我國貨幣政策的宏觀經濟非線性效應
——基于經濟政策不確定視角

司穎華 周言玢

(蘭州財經大學 統計與數據科學學院，甘肅 蘭州 730020)

一、引言

為促進經濟增長、穩定物價，實現充分就業和國際收支平衡，央行會實行一定的貨幣政策調節宏觀經濟。但不當的貨幣政策卻會事與愿違：民國政府過量發行法幣，致其飛速貶值；日本央行為刺激經濟，實行了十幾年的量化寬松貨幣政策，卻以失敗告終；斯里蘭卡實行錯誤的貨幣政策，導致預算赤字飆升；2022年美國央行無節制地增發美元以刺激經濟，結果美國通脹率快速上升，其惡果之一是美國硅谷銀行倒閉。大量經驗表明，盲目實行貨幣政策會適得其反，甚至造成“黑天鵝”事件。

因此，貨幣政策受到學術界的高度重視。[1-5]貨幣政策的傳導渠道主要包括：信貸傳導渠道、利率傳導渠道、匯率傳導渠道和資產價格傳導渠道。20世紀90年代之后，我國貨幣政策的中介目標逐漸從銀行信貸規模轉變為貨幣供應量。國內學者們一般以廣義貨幣供給量(M2)來衡量貨幣供應量。潘長春等(2018)曾將1996年至2018年的貨幣與經濟運行分為四個階段，前三個階段M2、GDP和CPI增速之間存在很強的關聯性，變動趨勢大體一致，但在第四階段三者的關聯性弱化，個別時期還出現了明顯背離[6]。同樣的貨幣政策力度但調控效果不同，學者們提出了貨幣政策的非線性效應，并對其原因作出諸多討論。部分學者認為，貨幣政策自身的調控力度與方向也會導致非線性效應[7]；另一部分學者關注的是，由外部因素導致的貨幣政策的非線性效應，包括數字經濟的興起[8]、互聯網金融的普及[9-11]和經濟政策不確定性等因素[12-15]。

學者們建立了各種模型來證實經濟政策不確定性是引起貨幣政策非線性效應的原因之一。Pellegrino(2018)構建線性Interacted-VAR模型，認為經濟政策不確定性削弱了貨幣政策有效性[16]。在實證研究中，學者們會根據貨幣政策工具的不同，研究不同貨幣政策工具的非線性效應，由于數量型貨幣政策工具和價格型貨幣政策工具較易量化，目前有關貨幣政策的研究中主要以這兩種貨幣政策工具為主。在基于DSGE對各種貨幣政策規則的比較分析中，莊子罐等(2016)認為經濟政策不確定性影響了數量型貨幣政策的調控效果[17]。梁豐(2019)構建TVAR模型分析后認為經濟政策不確定性顯著影響數量型貨幣政策的實行效果[18]。

在目前的主流研究中，學者一般將廣義貨幣供給量定為數量型貨幣政策的指標，將中央銀行的利率定為價格型貨幣政策的指標。[19]學者對數量型貨幣政策和價格型貨幣政策哪個調控經濟的效果更好的問題上一直存在爭議。部分學者認為價格型貨幣政策的調控效果更優，如金春雨從物價水平的角度分析認為價格型貨幣政策比數量型貨幣政策影響幅度更大時間更長。[20]也有學者認為，數量型貨幣政策的調控效果優于價格型貨幣政策，如張炎炎等人認為數量型貨幣政策對實體經濟的調控效果是價格型貨幣政策調控效果的三倍。[21]而學者通過探討我國的實際國情，以及現階段因新冠疫情的沖擊導致我國經濟政策不穩定的問題，認為在我國通過數量型貨幣政策調控宏觀經濟更為有效，如李成和王東陽結合我國長期以來的貨幣政策調控經驗，認為數量型貨幣政策始終占著重要地位。[22]張龍和金春雨指出，對于不同的經濟環境，不同的貨幣政策調控效果更優，當經濟處于高漲時期，價格型貨幣政策的調控效果更好，而當經濟處于蕭條時期，我國央行需要促進經濟發展，使用數量型貨幣政策工具的效果更好。[23]王勝和趙浩權認為我國在疫情沖擊后，數量型貨幣政策通過“疫情補貼”的方式抓住了經濟衰退時期居民對實際貨幣余額的偏好，大幅度刺激了消費、投資、產出與勞動攻擊，彌補了價格型貨幣政策的短板。[24]

在我國經濟恢復的緊要關頭，研究經濟政策不確定性對我國貨幣政策的非線性效應影響十分必要。但目前經濟政策不確定性對貨幣政策非線性效應影響的研究并不完善，學者們更偏向研究數量型貨幣政策的非線性效應，而忽略了對價格型貨幣政策的非線性效應研究。為此，本文以經濟政策不確定性指數的對數lnEPU為門限變量，采用TVAR模型探究對比兩種貨幣政策的非線性效應。在已有研究基礎上，本文的邊際貢獻有：第一，基于混頻動態因子模型更新出我國前沿的GDP月度增長率，為我國經濟政策不確定性導致貨幣政策非線性效應的理論研究提供前沿證據；第二，本文引入三部門的DSGE模型來論述經濟政策不確定性導致貨幣政策調控宏觀經濟的非線性效應的問題，使論點有理論支撐；第三，采用TVAR模型分析貨幣政策的非線性效應，基于CLS估計和一次迭代的條件搜索來確認門限值，在保證系統穩定的前提下，盡可能逼近造成貨幣政策非線性效應的lnEPU轉折點，以精確量化分析我國貨幣政策的非線性效應，并將其直觀地以脈沖響應圖表現出來；第四，本文分別對數量型貨幣政策和價格型貨幣政策的非線性效應進行細致的對比分析，基于我國經濟政策不確定性視角，論證了兩種貨幣政策的優劣差別與協調互補。

二、理論分析

為分析我國經濟政策不確定性是如何對貨幣政策的調控效果產生門檻效應，本文借鑒方意等(2022)的六部門DSGE模型[25]，并將其簡化為含有家庭部門、企業部門和銀行部門的三部門DSGE模型。

(一)家庭部門

家庭部門對于銀行部門來說，既是存款者也是貸款者，當經濟政策不穩定時，家庭部門中的耐心家庭更少，非耐心家庭更多，存款和消費都會變少。家庭部門i的期望效用如下：

(1)

家庭部門的預算約束如下：

(2)

由家庭部門的期望效用可以看出，當經濟政策變得不穩定時，消費增加的期望效用會變小。家庭部門的預算約束式的左邊，是家庭部門通過消費直接將貨幣投向市場，以及通過銀行間接將貨幣投向市場的部分；家庭部門預算約束式的右邊，是家庭部門通過勞動直接從市場獲取貨幣，以及通過銀行間接向市場獲取貨幣的部分。當家庭部門的預算約束式左右兩邊相等，表明家庭部門從市場所獲取的貨幣又全部返回到市場上，但現實情況是式子左邊的數值會小于式子右邊的數值。由于法定貨幣的脆弱性，當經濟政策不穩定時，家庭部門對銀行部門的信心降低，會減少對銀行部門的存款；同時，家庭部門的危機意識會增強，減少消費。由此可知，當經濟政策變得不穩定時，如果約束式右側的數值不變，那么左邊的數值會變??；如果約束式右側的數值增加，那么約束式左側的數值增加的比例會偏??；如果約束式右側的數值減小，那么約束式左側的數值減小的比例會偏大。

當銀行部門實行擴張的數量型貨幣政策時，家庭部門的貸款會增加，約束式右側的數值會增加，但由于經濟政策不穩定，約束式左側的數值增加的程度并不理想，銀行部門投入到家庭部門的大部分貨幣并沒有被家庭部門再投入市場上，銀行部門投入的貨幣流通效率低。當銀行部門實行擴張的價格型貨幣政策時，銀行部門對家庭部門的存款利率下降，對于家庭部門而言，依靠存款得到的凈收入降低，不管經濟政策是否穩定都會減少這一期的存款，也就是約束式左側的數值都會減少，相對經濟政策穩定的情況，經濟政策不穩定時約束式左側減少的程度就不明顯。

綜上，對于家庭部門而言：經濟政策穩定時，擴張的數量型貨幣政策能很好地加速貨幣在市場上的流通；經濟政策不穩定時，擴張的數量型貨幣政策不能有效地加速貨幣在市場上的流通。不論經濟政策是否穩定，擴張的價格型貨幣政策通過家庭部門加速貨幣在市場上流通的效果都不理想，只是當經濟政策不穩定時，擴張的價格型貨幣政策調控效果更不理想，甚至對于家庭部門這條路徑來說還會降低貨幣在市場上的流通速度。

(二)企業部門

企業部門對于銀行部門來說是貸款者，對于家庭部門來說既是供給商品的部門也是購買勞動的部門。企業部門j的期望效用如下：

(3)

Yt(j)=αtK(j)?Nt(j)1-?

(4)

企業部門的預算約束如下：

(5)

從企業部門的期望效用函數可以看出，當經濟政策變得不穩定時，購買勞動力減少的期望效用會增大。企業部門預算約束式的左側包括：企業部門通過購買勞動力直接向市場投入的貨幣，和通過向銀行支付貸款利息間接向市場投入的貨幣。預算約束式右側包括：通過售賣全部產品直接從市場獲取的貨幣，和通過向銀行借貸間接從市場獲取的貨幣。當企業部門的預算約束式左右兩邊相等，表明企業部門從市場所獲取的貨幣完全投入到市場上，但現實情況是式子左邊的數值會小于式子右邊的數值。當經濟政策變得不穩定時，企業部門會減少對勞動力的購買，從而導致產量的減少，即約束式左右兩側的數值都會減少。如果對勞動力的購買增加ΔNt，那么產出的增加為：

(6)

兩邊取對數后約項再改為以e為底的指數函數，求出產出的增加為：

(7)

也就是說，對勞動力增加一單位的購買，產出的增加量大于一單位。同理，對勞動力減少一單位的購買，產出的減少量小于一單位。那么，當經濟政策變得不穩定時，企業部門對勞動力購買的減少會造成更多的產量減少，如果產品價格不變，約束式右側數值的減少比約束式左側數值的減少更多，所以企業部門為了不讓手中持有的貨幣流失太多，往往會抬高產品價格并降低勞動的價格。

當銀行部門實行擴張的數量型貨幣政策時，企業部門從銀行部門獲得更多貸款，約束式右側的數值增加，給約束式的左側留出了更多的增長空間。也就是說，在企業部門向銀行支付完利息后，還有更多的預算增加對勞動力的購買。但是，如果經濟政策不穩定，企業部門會減少對勞動力的購買，進而導致產量減少，因為這個因素約束式右側的數值降低的幅度比約束式左側的數值降低的幅度更大，這樣，擴張的數量型貨幣政策無法有效發揮作用。當銀行部門實行擴張的價格型貨幣政策時，通脹率也有降低的趨勢，于是企業部門支付上期貸款的利息增加，但因為受到約束式右側數值的限制，企業部門為了防止入不敷出的情況，會降低對勞動力的總支付額或者抬高商品價格，后期企業部門抬高的物價和銀行部門通過利率降低的通脹率會相互抵消。但是如果經濟政策不穩定，因廠商降低對勞動力購買導致更大幅度的產量減少，為了減少虧損會進一步抬高價格，這樣后期企業部門抬高的物價就難以全部抵消。

綜上，對于企業部門而言，經濟政策穩定時，擴張的數量型貨幣政策能很好地加速貨幣在市場上的流通；經濟政策不穩定時，擴張的數量型貨幣政策不能有效地加速貨幣在市場上的流通。當經濟政策不穩定時，實行擴張的價格型貨幣政策會刺激物價水平的上升，且這個刺激是滯后的。

(三)銀行部門

銀行部門通過調控放款量和利率來實行貨幣政策，銀行部門的存在加快了貨幣在市場上的流通。銀行部門的最大化當期凈利潤如下：

(8)

銀行部門的預算約束如下：

(9)

由以上三部門DSGE模型的推導，本文做出如下假設：

假設一：經濟政策不確定性會對數量型貨幣政策調控經濟增長的效果造成顯著的非線性效應。當經濟政策穩定時，擴張的數量型貨幣政策可以有效刺激經濟增長；當經濟政策不穩定時，擴張的數量型貨幣政策不能有效刺激經濟增長。

假設二：價格型貨幣政策對經濟增長的調控效果不如數量型貨幣政策對經濟增長的調控效果。

假設三：擴張的價格型貨幣政策在前期會降低通脹率，但是如果經濟政策不穩定，那么擴張的價格型貨幣政策會在后期刺激物價水平上升。

三、模型簡介與變量選取

(一)模型簡介

1.TVAR模型

本文選取門限向量自回歸(TVAR)模型來研究我國經濟政策不確定性下，貨幣政策對宏觀經濟沖擊的非對稱效應問題。

TVAR模型是一種非線性模型，其模型形式與分段線性模型較為相似。TVAR模型的基本思路是，在門限變量的取值范圍內引入L-1個門限值，根據滯后期d將對應的時序組合分為L個區間，對不同區間的時序組合用不同的自回歸(VAR)模型表示。其一般形式為：

(10)

在公式(10)中，yt為k×1維的內生變量向量，若時間序列是n維的，則k=n-d；αi是k×1維的常數向量，i=1，2，…，L表示區制；φi，j是k×k維系數矩陣，j=1，2，…，d表示TVAR的階數；I是指示函數，h是門限變量，d是滯后期，當ht-d∈Ωi時，Ii=1，當ht-d?Ω時，Ii=0。

2.混頻動態因子模型

為得到GDP月度增長率，本文選用混頻動態因子模型并結合EM算法得出的潛在月度GDP增長速度(dGDP)。[26]

假定月度動態因子模型如下：

xt=Λft+ξt

(11)

(12)

其中，ξt～N(0，Σξ)，ζt=Bηt，ηt～N(0，Iq)。

假定某一季度的GDP增長率是其對應三個月度的GDP月度增長率的平均數，

(13)

為了能讓季度GDP數據納入一個月度狀態空間模型中，建立一個頻率為月度的序列：

(14)

(二)變量處理

1.變量選取

圖1是中國經濟政策不確定性指數對數趨勢圖。

圖1 中國經濟政策不確定性指數對數趨勢圖

本文選取中國經濟政策不確定性指數來反映我國的宏觀經濟環境。本文研究中國經濟政策不確定性對貨幣政策的門限效應，在保留所需信息的前提下，取經濟不確定性指數(EPU)的對數(lnEPU)以去除原始數據的趨勢，得到中國經濟政策不確定性對數指數，并作為本文的門限變量。根據圖1可以分析，就2000年至2022年總體來看，我國的經濟政策不確定有增長的趨勢，其中分別在2003年、2009年末和2019年達到峰值。2003年，國家在保險業、證券業、銀行業、汽車業、電信業方面都出臺了重大的新政策。其中，像批準QFII申請、發布上證國債指數等政策至今都影響重大。2009年9月，中央政府首次在內地以外地區發行人民幣國債，而同年國內債券市場經歷了三跌三漲，這也導致了該年末經濟政策不確定指數的上升。2021年到2022年，我國的經濟政策不確定指數呈現下降趨勢。

本文選取廣義貨幣供應量月度增長率(dM2)與銀行間同業拆借利率月度增量(△R)作為沖擊變量。廣義貨幣供應量(M2)與銀行間同業拆借利率(R)分別是用來衡量數量型貨幣政策與價格型貨幣政策的工具。由于需要判斷是否是擴張的貨幣政策，以及考慮通貨膨脹對數量型貨幣政策的影響，本文將M2進行對數增長率的計算，得到廣義貨幣供應量增長率dM2，并將銀行利率進行差分得到銀行利率增量△R。選取月度GDP增長速度(dGDP)和消費者物價指數月環比增速(dCPI)作為本文的被沖擊變量。

本文選取變量的時間范圍為2000年1月至2022年9月，原始數據來自中經網統計數據庫、中國人民銀行、國家統計局和經濟政策不確定性指數官網。

2.滯后期選擇與平穩性檢驗

首先，為防止因存在單位根而導致的偽回歸問題，本文使用R軟件中的tseries包對這組數據進行ADF檢驗和PP檢驗來檢驗變量的平穩性。其中，對于ADF檢驗，根據公式

(15)

自動在階數為6的條件下進行ADF檢驗；

對于PP檢驗，根據公式

(16)

自動在階數為5的條件下進行PP檢驗。

檢驗結果如表1所示。其中，如果p值顯示為0.0100，則表示對應的p值≤0.01。

表1 平穩性檢驗

根據表1可知，dM2、△R和dCPI以1%的顯著性水平通過了ADF檢驗，dGDP以5%的顯著水平通過了ADF檢驗；5個變量全部以1%的顯著性水平通過了PP檢驗。本文由此認為，在5%的顯著性水平下，這組序列是平穩的，可以進行滯后階數選擇。

其次，考慮到本文要在lnEPU不同區制下分析貨幣政策對宏觀經濟的沖擊效應，為防止模型精度過高造成模型復雜度提升，本文采用QH準則來確定模型的最優階數為2。

最后，為確認在滯后階數為2的條件下該組序列仍然是平穩的，本文將階數限制在2進行ADF檢驗，檢驗結果如表2所示。其中，如果p值顯示為0.0100，則表示對應的p值≤0.01。

表2 階數為2的平穩性檢驗

根據表2可知，lnEPU、dM2、△R、dGDP和dCPI均以1%的顯著性水平通過了ADF檢驗。所以本文認為當滯后階數確定為2時，這組序列在1%的顯著性水平下是平穩的，可以用來構建TVAR模型。

四、模型檢驗與模型估計

(一)非線性檢驗

本文使用R軟件中的tsDyn包對數據集進行LR非線性檢驗，該檢驗參考的是Lo和Zivo(2001)[27]對Hansen(1999)[28]線性檢驗的多元推廣。對第一個閾值參數的估計采用CLS，對第二個閾值采用一次迭代的條件搜索，計算比較每個模型協方差矩陣的似然比。

(17)

將bootstrap重復次數設置為1000，LR檢驗代碼運行三次得到的LR值相同，兩區制模型的LR值為122.7081，三區制模型的LR值為208.3675。三次運行的漸進p值如表3所示。所以本文在5%的顯著性水平下認為該系統是兩區制的非線性系統，在10%的顯著性水平下認為該系統是三區制的非線性系統，因此使用兩區制TVAR模型進行建模。

表3 漸進p值

(二)估計門限值

本文基于CLS估計和一次迭代的條件搜索來確認門限值，在初步搜索中，分別搜索兩區制情況下和三區制情況下的閾值：兩區制情況下，用CLS估計門限值為5.7497，兩區制占比為88.6%和11.4%；三區制情況下，使用CLS估計和一次迭代的條件搜索到兩個門限值為5.0434和5.5154，這樣三區制占比為73.8%、10.7%和15.5%。在這兩種情況下，均會存在一個區制因樣本量過小而導致模型不穩定的問題，所以本文進行第二輪搜索。第二輪條件搜索選擇兩區制模型，以5.0400為起點開始搜索，最終確定閾值為5.0727，兩區制占比為74.9%和25.1%。當lnEPU低于5.0727時為低區制，說明中國的經濟政策環境是穩定的；當lnEPU高于5.0727時為高區制，此時中國的經濟政策環境是不穩定的。

圖2為門限值的區制分布。

圖2 門限值的區制分布

每個空心圈所在的位置表示這個時刻上的變量在高區制還是低區制，2.0代表高區制，也就是經濟政策不穩定的時刻；1.0代表低區制，即經濟政策穩定的時刻。由圖可知，在前期大多數時刻中國的經濟政策環境穩定，后期大多數時刻中國的經濟政策環境不穩定。

(三)各參數的估計結果與有效性檢驗

本文對TVAR模型的參數估計結果進行分析。低區制與高區制下TVAR模型內的各參數分別見表4和表5。

表5 高區制下TVAR模型的估計結果

從表4可以看出：(1)在0.1%的顯著性水平下，lnEPU會受到自身滯后一期和滯后二期的正向影響；在0.1%的顯著性水平下，lnEPU會受到dM2滯后二期的負向影響；在5%的顯著性水平下，lnEPU會受到dCPI滯后二期的正向影響。這說明，實行數量型貨幣政策會明顯影響我國經濟政策不確定性，但是這種影響存在滯后性，實行擴張的數量型貨幣政策會讓我國原本平穩的經濟政策環境變得更加穩定；當物價水平上升時，我國經濟政策環境會變得不穩定，且該影響存在滯后性。(2)在0.1%的顯著性水平下，dGDP會受到自身滯后一期的正向影響。這說明，就我國的經驗來看，在經濟政策環境穩定的情況下，GDP增長率上漲會讓下一期的GDP增長率也上漲，GDP增長率會延續上一個月的趨勢。(3)在0.1%的顯著性水平下，dCPI會受到lnEPU滯后一期的正向影響，且在5%的水平下，dCPI會受到lnEPU滯后二期的負向影響；在1%的顯著性水平下，dCPI會受到dM2滯后一期的正向影響和dM2滯后二期的負向影響；在1%的顯著性水平下，dCPI會受到R增量滯后二期的正向影響；在0.1%的顯著性水平下，dCPI會受到dGDP滯后一期的正向影響，且在5%的顯著性水平下，dCPI會受到dGDP滯后二期的負向影響；在0.1%的顯著性水平下，dCPI會受到自身滯后一期的正向影響，且在1%的顯著性水平下，dCPI會受到自身滯后二期的負向影響。這說明，在我國經濟政策環境穩定的情況下，當經濟政策不確定性指數增加時，環比CPI會增加，且有回縮效應；當我國實行擴張的數量型貨幣政策時，環比CPI會明顯增加，且有回縮效應；當我國實行擴張的價格型貨幣政策時，環比CPI會降低，且該影響存在滯后性；GDP增長率上漲往往伴隨著環比CPI的增加，且有回縮效應；環比CPI會短暫延續上期的趨勢。

綜合以上三條可以得出：當我國經濟政策環境穩定時，擴張的數量型貨幣政策會直接改善我國的經濟政策環境，但是會間接通過刺激物價增長引起我國經濟政策不確定性指數增加，且擴張性的數量型貨幣政策對我國經濟政策不確定性的直接減小作用的實現時效要滯后于對我國經濟政策不確定性的間接增加作用的實現；擴張的數量型貨幣政策會引起物價上漲，擴張的價格型貨幣政策會引起物價下跌，但是數量型貨幣政策對其影響更加明顯；我國經濟政策不確定性指數與物價會互相影響，且都是以正向影響為主。

從表5可以看出：(1)在0.1%的顯著性水平下，lnEPU會受到自身滯后一期的正向影響；在5%的顯著性水平下，lnEPU會受到滯后一期M2增長率較大的負向影響。這說明，當我國經濟政策不穩定時，經濟政策環境對自身有短暫的延續性；當實行擴張的數量型貨幣政策時，會在短期內明顯降低我國經濟政策不確定性指數。(2)在5%的顯著性水平下，GDP增長率會受到lnEPU指數滯后一期的負向影響和lnEPU滯后二期的正向影響；在0.1%的顯著性水平下，GDP增長率會受到自身滯后一期的正向影響和自身滯后二期的負向影響；在5%的顯著性水平下，GDP增長率會受到滯后二期環比CPI的負向影響。這說明，當經濟政策環境不穩定時，經濟政策不確定性指數增加會導致GDP增長率下降，但是有回縮現象；GDP增長率會在短期內延續自身的趨勢；環比CPI增加時，GDP增長率會下降，該影響存在滯后性。(3)在0.1%的顯著性水平下，環比CPI受到M2增長率滯后一期較大的正向影響；在1%的顯著性水平下，環比CPI受到自身滯后一期的正向影響和自身滯后二期的負向影響。這說明，當我國的經濟政策環境不穩定時，實行擴張的數量型貨幣政策會引起環比CPI明顯上升；物價水平在短期內有延續自身的趨勢。

綜合以上三條可以得出：當我國的貨幣政策不穩定時，經濟政策環境會受到數量型貨幣政策以及自身趨勢延續的影響，擴張的數量型貨幣政策會抑制經濟政策的不確定性；GDP增長率會受到經濟政策不確定性指數、自身趨勢延續、環比CPI的影響；環比CPI會受到數量型貨幣政策以及自身趨勢的影響，且都以正向影響為主；數量型貨幣政策對經濟政策環境和環比CPI的影響較大。

對比低區制下的TVAR模型和高區制下的TVAR模型的估計結果，可以得出：(1)當我國的經濟政策環境穩定時，GDP增長率主要受到自身延續的影響，但當我國的經濟政策環境不穩定時，GDP增長率除了受到自身趨勢延續的影響，還會受到經濟政策不確定性指數和環比CPI的負向影響，而且GDP增長率對自身趨勢延續的影響也會更久。也就是說，當經濟政策環境不穩定時，GDP增長率的獨立性會降低；(2)當我國的經濟政策環境穩定時，環比CPI會受到經濟政策不確定性指數、M2增長率、R增量、GDP增長率的正向影響和自身延續的正向影響，但當我國經濟政策環境不穩定時，物價只會受到數量型貨幣政策的正向影響和自身延續的影響；(3)當我國經濟政策環境穩定時，經濟政策不確定性指數受到自身延續的影響、M2增長率的負向影響和環比CPI的正向影響，但當我國經濟政策環境不穩定時，經濟政策不確定性指數受到自身延續的影響和M2增長率的負向影響。也就是說，我國經濟政策不確定性指數會受到數量型貨幣政策的反饋。且當我國經濟政策環境穩定時，經濟政策不確定性指數會受到數量型貨幣政策的直接緩解作用和通過物價路徑的間接促進作用。而當我國經濟政策環境不穩定時，經濟政策不確定性指數會受到數量型貨幣政策的直接緩解作用，但不會受其間接影響。另外，經濟政策環境不穩定時，數量型貨幣政策對經濟政策不確定性指數的反饋效果更大，但影響也更滯后。

五、貨幣政策調控效果分析

為了進一步分析兩種貨幣政策對宏觀經濟的動態非線性影響，本文對兩種貨幣政策進行脈沖響應分析和對比。

(一)貨幣政策對經濟增長的非線性沖擊

圖3和圖4是在不同的經濟政策不確定性下，兩種貨幣政策對經濟增長的沖擊。

圖3 數量型貨幣政策對經濟增長的沖擊

圖4 價格型貨幣政策對經濟增長的沖擊

在經濟政策不確定性視角下，數量型貨幣政策對經濟增長的沖擊存在顯著的非線性效應，對于lnEPU高低兩種狀況，實行相同的數量型貨幣政策對經濟增長的調控呈現出截然相反的效果。當經濟政策穩定時，數量型貨幣政策正向沖擊后，經濟增長表現出穩定的正向響應。當M2增長率受到一單位擾動量正向沖擊時，GDP增長率的響應在第一期達到極大值0.17后緩慢下降且持續為正。當經濟政策不穩定時，數量型貨幣政策正向沖擊后，經濟增長表現出顯著的負向響應。當M2增長率受到一單位擾動量的正向沖擊時，GDP增長率的響應分別在第一期和第四期達到極小值-0.34和-0.60，且只在第零期為正。這說明，當經濟政策環境穩定時實行擴張的貨幣政策可以穩定地刺激經濟增長；但當經濟政策不穩定時，實行擴張的貨幣政策雖然可以暫時刺激經濟增長，但之后會顯著抑制經濟增長。假設一得到驗證。

進一步分析，當經濟政策穩定時，央行增加廣義貨幣的供給，一方面流向消費者的貨幣擴大了消費者的預算消費，增加了市場的總需求，企業部門為了獲取更多利益會擴大生產；另一方面，流向企業部門的貨幣增加了企業部門的生產要素，也擴大了企業部門的生產規模使其降低生產的單位成本，企業部門獲得更多利益后增加勞動者的工資，使他們作為消費者能夠繼續保持需求甚至增加需求，形成良性循環。當經濟政策不穩定時，市場上的產品會出現兩種極端現象：一種是產出不足，消費者想要購買但難以購買，這種現象往往出現在必需品上；另一種是滯銷，因為消費者對這些產品的需求突然下降，但企業部門以前的存貨還沒有售完，這種現象往往出現在非必需品上。這時央行增加廣義貨幣的發行，一方面消費者持有的貨幣增多，但由于經濟政策環境的不穩定，消費者會偏好對必需品的需求，但必需品的需求增幅往往不會太大，當增加購買的必需品達到臨界值后便不會再增加，且非必需品的需求漲跌取決于基尼系數的大小，經濟政策環境不穩定的情況下，高收入人群手中持有的貨幣增加后會增加對非必需品的需求，低收入人群手中持有的貨幣增加后則不會增加對非必需品的需求，甚至收入過低的人還會因為危機意識加劇減少對非必需品的需求；另一方面，企業部門持有的貨幣增多，但由于市場對非必需品的需求幾乎沒有上升，且自身有庫存產品滯銷，企業部門為了不讓自己的利潤率下降不會再擴大生產非必需品，甚至還會減少生產非必需品，增加生產的必需品達到臨界值后也不會繼續增加生產。這樣，雖然央行發放了更多的貨幣，但其大多沒有被用于生產活動，造成了資源的浪費，政策短暫地刺激經濟增長后對其造成嚴重的抑制效果，直到企業部門手中持有的貨幣增加到一定臨界點。

經濟政策不確定性的視角下，價格型貨幣政策對經濟增長的沖擊存在顯著的非線性效應，主要表現在經濟增長受響應的程度上。當經濟政策穩定時，價格型貨幣政策負向沖擊后，經濟增長表現出較小的響應，且在正向響應與負向響應間波動。當經濟政策不穩定時，價格型貨幣政策負向沖擊后，經濟增長表現出顯著的正向響應。當R增量受到一單位擾動量的正向沖擊時，GDP增長率的響應在第一期達到極大值0.51，自第三期開始快速收斂。這說明，當經濟政策穩定時，實行擴張的價格型貨幣政策對經濟增長的影響具有波動性，且影響較??；當經濟政策不穩定時，實行擴張的價格型貨幣政策會抑制經濟增長，但抑制時間較短。

進一步分析，當經濟政策穩定時，實行擴張的價格型貨幣政策，利率下降，一方面，資本的邊際效率下降，預期增加一單位的投入所得到的利潤率下降，一些企業部門不愿意投入生產，而是持有貨幣等待時機；另一方面，貨幣的價格下降，消費者不傾向于將貨幣投入銀行，而是增加了貨幣的交易性動機，市場需求增加，一些企業部門因為追求總利潤會增加產量，這兩種企業部門因利潤的變化不斷調整產量直至均衡，所以經濟增長受到的影響會上下波動，最終變得平穩。而當經濟政策不穩定時，實行擴張的價格型貨幣政策，利率下降，資本的邊際效率下降，再加上市場需求增加幅度不大，企業廠商更不愿意投入生產；貨幣價格降低但短期消費者需求不高，于是消費者將貨幣持有手中，既不會大量消費也不會大量投入銀行，貨幣流動性沒有增加反而下降，于是短期內經濟增長被顯著抑制，直到市場需求恢復后抑制效果被解除。

對比兩種貨幣政策，在對經濟增長的刺激上，數量型貨幣政策和價格型貨幣政策都表現出顯著的非線性效應。數量型貨幣政策的非線性效應體現在對經濟增長的調控方向上，價格型貨幣政策的非線性效應體現在對經濟增長的調控力度上。如果就調控經濟增長的角度單獨看兩種貨幣政策，數量型貨幣政策的調控效果明顯穩健于價格型貨幣政策，但經濟政策不確定性對兩種貨幣政策的調控效果都是致命的。假設二得到驗證。

(二)貨幣政策對物價水平的非線性沖擊

圖5和圖6是在不同的經濟政策不確定性下，兩種貨幣政策對物價水平的沖擊。

圖5 數量型貨幣政策對物價水平的沖擊

圖6 價格型貨幣政策對物價水平的沖擊

經濟政策不確定性的視角下，數量型貨幣政策對物價水平的沖擊有一定的非線性效應。不論經濟政策是否穩定，實行擴張的數量型貨幣政策對物價水平都會呈現出先刺激再抑制的調控效果，但是當經濟政策不穩定時，物價水平受到的調控效果的波動性表現得更強烈。經濟政策穩定時，當M2增長率受到一單位擾動量的正向沖擊時，CPI增長率立即作出正向響應，該響應在第一期達到極大值0.14，在第三期達到極小值-0.06。經濟政策不穩定時，當M2增長率受到一單位擾動量的正向沖擊時，CPI增長率立即作出正向響應，該響應在第一期達到極大值0.35，在第三期達到極小值-0.17。這說明，當實行擴張的數量型貨幣政策時，短期內會刺激物價水平上升，但后期會抑制這種趨勢。當經濟政策不穩定時，短期內擴張的數量型貨幣政策對物價水平的刺激作用會更明顯。

進一步分析，當我國的經濟政策穩定時，央行增加廣義貨幣量的供給，一方面，流向消費者的貨幣立即增加了消費者對產品的需求，但是企業部門的生產與擴大生產都需要周期，于是造成市場上供不應求，物價水平上升；另一方面，貨幣流向企業部門，企業部門受到產品價格上漲的刺激會增加產出，讓市場上的供需逐漸均衡，物價水平逐漸下降，而原本規模較小的企業部門有了資金擴大生產規模，于是對于大多數的企業部門產品的平均成本降低，產品的社會平均成本也隨之降低，引起物價水平下降，當供需均衡且企業部門也不能再擴大再生產時，物價水平會平穩在均衡狀態。而當我國的經濟政策不穩定時，央行增加廣義貨幣的供給，消費者手中持有的貨幣增加，雖然消費者對必需品的需求增幅不大，但此時必需品嚴重供不應求，消費者為了購買必需品會逐步抬高必需品的價格，這個價格上限與消費者手中持有的貨幣有關，于是在短期內物價水平上升，且物價水平上升的程度遠超過市場的均衡價格，所以短期內物價水平上升的程度大于經濟政策穩定的情況，部分企業持有的貨幣達到臨界點后會適當增加對必需品的產出以增加自己的利潤量，緩解市場上必需品供不應求的程度，而后期一些企業部門為了清理庫存，會對滯銷的非必需品進行降價處理，這就造成了物價水平的下降。

經濟政策不確定性的視角下，價格型貨幣政策對物價水平的沖擊有輕微的非線性效應。在不同的經濟政策不確定性下，實行擴張的價格型貨幣政策對物價水平以抑制為主，但當經濟政策不穩定時，擴張的價格型貨幣政策對物價水平的抑制效果更加波動。當經濟政策穩定時，R增量受到一單位擾動量的正向沖擊時，CPI增長率總體上表現為正向響應，該響應在第二期達到極大值0.09，在第三期趨于0。當經濟政策環境不穩定時，R增量受到一單位擾動量的正向沖擊時，CPI增長率作出的響應在第三期達到極大值0.12后，CPI增長率在0上下波動并逐漸趨于0，總體上看，當R增量上升時，CPI增長率會以上升為主。假設三得到驗證。

進一步分析，當我國的經濟政策穩定時，實行擴張的價格型貨幣政策，利率下降，資本的邊際效率下降，企業部門不愿意增加生產或者擴大再生產，甚至還會減少投資，導致市場上供給減少。由于貨幣的價格下降，商品對于消費者來說變得昂貴，消費者對價格更加敏感，不會接受市場的均衡價格，而會傾向購買市面上價格較便宜的商品，于是原本制定高價的商品為了追求總利潤會降低價格，所以，物價水平下降。而當我國經濟政策環境不穩定時，實行擴張的價格型貨幣政策，利率下降，貨幣價格與資本的邊際效率都下降，企業廠商將貨幣持有在手中不投入生產，消費者將貨幣持有在手中不增加消費也不投入銀行，市場上的貨幣流通速度下降，根據費雪方程式MV=PT可知，物價水平會因此下降。

對比兩種貨幣政策，在物價水平的刺激上，數量型貨幣政策和價格型貨幣政策都表現出一定程度的非線性效應。兩種貨幣政策的非線性效應都體現在其刺激或抑制的力度和波動性上。就物價水平的角度看兩種貨幣政策，擴張的價格型貨幣政策穩健于擴張的數量型貨幣政策，緊縮的數量型貨幣政策穩健于緊縮的價格型貨幣政策。

六、結論

本文基于門限VAR模型，在前人研究基礎上基于我國經濟政策不確定性指數實證分析了我國貨幣政策的非線性效應。通過脈沖響應圖的對比與分析，本文得出的主要結論如下：

第一，我國經濟政策不確定性對貨幣政策調控經濟增長的效果存在非對稱效應。當經濟政策穩定時，擴張的貨幣政策會刺激經濟增長，但經濟政策不穩定時卻會有相反效果。其中，數量型貨幣政策受到因貨幣政策不確定性引起的非對稱效應尤其明顯。當經濟政策穩定時，實行擴張的數量型貨幣政策會顯著地刺激經濟增長，且該刺激穩定，有持續效果；當經濟政策不穩定時，實行擴張的數量型貨幣政策則會顯著抑制經濟增長。當經濟政策穩定時，單獨實行擴張的價格型貨幣政策會輕微抑制經濟增長；當經濟政策不穩定時，實行擴張的價格型貨幣政策會顯著抑制經濟增長。

第二，我國數量型貨幣政策的調控效果與價格型貨幣政策的調控效果存在差異，但又存在互補效應。就刺激經濟增長而言，實行擴張的數量型貨幣政策比實行擴張的價格型貨幣政策的效果更穩健。但是兩種貨幣政策一起實行可以防止物價過快上漲。

第三，實行擴張的貨幣政策作用不只是刺激增長。擴張的數量型貨幣政策可以抑制我國經濟政策不確定性，擴張的價格型貨幣政策可以在前期抑制我國物價上漲。但是，當經濟政策不穩定時，擴張的價格型貨幣政策對物價水平會有個滯后的刺激。

基于以上結論，本文提出如下建議：

第一，由于我國貨幣政策的效果存在非線性效應，在實行貨幣政策時要時刻關注我國經濟政策環境是否穩定。如果我國經濟政策環境并不穩定，那就不能盲目地以刺激經濟增長為目的實行擴張的貨幣政策，但是可以在一定程度上實行擴張的貨幣政策去平穩物價或者抑制我國經濟政策不確定性。

第二，數量型貨幣政策與價格型貨幣政策要相互均衡，不可偏廢一方。應當以數量型貨幣政策為主、以價格型貨幣政策為輔，在刺激經濟增長的同時也要預防物價過分上漲。