我国的通货膨胀与名义利率粘性 ：长期与短期费雪效应

杨利雄¹，李庆男²

(1.兰州大学管理学院， 甘肃 兰州 730000；2.台湾中山大学经济研究所，台湾 高雄 80611)

摘 要 ：弱费雪效应和名义利率粘性是货币政策有效的前提。本文使用傅里叶变换处理实际利率的时变性，扩展协整模型用以考察长期的费雪效应，并建立门限误差修正模型区分长期和短期的费雪效应，刻画名义利率短期的动态调整特征。基于我国1990年1月至2017年12月的月度数据研究发现：(1)我国名义利率和通货膨胀之间存在长期的弱费雪效应；(2)名义利率的短期动态调整特征存在显著的双重门限效应，在名义利率过度高于均衡值时会出现显著而快速的调整，而当名义利率低于均衡值或处于中间机制时，均没有发现显著的调整，即名义利率存在粘性。研究结果表明：当前阶段数量型货币政策在我国依然有效，因而存在综合使用数量型货币政策和价格型货币政策的空间。

关键词 ：费雪效应；利率粘性; 傅里叶近似；门限误差修正模型

1 引言

利率作为资金市场借贷的价格，是一个重要的经济杠杆，利率不仅影响微观个体的消费、储蓄和投资决策，而且影响宏观经济政策的制定，利率干预是传统凯恩斯主义熨平经济周期并促进经济增长的最主要的货币政策主张之一^[1]。Fisher^[2]提出费雪效应阐述了名义利率和通货膨胀之间的关系，即在一个信息充分且具有完美预见(Perfect foresight)的市场，名义利率和通货膨胀预期之间的变动存在一一对应关系。因此，费雪效应成立时实际利率与通胀无关，这使得政府不能通过货币政策来影响实际利率进而干预实体经济，即货币是中性的，故而，费雪效应成立时货币政策是无效的。

在新凯恩斯主义经济理论框架下，货币政策的有效性依赖于货币非中性，而货币非中性的主要来源是名义价格粘性^[3]。因此，随着我国的货币政策框架逐渐从数量型向价格型转变^[4]，检验费雪效应在我国是否成立以及名义利率的动态调整是否存在粘性，不仅有助于理解通胀与利率之间的传导关系，对货币政策的操作也具有重要的现实意义。

②目前国内发表的相关成果主要是王立新《美国国家认同的形成及其对美国外交的影响》(《历史研究》2003年第4期)、《美国的国家认同及面临的挑战》(《中国社会科学报》2010年8月24日)等，其中有一定篇幅论及自由主义与美国国家认同的关系。

随着协整理论的提出，通过检验名义利率与通货膨胀之间的协整关系，进而检验费雪效应成为近几十年中的一个研究热点。学者对该问题进行了大量的研究，有些研究支持费雪效应，同时也有些文献不支持费雪效应^[5-6]。Rose^[7]使用Engle-Granger两步法研究了美国的年度数据，发现即使在10%的显著性水平下，依然没有费雪效应成立的证据；Wallace和Warner^[8]基于美国的季度数据和Johansen检验，发现费雪效应成立。其后，Million^[9]使用门限自回归模型也发现美国存在费雪效应。近年来，部分学者对我国的费雪效应的存在性也进行了有益的探索。然后，研究结论也不一致。刘金全等^[10]运用分数协整方法研究表明我国不存在费雪效应；刘康兵等^[11]使用Engle-Granger两步法研究的结果表明我国存在费雪效应。同时随着非线性模型的提出和发展，近期文献使用非线性协整模型检验了我国费雪效应的存在性。如王少平和陈文静^[12]使用非参数单位根检验和非参数协整检验的研究支持费雪效应；封福育^[13]、陈海燕和李松臣^[14]等使用门限模型研究了我国的月度数据，其结果也支持费雪效应。

然而，现有的国际文献和国内文献中，考察费雪效应时通常假设实际利率是稳定不变的常数，而实际利率取决于生产率、人们的时间偏好等因素^[8]，因此实际利率不变的假设很难成立。进一步地，根据Perron^[15]，在ADF单位根检验中，常数项的结构突变或时变性会造成单位根检验的低功效问题，因而忽略实际利率的时变性，可能造成严重的协整检验功效损失，使得我们无法发现存在的费雪效应；同时，根据Yang Lixiong等^[16]的研究，忽略单位根检验中常数项的结构突变还可能造成虚假拒绝问题，因而忽略实际利率的时变性，还可能造成严重的协整检验水平扭曲，使得我们错误地拒绝不存在协整关系的原假设。因此，基于实际利率不变的假设研究费雪效应是不合适的。其次，使用门限模型研究名义利率与通货膨胀的关系时，封福育^[13]、陈海燕和李松臣^[14]等使用通货膨胀作为门限变量，门限模型要求门限变量是平稳的，否则参数估计的一致性无法保证，而通货膨胀常常是非平稳的。再次，现有研究在考察费雪效应时，主要着重于考察名义利率和通货膨胀的长期均衡关系，并未考虑名义利率的短期调整特征以及调整的不对称性，然而，名义利率的短期调整特征可能有助于识别名义利率是否存在粘性，从而判断货币政策的有效性以及合理性，因而具有重要意义。

四是调整中央和地方的支出责任。在明晰事权的基础上，进一步明确中央承担中央事权的支出责任，地方承担地方事权的支出责任，中央和地方按规定分担共同事权的支出责任。中央可以通过安排转移支付将部分事权的支出责任委托给地方承担。根据事权和支出责任，在法规明确规定前提下，中央对财力困难的地区进行一般性转移支付，省级政府也要相应承担起均衡区域内财力差距的责任，建立健全省以下转移支付制度。

祝国寺还是东川区的民族团结进步示范单位。东川是多民族聚居地，因此佛教也是很多民族群众的信仰，其中布依族聚居社区就有两个小庙，也在祝国寺的辐射带动下维持了良好的和谐局面。

本文选取1991年1月至2017年12月的月度数据为研究对象。参照王少平和陈文静^[12]、封福育^[13]等文献，名义利率选取一年期贷款利率，通货膨胀率选用全国消费者价格指数的变化率。研究发现：在样本期，使用传统的Engle-Granger两步法，即使在10%的显著性水平下依然不支持费雪效应；为排除可能的检验功效损失和虚假拒绝问题，建立统计量检验实际利率的时变性，发现强烈的证据拒绝实际利率为常数的假设；在考虑实际利率时变性特征的基础上，在1%的显著性水平下支持名义利率和通货膨胀之间存在协整关系，即我国存在费雪效应；进一步地，建立门限误差修正模型考察短期的费雪效应特征，研究发现了双重门限效应，当名义利率低于均衡值和处于中间机制时，名义利率存在“粘性”，而当名义利率对均衡值出现较高的偏离时，则会出现显著而快速的调整，本文尝试从菜单成本、市场竞争格局和信贷配给等视角为上述现象提供了可能的解释，并探讨了相关的货币政策含义。

与已有文献相比，本文的贡献主要体现在两个方面：第一，在研究方法方面，使用傅里叶变换处理时变参数，扩展了Gregory和Hansen^[18]的方法，并给出了检验参数时变性和选择傅里叶函数的累加频率的方法，丰富了协整框架下的实证研究方法；第二，在实证问题方面，使用傅里叶变换近似实际利率，并检验了实际利率的时变性，同时提供了我国存在“弱费雪效应”和名义利率“粘性”的证据，为当下数量型货币政策和价格型货币政策的使用提供了研究支撑。

2 模型与方法

费雪效应揭示了名义利率和预期通货膨胀之间的关系。根据费雪效应，当预期通货膨胀率上升时，名义利率也会上升。费雪效应可表示为：

(1)

如果统计量F ₁超过临界值，则拒绝α (t )含单一频率傅里叶函数时的模型，进而考虑两个及两个以上的频率累加。使用类似于(7)的检验统计量，选择最优的频率累加n ^*。上述检验的实现使用Bootstrap方法，相关计算均使用GAUSS 10.0软件编程实现。

学院未创建有效、全面的继续医学教育学习效果评价体系，仅仅只使用单一的学分制度来体现，对于学生的学习结果能否在医、教、研等方面的能力得到实用缺少具体指标。尽管医学院接受继续教育的人员整体学分达标比例较高，大多在90%以上，不过在实际工作中的使用能力以及培训质量无法确切的掌握。相关管理部分也只会在每年年终审核、医学专业技术人员的聘用、评审和晋升等方面对其学分数加以计算，并且只需要能够符合不同学分结构的规定便可通过，而关于真正的学习质量缺少切实有效的考核和评定。

根据Fisher^[2]，在完美市场假设下，通胀的变化会完全反映在名义利率上，这意味着实际利率的变化独立于通胀预期。因此可以得到如下模型：其中，u _t 是独立同分布且期望为零的随机误差，α ₀为实际利率，在现有文献中，实际利率被假设为常数。根据理性预期假说，实际通胀与预期通胀之间的事后误差为独立于t 时可得信息且均值等于零的鞅差序列。因此，对于通货膨胀率和名义利率，可以建立如下回归模型：

文献中研究费雪效应的常用方法是协整模型，但传统的协整模型参数为常数。经济理论提供了充足的理由支持实际利率的时变性，但实践中刻画真实利率的时变性依然是一个重大挑战^[17]，因此建立适当的模型刻画和检验实际利率的时变性具有重要意义。在协整框架下，Gregory和Hansen^[18]假设常数项存在跳跃，并且通过加入虚拟变量捕捉该跳跃扩展了Engle-Granger协整检验。该方法具有重要的应用价值，但如果存在多次跳跃，则需要加入多个虚拟变量，且实际利率的时变结构是未知的，而跳跃点的位置和跳跃点的个数常常难以准确估计。傅里叶变换能以任意的精度近似经济变量中的常见时变特征^[19]。单一频率的傅里叶近似就能很好地近似常见的时变特征(包括跳跃型的结构突变)，而几个频率的累加通常能得到更精确的近似(参见图1)。因此，本文首先使用傅里叶变换捕捉实际利率的时变性特征， 扩展Gregory和Hansen^[18]的常数项存在跳跃的协整模型，并给出模型的设定检验方法，用以研究我国的费雪效应。其次，建立门限模型考察名义利率向均衡的动态调整特征以及名义利率是否具有粘性，这对理解费雪效应和制定货币政策具有重要意义。由于存在菜单成本，名义利率可能具有粘性，同时，信息不对称、银行市场竞争的不完全等因素的影响都有可能影响利率的动态调整特征。在一篇经典的文献中，Stiglitz和Weiss^[20]指出：由于道德风险和逆向选择，银行会倾向于设定低于市场均衡的贷款利率，即著名的“信贷配给(Credit rationing)”假说。而De Bondt等^[21]则认为即使存在道德风险和逆向选择，如果银行市场竞争充分，“信贷配给”也可能不会发生。因此，为考察我国名义利率是否存在粘性及其向均衡的短期动态调整特征，本文将建立门限误差修正模型用以描述短期的费雪效应特征。

i _t =β ₀+β ₁π _t +z _t

(2)

因此，对费雪效应的检验就转化为对模型(2)的估计和检验。若H ₀:β ₁=1成立，表明存在完全的费雪效应，即货币是中性的，从而货币政策是无效的；若H ₀:0<β ₁<1成立，表明存在弱费雪效应，则货币非中性，因而货币政策是有效的。

然而，现有研究通常假设实际利率是常数，如王少平和陈文静^[12]、封育福^[13]、陈海燕和李松臣^[14]等，给定实际利率依赖于经济周期、生产率、时间偏好等^[4]，并没有充足的理由认为真实利率是恒定不变的。当模型(2)中β ₀存在时变性特征或结构突变时，Engle-Granger协整检验第二步所依赖的ADF单位根检验存在低检验功效问题^[15]或虚假拒绝问题^[16]，从而使得协整关系无法被识别出来或在不存在协整的情况下错误地得到存在长期均衡的结论。Gregory和Hansen^[18]提出的协整框架下，模型参数可以允许时变特征：

i _t =α ₁+(α ₂-α ₁)DU _t +βπ _t +z _t

四组学生了解贵州最大淡水湖草海的围湖造田事例，回答草海由“人鹤相争”到“人鹤相亲”的变迁，说明在处理人与自然的关系上应如何正确发挥主观能动性。

(3)

其中，表示在T _b 时刻实际利率水平发生了跳跃。然而，实际利率的时变结构常常是未知的，同时，跳跃点的位置和跳跃点的个数常常难以准确估计^[16]。近期的文献指出，傅里叶变换能以任意的精度近似常见经济变量中的时变特征^[19]。单一频率的傅里叶近似就能很好地近似常见的时变特征，而几个频率的累加通常能得到更精确的近似，甚至跳跃型结构突变也能很好地被傅里叶变换所近似(参见图1)。

在中国陶瓷造型研究中，“盖罐”是常见的一种造型。“加了盖子的罐”，在原有的物体加上了构件，丰富了造型形态语言，创造不同的审美视角。“盖罐”既是盛实物的容器,早在新石器时代就已出现过配有盖的陶罐。依据其形制的不同，有不同的造型和装饰，各个朝代各个时期有其独有的特性。元代盖罐的造型风格在各个历史时期都具有不同的风格,而风格的变化中最为明显是造型的不同。由于受到蒙古族的民风和文化的影响,器型多具有形体大、胎厚、体较重的特征,腹部更鼓,且整个罐体有下压趋势, 颈变长直, 肩部较丰满，颈与腹部间的距离缩短。造型整体大气浑厚。

图1 常见时变特征的傅里叶近似
注： (a)为跳跃型结构突变(abrupt break);(b)由平滑转移函数(smooth transition function)生成； (c)和(d)为平滑转移函数生成的含多个突变点的序列。

因此，考虑使用傅里叶变换近似实际利率的时变特征：

i _t =α (t )+βπ _t +z _t

(4)

(5)

其中，k 为频率参数。在实证应用中，Yang等^[16]建议考虑选择k ≤5的单一频率，而Becker等^[19]在对通胀和货币需求建模时， 指出：多个频率的累加可以更好地近似时变特征。如图1所示，少数几个频率的累加就能非常精确地近似常见时变特征。因此，为了确定实际利率是否存在时变性特征、是否应该使用多个频率，以及频率累加个数n ，本文将建立如下设定检验，记α (t )为恒定常数时模型(4)的残差平方和为SSR ₀，α (t )含单一频率傅里叶函数时模型(4)的残差平方和为SSR ₁(k )，α (t )含两个频率累加的傅里叶函数时模型(4)的残差平方和为SSR ₂，以此类推，SSR ₃为α (t )含三个频率累加的傅里叶函数时模型(4)的残差平方和。然后考虑如下检验统计量：

(6)

如果统计量supF ₀超过临界值，则拒绝α (t )为常数时的模型，而考虑α (t )具有时变特征的模型。进一步地，为了选择傅里叶函数的累加频率n ，考虑：

(7)

其中，i _t 表示t 期至t +m 期的名义利率，表示t 时的预期通货膨胀，r _t 为实际利率。

3.4 放净：发动机熄火后，趁热放出油底壳的机油，放出柴油机的柴油；待水温下降后，打开水箱、机体等冷却水部件的开关，放净冷却水。

(8)

其中，z _t 为均衡误差，滞后阶数m ,n 使用AIC 信息准则确定。

给定门限值γ ，可以使用最小二乘估计得到模型(8)的残差平方和SSR (γ )，而门限值的估计可以使用最小残差平方和的方法得到：具体计算使用网格搜索(grid search)实现。在得到门限值估计后，需要进一步检验门限效应的存在性。但门限效应的检验受Davies问题的影响，使得其在原假设成立的情况下，门限参数无法识别，造成检验统计量的极限分布依赖于冗余参数(nuisance parameter)的影响，从而使得临界值无法得到。为克服此问题，Hansen^[22]提出了Bootstrap检验方法。

定义设原假设为备择假设为则在原假设下，模型(8)退化为线性模型，设此时模型的残差平方和为S ₀，同时设备择假设下具有门限效应时的残差平方和为S ₁，那么可以考虑如下统计量：

(9)

如果根据supF ₂统计量可以拒绝原假设，则线性模型是不合适的。然而上述分析假设只有唯一门限，而在实际应用中可能出现两个或两个以上的门限值。在多个门限值的情况下，上述方法估计出的门限值是多个门限值之一的一致估计^[22]。因此，在实证分析中可以重复上述步骤得到第二个门限值的估计，即假设已知，基于样本被分解为两个子样本，然后在子样本中在寻找第二个门限值，而为了判断第二门限效应是否存在，类似于(9)可以建立统计量进行检验。

3 实证分析

3 .1 数据来源和指标选择

本文名义利率选取一年期贷款利率的月度数据，通货膨胀选择月消费者价格指数(CPI )的变化率，样本区间选取1991年1月至2017年12月，数据来源于国泰安数据库。

3 .2 单位根检验和协整检验

在样本区间内，表1是对名义利率和通货膨胀率序列进行单位根检验的结果。单位根检验表明：对名义利率和通货膨胀率，存在单位根的原假设不能被拒绝，而在对名义利率和通货膨胀率的差分进行单位根检验时，在1%的显著性水平下原假设被拒绝。因此，名义利率和通货膨胀率是一阶差分平稳的。

2.3 麻醉深度的监测 结果(表2)表明：5.0组、5.5组、6组、6.5组BIS最小值均小于4.0组(P<0.000 1)；6组、6.5组BIS最小值均小于4.5组(P=0.002 1)。5.5组、6组、6.5组BIS靶浓度值均小于4.0组、4.5组、5.0组(P<0.01)；6组、6.5组BIS靶浓度值均小于5.5组(P<0.000 1)。

表1 单位根检验

注：***表示在1%的显著性水平下显著。

基于标准的Engle-Granger两步法，检验名义利率和通货膨胀率之间是否存在长期均衡关系。研究发现：即使在10%的显著性水平下，依然无法拒绝不存在协整关系的原假设。因此，基于模型(4)和(5)，在考虑实际利率时变特征的基础上检验协整关系。首先，基于(6)式的统计量考察是否存在时变特征，计算得到：supF ₀=2044.44(p 值=0.000)，然后使用(7)式选择最优累加频率数，得到最优频率n ^*=4。在此基础上，估计模型(4)和(5)，发现除sin(2π 3t /T )外，其他傅里叶项都在1%的显著性水平下显著(见表2)，然后检验残差序列的平稳性，发现1%的显著性水平下拒绝不存在协整的原假设，因此，名义利率和通货膨胀率之间存在长期均衡关系，但实际利率是时变的(图2)，而实际利率的时变特征影响了标准Engle-Granger协整检验的检验功效，使得标准的E-G两步法无法捕捉到长期费雪效应。然而，在协整关系中引入实际利率时变性特征后的模型(4)和(5)，则表明存在长期的弱费雪效应。与发达国家相比，如美国的费雪效应值在0.821-1.095之间，加拿大的费雪效应值在0.796～0.895之间^[12]，我国费雪系数明显较小，这表明货币非中性假设在我国更加适合，进而我国可能有更大的货币政策操作空间。

同时，在线性模型框架下，学者们无法解释不同通胀水平下名义利率与通胀之间所呈现的不同关系^[13]，因而很多文献认为通胀与名义利率关系的分析需要考虑机制转移特征^[13-14]。另一方面，长期利率取决于真实经济因素，Fisher^[2]指出：费雪效应在长期成立。而短期利率则很可能受到短期货币政策因素的影响，出现对均衡的偏离。因此，考虑建立门限误差修正模型，区别长期的费雪效应和短期的费雪效应特征：

从图2发现：真实利率的变化并不总是引起名义利率的变化，即名义利率可能存在粘性。名义价格粘性是货币政策有效的重要基础。因此，下文分析名义利率的短期调整特征，考察我国名义利率是否存在粘性，以及名义利率的短期动态调整特征。

3 .3 短期的费雪效应与名义利率粘性

首先，使用Bootstrap检验门限效应的存在性。重复抽样1000次，不存在门限效应的原假设被拒绝，p值为0.008，存在一重门限效应的原假设也被拒绝，p值为0.000，而存在双重门限效应的原假设在10%的显著性水平下不能被拒绝，因此模型(8)中存在双重门限效应。

基于模型(4)和(5)，在考虑实际利率时变特征的基础上，得到均衡误差然后基于门限误差修正模型(8)考察长期均衡的调整和短期动态调整特征。

其次，在双重门限效应存在的基础上，使用AIC 信息准择选择滞后阶数并估计双重门限效应误差修正模型(8)，得到如下式所示的模型估计(括号中为参数估计的标准误)：

Δi _t =

表2 模型 (4 )和 (5 )的估计

注：sink 表示sin(2πkt /T )，cosk 表示cos (2πkt /T )，k =1,2,3,4。

图2 1991年1月至2017年12月的名义利率和估计的实际利率

图3 门限值的估计与置信区间

门限误差修正模型的估计结果表明：当名义利率对均衡值出现较高的偏离(即均衡误差大于0.788)时，出现了明显的误差修正，因为此时误差项系数为-0.23且在1%的显著性水平下显著；然而，当名义利率低于均衡值(即均衡误差小于-0.262)或处于中间机制(即均衡误差位于-0.262与0.788之间)时，没有发现明显的误差修正现象，因为这两种情况下的误差项估计为正数且在10%的显著性水平下不显著。即，当名义利率高于均衡值时，为了避免因高利率而引起的逆向选择，银行倾向于迅速调低一年期贷款利率，表现为当名义利率的均衡误差大于0.788时，出现了显著的误差修正；而当名义利率低于均衡值时，并未发现显著的误差修正现象，即银行倾向于定一个低于市场均衡的利率。使用利率市场化路径划分子样本，上述实证结论依然成立。

上述实证发现表明：我国的一年期贷款利率存在“粘性”，即当名义利率低于均衡值时，并没有迅速的调整到均衡利率水平。一个可能的原因是我国利率的市场化程度还较低，存在市场管制^[13,23]。本文跳出市场管制的观点，从约束条件下理性人最大化利润的角度去解释市场粘性，我国名义利率的粘性可能由以下原因引起：首先，名义利率的调整存在“菜单成本”，使得只有当均衡偏离足够大时，银行才会调整贷款利率；其次，由于银行市场的竞争，银行为维护客户避免过度利率波动的影响，可能会做出平滑贷款利率的举措；此外，在银行寡头市场，银行推测其他银行对自己利率变动的态度是“跟跌不跟涨”，因而可能引起信贷的需求曲线是“弯折的”，因而只有当银行的成本变动足够大时，才会调整利率。另一方面，我国银行市场呈现寡头市场特征，而银行之间的竞争程度和市场的不完全使得银行具有市场势力(Market power)，进而银行可能维持一个较高的利率^[17]，本文的证据不支持上述假说；与之相反，Stiglitz和Weiss^[20]指出：因为信息不对称引起的道德风险和逆向选择的影响，银行倾向于定一个低于市场均衡的利率，即著名的“信贷配给”(Credit rationing)，从而激励贷款人揭露关于还款风险的信息。因此，市场的信息不对称使得借贷利率的调整滞后于货币政策^[24]。本文的实证结果与“信贷配给”观点一致。

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综上，在长期我国仅存在“弱费雪效应”；在短期名义利率存在“粘性”，即当名义利率低于均衡值和处于中间机制时不会迅速调整到均衡利率水平，而当名义利率对均衡值出现较高的向上偏离时，则会出现显著而快速的调整。因而，当通胀上升，使得名义利率出现向下偏离时，名义利率不会出现显著的向上调整使其回到均衡；而当通胀回落使得名义利率出现向上的偏离时，名义利率能快速回到均衡水平。

衬砌板分缝宽度要均匀，伸缩缝切割要顺直，缝宽度和深度均应满足要求；填料填充前要对伸缩缝进行清理，清除缝内的灰末及松动混凝土余渣等杂物；新配置的胶料不得与剩余胶料混合使用。

传统经济理论认为通过数量型货币政策可以刺激经济或抑制通胀^[25]，但数量型货币政策只能调控货币总量，而无法解决经济和金融结构失衡的问题，因此2012年以后我国更重视价格型货币政策工具^[4]，以期实现降杠杆、防风险的目的。上世纪90年代以来，随着科技进步、金融脱媒和影子银行的持续发展，尤其是表外理财业务的出现，大量资金由表内转向表外，导致货币数量的相关指标逐渐失效，给数量型货币政策带来困难。因而欧美国家放弃了数量型货币政策，转而采用价格型货币政策。近年来，随着我国金融创新带来的影子银行、互联网金融、资管通道类业务的爆发式增长，数量型中间目标的可测性、可控性大幅下降，经济和金融的结构失衡问题开始显现，因此货币政策的目标在稳增长、防通胀的基础上，新增去杠杆、防风险。那么，在此背景下我国货币政策与欧美国家有何异同呢？

不同于欧美国家(如美国的费雪效应值在0.821～1.095之间^[12])，我国长期存在的“弱费雪效应”表明利率对通胀反映不足，因而依靠利率控制通货膨胀的效果较差，但货币非中性依然成立，货币政策引起的通货膨胀变化只能部分传导到企业借贷利率，货币供给增加引起的物价上升仅会引起利率微弱的上升；且我国存在短期“名义利率粘性”，当利率低于均衡值时不会出现快速修正，这进一步支持了短期货币非中性，因而通过数量型货币政策刺激经济增长在我国是仍然可行的，即数量型货币政策在我国依然有用。上述研究结果意味着：与欧美国家不同，我国现阶段仍存在实施数量型货币政策的空间，即我国货币政策可以根据不同阶段政策目标的差异在数量型货币政策和价格型货币政策之间相机抉择，因而存在综合使用数量型货币政策和价格型货币政策的空间。

4 结语

考察费雪效应在我国是否成立以及名义利率的动态调整是否存在粘性，不仅有助于理解通胀与利率之间的传导关系，对货币政策的操作也具有重要的现实意义。为了研究名义利率与通货膨胀的关系，本文将费雪效应区分为长期费雪效应和短期费雪效应，使用傅里叶变换近似实际利率考察长期费雪效应，并建立门限误差修正模型刻画名义利率短期的动态调整特征。研究发现：(1)我国名义利率和通货膨胀之间存在长期的弱费雪效应；(2)名义利率的短期动态调整特征存在双重门限效应，在名义利率过度高于均衡值时会出现显著而快速的调整，而当名义利率低于均衡值或处于中间机制时，没有发现显著的调整，即名义利率存在粘性。名义利率短期的调整特征与“信贷配给”假说和“菜单成本”假说一致。我国的弱费雪效应和名义利率粘性表明：与欧美国家不同，我国现阶段的货币政策可以根据不同阶段政策目标的侧重点在数量型货币政策和价格型货币政策之间相机抉择，因而存在综合使用数量型货币政策和价格型货币政策的空间。

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Inflation and Interest Rate Stickiness in China :Long -run and Short -run Fisher Effects

YANG Li -xiong ¹,LI Qing -nan ²

(1. School of Management, Lanzhou University, Lanzhou 730000, China；2.Insititute of Economics, Taiwan Sun Yat-sen University, Gaoxiong 80611, China)

Abstract ： Fisher hypothesis postulates that change in inflation would lead to a one-for-one changes in nominal interest rates, leaving the real interest rates stable and constant. Long-term weak Fisher effect and short-term nominal interest rate stickiness can lead to the monetary non-neutrality, which is the foundation of monetary policy. Therefore, it is very important to assess whether there exist Fisher effect and nominal interest rate stickiness in China.By assuming a constant real interest rate, the literature has investigated Fisher effect in the cointegration framework, but has produced mixed results. This inconclusiveness might indicate that the constant-real-interest-rate hypothesis is not suitable, and time-varying and nonlinear features should be considered. Therefore, a Fourier transformation is employed to approximate the time-varying real interest rate in the cointegration framework, and a threshold error correction model is constructed to discriminate between the short-run Fisher effect and the long-run one, and the adjustment dynamics are investigated.Based on the monthly data from 1991 to 2017 in China, our empirical results show that: (1) there is a strong evidence supporting a time-varying real interest rate, and, after considering the time-varying feature in the real interest rate, there is a weak Fisher effect between nominal interest rate and inflation in the long run; (2) there exist two thresholds in the threshold error correction model of nominal interest rate, and a rapid and significant adjustment occurs when the equilibrium deviation exceeds the large threshold, while such a adjustment cannot be observed in other cases. Hence it is concluded that the nominal interest rate is sticky and therefore there exists a relatively large room to implement monetary policy at the current stage.In this paper both theoretical and empirical contributions are made to the analysis of Fisher effect. A cointergation model with time-varying parameters is developed to consider a time-varying real interest rate, and tests are constructed to assess the constant real interest rate hypothesis and choose the optimal frequency in Fourier approximation. Meanwhile, the evidence supporting weak Fisher effect and nominal interest rate stickiness, which implies that the monetary non-neutrality holds in China, is provided. Hence, the quantitative monetary policy tools might be still useful in China, and thus there exists a relatively large room to implement monetary policy at the current stage.

Key words ： Fisher effect; interest rate stickiness; Fourier approximation; threshold error correction model

中图分类号 ：F822.0

文献标识码： A

文章编号 ：1003-207(2019)02-0001-08

DOI: 10.16381/j.cnki.issn1003-207x.2019.02.001

收稿日期 ：2017-11-07；

修订日期 ：2018-03-23

基金项目 ：国家自然科学基金资助项目(71803072)

通讯作者简介 ：杨利雄(1986-)，男(汉族)，甘肃陇南人，兰州大学管理学院讲师，博士，研究方向:时间序列分析、宏观经济政策，E-mail:ylx@lzu.edu.cn.

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