利率政策與重慶物價(jià)水平——基于VAR模型的簡要分析

王益，王坤福

自2007年以來，央行采取從緊的貨幣政策多次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率與存貸款基準(zhǔn)利率以應(yīng)對日益嚴(yán)峻的通貨膨脹水平。在貨幣政策目標(biāo)的選擇和貨幣政策工具的選取上，盡管傳統(tǒng)的貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為中央銀行只能在貨幣供應(yīng)量、利率和匯率三個(gè)政策目標(biāo)之中任選其一，而無法同時(shí)實(shí)現(xiàn)兩個(gè)或兩個(gè)以上的目標(biāo)。但是，近年來央行貨幣政策與利率政策 “雙管齊下”，執(zhí)行從緊貨幣政策。筆者認(rèn)為，雖然人民幣升值在一定程度上有助于抑制通貨膨脹，但是利率政策在抑制通脹中更應(yīng)該起到主要的作用。本文基于無約束的VAR模型，簡要分析國家利率政策的實(shí)施對重慶市物價(jià)水平的影響。

一、文獻(xiàn)簡述

Christopher A.Sims （1992）［1］在分析貨幣政策效果時(shí)首次提出了“價(jià)格之謎”的現(xiàn)象。他搜集法國、德國、日本、英國、美國關(guān)于工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)、短期利率、貨幣總量、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、商品價(jià)格指數(shù)、名義匯率的月度數(shù)據(jù)，分別建立了包含上述變量的6變量與4變量（剔除匯率與商品價(jià)格指數(shù)）的向量自回歸模型。研究結(jié)果表明，盡管反應(yīng)強(qiáng)度與時(shí)間跨度不一致，但是上述國家的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)對來自短期利率的正向沖擊均作出了正向反應(yīng)，即緊縮性的貨幣政策將首先導(dǎo)致物價(jià)水平的上漲。在考慮名義匯率與商品價(jià)格指數(shù)的情況下，CPI對來自短期利率正向沖擊的反應(yīng)會減弱但并不會完全消失。除此之外，貨幣總量與工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)對來自短期利率的正沖擊均作出負(fù)向反應(yīng)，符合有效貨幣政策。

Eichenbaum （1992）［3］指出“價(jià)格之謎”的產(chǎn)生無疑是對凱恩斯主義、貨幣主義以及真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期理論的明顯挑戰(zhàn)。他采用二戰(zhàn)后美國的月度數(shù)據(jù)，考慮三種不同的貨幣總量即非借入準(zhǔn)備金（Non Borrowed Reserve）、M0、M1， 以聯(lián)邦基金利率 （Federal Fund Rate）、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、貨幣供應(yīng)量構(gòu)建向量自回歸模型。其研究結(jié)果表明，聯(lián)邦基金利率的正沖擊造成了物價(jià)水平的持續(xù)上漲，并且這種物價(jià)水平上漲持續(xù)了大概一年到一年半左右。

楊小軍 （2011）［5］構(gòu)建了一個(gè)簡化的結(jié)構(gòu)模型以說明“價(jià)格之謎”產(chǎn)生的可能性。其模型表明，中央銀行提高政策利率會增加企業(yè)的借貸成本，借貸成本的上升會使得企業(yè)減少勞動要素投入，從而導(dǎo)致商品供給量下降。如果供給效應(yīng)超過需求效應(yīng)，那么物價(jià)將會上漲。即使需求效應(yīng)超過供給效應(yīng)，那么此時(shí)物價(jià)下降的幅度也將小于沒有考慮供給效應(yīng)的情況。其構(gòu)建的5變量VAR模型也同樣表明，CPI和PPI對來自利率的正沖擊將會立即作出正向反應(yīng)。面對緊縮性的貨幣政策，物價(jià)水平會持續(xù)上漲半年左右。

二、有效貨幣政策

有效貨幣政策表明，緊縮性的貨幣政策會導(dǎo)致價(jià)格水平下降。IS-LM模型中，利率的升高將會提高人們持有貨幣的機(jī)會成本，因此人們持有貨幣的愿望會下降，即貨幣需求下降。通常在IS-LM模型中可以假定物價(jià)不變，所以在緊縮性的貨幣政策下，LM曲線將向左移動。此時(shí)，IS-LM模型將表現(xiàn)為均衡利率的升高和總產(chǎn)出的下降。事實(shí)上，IS-LM模型可以推導(dǎo)出總需求曲線，并且任何推動LM曲線或者IS曲線產(chǎn)生位移的因素同樣可以導(dǎo)致總需求曲線的移動。因此，在不變價(jià)格下，LM曲線向左移動將會使得均衡利率提高，從而產(chǎn)生名義需求效應(yīng)。名義需求效應(yīng)將導(dǎo)致投資和凈出口的下降，從而推動總需求曲線AD向左移動。在考慮短期總供給曲線AS的情況下，總產(chǎn)出的下降幅度將會小于不變價(jià)格下總產(chǎn)出下降的水平，其原因在于通過價(jià)格水平的下降吸收了部分關(guān)于利率波動的效果。有效貨幣政策表明，通過利率政策的調(diào)整與實(shí)施可以對價(jià)格水平進(jìn)行干預(yù)。在緊縮性貨幣政策下，利率的提高可以抑制價(jià)格水平上漲，從而控制通貨膨脹。

在給定長期總供給曲線的情況下，由于存在著經(jīng)濟(jì)的自我糾正機(jī)制（self-correctingmechanism），短期總供給曲線將會不斷進(jìn)行調(diào)整，直到均衡總產(chǎn)出水平達(dá)到總產(chǎn)出的自然率水平為止。此時(shí)，緊縮性的貨幣政策將會造成物價(jià)水平的進(jìn)一步下降，而總產(chǎn)出水平將不會發(fā)生變化。所以，就長期的趨勢看，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)將會通過價(jià)格水平的進(jìn)一步下降吸收更多來自利率上升所造成的波動。

IS-LM模型與總供給、總需求的分析表明，在短期和長期中，緊縮性的貨幣政策通過提高利率可以有效抑制通貨膨脹。

三、時(shí)間序列模型與數(shù)據(jù)

（一）計(jì)量模型

自Sims（1980）首次提出運(yùn)用無約束的向量自回歸模型分析宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)以來，VAR模型在分析宏觀經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列上得到了廣泛的應(yīng)用。Wold分解定理（1938）已經(jīng)證明，任何一個(gè)平穩(wěn)的隨機(jī)過程可以分解為兩個(gè)不相關(guān)的平穩(wěn)序列之和，其中一個(gè)是確定性序列，另外一個(gè)則是擁有移動平均表示形式的序列。平穩(wěn)的且擁有移動平均表示形式的序列，可以轉(zhuǎn)換為含有向量自回歸表示形式的序列。在轉(zhuǎn)換后其序列的自回歸系數(shù)是可加的，并且自回歸系數(shù)之和將很快收斂于零。因此，在一般條件下，每一個(gè)平穩(wěn)的隨機(jī)過程可以通過有限階的VAR模型得到良好的估計(jì)。

（二）數(shù)據(jù)說明

為了得到足夠的樣本容量，我們采用月度數(shù)據(jù)。樣本期間為2002年1月至2010年12月，共108期。我們搜集了關(guān)于產(chǎn)出、通貨膨脹率、貨幣供應(yīng)量以及短期利率的月度數(shù)據(jù)。對各變量的數(shù)據(jù)說明如下：

1.產(chǎn)出。由于國家統(tǒng)計(jì)局不再公布國民生產(chǎn)總值GDP的月度數(shù)據(jù)，因此大多數(shù)研究者采用工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)作為GDP月度數(shù)據(jù)的替代變量。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用工業(yè)增加值增長速度的月度值作為產(chǎn)出變量，并記全國總計(jì)的工業(yè)增加值增長速度為Y1，重慶地區(qū)的工業(yè)增加值增長速度為Y2。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫（1）。

2.通貨膨脹率。采用國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫網(wǎng)站上公布的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的月度增加值作為通貨膨脹率的衡量指標(biāo)。記全國的月同比CPI為CPI1，重慶地區(qū)的月同比CPI為CPI2。

3.貨幣增長率。采用廣義貨幣供應(yīng)量的月同比增長率作為貨幣增長率的衡量指標(biāo)，記為M2。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

4.短期利率。相對于其它利率指標(biāo)，同業(yè)拆借利率更能反映貨幣市場上貨幣供求之間的動態(tài)關(guān)系。同業(yè)拆借利率是我國目前市場化程度最高的利率指標(biāo)。筆者采用銀行間7天同業(yè)拆借利率的月度平均值作為短期利率的衡量指標(biāo)，以IB07D表示（2）。

（三）模型設(shè)定

基于VAR模型的預(yù)測誤差脈沖響應(yīng)測試（forecasterror impulse response test）要求各誤差項(xiàng)的波動之間不存在相關(guān)關(guān)系，如果存在相關(guān)關(guān)系，則表明一個(gè)誤差項(xiàng)在產(chǎn)生波動的時(shí)候總是伴隨著另一個(gè)誤差項(xiàng)所產(chǎn)生的波動。實(shí)踐中，誤差項(xiàng)的波動之間總是存在著一定的相關(guān)關(guān)系。因此，在模型設(shè)定中將首先采用無約束的VAR模型進(jìn)行數(shù)據(jù)測試。如果測試結(jié)果中殘差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)矩陣 （correlation matrix）的非對角線元素大于0.15，則認(rèn)為誤差項(xiàng)的波動之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系（表1，表2），需要對誤差項(xiàng)矩陣進(jìn)行喬利斯基分解（Cholesky Decomposition）。喬利斯基分解依賴于變量設(shè)置的順序，順序的改變將在很大程度上影響脈沖響應(yīng)測試的結(jié)果。我們參考陳飛、趙昕東、高鐵梅的研究成果，將變量順序設(shè)置為：產(chǎn)出—通貨膨脹率—貨幣供應(yīng)量—利率。此時(shí)，誤差項(xiàng)中的波動得以正交化，預(yù)測誤差脈沖響應(yīng)測試將轉(zhuǎn)化為正交脈沖響應(yīng)測試（orthogonal impulse response test）。

表1 全國數(shù)據(jù)VAR（3）模型的殘差項(xiàng)相關(guān)系數(shù)矩陣

表2 重慶地區(qū)數(shù)據(jù)VAR（3）模型的殘差項(xiàng)相關(guān)系數(shù)矩陣

關(guān)于滯后階數(shù)的選擇，一方面模型需要足夠的滯后階數(shù)，才可以通過滯后項(xiàng)捕捉相應(yīng)的動態(tài)信息；另一方面，滯后階數(shù)不應(yīng)過大，因?yàn)樵谝脒^多滯后項(xiàng)的同時(shí)也會引入不必要的噪聲，從而降低模型的可靠性。我們根據(jù)信息準(zhǔn)則選擇合理的滯后階數(shù)，使得相應(yīng)準(zhǔn)則的值最小。經(jīng)驗(yàn)表明：當(dāng)T≥16時(shí)，有P（SC）≤P（HQ）≤P（AIC）。 其中，P 表示信息準(zhǔn)則建議的滯后階數(shù)，SC表示施瓦茨準(zhǔn)則，HQ表示Hannan-Quinn準(zhǔn)則，AIC表示赤池信息準(zhǔn)則。

如果是模型預(yù)測，可以采用SC準(zhǔn)則。因?yàn)镾C準(zhǔn)則下引入的噪聲是最少的，從而可以提高模型的預(yù)測精度。如果是進(jìn)行脈沖響應(yīng)測試，則可以采取AIC準(zhǔn)則，適當(dāng)放寬滯后階數(shù)有利于捕捉更多的動態(tài)特征。

（四）模型測試結(jié)果與分析

VAR模型要求進(jìn)入模型的變量具有平穩(wěn)性，即不存在單位根。我們采用ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)AIC準(zhǔn)則，構(gòu)建的VAR模型中的滯后階數(shù)為P=3。脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖1所示：

圖1 7天同業(yè)拆借利率與全國范圍內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的正交脈沖響應(yīng)結(jié)果圖

由圖1可知，在來自短期利率一個(gè)單位正沖擊下，全國的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作出了正向反應(yīng)，并且這種正向反應(yīng)持續(xù)了2-3個(gè)月的時(shí)間。同時(shí)，我們可以看到，在前2個(gè)月，零值線在95%的置信區(qū)間以外，表明這種正向反應(yīng)是比較顯著的。這表明央行執(zhí)行緊縮性貨幣政策，提高利率，并沒有及時(shí)抑制住已經(jīng)存在的通貨膨脹，反而在短期內(nèi)造成了物價(jià)的進(jìn)一步上漲，出現(xiàn)了前文提及的“價(jià)格之謎”現(xiàn)象。

關(guān)于“價(jià)格之謎”，筆者傾向于通過供給效應(yīng)予以解釋，即利率上調(diào)造成了企業(yè)融資成本的提高，企業(yè)不得不減少產(chǎn)出與商品供給，或是以提高商品定價(jià)的方法將上升的融資成本與利息負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)嫁到消費(fèi)者身上。在2-3個(gè)月后，全國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對來自短期利率的正沖擊開始作出負(fù)向反應(yīng)，表明此時(shí)全國消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)開始下降，物價(jià)上漲開始得到抑制。不過，此時(shí)的零值線已經(jīng)出現(xiàn)在置信區(qū)間以內(nèi)，所以這種負(fù)向反應(yīng)并不顯著。種種跡象表明：利率上調(diào)對物價(jià)上漲的抑制效果在短期內(nèi)并不理想。這與當(dāng)時(shí)的實(shí)際情況相符合，即央行實(shí)施價(jià)格型工具的結(jié)果不盡人意，利率政策的執(zhí)行結(jié)果與有效貨幣政策的觀點(diǎn)出現(xiàn)了背離。

在全國范圍內(nèi)出現(xiàn)短期物價(jià)上漲的背景下，再考察利率政策的實(shí)施對重慶地區(qū)物價(jià)狀況的影響。同樣，根據(jù)AIC準(zhǔn)則，選取滯后階數(shù)P=3，脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖2所示：

圖2 7天同業(yè)拆借利率與重慶地區(qū)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的正交脈沖響應(yīng)結(jié)果圖

由圖2可知，在緊縮性貨幣政策下，利率上調(diào)造成了重慶地區(qū)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的正向反應(yīng)，同樣出現(xiàn)了“價(jià)格之謎”現(xiàn)象。零值線在前6個(gè)月出現(xiàn)在95%的置信區(qū)間以外，可以認(rèn)為這種正向反應(yīng)是比較顯著的。相對于全國范圍而言，此時(shí)的數(shù)量級為10^-3次方，所以盡管物價(jià)水平上漲是比較顯著的，但是從絕對數(shù)量而言，總體上卻可以認(rèn)為是微弱的。在17個(gè)月后，CPI2開始對來自于短期利率的正沖擊作出負(fù)向反應(yīng)，此時(shí)重慶地區(qū)的物價(jià)水平開始下降，但是因?yàn)榱阒稻€已經(jīng)出現(xiàn)在95%的置信區(qū)間以內(nèi)，所以價(jià)格水平的下降并不顯著。因此，總體上認(rèn)為利率政策對重慶地區(qū)的物價(jià)平抑作用并不明顯。

（五）模型檢驗(yàn)

文采取的模型檢驗(yàn)主要包括模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)和殘差檢驗(yàn)。其中，殘差檢驗(yàn)包括殘差項(xiàng)的序列相關(guān)性檢驗(yàn)與殘差項(xiàng)的非正態(tài)性檢驗(yàn)。

1.穩(wěn)定性檢驗(yàn)

VAR模型的穩(wěn)定性要求所有特征根倒數(shù)的模均小于1。構(gòu)建的兩個(gè)VAR（3）模型的特征根倒數(shù)模如圖3所示：

圖3 VAR（3）模型特征根倒數(shù)模的單位圓圖

2.殘差序列相關(guān)性

合理的VAR模型應(yīng)不具有殘差序列相關(guān)性。分別采用Portmanteau檢驗(yàn)與LM檢驗(yàn)。Portmanteau檢驗(yàn)要求滯后階數(shù)h較大，LM檢驗(yàn)要求滯后階數(shù)h較小。根據(jù)VAR（3）模型，分別選取h=16以及h=6。檢驗(yàn)結(jié)果及說明如表4所示。兩種測試均假設(shè)模型估計(jì)結(jié)果不存在殘差序列相關(guān)性。如果p值小于0.05，則在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。如圖所示所有p值均大于0.5表明模型估計(jì)結(jié)果不存在殘差序列相關(guān)性。

表4 VAR（3）模型殘差序列相關(guān)性測試結(jié)果殘差序列相關(guān)性檢驗(yàn)

3.非正態(tài)性檢驗(yàn)

良好的模型同時(shí)需要誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布。采用JARQUE-BERA非正態(tài)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果及說明如表5所示。JARQUE-BERA檢驗(yàn)的原假設(shè)為誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布。如果p值小于0.05則認(rèn)為該誤差項(xiàng)不服從正態(tài)分布。如表所示，部分變量的誤差項(xiàng)不完全服從正態(tài)分布。

表5 誤差項(xiàng)非正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果

綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果，雖然部分變量的誤差項(xiàng)不完全服從正態(tài)性假定，但是模型整體上不存在殘差序列相關(guān)性，且通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)。所以，總體而言模型具有可靠性。

四、結(jié)論

基于VAR（3）模型的正交脈沖響應(yīng)結(jié)果，我們認(rèn)為，從緊的貨幣政策，利率上調(diào)，在短期內(nèi)沒有有效抑制住物價(jià)水平的上漲。根據(jù)2002年1月至2010年12月的數(shù)據(jù)，就全國范圍而言，利率上調(diào)在短期內(nèi)反而伴隨著物價(jià)水平一定程度的上漲，出現(xiàn)了“價(jià)格之謎”現(xiàn)象。相對于全國范圍而言，重慶地區(qū)也出現(xiàn)了微弱的“價(jià)格之謎”現(xiàn)象。在利率上調(diào)的作用下，重慶地區(qū)的物價(jià)輕度上漲，但漲幅并不明顯?？梢詮钠髽I(yè)融資成本上漲即供給效應(yīng)的角度解釋 “價(jià)格之謎”現(xiàn)象。在緊縮性貨幣政策下，中小企業(yè)融資困難、民間借貸利率偏高已經(jīng)是不爭的事實(shí)。在這樣的背景下，企業(yè)可以通過更高的商品定價(jià)將融資成本與利息負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)嫁至消費(fèi)者，從而造成一般性物價(jià)上漲。另外，可能造成“價(jià)格之謎”，從而導(dǎo)致物價(jià)水平短期內(nèi)上漲的供給效應(yīng)，本質(zhì)上是由利率上調(diào)所產(chǎn)生的對總供給的一種負(fù)面沖擊 （在短期內(nèi)推動總供給曲線向左移動）。在長期中，通過“價(jià)格之謎”表現(xiàn)出的物價(jià)水平短期上漲會自行消失。其原因在于利率上調(diào)所產(chǎn)生的波動會隨著時(shí)間的推移而減弱，另外，經(jīng)濟(jì)的自我糾正機(jī)制會不斷調(diào)整短期總供給曲線，使當(dāng)前的總產(chǎn)出水平回到總產(chǎn)出的自然率水平。在這樣的機(jī)制下，利率上調(diào)所造成的短期內(nèi)物價(jià)水平上漲會在長期中自然回落。因此，“價(jià)格之謎”可以解釋為利率上調(diào)所產(chǎn)生的供給效應(yīng)在短期內(nèi)超過名義需求效應(yīng)，伴隨著利率波動的減弱，其在長期中必然受到經(jīng)濟(jì)自我糾正機(jī)制的約束。因此，筆者認(rèn)為，央行實(shí)施緊縮性貨幣政策，通過上調(diào)利率來抑制通脹的做法，在短期內(nèi)效果不盡人意，但在長期中會取得成效。也就是說，利率政策對物價(jià)的影響可能存在一定的時(shí)滯性。更多的研究可以著眼于對供給效應(yīng)結(jié)構(gòu)模型的參數(shù)校準(zhǔn)，這將有利于進(jìn)一步揭示利率政策和物價(jià)水平之間的內(nèi)在聯(lián)系。

注釋：

（1）按照國家統(tǒng)計(jì)制度，歷年1-2月份數(shù)據(jù)一起調(diào)查，一起發(fā)布。因此，對 2004年、2006年、2007年、2008年、2009年以及2010年1月份的缺失數(shù)據(jù)處理，采用同年2月份的月度值。重慶地區(qū)2010年6月份的工業(yè)增加值增長速度數(shù)據(jù)缺失，采用同年5月份和7月份的工業(yè)增加值增長速度的平均值進(jìn)行處理。

（2）2002年1月至2009年12月的同業(yè)拆借利率數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。2010年1月至2010年12月的數(shù)據(jù)來源于上海銀行間同業(yè)拆放利率網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫。相關(guān)數(shù)據(jù)經(jīng)過筆者加權(quán)平均處理。

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