美国量化宽松货币政策对中国物价水平的影响
一、引言
新冠肺炎疫情作为突发性全球公共卫生事件，给各国经济发展造成巨大冲击，至今仍有很多国家深陷其中无法自拔。为防止疫情对经济造成破坏，美国迅速出台了新一轮量化宽松、降息等多种货币政策，随后又推出了多轮次上万亿级的财政刺激法案。截至2021年6月23日，美联储总资产突破8万亿美元，持有证券合计7.5万亿美元（含5.2万亿美元国债和2.4万亿美元抵押支持债券），占GDP的比重约35%。美国国债的规模也达到28.5万亿美元的历史新高。本轮无限量化宽松的规模已超过2008年美国次贷危机发生后实施的三次量化宽松政策规模之和。
中国作为世界第一大贸易国，不可避免地受到以美国量化宽松政策为代表的各类扩张性货币政策的冲击。整体经济状况尤其是汇率、利率、进出口等诸多因素受影响较大。普通民众能感知且较为关心的是物价水平，因为其对老百姓的生活水平和生活质量有着直接影响。鉴于此，本文选取了2008年10月—2021年10月的月度数据，运用VAR和SVAR模型来分析量化宽松政策对中国价格水平的影响。
二、文献综述
2008年全球金融危机后，美联储为了应对危机冲击，宣布开启第一轮量化宽松货币政策（QE）。近十余年，其效果引发了国内外众多学者的广泛讨论。
关于量化宽松的作用，最早可追溯到以Friedman
摘要：本文采用2008年10月—2021年10月的月度数据，探究美国量化宽松货币政策对中国物价水平的影响。机制方面，考虑到量化宽松政策在国际上传导的方式，本文将汇率和贸易作为主要渠道，并加入金融渠道作为补充，分别代入VAR和SVAR模型中进行验证，以更全面地反映中美间的传导关系。结果表明，中国的通货膨胀水平的确会受到美国量化宽松政策的影响，具体表现为随着美联储逐步扩张资产负债表的规模，中国物价有上涨的趋势。而当美联储采取加息等措施时，中国将面临通货紧缩的风险。但是这种压力并非是长期的，大约在5—6个月后逐渐减弱。同时，本文对疫情后的新一轮量化宽松政策进行单独分析后发现，由于中国及时采取稳健措施，此轮的影响较之前而言并不明显。对此，我国应提升人民币的国际地位，规避汇率波动风险；加强对国际大宗商品市场的监测；合理引导和管控国际资本流动；加强对美国货币政策变化的预测、监控和应对。
关键词：货币政策；量化宽松；通货膨胀；传导机制；VAR；SVAR
中图分类号：F821.0文献标识码：A文章编号：1009-3540（2022）04-0003-0009
基金项目：国家社科基金重点项目“非对称货币权力下国际经济金融制裁与反制裁效果研究”（19AGJ011）。
■陶士贵姜智翔
作者简介：陶士贵（1966—），男，博士，南京师范大学商学院教授，博士生导师；姜智翔（通讯作者）（1996—），男，南京师范大学商学院硕士研究生。
为代表的货币主义学派。他们认为在经济萧条时期，央行可以通过采取适当宽松的货币政策来推高通货膨胀，刺激经济发展，从而摆脱萧条。这也为后来美联储开启量化宽松政策提供了充分的理论支持。
1.量化宽松政策的有效性。陈霖[1]认为量化宽松政策能有效促进经济增长、刺激就业和抑制通货紧缩，并对中国经济产生显著的外溢效应。徐义鑫[2]认为量化宽松期间货币政策传导渠道中部分变量失灵使受影响国家的货币供给结构改变，而真实货币供给并未剧烈增长，货币供给不足造成严重的通货膨胀，其效果主要还是取决于该国的信贷市场状况。Mohseni等[3]将债券市场加入两资产模型中，认为由于财政政策的干预，货币政策对经济增长的影响是不确定的，而公众预期在经济增长模型中对货币政策的有效性和传导机制起着至关重要的作用。许坤等[4，5]则认为量化宽松的传导过程受到了阻滞，并未拉动通货膨胀率回升至目标水平，反而长期保持在低通胀状态甚至面临通缩压力。Hollmayr等[6]认为在财政主导下，量化宽松政策对通货膨胀的影响与常规货币政策相似，因为这些财富效应对物价产生了下行压力。平均期限越长，量化宽松对实体经济的传导就越不稳定。
2.量化宽松政策对中国经济造成的影响。曲远源[7]发现美联储的量化宽松货币政策主要通过汇率和贸易两个渠道间接地影响我国的通胀水平，其中汇率是其传导的必经渠道，贸易渠道也经由其间接影响国际大宗商品价格。魏玮等[8]发现美国量化宽松政策通过短期国际资本流动渠道的溢出效应最为显著，但溢出的持续时间不长，这与短期国际资本的投机性有关。肖立晟等[9]认为人民币对美元的升值吸引了更多的资金流入，进而对国内经济活动产生扩张性影响。曹为宇[10]认为相比于以利率为代表的传统货币政策，美国量化宽松政策对中国经济的影响持续时间较短，长期影响趋近于零。刘卫平等[11]认为在新冠肺炎疫情背景下，美联储零利率政策相比于紧急降息和无限量化宽松政策而言，更能对中国股票市场、债券市场和外汇市场产生广泛而显著的影响。徐皓等[12]认为量化宽松货币政策对银行流动性创造和银行信贷的影响是即时的、非线性的，而对长期利率的影响是滞后的、线性的。方溯源等[13]认为新冠肺炎疫情发生后美国紧急采取宽松货币政策向市场注入巨额流动性，使得股市出现大幅反弹，
新兴市场经济体恐慌情绪也有所好转，有效保证了美国乃至全球金融市场和实体经济不会因流动性“失血”而陷入恐慌。
综上，国内外学者主要关注量化宽松政策对他国各项宏观经济指标的影响，但针对量化宽松政策对中国物价水平的影响，特别是整体传导路径的研究，还有所缺乏。本文主要研究美国量化宽松政策对中国物价水平的影响，并且在传统的汇率和贸易渠道之外加入了金融渠道，以期更为全面地分析量化宽
松政策对中国产生影响的传导机制。同时，新冠疫情与2008年金融危机有着本质上的不同，中美两国采取的应对策略也不尽相同。本文以2020年初为分界点，对疫情暴发后的影响做了单独分析，比较新一轮量化宽松与之前的不同之处。这是本文的另一个创新点。
三、理论分析
经济学界目前对量化宽松政策尚未给出明确定义，大体可认为当一国将利率长期保持在零或接近于零的状态时，“流动性陷阱”就会对货币流通产生负面影响，从而导致常规货币政策从根本上失效。此时，央行会大量购买各类型的债券，将巨额流动性注入市场，刺激消费和投资，改善信贷状况，以帮助企业渡过难关。
一般情况下，央行通过公开市场操作、购买短期证券等方式调整市场利率[14]。但是，量化宽松政策隐含着这样的情境，即国债发行规模庞大且持续时间长。从长远来看，其管理目标是锁定的，即在一段时间内实施低利率甚至负利率的政策。这意味着美联储只能通过增加储备来实现量化宽松，包括购买国库券和银行资产并将其重新融入整个银行系统。换言之，通过提高流动性来增加贷款准备。
然而，一项政策的出台和实施本身就传递出了某种信息[15]。美国是全球经济、政治、军事实力最强的经济体，美元作为世界主导货币，其影响力可辐射全世界。因此，美联储任意一项货币政策都可能会造成全球经济贸易状况变化。量化宽松政策是美联储为摆脱经济困境，恢复经济发展而作出的政策
安排，外界将它看作是一种积极信号。这让全球市场士气大涨，充满信心。
美国量化宽松政策对中国的影响可分为三个阶段[16]。第一阶段在美国国内政策交付过程的早期。
例如从美联储推出“印钞机模式”到美国利率、物价水平和国民总收入的变化。第二阶段是各国来往联系日益密切，美国量化宽松的政策效应也会通过汇率、进出口贸易等渠道让包括中国在内的世界其他国家受到相应的影响。第三阶段是在中国国内传导的部分。美国量化宽松政策引起的人民币汇率变动和物价水平波动，最终会影响经济增长状况。
美国量化宽松政策主要通过资本流动渠道和国际贸易渠道对其他国家或地区的物价水平产生影响。由于美国实施的量化宽松政策维持低利率，资本作为逐利方，自然会向他国流动，直接或间接地改变该地区的资产价格；而引发的汇率波动使得他国币值发生变化[17]，购买进口商品时就不能按照原有的价格进行购买，因此，对于一些需要采购进口原材料的生产商来说，生产成本可能会上升，导致正常商品价格出现波动，甚至大幅偏离原有的价格水平。同时，美联储对诸如存款准备金率等基本价格指标的调整，更是后续实行量化宽松政策的根本，商品和资本市场的价格升降也都是随着基本价格指标的调整而上下波动起伏。这是另一个新的传导渠道——金融渠道。图1清晰地反映了美国量化宽松政策影
响中国物价水平的传导机制。
简单折纸粽子粽子图解图1美国量化宽松政策对中国物价水平影响的传导机制
四、实证分析
（一）数据选取最美逆行者文章
本文选取2008年10月—2021年10月的数据构建模型，研究美联储量化宽松货币政策对中国物价水平的影响。
量化宽松政策实施的过程中，美联储需要调整各商业银行的准备金率以达到实现刺激信贷规模的预期。因此，美联储资产负债表规模的变化被用以反映量化宽松的实施效果。
此外，鉴于量化宽松政策的国际传导效应，本文选取人民币实际有效汇率来反映量化宽松政策受汇率渠道影响的程度，选取美国存款准备金率反映金融渠道，选取国际大宗商品价格指数反映其贸易渠道。为体现我国消费水平的真实变化，除了选取消费者价格指数，还加入了生产者价格指数这一指标作为补充。
其中，美联储资产负债表规模（FED ）来自美联储。人民币实际有效汇率（RER ）和美国存款准备金率（ARR ）数据源于世界银行数据。国际大宗商品价格指数（CI ）数据来自国际货币基金组织。消费者价格指数（CPI ）和生产者价格指数（PPI ）数据来自中国国家统计局。美联储资产负债表规模是当月资产负债表规模的平均值。价格指数为年度数据。其他数据均为月度数据。本文对所有数据进行了对数化处理，以反映数据百分比变化之间的关系。后文在以上所有指标前加“D ”，代表对应指标的变化率。
本文将针对选取的美联储量化宽松货币政策指标和其余自变量指标分别进行VAR 模型和SVAR 模型的回归分析。
（二）描述性统计分析
表1
描述性统计分析结果
从表1可以看到，经过对数化处理后的CPI 均值为1.05，PPI 均值为0.01，均大于0，说明在2008年至2021年6月间，我国通货膨胀水平整体上在增加。PPI 标准差为1.51，说明我国的生产者价格指数波动程度相对消费者价格指数来说更大。美联储资产负债表规模（FED ）均值为15.11，最大值为15.90，最小值为14.44，标准差为0.36，仍旧有不断扩增的趋势；人民币实际有效汇率（RER ）均值为0.15，最大值为0.16，最小值为0.14，标准差为0.01，整体的波动幅度较小；美国存款准备金率（ARR ）均值为0.41，最大值为0.49，最小值为0.15，标准差为0.05，一直维持在
较低水平，波动较小；国际大宗商品价格指数（CI ）均
值为4.87，最大值为5.19，最小值为4.43，标准差为0.17，呈现上涨的态势。
（三）VAR模型构建
1.平稳性检验与滞后阶数的选择
构建自回归向量模型需要保证所有变量都是平稳变量。如果选择非平稳变量进行回归，会得到伪回归结果。所以，首先应测试每个变量的一致性。
表2
平稳性检验结果
从表2可以看到，所有变量P值均大于0.05，没有通过平稳性检验，需要通过一阶差分进行判断。
表3
一阶差分后的平稳性检验结果
从表3可以看到，经过一阶差分处理后，所有变量都在1%的显著性水平上不存在单位根，可以认为这组序列是平稳的。进一步估计对应的滞后阶数，结果如表4所示。
表4
滞后阶数信息准则结果
注：带*最多的为最优滞后阶数。
评估结果基于四个信息标准：FPE、AIC、HQIC 和SBIC。考虑到样本大小和样本准确度之间的权衡，AIC标准过于保守，会使所得结果略高于实际值。因此，本文选取HQIC和SBIC准则要求的一阶滞后作为研究对象，并且出于对样本和参数复杂程度的考量，将样本滞后期数设置为1。模型形式如下：X
t=A0+A1X t-1+ε（1）其中，X
t=[∆FED t,∆CI t,∆CPI t(∆PPI t),∆RER t,∆ARR t]，A0为五维常数列向量，A1为五阶系数矩阵，ε为随
机扰动项列向量。
2.VAR模型结果分析
首先，本文针对消费者价格指数变化率（DCPI）构建VAR模型，默认的滞后阶数为一阶，结果如表5所示。
表5消费者价格指数变化率（DCPI）VAR
模型结果
从美联储量化宽松政策对消费者价格指数变化率（DCPI）VAR模型的回归结果可以看出：
滞后一阶的消费者价格指数变化率（L1.DCPI）对于当期消费者价格指数变化率的回归P值为0.973，大于10%的显著性水平，即认为滞后一阶的消费者价格指数变化率对于当期消费者价格指数变化率的影响并不显著。此外，人民币实际有效汇率变化率（L1.DRER）的回归P值大于10%的显著性水平，即认为人民币实际有效汇率变化率对于当期消费者价格指数变化率的影响也不显著。
而从滞后一阶的美国存款准备金率变化率（L1. DARR）、国际大宗商品价格指数变化率（L1.DCI）和美联储资产负债表规模变化率（L1.DFED）的回归结果可以看到，其P值分别为0.052、0.004、0.006，均小于10%的显著性水平，其回归系数分别为-2.261、1.475、1.618，可以认为在10%的显著性水平下，滞后一阶的美国存款准备金率变化率对于当期消费者价格指数变化率有着负向影响。滞后一阶的美国存款准备金率变化率每增加1%，会使得当期消费者价格
指数变化率减少2.261%。同样的，可以认为在1%的显著性水平下，滞后一阶的国际大宗商品价格指数变化率和美联储资产负债表规模变化率对于当期消费者价格指数变化率有着正向影响。滞后一阶的国际大宗商品价格指数变化率每增加1%，会使得当期消费者价格指数变化率增加1.475%。滞后一阶的美联储资产负债表规模变化率每增加1%，会使得当期消费者价格指数变化率增加1.618%。什么牌子的眼霜好用
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接着，本文将分析生产者价格指数变化率（DP⁃PI）的VAR模型结果。
表6生产者价格指数变化率（DPPI）VAR
模型结果
从表6可以看到，滞后一阶的美联储资产负债表规模变化率（L1.DFED）、人民币实际有效汇率变化率（L1.DRER）、美国存款准备金率变化率（L1. DARR）的回归P值均大于10%的显著性水平，即认为它们对于当期生产者价格指数变化率的影响均不显著。而滞后一阶的生产者价格指数变化率（L1. DPPI）对于当期生产者价格指数变化率的回归P值为0.000，小于1%的显著性水平，且回归系数为0.583，可以认为在1%的显著性水平下，滞后一阶的生产者价格指数变化率对于当期生产者价格指数变化率有着正向影响。滞后一阶的生产者价格指数变化率每增加1%，会使得当期消费者价格指数变化率增加0.583%。同样的，滞后一阶的国际大宗商品价格指数变化率（L1.DCI）的P值为0.000，小于1
交换机 路由器%的显著性水平，且回归系数为2.615，可以认为在1%的显著性水平下，滞后一阶的国际大宗商品价格指数变化率对于当期生产者价格指数变化率有着正向影响。滞后一阶的国际大宗商品价格指数变化率每增加1%，会使得当期生产者价格指数变化率增加
2.615%。
3.VAR稳定性检验
如何成立私募基金消费者价格指数变化率（DCPI）、生产者价格指数变化率（DPPI）的VAR模型，所有特征根都在单位
圆内，说明每个VAR模型都是稳定的。由于样本变量出现变化，其他变量也会跟随其作相应调整，随着时间的推移，变化产生的效果会逐渐减弱，整体也会趋于稳定。因此，可以通过消费者价格指数变化率（生产者价格指数变化率）来判断这些变量构成的模型是否稳定。
4.格兰杰因果检验
使用格兰杰原因检验来估计变量之间的因果关系，结果如表7所示。可以看出，美联储资产负债表规模变化率（DFED）、国际大宗商品价格指数变化率（DCI）和美国存款准备金率变化率（DARR）是消费者价格指数变化率（DCPI）的格兰杰原因，但人民币实际有效汇率变化率（DRER）不是。
表7
格兰杰因果检验结果
从生产者价格指数变化率（DPPI）来看，美联储资产负债表规模变化率（DFED）、人民币实际有效
汇率变化率（DRER）和美国存款准备金率变化率（DARR）不是生产者价格指数变化率（DPPI）的格兰杰原因，而国际大宗商品价格指数变化率（DCI）是生产者价格指数变化率（DPPI）的格兰杰原因。并且，美联储资产负债表规模变化率（DFED）是国际大宗商品价格指数变化率（DCI）的格兰杰原因，反过来改变了生产者价格指数变化率（DPPI）的格兰
杰因果关系。这意味着量化宽松不仅会对我国的通胀水平产生直接影响（影响CPI 变化），也可以通过贸易和汇率这两个渠道对我国的通胀水平产生间接影响（影响PPI 变化）。
从具体渠道来看，美联储的量化宽松政策最初对我国的消费者价格指数产生直接影响，除此之外，还能通过其他渠道对我国CPI 和PPI 指数间接施加作用。传导的方向有两个：一是通过国际大宗商品价格影响我国通胀率；二是通过调整美国存款准备金率影响国际大宗商品价格。这些都间接影响了我国的通货膨胀水平。为了反映我国生产部门的通货膨胀情况，本文首先检验结论的可靠性，将消费者价格指数替换为生产者价格指数，再重新构建模型。检验结果表明，变量间格兰杰因果关系基本一致。即美联储的量化宽松政策基本都是通过影响国际大宗商品价格从而影响国内通货膨胀水平。
5.
脉冲响应和方差分解分析
图2VAR 模型下的脉冲响应图像
通过分析VAR 模型的脉冲响应和方差分解结果来确定每个因素的相对重要性。图2显示了通胀对于美联储资产负债表规模变化率、国际大宗商品价格指数变化率、人民币实际有效汇率变化率和美国存款准备金率变化率的反应。当上述变量均出现正向变化时，通胀对冲击反应迅速，在初始阶段达到峰值，然后逐渐稳定在一个恒定值，外部冲击将在大约5个月后完全消失。由于量化宽松本质上仍然是一种宽松的货币政策，所以美联储在扩大其资产负债表的同时，必将伴随着通货膨胀。随着消费者价
格指数上升，生产成本、进口成本和生活成本都会上升，而生产和生活成本上升将导致通胀高于进口成本提高的水平。由于采用直接定价的方法，正波动的汇率就表明货币开始贬值。脉冲响应图像还表
明，汇率以及美国存款准备金率的提高会降低通货膨胀水平。
从表8可以发现，与人民币实际汇率和国际商品贸易指数的波动相比，美国存款储备金率的波动使得我国的物价水平产生更大的变化幅度。这种变化的强度会随着时间的推移逐渐增强，并在第五期左右达到一个平台期。这表明金融渠道相对于其他影响物价水平的渠道更为重要，更能产生显著效果。尽管美联储货币宽松政策的影响首先是通过贸易渠道传导的，但汇率产生的直接效应并不强，其影响主要还是通过金融渠道传导的。
表8VAR 模型DCPI
的方差分解结果
（四）SVAR 模型构建
在之前对于VAR 模型的分析中，已经进行过平稳性检验，同时确定了最优滞后阶数。因此，本文在分析SVAR 模型时，始于稳定性的检验。
1.SVAR 稳定性检验
消费者价格指数变化率（DCPI ）、生产者价格指数变化率（DPPI ）的SVAR 模型，所有特征根都在
单位圆内，即各SVAR 模型稳定。当模型变量产生冲击，其他变量会做相应的调整，并且随着时间的推移，冲击逐渐减小，模型会趋于稳定。可以判断，由消费者价格指数变化率（生产者价格指数变化率）、美联储资产负债表规模变化率、人民币实际有效汇率变化率、美国存款准备金率变化率和国际大宗商

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