yōu)反饋規(guī)則的非線性特征也將變得不十分顯著。 進(jìn)入２００８年以來，面對受美國次貸危機(jī)影響進(jìn)一步趨緊的國際經(jīng)濟(jì)大環(huán)境，

４６

以及步步走高的國內(nèi)通貨膨脹率，中國應(yīng)該如何在抑制通貨膨脹和保持經(jīng)濟(jì)平 穩(wěn)較快增長之問找到一個平衡點(diǎn)，走出一條光明的道路已經(jīng)成為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)學(xué)界 和政府部門討論關(guān)注的熱點(diǎn)和宏觀調(diào)控所必須面對的艱難選擇。

就今年中國經(jīng)濟(jì)形勢而言，最重要的調(diào)控目標(biāo)有兩個，一是通貨膨脹率，
二是經(jīng)濟(jì)增長率。對此中央給出的原則性的調(diào)控目標(biāo)是“兩防”：即防止價格 由結(jié)構(gòu)性上漲演變?yōu)槊黠@通貨膨脹，防止經(jīng)濟(jì)增長由偏快轉(zhuǎn)為過熱。如果僅僅

要達(dá)到“兩防”的目標(biāo)，宏觀調(diào)控的政策措施比較容易選擇。因?yàn)�，“兩防�?目標(biāo)所要求的政策取向是一致的——“從緊”，只要通過從緊的貨幣和財(cái)政政 策，收緊金融體系的流動性，壓縮實(shí)體經(jīng)濟(jì)的總需求即可。問題是“防止經(jīng)濟(jì) 增長由偏快轉(zhuǎn)為過熱”只是給出了調(diào)控的上限—一“不能過熱”，下限是什么
呢？治理通貨膨脹是要支付成本的，一個最重要的成本就是要犧牲經(jīng)濟(jì)增長率。 我國今年的宏觀調(diào)控目標(biāo)所能容忍的經(jīng)濟(jì)增長率下限是多少呢？根據(jù)有關(guān)學(xué)者 研究表明： ２００８年中國通貨膨脹率與經(jīng)濟(jì)增長率調(diào)控目標(biāo)的合理組合是：居

民消費(fèi)價格指數(shù)（ＣＰＩ）的上漲率為４．８％左右（即４．５％－５．５％），且現(xiàn)實(shí)一 點(diǎn)的界限可能是高限５．５％左右；而ＧＤＰ增長率為９．７％左右（９．Ｏ％一１０．４％）且現(xiàn) 實(shí)一點(diǎn)的界限是只要不低于９％，就以控制通貨膨脹率目標(biāo)為主，而‘一旦出現(xiàn)經(jīng) 濟(jì)增長低于９％的情況，就說明抑制通貨膨脹的力度過大，為此付出的代價過高， 應(yīng)該考慮減弱抑制力度。就中國目前的情況看，這個通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長平衡 點(diǎn)的問題是下一步有待深入研究的宏觀調(diào)控問題。

參考文獻(xiàn)
【１】卞志紂，丁唯．通貨膨脹目標(biāo)制的內(nèi)涵及在中國的檢驗(yàn)【刀．南京師大學(xué)報(bào)，．２００６（１１）：
４２．４７．

【２】卞志村．泰勒規(guī)則的實(shí)證問題及在中國的儉驗(yàn)明．金融研究，２００６（８）：３４－３９． 【３】范方志，趙明勛．當(dāng)代貨幣政策理論與實(shí)踐［ＭＩ．上海三聯(lián)書店出版，２００５，（１）：２３５?２４０． 【４】黃先開，鄧述惹．貨幣政策中性與非對稱性的實(shí)證研究【１７】．管理科學(xué)學(xué)報(bào)，２０００（６）：３４．
４０．

【５】雷欽禮．中國糧食生產(chǎn)的價格作用機(jī)制分析［Ｊ】．統(tǒng)計(jì)研究，２００５（３）：４３．４７． 【６】劉金全．中國經(jīng)濟(jì)周期波動性與階段性之間關(guān)聯(lián)的非對稱性檢驗(yàn)【Ｊ】．統(tǒng)計(jì)研究，
２００５（６）：３８?４３．

【７］劉金全，陳廣華，顧洪梅．我國通貨膨脹名義成兇和實(shí)際成因的檢驗(yàn)分析Ⅲ．吉林大學(xué) 社會科學(xué)學(xué)報(bào)，２００４（９）：９３－９７． 【８】劉金全，張文剛，劉兆波．貨幣供給增長率與通貨膨脹率之間的短期波動影響和長期 均衡分析【Ｊ】．中國軟科學(xué)，２００４（７）：３９－４４．

【９】劉霖．靳云匯．貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與中國經(jīng)濟(jì)增長——基于協(xié)整的實(shí)證分析ｆ．ｆ】．統(tǒng)訂
研究，２００５（３）：１４—１ ９． 【１０】石柱鮮，鄧創(chuàng)，劉俊生，石慶華．中國的自然利率與經(jīng)濟(jì)增長、通貨膨脹的關(guān)系啊．世 界經(jīng)濟(jì)。２００６（４）：１ ２—１ ６． 【１】】施建祥，高勤．我國物價水平變動的預(yù)期效應(yīng)分析【Ｊ】．統(tǒng)計(jì)研究，２００２（３）：２３—２８．

【１２】史紋青．中圍通貨膨脹問題研究【明．中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，２０００：９５．１１２．
【１３】童恒慶．理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)【Ｍ】．科學(xué)出版社，２００５，（９）：１９５－２０６． 【１４】王明艦．中國通貨膨脹問題分析【Ｍ】．北京大學(xué)出版社，２００１（１２）：８７—１１２． 【ｌ ５】王志強(qiáng)．我國金融政策作用時滯測算【Ｊ】．預(yù)測，２０００（３）：３２．３７． 【１６】王澤鋒，

劉俊鋒．單因子利率期限結(jié)構(gòu)模型的實(shí)證檢驗(yàn)【Ｊ】．統(tǒng)計(jì)與決策，２００７

（２１）：２８．３０．

【】７】王少平，李子奈．我國貨幣需求的協(xié)整分析及其貨幣政策建議【Ｊ】．經(jīng)濟(jì)研究，２００４（７）：
９．Ｊ ７．

【ｌ ８Ｊ王紅．貨幣政策中介目標(biāo)與通貨膨脹數(shù)量關(guān)系研究【Ｄ】．武漢理工大學(xué)，２００５． 【１９】謝平，羅雄．泰勒規(guī)則及其在中國貨幣政策中的檢驗(yàn)【Ｊ】．經(jīng)濟(jì)研究，２００２（３）：３－１２． 【２０】夏斌。廖強(qiáng)．貨幣供應(yīng)量已不宜作為當(dāng)前我圖貨幣政策的中介目標(biāo)【Ｊ】．經(jīng)濟(jì)研究。

４８

中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究

２００１（８）：３３－４３． 【２１】戰(zhàn)明華，許月麗．基礎(chǔ)貨幣供給、銀行同業(yè)拆借利率的變動與利率市場化改革【Ｊ】．統(tǒng)計(jì) 研究，２００６．（１１）：４８?５３．

ｆ２２】趙進(jìn)文，閡捷．央行貨幣政策操作效果非對稱性實(shí)證研究［Ｊ】．經(jīng)濟(jì)研究，２００５
（２）：２６．３４．

［２３】趙迸文，閔捷．央行貨幣政策操作政策拐點(diǎn)與開關(guān)函數(shù)的測定【Ｊ】．經(jīng)濟(jì)研究，２００５
（１２）：９０．１０１． 【２４】Ａｕｇｕｓｔｉｎｅ Ｃ．Ａｒｉｚｅａ，Ｊｏｈｎ Ｍａｌｉｎｄｒｅｔｏｓｂ，Ｓｔｅｖｅｎ Ｓ．Ｓｈｗｉｆｆａ．Ｓｔｒｕｃｔｕｒａｌ ｂｒｅａｋｓ，Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ，
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

主魚垡至墮箜量塑垡些壁絲垡絲墨］！垡絲羞丕塹壅一．一一，一一
【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．

攻讀碩士研究生期間所發(fā)表的學(xué)術(shù)論文

１．對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的省際面板協(xié)整分析【Ｊ］．浙江統(tǒng)計(jì)，２００８（３）：３１—３３． ２．ＧＤＰ與ＣＰＩ的經(jīng)驗(yàn)協(xié)整及其利率調(diào)整和產(chǎn)出缺口的邊際效應(yīng)叨．管理科學(xué)
與統(tǒng)計(jì)決策，２００８（９）：６９．７７．

５１

致

謝

值此論文完成之際，衷心感謝我的導(dǎo)師許冰教授給予的悉心培養(yǎng)和指導(dǎo)。恩
師淵博的知識和嚴(yán)謹(jǐn)?shù)闹螌W(xué)態(tài)度格對我影響至深，言傳身教使我受益匪淺。感激 之余，唯有在今后的一１二作學(xué)習(xí)中加倍努力，才不辜負(fù)恩師對我的期望。 同時還要感謝數(shù)量經(jīng)濟(jì)系的各位導(dǎo)師：徐川育教授、丁正中教授、趙衛(wèi)埡教

授、袁桂秋教授。他們不僅教授了我課程，而且在很多方面給予我無私的指引和
幫助，在此表示衷心的感謝！ 感謝與我同窗近三年的同學(xué)們，同窗友誼彌足珍貴，與他們一起學(xué)習(xí)是一段 令人難忘的時光。感謝我的父母親，是他們一直以來給予了我莫大的鼓勵和支持。 最后，對在百忙之中抽出時間審閱本文的諸位專家表示衷心的感謝１

丁媛
２００８年１２月

５２



  本文關(guān)鍵詞：中國貨幣政策與通貨膨脹的線性與非線性關(guān)系研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。