货币政策、成本效应与通货膨胀：理论模型与中国经验

徐小君

摘 要：为考察货币政策冲击对通货膨胀的影响方向和大小，本文首先在动态随机一般均衡框架内构建企业的营运资本模型，货币政策通过改变企业营运资本的融资成本进而影响物价变动。理论模型的数值模拟显示，货币政策冲击导致通货膨胀变化的大小和特征取决于价格与通胀率粘性系数。进而利用符号约束SVAR模型对中国宏观经济数据进行了计量分析，经验研究发现我国商品价格粘性较强，利率上调的紧缩性货币政策可能导致物价的上升；通货膨胀形成机制中包含了较强的预期成分，货币扩张冲击产生的通货膨胀效应时间提前且反应程度较大。

关键词：通货膨胀；货币政策；成本渠道；符号约束；SVAR模型

中图分类号：F820 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2015）10-0011-10

一、引言

货币政策对通货膨胀产生怎样的影响，一直是理论和实践关注的重要问题。改革开放30多年来，为促进经济快速增长与适应国际经济贸易发展的需求，中央银行长期主要采用扩张性的货币政策。扩张性货币政策虽对经济增长和发展产生了一定程度的积极作用，但也易导致我国物价水平波动以及通货膨胀现象的出现。当前我国经济处于转型升级的关键时期，面临增速下滑、劳动成本和原材料价格上升等多种不利因素。研究货币政策产生的经济效应，为经济增长和发展选择适合的货币政策，避免在转型期出现“滞胀”现象，是当前理论界和政府决策部门共同关注的课题。

货币政策对宏观经济变量特别是对物价变动产生的影响，一直是经济理论研究的主要内容。传统的货币理论认为，扩张性货币政策是导致通货膨胀的主要原因，而紧缩性货币政策有助于抑制物价水平的上涨。但相关的实证研究并没有完全支持上述理论预测。西姆斯（Sims，1992）利用向量自回归VAR模型对美国宏观经济数据进行计量分析后发现，上调利率的紧缩性货币政策冲击导致物价水平的上升。这一现象被艾肯鲍姆（Eichenbaum，1992）等后继研究文献称为货币政策的“价格之谜”（Price Puzzle）。西姆斯（1992）、卡斯泰尔诺沃和苏里科（Castelnuovo和Surico，2010）等认为出现“价格之谜”现象是由于VAR模型中遗漏了包含预期和信息的重要变量导致的结果，但另一方向的研究却给“价格之谜”提供了进一步的实际证据和理论依据。巴斯和雷米（Barth和Ramey，2001）首先利用行业层面数据，提供了利率上调促使价格上涨的经验证据。加约蒂和塞基（Gaiotti和Secchi，2006）利用微观企业数据对上述结论给予了进一步支持。

从理论角度支持利率上调产生通货膨胀效应的研究认为，传统理论如宏观IS—LM模型只考虑了利率变动对经济需求面因素的影响，而忽略了供给面因素受利率作用的效果。供给方面，利率上调使得企业债务和股权的融资成本随之上升，而产品价格是企业各种成本的加成，所以最终利率上调可能推动了商品价格的上涨。这一经济原理被称为货币政策传导的成本渠道。近年来国外对货币政策成本渠道建立数理模型进行理论分析和说明的文献较多（拉文纳和沃尔什，2006；乔杜里等，2006；亨塞尔等，2009；胡尔西，2009；施密特，2011等）。这类论文一般在克里斯蒂亚诺和艾肯鲍姆（Christiano和Eichenbaum，1992）的营运资本模型基础上将企业融资成本引入产品的边际成本，从而考察货币政策对产品成本和价格产生的影响。

国内相关的研究较少，并且文献较多集中于实证研究。胡凯等（2010）对研究货币政策传导的成本渠道的相关文献进行了综述。彭方平和连玉君（2010）从微观公司层面对我国货币政策的成本效应进行了实证研究，发现我国货币政策存在显著的成本效应，短期内加息可能引起通货膨胀。蒋海和储著贞（2011）、田建强和刘志新（2011）、齐鹰飞（2011）利用向量自回归VAR模型和GMM估计方法，检验了中国货币政策传导中成本渠道的存在性。

本文首先参照艾尔兰（Ireland，2011）的模型设计，在一般均衡框架内构建企业的营运资本模型。模型通过设置价格粘性和通货膨胀粘性机制，分别考虑中央银行可能采用的两种货币政策方式，研究货币政策冲击作用于企业融资成本进而影响产品价格的动态过程。文章的实证部分采用SVAR模型对我国的经验事实进行了实证研究。不同于国内已有文献（蒋海和储著贞，2011等）采用短期约束条件的识别和估计方法，我们基于理论分析提出符号约束条件对SVAR模型进行识别和估计。这使得我们的计量分析避免了SVAR模型短期约束条件设置的随意性和参数估计偏误。符号约束SVAR模型在国外宏观经济经验研究中已广泛应用（尤利格，2005；德多拉和内里，2007；波尔斯曼和斯特劳布，2009等）。本文采用SVAR符号约束识别和估计方法的优势至少有如下三个方面：第一，这种方法可在理论条件约束下进行识别和估计，从而避免发生对外生冲击身份的识别错误；第二，在国内经济数据样本容量较小的限制下，符号约束模型估计的有效性要优于其他方法（克里斯蒂亚诺等，2006；夏里等，2008）；第三，也是最重要的，为考察货币政策对通货膨胀的影响方向，我们没有对通胀率的脉冲响应方向进行限定，这主要是希望利用实际经济数据中隐含的具体特征信息来决定结果，达到让实际数据“说话”的目的。

本文主要创新在于如下两点：第一，利用构建的随机动态模型，数值模拟分别说明在不同大小程度的价格粘性和通货膨胀粘性条件下，两种货币政策冲击使通货膨胀产生的变化特征和动态效应；第二，利用符号约束的SVAR模型对中国货币政策影响通货膨胀的经验事实进行了计量分析，经验研究结论与前文理论模型的分析和预测基本一致。

本文后继部分内容安排如下：第二部分给出研究货币政策作用于通货膨胀的粘性价格动态随机一般均衡模型；第三部分在参数的不同取值下对理论模型中货币政策冲击产生的脉冲响应进行数值模拟与分析；第四部分首先提出结构向量自回归SVAR模型的符号约束条件，随后在此基础上利用宏观季度数据进行计量分析；第五部分是文章的研究总结。

三、模型数值模拟

（一）模型均衡与参数赋值

模型均衡时因为代表性经济主体[i∈[0，1]]个体的决策相同，决策变量最终结果均相等，而且经济总量变量与相应的个体变量相等。所以有[Yt=Yt（i）]、[ht=ht（i）]、[Pt=Pt（i）]等。均衡时中央银行收入支出相等[Mt-Mt-1=Tt]。下面对理论模型中各参数进行赋值。需要说明的是，本文模型的数值模拟是为了从理论角度研究货币政策对通货膨胀的动态影响，故我们没有根据我国经济的实际数据特征对模型参数进行校准，所以模型参数赋值是根据理论常识推定或者仿照相关理论文献中的设定方法。模型各参数设置为：家庭偏好参数[at]=1；折现系数[β]=0.985；效用函数中前期消费变量的系数[γ]=0.95；均衡稳态的通货膨胀率[π]与货币增长速度[μ]相等，季度值设为1.01，也即年度值为1.04；最终产品生产要素间的替代弹性[θ]=11；生产函数的技术参数[Zt]=1.025，这表示产出与消费等实际变量年度增长率为10%；通货膨胀粘性系数[α]=0.5；价格粘性系数[?]=4。中央银行设定的存款与贷款比系数[χ]=1.2；商业银行利润与其放出的贷款的比例系数[k]=0.05。在货币政策规则（24）两式中，货币政策工具变量对目标变量的反应系数[ρπ]设为1.5，表示央行对通货膨胀增长较敏感和厌恶，其他反应系数都设为0.5。

（二）模型的脉冲响应分析

图1给出正向货币供给冲击的脉冲响应。假设中央银行采用的是货币政策的数量型工具，货币供应量根据经济情况做规则性的调整，其数学方程形式为（24a）式。图1给出外生冲击[εμt]对货币增速1%正向冲击导致的动态反应。实际货币总量m在当期即增长超过5%，随后快速下降回复至均衡水平，至第4期后货币总量略低于均衡水平值。根据家庭预算约束条件（2）式，货币供给增加，使得家庭可利用的现金增加。家庭扩大支出，消费和储蓄相应增加。家庭的银行存款供给增长，一方面使得利率下降，另一方面银行可贷资金增加，企业融资数量扩张使得产出增长。因此，受到货币总量供给扩张和储蓄增长的影响，存款利率r在当期下降幅度超过2%。但在第2期之后利率向均衡值水平回复并出现超调现象。产出y在当期即增长超过1%，随后逐渐回落下降至均衡水平。

通货膨胀率[π]当期下降约1.5%，第2期之后[π]才上升为正并保持一定的持续性。货币供给总量增长冲击当期使得通货膨胀率不增反降，其原因在于通货膨胀决定方程中利率成本对价格的影响，也即利率的成本渠道对通胀率产生的作用。货币扩张使得利率在当期下降，而利率是构成物价成本中的一部分，故物价随之降低，当期通胀率[π]下降。为考察方程（13b）式中[πt-1]的参数[α]对通货膨胀的影响，令系数分别设定为[α]=0.2和[α]=0.9，再分别做出两条通货膨胀反应曲线，与基准参数设置[α]=0.5时的情况做比较。根据方程（14）式，系数[α]越小，本期通货膨胀率[πt]取决于前一期[πt-1]的程度越小，而取决于预期通胀率[Etπt+1]的程度相对变大。图1中随着系数[α]减少，通胀率反应曲线第1期下降的幅度减少，第2期上升的幅度增加；而且系数[α]越小，通货膨胀持续的时间越长。

图2报告了正向利率冲击下各变量的脉冲响应。假设中央银行采用货币政策的价格型工具，存款利率根据经济情况做规则性地调整，其数学方程形式为（24b）式。图2给出外生冲击[εrt]对存款利率1%正向冲击产生的动态反应。图中产出、货币和利率3个变量的反应曲线是根据前文设置的基准参数数值所作。外生冲击[εrt]使得存款利率r当期增长约1%，r在随后各期逐步下降至均衡水平。利率上升，货币需求减少，流通在外的货币总量减少。货币m在当期收缩幅度约为2%，随后逐渐回复至均衡总量水平。存款利率上调，根据模型中公式（17），银行放贷利率上升，企业融资成本增加，贷款数量减少，最终导致产出减少。图2中产出y在当期下降幅度约为3.5‰，随后逐渐上升接近均衡水平，但其变化具有较强的持续性，直到第8期之后才回复接近于均衡水平。

正向利率冲击的紧缩性货币政策使得通货膨胀率[π]在当期不降反增。这是由于模型中利率的成本渠道产生的价格效应。利率上升当期，其他变量未发生变化，方程（14）决定的通货膨胀率随利率在当期上升。随后由于受到货币总量收缩的影响，[π]下降至低于均衡水平，再逐渐回复至均衡状态。为考察价格粘性程度对通胀率的影响，令系数[?]=2和[?]=8，分别再做两条通货膨胀反应曲线，与基准参数设置[?]=4的情况做比较。从图2中可看出，随着价格粘性系数值的增加，紧缩性货币政策使得通胀率第2期之后的下降幅度减小。所以价格粘性机制削弱了通货膨胀率对利率上调的紧缩性货币政策的反应效应。

四、SVAR模型与计量分析

设向量自回归VAR模型的简约式为式（25）：

[xt=A1xt-1+…+Apxt-p+vt] （25）

其中[xt]是[n]个研究变量组成的列向量，[vt]表示估计误差向量，参数[p]是自回归滞后阶数。设[Σv]为误差[vt]的协方差矩阵。自回归系数[Ai]（[i=][1，2，…，p]）和误差协方差矩阵[Σv]都可从简约式的估计结果中获得。下面为讨论方便，将VAR模型用滞后算子简写成[A（L）xt=vt]，其中[L]为滞后算子，[A（L）]为滞后算子多项式，具体表示为[A（L）≡I-A1L-A2L2-…-ApLp]。为讨论模型中变量对外生冲击的脉冲响应，我们将自回归式[A（L）xt=vt]表示为移动平均的形式：[xt=[A（L）]-1vt]。记[D（L）≡[A（L）]-1]，[D（L）]为滞后算子多项式，[D（L）≡][D0][+D1L][+D2L2][+…]，则方程组可以表示成[xt=D（L）vt]。设误差向量[vt]与结构外生冲击向量[ut]的关系为[vt=Cut]。系数矩阵[C]中的元素，是结构向量自回归模型中最为关键的待估计未知参数。如果估计得到系数矩阵[C]，根据[ut=C-1vt]，则可识别出经济系统中的结构性冲击。利用误差向量和结构冲击向量的关系，可将模型的移动平均方程表示为[xt=G（L）ut]，其中[G（L）=D（L）C]，[G（L）]也是类似于[D（L）]的滞后算子多项式。

（一）符号约束条件

VAR模型的移动平均方程表示为[xt=G（L）ut]，设滞后算子多项式[G（L）]的具体形式为：[G（L）=][G0+G1L+G2L2+…]，其中[Gh=DhC]，[h=0，1，2，…]。VAR模型的脉冲响应函数可以写为式（26）：

[?xi，t+h?uj，t=Gh（i，j）=gij，h] （26）

上式中[xi，t+h]表示向量[xt+h]中的第i个变量，[uj，t]是结构冲击向量[ut]的第j个变量。当期冲击[uj，t]1个单位的变动对第i个研究变量[xi，t+h]在t+h期的影响大小表示为[?xi，t+h?uj，t]，此值即等于矩阵[Gh]的第i行、第j列的元素[gij，h]。

根据前文的分析可知，如果只从约束式[Σv=CC′]中估计求解矩阵[C]中的参数，约束条件个数[n（n+1）2]小于待估计参数个数[n2]，故约束条件不足，无法唯一确定得到矩阵[C]中的所有参数。我们可以看到，对任一正交矩阵[Ω]，满足[ΩΩ′=Ω′Ω=I]，令[P=CΩ′]，有式（27）的关系：

[vt=Cut=CΩ′Ωut=Pεt] （27）

则矩阵[P]也可作为结构冲击矩阵，而此时与其对应的结构冲击向量为[εt]（[=Ωut]），显然结构冲击向量[εt]满足理论要求，即[E（εtε′t）=E（Ωutu′tΩ′）=In]。

根据上面分析，SVAR模型中所有可能满足条件的结构矩阵可表示为下面的集合（28）式：

[{C|C=PΩ，Σv=PP′}] （28）

这个集合的含义为，如果矩阵[P]是SVAR模型的一个结构矩阵，满足条件[Σv=PP′]，则对任一正交矩阵[Ω]，[C=PΩ]也是符合条件的SVAR模型的一个结构矩阵。

SVAR模型的符号约束识别方法，是通过找到结构矩阵[C]，使得脉冲响应[?xi，t+h?uj，t]的符号满足理论要求。我们参照拉米雷斯等（Rubio-Ramirez等，2010）的做法，其具体算法可以按照下面4个步骤进行：

1. 从某一VAR模型的移动平均估计式[xt=D（L）vt]开始；计算残差协方差矩阵[Σv]的Cholesky分解，令[Σv=CC′]。

2. 从正态分布[N（0，1）]中生成[n×n]阶矩阵[M]，对[M]做QR分解（[M=QR]），得到正交矩阵[Q]。

3. 计算[G（L）=D（L）CQ]，再计算要做检查的脉冲响应[gij，h]=[?xi，t+h?uj，t]。

4. 保留满足理论约束的[gij，h]，否则将之剔除。重复（2）、（3）和（4），直至取得满足约束的脉冲响应达到预先设定的数量。

表1给出本文识别SVAR模型中外生冲击采用的符号约束条件。表1中第1行是SVAR模型中包含的变量，分别是货币总量m、利率r以及产出y与通货膨胀率π。表1下面4行分别表示模型中各变量受4类外生冲击作用当期反应的符号约束条件。表格中符号表示变量受到外生冲击作用后偏离其均衡值的数值方向，其中0表示相应变量的均衡值水平。符号“<”和“>”分别表示变量受到冲击后的负向反应和正向反应约束；符号“-”表示相应变量受冲击作用的反应数值没有被施加约束；符号“？”表示文章期望考察的冲击反应方向。

表1中第2行是为识别来自经济总供给面外生冲击所设置的符号约束。供给因素如技术进步等外生冲击产生的作用，表现为总产量增长，故设总产出变量y在当期的反应为正向偏离均衡值。总产品供给增加促使物价下降，从而设通胀率偏离均衡水平值的数量小于0。总产出增长与经济繁荣使得货币需求增长，利率水平上涨，货币供给增加，货币总量扩张。另外物价下降也使得实际货币余额增加。故设货币量m和利率r在当期均产生正向反应。表1第3行设置的约束条件是为识别来自经济总需求面的外生冲击。正向的总需求冲击，如政府财政支出的扩张或居民消费偏好的转变等，使得产出增加，物价上涨，从而设产出变量y和通胀率π的反应都大于0。货币的交易需求上升引起利率上涨；物价上涨使得实际货币余额减少。因此假设货币总量减少且利率上升。

表1第4行设置的条件是为识别正向的利率外生冲击。正向利率冲击表示利率意外上调，紧缩性货币政策使得产出总量下降。故对利率r和产出y反应设置的约束分别为正向和负向。同时为确保模型识别出正向利率冲击，而不是紧缩性的货币供给政策，条件中没有对货币总量m施加约束。本文关注的问题之一是正向利率冲击产生的通货膨胀效应，故未对通胀率π的反应进行约束，而是希望通过实际经济数据计量给出具体结果。为识别正向的货币供给冲击，表1第5行对两个变量的当期反应施加约束，即货币总量增加与产出总量上升。为确保获得的外生冲击是正向的货币供给冲击，而不是扩张性的利率政策（利率下调），这里没有对利率变量变动施加约束条件，而是令其保持自由。这样各变量变动的驱动源头即为正向的货币供给冲击。通胀率受正向货币供给冲击做出怎样的反应，是我们关注的另一问题，故也未对其反应进行约束。

（二）计量结果与分析

1. 变量与数据。计量模型中包括4个研究变量，分别为货币总量m、利率r以及产出y与通货膨胀率π。各变量对应的数据都来源于中经网统计数据库。数据频率为季度，时间区间是1996年第1季度至2014年第3季度。产出[y]采用GDP数据。通货膨胀率π采用居民消费价格指数的同比数据。利率[r]采用银行间7天内同业拆借加权季度平均利率。货币总量m采用季度实际数值。为满足向量自回归模型变量平稳性的要求，我们对产出和货币总量两变量首先运用Census X12方法剔除季度因素，然后取对数后再差分；对通胀率和利率变量则直接取差分。故最后模型中各变量均表示其自身的增长率水平值。

2. 符号约束SVAR模型结果。我们采用表1给出的约束条件对上述4个变量建立SVAR模型。根据前文的理论分析，组织变量形成向量[xt=（yt，πt，rt，mt）′]构建向量自回归模型。模型的自回归滞后阶数由Akaike信息准则确定为2阶。VAR模型的向量形式为[xt=c+At-1xt-1+At-2xt-2+vt]，其中c为常数。模型估计采用表1提供的条件，对脉冲响应函数的第1期值施加符号约束，随机模拟直至得到满足条件的估计结果。为模型估计结果的稳健性，重复上述随机模拟和计算，使每个期限上的脉冲效应函数具有1000个满足约束条件的数值。将每个期限上的1000个数值按照由小到大排序，并把不同期限上的14%、50%和86%排序位置所对应的数值绘制出3条曲线，从而得到变量的脉冲响应随时间期限变化的图形。图3报告了SVAR模型各变量的脉冲响应函数图形。各图中上下两条虚线分别表示各期限上86%和14%位置的模拟数值，两条虚线中间的实线表示模拟数值的50%位置即中位数值。我们报告了6期的冲击响应结果，因为模型数据频率为季度，6期为6个季度也即1.5年的期限。这个期限基本能够满足我们分析变量短期动态行为的需要。

图3给出了按照表1中约束条件估计和模拟SVAR模型的动态响应。图3中4列分别为供给冲击、需求冲击、利率冲击与货币冲击下各变量的动态反应曲线；图3中4行依次是产出y、通胀率π、利率r与货币m受到外生冲击作用的动态响应。

图3第1列表示正向供给冲击对各变量产生的影响效应。供给冲击使得产出变量y当期增长约为0.4%，随后逐步回复至均衡水平。通胀率π前2期下降幅度明显，且其变化惯性较强，直至第6期仍略低于均衡水平值。正向供给冲击使得利率r当期上涨约为7%，且第2期利率仍保持在较高水平，而至第3期利率又较快回复至均衡水平。根据前文模型的含义，由于正向供给冲击如新技术的提高诱使企业扩大融资规模，大规模资金需求增长促使市场利率上升幅度较大。但随后技术水平仍回复至原来水平，临时性的技术进步使得企业不再继续扩大融资，而且还需缩减已经提高的规模水平。这使得利率快速下降至均衡值甚至出现超调现象。货币总量m首期上涨明显，后期m的变化类似于利率，出现超调现象。

图3中第2列为需求冲击对各变量的影响效应。正向需求冲击使得产出变量y首期增长接近1%，增长幅度较大。通胀率π首期上涨幅度较小但在统计上较显著，其首期14%位置点的模拟数值大于0。利率首期上涨约为4%，而物价上涨使得货币总量实际余额减少，m下降明显且持续至第3期才回复至均衡水平。

图3第3列是本文关注的重点。满足表1第4行的约束条件，正向利率冲击表现为利率r当期上涨约为5%，第2期回复至均衡水平；正向利率冲击产生的紧缩性货币政策干扰使得产出y当期下降明显，产出在第2期即回复至均衡水平。表1第4行的约束条件没有对货币总量m和通胀率π的变化施加约束。货币m在首期下降明显，随后各期缓慢上涨，且其变化呈现较强的惯性，直至第4期才上升接近于均衡值水平。此处货币变量m的动态反应情况与理论模型的模拟图2结果基本一致。

通货膨胀率π受到正向利率冲击后出现上涨现象，而且其变化呈现较强的惯性特征，直到第6期π值仍位于均衡水平值之上，且此期间没有出现通货膨胀率下降至低于均衡水平的情况。前文理论模型的数值模拟对此给予了解释。图2中通胀率π的3条变化曲线分别对应于价格粘性系数[?]的3个赋值。通胀率π的3条模拟曲线说明，系数[?]越大，即价格粘性程度越大，利率上调的紧缩性货币冲击产生的通货紧缩效应越小。故根据图3中的计量结果可推测，我国产品市场中商品价格的粘性程度较高，利率上调的紧缩性货币政策不但不能抑制物价上涨，反而可能由于利率成本和价格粘性的作用，使得物价上升而产生通货膨胀效应。

图3第4列为货币冲击对各变量的作用效应。为识别正向的货币供给冲击，表1第5行的约束条件要求货币m与产出y当期正向偏离均衡值水平。图3中货币变量m与产出变量y的变化特征相似，货币扩张使得产出增长，前2期货币与产出正向偏离均值的程度较明显，至第3期后两者回复接近均衡值水平。货币扩张冲击使利率r当期下降幅度较大，模拟平均降幅达到5%左右。货币冲击的第2期和第3期，利率变化出现超调现象，其值大于均衡水平，第4期之后利率变化接近于均衡值。上述现象可能是由于货币临时性扩张虽然使利率当期下降，但随后货币扩张刺激总需求增加，引致产出供给与市场商品交易增长，从而货币交易需求增长导致利率上涨。货币、产出和利率受到货币冲击影响计量模拟得出的脉冲响应，与前文理论模型模拟结果图1中的情况基本一致。

货币扩张冲击对通货膨胀率π的影响是本文关注的另一重点。表1第5行条件中没有对通胀率的反应进行约束。图3中通胀率π受货币扩张冲击影响，其中间实线即50%位置模拟值从第1期开始一直保持接近于0.2%水平，至第6期通胀率只略有下降但仍高于均衡值水平。这反映我国货币扩张冲击产生的通货膨胀效应在程度上虽不是很大，但持续的时间较长。理论模型模拟出的图1说明，通胀率变动的粘性系数[α]越小，通货膨胀的预期效应越显著，货币扩张产生的通胀程度越大。从图3货币冲击产生的通胀效应可以看出，我国通货膨胀率形成机制中包含了较大程度的预期成分，预期程度的增加使得货币扩张产生的通货膨胀反应程度较大且实现时间更早。

五、研究结论

本文理论部分在动态随机一般均衡的框架下构建数理模型，企业必须通过银行贷款取得营运资本，利息成本构成产品价格成本的一部分。中央银行的货币政策通过影响利率大小进而对商品价格产生作用。模型的数值模拟说明，如果中央银行采用的是数量型货币政策工具及其相应的政策规则，货币扩张冲击使得通货膨胀率[π]首期下降，第2期之后[π]才上升为正并保持一定的持续性；并且通货膨胀粘性系数越小，通胀率反应曲线首期下降的幅度减少，第2期上升的幅度增加，通胀持续的时间越长。如果中央银行运用价格型货币政策工具并执行相应的政策规则，则由于成本渠道的作用，正向利率冲击使得通货膨胀率[π]在当期不降反增；并且价格粘性机制削弱了通货膨胀率对利率上调的紧缩性货币政策的反应程度。

本文实证部分首先基于理论分析提出识别货币冲击与利率冲击的约束条件，利用中国1996—2013年宏观经济数据的SVAR模型分析说明，我国经济中商品价格的粘性程度较高，利率上调的紧缩性货币政策不但不能抑制物价上涨，反而可能由于利率成本和价格粘性的作用，使得物价上升而产生通货膨胀效应。另一方面，通货膨胀率形成机制中包含了较大程度的预期成分，通胀率决定机制中预期程度的增加使得货币扩张产生的通货膨胀反应程度较大，并且使得通货膨胀根据经济实际状况和形势做出预先反应和调整。

本文从理论模型和经验计量两个方面对货币政策传导的成本渠道进行了研究。理论模型说明了货币政策对物价变动产生影响的作用机制，讨论了价格粘性参数与通货膨胀粘性参数不同取值，对货币政策的价格效应产生的不同影响效果。经验研究给出我国通货膨胀率对货币政策冲击的动态反应情况。本文的研究，对于政府决策部门认识通货膨胀形成机理，并根据我国实际情况制定和运用适当的货币政策，具有一定的指导和参考作用；同时也丰富了现有文献关于货币政策传导机制的理论和实证研究。

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