第四节 货币政策与CPI子成分的动态传导机制

在以上分析中，我们主要考察了CPI内部分类数据对总体CPI通货膨胀率的传导机制，所以矢量分析系统的建立完全集中于CPI内部子成分。这一节我们将原有的矢量模型拓展到货币政策分析模型系统，引入货币政策、经济产出增长率和其他潜在影响通货膨胀的外部变量，从货币政策本身的变化和货币政策的随机冲击两个不同层面分别对CPI子成分的动态影响情况进行分析。

为此，我们首先分析在拓展后的动态矢量系统内，货币政策本身的变化（如货币供给量增长率）是否与CPI各个子成分存在格兰杰因果关系。然后，我们分析CPI各子成分对货币政策的随机冲击如何反应，以及反应的程度如何。因为拓展后的矢量模型系统不仅增加了货币政策变量，而且考虑了可能影响通货膨胀率的其他外生变量，因此VAR模型相应地变为

其中矢量Y包含4个变量（所有变量均为同比增长率形式），排序依次是工业产出增长率、通货膨胀率指标、M2增长率以及真实有效汇率，工业产出增长率、M2增长率和真实有效汇率的数据分别来源于CEIC数据库、中国人民银行和国际金融统计数据库。

模型（3—5）设立的核心依据是标准的IS—LM货币政策分析理论模型。在这个分析框架内，货币政策作用于经济产出，经济产出作用于通货膨胀，而通货膨胀的变化又会引起货币当局调整货币政策，从而形成一个动态互动系统。例如，在宽松的货币政策下，货币供给量上升，投资增加，经济产出也随之上升。经济产出增长率实质上反映了实际产出与潜在产出之间的缺口，缺口越大，通货膨胀压力就会越大，而通货膨胀的变化又会促使央行调整货币政策。目前在利率市场化程度还比较低的情况下，学界一般使用货币供给量的增长率作为货币政策指标变量的代表。为了与已有文献（如范志勇，2008）相一致，并且具有可比性，我们同样采用M2增长率代表货币政策变量。另外，因为在我们所研究的样本区间内，中国的汇率机制尚不是由系统内其他变量所决定，所以真实有效汇率可以设为外生变量。下面我们利用这一模型来分别考察货币政策本身变化和货币政策的随机冲击对CPI子成分的动态传导机制。

一、货币政策本身的变化对CPI子成分的动态影响

考察货币政策本身的变化对CPI各子成分的动态影响，实际上是检验VAR模型中M2增长率的滞后项对各大类通货膨胀率是否具有动态驱动效应，所以我们利用格兰杰原因来进行检验。根据格兰杰因果关系检验的定义，原假设是M2增长率不是通货膨胀率的格兰杰因果关系。因此，如果检验统计量对应的p值小于设定的显著性水平（如1%），则拒绝原假设。

表3—3报告了格兰杰因果关系检验的结果。从检验结果的p值来看，在1 %的显著性水平下，M2增长率与烟酒类通货膨胀率和交通类通货膨胀率的格兰杰因果关系是显著的；对居住类通货膨胀率的影响只有在10%的显著性水平下才显著；而对CPI其他子成分，包括食品类通货膨胀率在内，均不具有显著性。这说明货币政策本身对食品类等五大类CPI子成分的格兰杰因果关系检验并不显著。这里需要特别注意格兰杰因果关系的经济计量含义。格兰杰因果关系检验不具有统计显著性说明货币政策对食品类通货膨胀率（以及其他几类通货膨胀率）没有动态预测效果。也就是说，货币政策自身的变化并不能为这些分类指标的未来动态走势提供充分的预测信息，从而也暗示货币政策本身的变化对食品类等子成分的动态驱动效应不明显。

表3-3 CPI子成分对M2增长率的格兰杰因果关系检验结果

注：***表示检验结果在1 %的显著性水平下具有统计显著性；每个VAR模型的滞后期由SIC确定。

二、货币政策冲击对CPI子成分的动态影响

在分析货币政策的随机冲击因素对CPI各子成分的动态影响的过程中，我们使用乔莱斯基分解方法正交分解脉冲响应函数。经过正交分解后，对应于M2增长率的正交扰动因子如果是正值，那么意味着一个宽松货币政策冲击；反之，如果是负值则对应一个紧缩货币政策冲击。因此，我们可以通过CPI子成分在受到货币政策冲击后的脉冲响应函数来分析货币政策冲击对通货膨胀八大类不同子成分的动态传导效果。作为比较，我们也报告了总体CPI受到货币政策冲击后的动态反应情况。

图3—6刻画了CPI及其八大类子成分分别受到货币政策随机冲击之后的动态反应路径，从中可以非常清楚地看到，食品类通货膨胀率受到冲击后的反应最为强烈，经过12期之后才逐渐减弱。非常有意思的是，尽管总体CPI和食品类通货膨胀率对随机货币政策冲击都表现出明显的动态反应，但是食品类通货膨胀率的反应幅度大于总体CPI，这说明不可预料的货币政策变化对食品类通货膨胀率的动态传导效应更高。进一步观察CPI其他子成分的反应可以看出，居住类通货膨胀率的动态反应也比较明显；虽然烟酒类通货膨胀率也有一定反应，但反应速度比较缓慢；其余子成分对货币政策随机冲击的动态反应比较微弱。