第四節 貨幣政策與CPI子成分的動態傳導機制

在以上分析中，我們主要考察了CPI內部分類數據對總體CPI通貨膨脹率的傳導機制，所以矢量分析系統的建立完全集中于CPI內部子成分。這一節我們將原有的矢量模型拓展到貨幣政策分析模型系統，引入貨幣政策、經濟產出增長率和其他潛在影響通貨膨脹的外部變量，從貨幣政策本身的變化和貨幣政策的隨機沖擊兩個不同層面分別對CPI子成分的動態影響情況進行分析。

為此，我們首先分析在拓展后的動態矢量系統內，貨幣政策本身的變化（如貨幣供給量增長率）是否與CPI各個子成分存在格蘭杰因果關系。然后，我們分析CPI各子成分對貨幣政策的隨機沖擊如何反應，以及反應的程度如何。因為拓展后的矢量模型系統不僅增加了貨幣政策變量，而且考慮了可能影響通貨膨脹率的其他外生變量，因此VAR模型相應地變為

其中矢量Y包含4個變量（所有變量均為同比增長率形式），排序依次是工業產出增長率、通貨膨脹率指標、M2增長率以及真實有效匯率，工業產出增長率、M2增長率和真實有效匯率的數據分別來源于CEIC數據庫、中國人民銀行和國際金融統計數據庫。

模型（3—5）設立的核心依據是標準的IS—LM貨幣政策分析理論模型。在這個分析框架內，貨幣政策作用于經濟產出，經濟產出作用于通貨膨脹，而通貨膨脹的變化又會引起貨幣當局調整貨幣政策，從而形成一個動態互動系統。例如，在寬松的貨幣政策下，貨幣供給量上升，投資增加，經濟產出也隨之上升。經濟產出增長率實質上反映了實際產出與潛在產出之間的缺口，缺口越大，通貨膨脹壓力就會越大，而通貨膨脹的變化又會促使央行調整貨幣政策。目前在利率市場化程度還比較低的情況下，學界一般使用貨幣供給量的增長率作為貨幣政策指標變量的代表。為了與已有文獻（如范志勇，2008）相一致，并且具有可比性，我們同樣采用M2增長率代表貨幣政策變量。另外，因為在我們所研究的樣本區間內，中國的匯率機制尚不是由系統內其他變量所決定，所以真實有效匯率可以設為外生變量。下面我們利用這一模型來分別考察貨幣政策本身變化和貨幣政策的隨機沖擊對CPI子成分的動態傳導機制。

一、貨幣政策本身的變化對CPI子成分的動態影響

考察貨幣政策本身的變化對CPI各子成分的動態影響，實際上是檢驗VAR模型中M2增長率的滯后項對各大類通貨膨脹率是否具有動態驅動效應，所以我們利用格蘭杰原因來進行檢驗。根據格蘭杰因果關系檢驗的定義，原假設是M2增長率不是通貨膨脹率的格蘭杰因果關系。因此，如果檢驗統計量對應的p值小于設定的顯著性水平（如1%），則拒絕原假設。

表3—3報告了格蘭杰因果關系檢驗的結果。從檢驗結果的p值來看，在1 %的顯著性水平下，M2增長率與煙酒類通貨膨脹率和交通類通貨膨脹率的格蘭杰因果關系是顯著的；對居住類通貨膨脹率的影響只有在10%的顯著性水平下才顯著；而對CPI其他子成分，包括食品類通貨膨脹率在內，均不具有顯著性。這說明貨幣政策本身對食品類等五大類CPI子成分的格蘭杰因果關系檢驗并不顯著。這里需要特別注意格蘭杰因果關系的經濟計量含義。格蘭杰因果關系檢驗不具有統計顯著性說明貨幣政策對食品類通貨膨脹率（以及其他幾類通貨膨脹率）沒有動態預測效果。也就是說，貨幣政策自身的變化并不能為這些分類指標的未來動態走勢提供充分的預測信息，從而也暗示貨幣政策本身的變化對食品類等子成分的動態驅動效應不明顯。

二、貨幣政策沖擊對CPI子成分的動態影響

在分析貨幣政策的隨機沖擊因素對CPI各子成分的動態影響的過程中，我們使用喬萊斯基分解方法正交分解脈沖響應函數。經過正交分解后，對應于M2增長率的正交擾動因子如果是正值，那么意味著一個寬松貨幣政策沖擊；反之，如果是負值則對應一個緊縮貨幣政策沖擊。因此，我們可以通過CPI子成分在受到貨幣政策沖擊后的脈沖響應函數來分析貨幣政策沖擊對通貨膨脹八大類不同子成分的動態傳導效果。作為比較，我們也報告了總體CPI受到貨幣政策沖擊后的動態反應情況。

圖3—6刻畫了CPI及其八大類子成分分別受到貨幣政策隨機沖擊之后的動態反應路徑，從中可以非常清楚地看到，食品類通貨膨脹率受到沖擊后的反應最為強烈，經過12期之后才逐漸減弱。非常有意思的是，盡管總體CPI和食品類通貨膨脹率對隨機貨幣政策沖擊都表現出明顯的動態反應，但是食品類通貨膨脹率的反應幅度大于總體CPI，這說明不可預料的貨幣政策變化對食品類通貨膨脹率的動態傳導效應更高。進一步觀察CPI其他子成分的反應可以看出，居住類通貨膨脹率的動態反應也比較明顯；雖然煙酒類通貨膨脹率也有一定反應，但反應速度比較緩慢；其余子成分對貨幣政策隨機沖擊的動態反應比較微弱。