林未鼎
(蘇州大學商學院 江蘇蘇州 215000)
2020年初的新冠疫情爆發后,美國實施了極為寬松的財政政策和貨幣政策,美國聯邦儲備委員會于2020年3月再次將利率降至接近零的水平,旨在鼓勵借款和消費,以促進經濟增長和穩定金融市場。同時,美聯儲的“無上限”量化寬松政策,持續購買國債和抵押貸款支持債券,并向機構、公司和個人提供援助和貸款,不設額度上限,使得美國資產負債表在短短兩個月內擴張了2萬多億美元。
在大規模財政貨幣刺激的推動下,美國經濟從疫情造成的衰退中迅速復蘇。經濟增速顯著高于潛在增速,加上國內消費復蘇快于生產復蘇,以及2022年2月24日爆發的俄烏沖突,使得通貨膨脹率進一步惡化。美國CPI同比增速不斷上升,在2022年6月達到9.1%,創下1981年以來的新高。在經濟增長強勁、勞動力短缺、能源和商品成本上漲及通脹高企等前提下,美聯儲不得不加快收緊貨幣政策。
在美元的霸權地位下,美國的貨幣政策變動不僅會對本國經濟造成影響,還會通過國際資金流動溢出至世界各國,給世界經濟前景帶來明顯的負面效應。因此,我國應全面地認識貨幣政策的外溢效應,明確各階段中國的反應機制,在確保我國經濟穩定增長的同時,有效防范輸入性風險更為關鍵。
美聯儲的操作作為市場關注的重點,國內外眾多學者對美國貨幣政策溢出效應的影響和渠道等方面進行了分析。
(1)關于美國貨幣政策對中國存在溢出效應的研究。梅冬州和張咪(2023)[1]通過建立SVAR模型發現,美國貨幣政策主要通過利率平價條件影響中國的利率,并在金融加速器的作用下,放大對中國產出的溢出效應。溫博慧、牛英杰(2021)[2]基于下行ΔCoES、反事實SVAR和因果中介效應模型的角度,得出美國數量型貨幣政策的實施會對中國系統性風險形成正向溢出;劉洋(2021)[3]構建TVP-VAR模型得出,相比美聯儲前三次量化寬松,此次“無限量”量化寬松通過貿易渠道傳導的溢出效應無明顯變異,而通過匯率傳導的溢出效應存在明顯變異;黃禹喆等(2022)[4]進一步構建MS-VAR模型,得出在短期內美國貨幣政策不確定性沖擊將引起中國宏觀經濟波動,對實體經濟與金融市場造成負向沖擊。
(2)關于美國貨幣政策對中國溢出效應渠道的研究。許志偉等(2020)[5]采用擴展的VAR系統,分析得出美國的緊縮性貨幣政策通過匯率傳導效應使中國的進口品價格下降,并引起中國國內生產成本下降、物價下跌和產出上升。朱荃等(2022)[6]通過TVP-SV-VAR模型,分析美國貨幣政策不確定性對中國經濟的溢出影響。實證結果表明,美國貨幣政策不確定性短期內作用于人民幣升值、凈出口下降和金融市場波動,引起我國產出下降和通脹緊縮。汪洋等(2023)[7]對美國的財政政策、貨幣政策等對中國經濟的動態效應進行了討論,證明均能通過利率、匯率及資產價格等渠道對中國經濟產生動態溢出效應。
由于模型參數會隨著時間的推移發生變化,傳統的VA R 模型無法捕捉這些參數之間的動態特征。Primiceri(2005)[8]在對美國貨幣政策的研究中首次提出了TVP-VAR模型,模型中的參數是隨時間變動的,這種時變參數可以很好地刻畫出模型的時變特征和非線性特征,從而分析得出貨幣政策傳導機制的變化。
TVP-VAR模型基本設定如下:
式(1)中:系數βt、參數矩陣At和∑t均隨時間變化。αt為下三角矩陣At中非0非1的元素拉直為列向量。令ht=(h1t,…,hkt)',且h1t=logσit2,i=1,…,k,t=s+1,…,n,假設模型參數服從下隨機游走形式:
式(2)中:βs+1~N(μβ0,Σβ0),αs+1~N(μα0,Σα0),hs+1~N(μh0,Σh0)。假設這些時變參數不相關,且Σβ、Σα、Σh為對角矩陣。式(2)假定所有參數均符合隨機游走過程。張華初、王徐鋮(2023)[9]認為,該假設可以捕捉數據量適中的數據可能的短期結構性變化;根據Nakajima(2011)[10]的研究,本文采用馬爾可夫鏈蒙特卡洛(MCMC)方法進行估計。
為進一步分析美國貨幣政策對中國經濟外溢的渠道,本文選取以下美國貨幣政策和中國經濟變量指標,如表1所示。

表1 變量說明
由于我國的存貸利率具有一定的局限性,本文參考錢曉霞(2023)[11]、王金明和楊祚(2023)[12]的方法,選擇七天銀行間同業拆借利率的月加權平均值(Shibor)作為貨幣市場的基準利率進行分析。在匯率渠道方面,本文選擇直接標價法下人民幣兌美元的月平均匯率(ER)來衡量美元加息的溢出效應。
本文選擇樣本區間為2015年1月—2023年7月,數據均來自Choice金融終端對匯率進行取對數處理,實證部分借助Eviews 11和Matlab R2023a完成。
3.2.1 平穩性檢驗
為避免回歸分析中存在偽回歸,在進行模型擬合時,需要對每個系列的數據進行平穩性檢驗。因此,本文選取ADF檢驗法對各變量進行平穩性檢驗。檢驗結果發現,FFR、Shibor、ER和CPI在5%的顯著性水平上為非平穩序列,而EP為平穩性序列。在進行一階差分項后,檢驗結果均為平穩。因此,各變量均滿足一階單整。
3.2.2 確定最優滯后階數
由表2可知,SC標準下的最優滯后階數為1階,而LR、FPE、AIC、HQIC標準下的最優滯后階數均為2階,因此本文選取2階作為滯后階數。

表2 最優滯后階數檢驗結果
為了使TVP- VAR模型估計更準確,本文通過Matlab R2023a進行馬爾可夫鏈蒙特卡羅方法(MCMC),以估計后驗概率函數。因此,需要連續進行10000次抽樣,舍棄前1000次預燒抽樣,所有參數的Geweke檢驗值均小于1.96,表明在5%的顯著性水平上均未拒絕原假設,且參數無效影響因子數值均未超過100,最大值僅為31.06,對后續模型估計的有效樣本數已足夠多。
本文選擇1個月、3個月和6個月作為滯后期,分別代表美國貨幣政策變化對中國經濟溢出效應的短期、中期和長期響應,脈沖響應圖像如圖1所示。

圖1 中國各經濟變量等間隔脈沖響應圖
(1)關于美國聯邦基金利率對我國銀行同業拆借利率的沖擊。在中短期內,我國銀行同業拆借利率受美國聯邦基金利率變動的影響并不大,但是長期內影響增大,且在大多數情況下表現為正向沖擊,說明我國利率會隨著美國基準利率的變化而相應變化,但是美國貨幣政策的溢出效應具有一定的時滯。
(2)關于美國聯邦基金利率地對人民幣匯率的沖擊。美國聯邦基金利率對人民幣匯率均表現為正向沖擊,說明美元加息會導致人民幣匯率上升,即人民幣貶值。以2015年12月—2018年6月的美元加息周期為例,對人民幣匯率總體上呈現正向沖擊,影響從短期到長期逐漸增強。然而,拋補利率平價理論認為,本國利率上升,超過利率平價所要求的水平,本幣將會預期貶值。對此,有學者認為,主權風險不但是引致遠期溢價的主要原因,而且風險上升對遠期溢價的邊際影響大于風險下降的邊際影響[13]。
(3)關于美國聯邦基金利率對我國CPI的沖擊。從圖中可以看到,美國聯邦基金利率對我國CPI總體呈現正向沖擊,其中期影響最為明顯,短期次之,說明美元加息對我國通貨膨脹的影響有限,并會隨著時間的推移逐漸減弱到零。
在特定時點的選取上,本文選擇第13期(2016年1月)、第74期(2020年2月)和第100期(2022年4月)三個時點,分別代表2015—2018年的美元加息周期、新冠疫情爆發后美國的量化寬松政策和2022年至今的美元加息周期的脈沖響應,作為樣本序列的“前段”“中段”和“后段”,既保證了樣本選擇的全面性,又考慮了重要事件的影響,特別是新冠疫情爆發后各變量之間的聯系。
如圖2所示,在新冠疫情爆發前,美國基準利率對我國銀行同業拆借利率總體上呈正向沖擊,說明我國貨幣政策會隨著美國的變化而變化。在新冠疫情爆發后,雖然在開始的0.5期內仍對我國的基準利率有正向影響,但在之后多期內的影響轉為負向,說明在新冠疫情放開之后,中國經濟慢慢進入增長期,但仍面臨著內外部環境的不確定性和復雜性。因此,我國實行了與美國相反的較為寬松的貨幣政策,目的是促進消費和投資,以實現經濟穩定增長。

圖2 中國銀行同業拆借利率的特定時點脈沖響應圖
總體來說,美國聯邦基金利率的改變均會先對中國CPI有一個正向沖擊,在6~8期后逐漸變為負向沖擊。但是如圖3所示,在新冠疫情放開后,美元加息對我國的通貨膨脹水平的影響作用明顯小于新冠疫情爆發之前,說明在經歷三年疫情之后,我國并未出現報復性消費,國內市場的需求還未完全恢復。

圖3 中國CPI的特定時點脈沖響應圖
綜上所述,美國聯邦基金利率在中短期內并不會顯著影響我國國內利率的變化,但從長期來看,影響逐漸增強。與此同時,甚至在新一輪的美元加息周期呈現出相反的變化,表明我國貨幣政策具有相當的獨立性,這與我國龐大的經濟體量和雙循環的發展格局緊密相關[14]。
美國聯邦基金利率對人民幣匯率和中國資產價格的影響基本符合現有理論。同時,美國聯邦基金利率對中國CPI基本呈正向影響,從長期來看影響有限,并未顯著提升中國的通貨膨脹水平。結合特定時點時變的脈沖響應分析,美元加息甚至在一定程度上抑制了中國的通貨膨脹現象,很有可能是經歷了三年疫情后,國內的儲蓄過剩,消費依舊有所疲軟,未達到之前的消費水平。
維持人民幣匯率在合理區間內,通過雙向浮動的“基準籃子”匯率體系來維護人民幣匯率的穩定,基準籃子匯率由多個貨幣組成,人民幣圍繞其均衡水平浮動,以實現市場匯率的穩定[15]。保持貨幣政策的獨立性和針對性,貨幣政策的目標是穩定物價、經濟增長、充分就業、平衡國際收支,不能一味地盯著美元匯率而隨之改變貨幣政策,應依據具體情況確定經濟政策的目標和指標。