段軍山，郭紅兵

(廣東商學院金融學院廣州510320)

一、引 言

上世紀80年代末，加拿大中央銀行率先提出貨幣狀況指數(monetary condition index，MCI)這個概念，其基本內涵就是綜合考量國內利率和匯率水平的相對變化，用加權平均數來表示。除了加拿大中央銀行與新西蘭儲備銀行首先使用貨幣狀況指數作為貨幣政策操作目標外，包括挪威和瑞典的中央銀行則把貨幣狀況指數作為貨幣政策的指示器。此外，如 IMF及 OECD等國際組織、商業(yè)銀行(如Deutsche Bank等)、非銀行金融機構(如 Goldman Sachs，J.P.Morgan，Merrill Lynch 等)也發(fā)布了各自計算的貨幣狀況指數，并作為一個參考指標用來判斷相關國家的總體貨幣狀況。

宏觀決策實踐方面的發(fā)展促進了有關理論研究的興起。自加拿大中央銀行提出MCI概念以來，F(xiàn)reedman首先對MCI進行了詳盡而又獨特的研究，他指出，在小型開放的經濟中，將MCI作為貨幣政策的操作目標要優(yōu)于單獨以利率或匯率作為操作目標［1－2］。其他一些重要的國別研究見表1。

再看國內，MCI已受到越來越多的關注。陳雨露和邊衛(wèi)紅在國內最早對貨幣狀況指數進行了系統(tǒng)介紹，認為我國央行應適時將貨幣狀況指數作為參考指標［3］。其他一些主要研究見表2。

比較以上國內外的研究文獻，我們可以得出幾個結論:(1)國內外學者大都給了MCI積極正面的評價，認為:貨幣狀況指數應成為制定貨幣政策時的重要參考指標;貨幣狀況指數變化是貨幣環(huán)境“松緊”的一個良好指示器;貨幣狀況指數可以作為貨幣政策操作的信息指示器?？梢娂訌妼CI的研究對于貨幣政策的制定和執(zhí)行具有重要的理論和現(xiàn)實意義;(2)各國的MCI之間以及來自不同學者的同一國家的MCI之間很少相同或相近，甚至差別很大;(3)估計MCI權重的方法主要是單方程方法和VAR方法。關于結論(2)可以簡單地認為MCI的國別差異是由于各國國情不同以及制定和執(zhí)行貨幣政策的實踐方式不同。同一國家比如我國MCI之間差異的原因則可能有以下幾個［4］:①MCI構成要素的不同，體現(xiàn)在要素的數量不同和要素變量的具體選擇不同;②樣本范圍不同和數據處理方式的不同;③估計MCI要素權重的模型方法不同。這三個原因其實可用一個術語表示:模型依賴性①模型依賴性被認為是MCI的一個缺陷(Batini and Turnbull，2002)，是指MCI不能直接通過觀察得到，一般要從經濟模型中實證推導出來，依賴于特定的模型，因此MCI通常依賴于估計它們的假設(包括參數穩(wěn)定性、協(xié)整性、動態(tài)性、外生性、估計的不確定性和變量的選擇等等)。。

表1 MCI的一些重要國別研究概要

表2 國內學者對中國MCI的一些主要研究概要

既然MCI的估計具有模型依賴性，那么什么樣的模型才是最合適的呢?根據文獻總結，估計MCI權重的模型方法主要有:(1)根據一國對外貿易額占GDP的份額折算;(2)單方程估計;(3)多方程估計;(4)向量自回歸(VAR)模型法;(5)大規(guī)模的宏觀經濟計量模型［4－6］。盡管每種方法都有其優(yōu)缺點②詳見Batini and Turnbull(2002)、陳建斌和龍翠紅(2006)、徐長生等(2010)。，但總的來看，文獻中應用最多的是向量自回歸(VAR)模型法和單方程估計方法。VAR模型的缺點是沒有考慮變量之間的同期影響關系;改變VAR模型中的方程順序可能會導致脈沖響應的很大不同;對數據的要求較高;不能包含啞變量和前瞻性預期變量等等。單方程估計方法又可分為兩類，一類是通過估計總需求方程(IS曲線)得到MCI各要素的權重(舉例見表1和表2);另一類是通過估計總供給方程(Phillips曲線)得到MCI各要素的權重(舉例見表1和表2)。IS曲線和Phillips曲線兩種單方程均有各自的合理性，具體選用時一般應根據貨幣當局的政策目標［7－8］。這一方法在現(xiàn)實中應用最廣泛。

為了彌補現(xiàn)有文獻對“前瞻性預期”因素考慮不足的缺陷，本文將使用一個包含前瞻性預期變量的新凱恩斯菲利普斯曲線模型來估計和構建中國的MCI指數。這是因為考慮到《中國人民銀行法》規(guī)定我國的貨幣政策目標是“保持貨幣幣值的穩(wěn)定，并以此促進經濟增長”，以及我國貨幣當局對預防經濟過熱和抑制通貨膨脹的重視，因此在估計中國的MCI指數時采用以通貨膨脹為因變量的菲利普斯曲線模型在理論上可行在實踐上也具有重大意義。

本文第二節(jié)，首先對新凱恩斯菲利普斯曲線的發(fā)展演變做一個簡單的回顧并簡要總結在中國背景下新凱恩斯菲利普斯曲線的研究概況;第三節(jié)基于已有的研究設定一個新凱恩斯混合菲利普斯曲線模型并估計和構建中國的MCI指數;第四節(jié)應用統(tǒng)計和計量方法進一步考察本文構建的MCI指數在中國貨幣政策中的潛在應用;最后是結語。

二、新凱恩斯菲利普斯曲線的發(fā)展演變及其在中國背景下的研究

傳統(tǒng)菲利普斯曲線①有關菲利普斯曲線發(fā)展過程的更詳細描述可參見劉鳳良和張海陽(2004)、王煜(2005)、趙昕東(2008)和王軍(2009)等人的研究。最早由新西蘭經濟學家Phillips在 1958 年率先提出［9－12］，后來得到了 Samuelson and Solow、Friedman等人的研究改進，其一般形式可以歸納如下:

其中，π是通貨膨脹率，y是經濟產出缺口，ε是隨機總供給沖擊。

但傳統(tǒng)菲利普斯曲線作為一種后顧性經驗模型，缺乏微觀理論基礎，對動態(tài)調整機制和預期的處理欠缺嚴整性。此后，有大量學者試圖改進傳統(tǒng)菲利普斯曲線，新凱恩斯菲利普斯曲線模型就是其中的典型，新凱恩斯菲利普斯曲線模型主要考慮價格粘性，從廠商行為入手，通過求解廠商永久性隨機動態(tài)最優(yōu)化問題，最后得到描述通貨膨脹動態(tài)的方程。這個模型能很好地反映理性預期對通貨膨脹的動態(tài)影響，也就彌補了傳統(tǒng)菲利普斯曲線在理論上的缺陷。

其中，Taylor，Rotemberg和 Calvo等人提出的純前瞻性的新凱恩斯菲利普斯曲線可作如下表述:

其中Etπt+1為預期通貨膨脹率②此處的預期是理性預期。。y是產出缺口。

后來，F(xiàn)uhrer and Moore等人研究表明，純前瞻性模型無法保證通貨膨脹率的持續(xù)性，因此他們認為應該同時采用前瞻性預期和后顧性預期的混合菲利普斯曲線:

結果發(fā)現(xiàn)，與純前瞻性新凱恩斯菲利普斯曲線相比，混合菲利普斯曲線對經濟現(xiàn)實的擬合度更高，現(xiàn)實解釋力更強。

因為實際產出缺口很難估計。經濟學家Gali and Gertler等人提出了一個基于單位勞動成本的混合菲利普斯模型。創(chuàng)新之處在于他們假定有部分廠商的價格調整行為是遵循后向行為的拇指法則，其他的廠商則遵循前向預期法則，模型的表達式如下:

其中π為通貨膨脹率，mct是廠商的實際邊際成本對其穩(wěn)態(tài)值的百分數偏差。

通過以上理論的發(fā)展，也有部分學者開始研究中國的現(xiàn)實情況。Scheibe and Vines就是典型代表，他利用中國1988年到2002年的季度數據估計了一個四因素混合型菲利普斯曲線［13］:

他之所以考慮匯率因素，是因為出口對中國經濟貢獻度較高。其研究認為，產出缺口、匯率因素以及通貨膨脹預期對中國的通貨膨脹有重要影響。國內學者如陳彥斌的研究則表明，通貨膨脹預期對當前通貨膨脹的影響最為明顯，而成本推動對通貨膨脹影響不大［14］。此外，還有很多學者也在國外理論研究的基礎上實證分析了中國的新凱恩斯混合型菲利普斯曲線，結果大都認為中國的菲利普斯曲線是一條兼顧前瞻性和后顧性的新凱恩斯混合型菲利普斯曲線［15－18］。

三、中國貨幣狀況指數的構建與分析

(一)新凱恩斯混合菲利普斯曲線模型的設定

基于以上學者的研究成果和本文的研究需要，我們結合Scheibe and Vines與陳彥斌的模型并進行拓展，構建了一個新凱恩斯混合菲利普斯曲線模型:

式(6)中pt= 表示通貨膨脹率，Et［Δpt+1］為預期通貨膨脹。注意，這里我們對預期通貨膨脹Et［Δpt+1］采用理性預期，即用t+1期的實際通貨膨脹(Δpt+1)代表通貨膨脹預期值，而理性預期的誤差(Δpt+1－ Et［Δpt+1］)構成方程擾動項 ωt的一部分。Δrt表示實際利率的一階差分，Δqt、Δm2t和Δcoept分別表示實際匯率(直接標價法，匯率上升表示貨幣貶值)，實際貨幣供應量和實際煤油電價格的一階差分，ωt為隨機擾動項，α為常數項，γ為待定系數，滿足以上所有數據的來源和具體處理方法見下一節(jié)。

(二)數據來源及處理方法

1.因變量和自變量

(1)通貨膨脹率。新凱恩斯菲利普斯曲線方程中使用的通貨膨脹率用定基CPI94(以1994年1月的價格水平為基期)①CPI94通過以下途徑得到，1995年2月以來的月度CPI環(huán)比增速數據取自《中國經濟景氣月報》，1995年2月以前的月度CPI環(huán)比增速數據通過如下途徑得到:例如，已知1996年環(huán)比數據和此前年份同比數據，可倒推1995年環(huán)比數據。1995年t月環(huán)比指數=1996年t－1月同比指數÷1996年t月同比指數×1996年t月環(huán)比指數。同樣的，已知1995年環(huán)比數據和此前年份同比數據，可倒推1994年環(huán)比數據。然后通過計算得到1994年2月－2009年9月的月度定基CPI，取每個季度所含三個月份的月度定基CPI的平均值，就得到1994Q1－2009Q3的各個季度的定基CPI。的環(huán)比變化率表示，具體處理方法是，先對CPI94取對數，然后根據0.25×(πt+πt－1+ πt－2+ πt－3)計算出四個季度的平均值，最后進行差分得到環(huán)比變化率(DLNCPI944)。CPI原始數據來自《中國人民銀行統(tǒng)計季報》各期。

(2)人民幣實際匯率指數。自1994年1月1日人民幣實現(xiàn)匯率并軌后，人民幣在相當長時間基本上是盯住美元的，因此我們采用人民幣對美元的實際匯率指數。首先從《中國人民銀行統(tǒng)計季報》提取人民幣對美元的名義匯率(直接標價法，上升表示人民幣貶值)，人民幣對美元的實際匯率e(直接標價法)根據以下公式計算:q=eq*/p，其中，p為國內物價指數，用前述的CPI94表示。p*為外國物價指數，這里指美國消費物價指數CPI。②美國消費物價指數CPI數據來源于美國勞工統(tǒng)計局網站(www.bls.gov)，原始數據以1982－84=100。由于本文使用的中國CPI數據以1994年1月為基期，因此對美國的CPI以1994年1月為基期進行了重新調整。得到中美實際實際匯率后，以1994年1季度為基期(1994Q1=100)便可算出人民幣對美元的實際匯率指數。然后利用X－12方法對數據進行季節(jié)性調整并取對數，最后對實際匯率指數對數進行一階差分就得到其變化率，用DLNCAREER表示。

(3)人民幣實際利率。在我國的利率體系中，儲蓄存款利率和貸款利率對社會公眾和宏觀經濟的影響最大。央行根據當前及未來一段時期的通貨膨脹狀況及其他因素來調整一年期儲蓄存款利率，而貸款利率一般是由央行在一年期儲蓄存款利率的基礎上，根據銀行的經營管理成本測算加點而成，可見，一年期儲蓄存款利率在存貸款利率體系中具有標桿性的作用。因此，本文選取一年期居民儲蓄存款利率作為人民幣利率的代理變量，用一年期儲蓄存款利率扣除同比CPI(上年同期=100)的季度增長率作為實際利率。對實際利率進行一階差分就得到其季度變化值，用DRR表示。以上利率和CPI數據均來自《中國人民銀行統(tǒng)計季報》各期。

(4)人民幣實際貨幣供應量。1993年以來人民銀行開始逐步轉向以貨幣供應量作為貨幣政策的中間目標。特別是1998年，央行取消了信貸規(guī)?？刂?，采用單一的貨幣供應量M2作為貨幣政策的中介目標，進一步確立了貨幣供應量M2作為中間目標的地位。實證檢驗也表明，M2對經濟變量的解釋(預測)能力遠高于其他貨幣變量。因此我們選擇M2作為貨幣供應量的變量。在進行數據處理時，首先將 M2用定基 CPI94進行修正，方法為:RM2=(名義 M2/CPI94)*100，其中RM2表示實際貨幣供應量。用X－12方法對RM2數據進行季節(jié)性調整后取對數然后進行差分就得到實際貨幣供應量的季度變化DLNRM2。M2的原始數據來自《中國人民銀行統(tǒng)計季報》各期。

(5)產出缺口。所謂產出缺口，是指實際產出與潛在產出之差，有時也表示為實際產出與潛在產出的差值占實際產出或潛在產出的比率。本文通過我國的實際GDP計算產出缺口。由于我國公布的季度GDP是累計名義GDP，因此，我們首先通過計算得到當季名義GDP，然后再將名義季度GDP轉化為實際季度GDP，方法為:RGDP=(名義季度GDP/CPI94)*100，其中，RGDP表示實際 GDP。對 RGDP序列進行X－12季節(jié)性調整后取對數再進行HP濾波，最后用RGDP對數值減其HP濾波就得到產出缺口(LNRGDPGAP)。GDP原始數據來自《中國人民銀行統(tǒng)計季報》各期。

(6)供給沖擊?，F(xiàn)實中的供給沖擊非常復雜，種類也非常多，但石油價格沖擊是其中最為普遍的一種，在發(fā)達市場經濟的國家尤其明顯，而且石油價格沖擊比其他供給沖擊更加容易度量。但是陳彥斌對中國新凱恩斯菲利普斯曲線的研究結果表明，石油供給沖擊的影響不顯著。李成等的研究結果也表明［19］，中國通貨膨脹對國際油價變化的敏感程度較低，不能對近期的石油價格變化做出及時的反應與調整。因此，這里我們不用石油價格而用煤油電價格的變化代表供給沖擊。煤油電價格(COEP)的原始數據來自《中國人民銀行統(tǒng)計季報》各期，原數據以1993年12月為100，為了與前面的數據一致，調整為1994年1月等于100，然后將月度數據做簡單平均得季度數據。同樣做X－12季節(jié)性調整后取對數，最后進行差分就得到煤油電價格的季度變化(DLNCOEP)。

2.工具變量

為了進行下面的GMM估計，我們還計算了各變量對應的缺口數據，以用作工具變量。計算方法為:實際變量的缺口=(實際變量－實際變量的HP濾波)/實際變量的HP濾波。

3.啞變量

考慮到2005年7月的“匯改”，我們設置了一個啞變量DUMMY01，用以解釋因“匯改”對匯率從而通貨膨脹的影響，2005年3季度以前的各季度取0，以后的各季度取1。

各變量符號、名稱和原始數據來源見表3。

表3 變量說明

(三)MCI權重的估計

由于模型包含預期變量，因而采用普通最小二乘法估計不是有效的，為此這里采用廣義矩方法對方程進行估計。GMM方法由于限制條件比較少，因而是目前估計前瞻性方程的一個比較有效的方法①傳統(tǒng)的計量經濟模型估計方法，如普通最小二乘法、廣義最小二乘法和極大似然法等，都有它們的局限性，其參數估計量必須在模型滿足某些假設時才具有良好的性質;而GMM是一個穩(wěn)健估計量，因為它不要求擾動項的準確分布信息，允許隨機誤差項存在異方差和序列相關，所得到的參數估計量比其它參數估計方法更合乎實際。(高鐵梅，2006，p112)。。使用GMM估計方法的主要困難是尋找合適的工具變量，有效的工具變量應與預期變量高度相關但卻外生于預期變量，有效的工具變量是外生變量和模型中內生變量的滯后值［20］。經過精心篩選，最終我們采用的工具變量集合包括:通貨膨脹、產出、利率、匯率、貨幣量和煤、油、電價格缺口的1－6階滯后值。在進行GMM估計之前對所有變量做平穩(wěn)性檢驗，ADF的檢驗結果表明所有變量都是平穩(wěn)的(數據備索)。

遵循Scheibe and Vines的方法，式(7)中滯后階數取值為4，在進行GMM估計時，我們遵循從一般到個別的方法，逐一剔除統(tǒng)計上不顯著的滯后變量。估計結果在表4中列出。在回歸過程中，我們使用了啞變量DUMMY01，但其回歸結果并不顯著，故將其剔除。由表4可知，新凱恩斯菲利普斯曲線方程的變量系數之和在符號上都符合理論預期，即，除了實際利率系數之和為負，其他變量的系數之和都為正。而且，模型的擬合度相當高，調整的樣本決定系數(Adj R2)高達0.94;Q檢驗表明模型的殘差序列不存在4階自相關;J檢驗①在進行GMM估計時，如果回歸方程中出現(xiàn)過度識別的情況，即當工具變量的個數(m)超過參數的個數(k)，可以用Hansen J檢驗來檢驗工具變量的有效性。如果所有的工具變量都是有效的，那么J統(tǒng)計量服從自由度為m－k的χ2分布，即J≤，原假設是矩條件成立或過度識別有效(李雪松，2008，p38 －41)。顯示模型的J統(tǒng)計量在82.9%的統(tǒng)計水平上不拒絕原假設，表明我們對工具變量的選擇是有效的。另外，通貨膨脹率的前瞻性和后顧性系數之和(0.3794+0.6303 －0.1975+0.1168=0.929)接近于1，說明我們的實證結果支持我國經濟中存在垂直的長期菲利普斯曲線。

MCI的比率表明，根據對通貨膨脹率的影響，實際利率一個百分點的上升等價于大約1/9.5個百分點的實際匯率升值或1/35.1個百分點的實際貨幣供應量的減少。MCI的比率表明，實際利率的變動對通貨膨脹率的影響小于實際匯率的變動對通貨膨脹率的影響，這一方面是因為匯率除了通過影響總需求對通貨膨脹率的間接影響外還通過影響進出口商品的價格對通貨膨脹率有直接影響;另一方面則如卜永祥和周晴的解釋［21］，這并不表明實際利率②原文是指“名義利率”，但是在短期名義和實際變量之間的區(qū)別并不重要(新西蘭儲備銀行，1996)。在短期用實際和名義變量構建的MCIs以同樣的方式變化因為在短期相對價格和通貨膨脹率被假設保持不變(Eika，et al.，1996)，因此我們認為原話對于“實際利率”同樣適用。與通貨膨脹率的相關性低，而是說明在目前情況下，中央銀行還不具備通過事先調整實際利率，調控未來的或預期的通貨膨脹率走勢的能力。相比之下，三個因素中貨幣供應量的權重最大，這或許正好印證了米爾頓·弗里德曼的名言:“通貨膨脹永遠而且處處是一種貨幣現(xiàn)象”。

我們還將樣本范圍縮小到1994Q1－2008Q4進行了穩(wěn)健性檢驗，得到的MCI比率是1:5.2:24.8，對新凱恩斯菲利普斯曲線方程的GMM估計結果也都表現(xiàn)良好(數據備索)，前瞻性因素占15.37%。由于樣本數量限制，未能對三因素MCI做更多的穩(wěn)健性檢驗，但對傳統(tǒng)兩因素的MCI(只含利率和匯率)進行估計，1994Q1－2007Q4的比率是 1:18.1，1994Q1－2006Q4的比率是 1:12.1，1994Q1－2005Q4的比率是1:14，相對意義上都接近1:9.5;相應的菲利普斯曲線估計結果中前瞻性因素則分別為14.68%、27.48% 和 47.11%，與表4 中的11.68%一樣都表明前瞻性因素少于后顧性因素。這些數據或許都從一個側面證明了我們的MCI估計結果是穩(wěn)健的。

表4 新凱恩斯混合菲利普斯曲線回歸結果

(四)中國MCI指數的構建及其要素分析

基于前面估計的權重，我們可以根據以下公式計算中國MCIs:

其中，r、q和rm2分別表示實際利率、實際匯率和實際貨幣供應量①各變量的具體定義如前所述。。下標代表當期，下標代表基期。我們選擇2002年1季度為基期②MCI的基期應該是一個市場穩(wěn)定和貨幣狀況令人滿意的時期，MCI對基期狀況的偏差應保持在一個目標范圍內(Wet，2002)。但同時Wet(2002)也指出，如其他任何指數，MCI的基期可以任意改變而不會影響結果。國內有的學者(卜永祥，周晴，2004)根據樣本期內的平均居民消費價格增幅選擇基期，有的學者(卞志村，2008)根據樣本期內的最小產出缺口選擇基期。這里我們應用類似前者的方法，通過計算發(fā)現(xiàn)從1994年1季度到2009年3季度共63個季度的定基CIP94季度增率的平均值為0.52%，而在所有樣本中，2002年1季度的季度增率(0.60%)與之最接近。(2002年1季度等于100)，計算得到中國的 MCIs，我們計算的MCIs及其各要素的走勢見圖1。

圖1 中國的MCIs及其各要素的走勢

圖1 描繪了中國MCI及其各要素的一個走勢，具體描述如下:

(1)由于人民幣匯率的貶值和兩位數的通貨膨脹，在1990年代早期MCI有一個較大程度的放松。從1994年到1997年下半年貨幣狀況急劇收緊，主要是由于急劇的通貨緊縮提高了實際利率、人民幣對美元實際匯率的升值和貨幣供應量增速的顯著下降。盡管由于貨幣供應量的持續(xù)增加和中央銀行的兩次降息使1996年1季度到3季度的貨幣狀況有過短期放松，但沒有從根本上改變貨幣狀況緊縮的趨勢。

(2)MCI從1997年底到2001年顯著放松，主要是由于亞洲金融危機的爆發(fā)、1998年夏季發(fā)生嚴重洪災、持續(xù)通縮和國內有效需求不足等國內外經濟環(huán)境的變化，我國實施了穩(wěn)健的貨幣政策，采取了降息等宏觀調控手段;另一方面，這一時期MCI的下降在很大程度上還由于實際匯率的貶值，這與隨著亞洲金融危機的逐步緩解大多數其他亞洲貨幣對美元的匯率反彈有關。這期間由于美元的強勢恢復使人民幣實際匯率貶值放緩和貨幣供應量的急劇減速使MCI從2001年下半年有一個短期收緊。

(3)在2002－2004年國內通貨膨脹的升溫再次造成實際利率顯著降低，加之實際匯率的貶值和貨幣供應量的平穩(wěn)增加使這一期間的貨幣狀況大大放松。顯然，在2002－2004年MCI的所有三個要素都對貨幣狀況的寬松有所貢獻。

(4)從2004年年底到2005年下半年，貨幣狀況再次收緊，一方面是由于為防止經濟過熱，貨幣當局采取了放緩貨幣供應量增速，提高再貸款利率、提高法定存款準備金率和有保有壓的信貸調控等從緊的貨幣政策措施，另一方面人民幣強烈的升值預期導致實際匯率的不斷升值也是MCI上升的一個重要原因。

(5)從2005年年底至2008年年初，貨幣狀況總體顯示是寬松的，主要是由于匯率升值的影響③“匯改”后人民幣實際匯率對貨幣狀況的影響大大增強，但是卻出現(xiàn)了伴隨匯率升值通貨膨脹也同向上升的“悖理”現(xiàn)象。一種可能的解釋是，人民幣升值及其預期吸引了大量海外游資進入中國市場，國家為了穩(wěn)定匯率需要發(fā)行人民幣來兌換這些游資，在不能完全沖銷的情況下，造成人民幣發(fā)行過多，物價上升，從而形成通貨膨脹伴隨匯率升值同向上升的現(xiàn)象。。另外，實際利率因通貨膨脹上升而降低，投資增長較快，貨幣供應量穩(wěn)定增長，銀行體系流動性充裕，信貸投放較多，經濟因而出現(xiàn)過熱傾向，為此人民銀行實施了從緊的貨幣政策，除加大市場操作力度外，17次上調準備金率，8次加息，致使2008年后期貨幣狀況再次進入收緊階段。表5給出了在過去十五年貨幣狀況的主要周期及各要素的貢獻。

通過圖1和表5，我們可以發(fā)現(xiàn)幾個特征:(1)在三個要素中利率的影響雖然最小但很重要，往往是利率的走勢塑造了MCI的走勢，二者走勢基本一致;(2)貨幣供應量對MCI的影響最大，這似乎印證了著名經濟學家米爾頓·弗里德曼的名言:“通貨膨脹永遠而且處處是一種貨幣現(xiàn)象”;(3)2005年“匯改”后人民幣實際匯率對貨幣狀況的影響大大增強卻出現(xiàn)“悖理”現(xiàn)象。另外，從以上分析可以看出，我們構建的MCI的周期變化基本上能夠反映我國貨幣政策立場的“緊縮”或“寬松”，因此可以用作一個政策立場指示器。

表5 MCI的周期及各要素的貢獻率

四、MCI在我國貨幣政策中的潛在應用

根據 Batini and Turnbull［4］，MCI 主要有三種用途:貨幣政策操作目標;信息指示器和貨幣政策規(guī)則。下面我們將對這三個方面的用途在我國的背景下做逐一分析。

(一)MCI作為信息指示器

所謂信息指示器，一方面指MCI可以指示貨幣政策立場“緊縮”或“寬松”的有關信息，充當所謂的政策立場指示器;另一方面指MCI包含貨幣政策最終目標未來發(fā)展的動態(tài)信息，可作為所謂的先行指標。由于在上面一節(jié)通過考察MCI的周期變化及其要素貢獻時已經得出我們構建的MCI可以用作一個政策立場指示器的結論，因此，這一節(jié)我們的考察重點在于通過分析MCI和通貨膨脹的關系，檢驗我們構建的MCI指數能否作為貨幣政策的先行指標，我們將根據MCI對CPI周期拐點的預測能力來判斷。要檢驗MCI對CPI周期拐點的預測能力首先必須確定二者的周期拐點，我們將嚴格按照以下方法步驟①詳見 Anas ，J.et al.(2008)。來進行［22］:(1)運用 Bry－Boschan算法初步確定經濟周期的峰和谷。時間t的峰:{yt＞yt－k，yt＞yt+k，k=1，…，K};時間 t的谷:{yt＜ yt－k，yt＜ yt+k，k=1，…，K}。其中對于季度時間序列K=2，而對于月度時間序列K=5。(2)忽略序列開始或結尾2個季度內的轉折點。(3)通過下列規(guī)則確保峰和谷交替出現(xiàn):在出現(xiàn)雙谷的情況下，選擇最低值的谷;在出現(xiàn)雙峰的情況下，選擇最高值的峰。(4)一個擴張或收縮階段必須至少持續(xù)2個季度;一個完整的周期必須至少持續(xù)5個季度。(5)求深度。深度用來衡量每個周期階段的波幅，例如對于一次收縮:deepness=|Xp－XT|/Xp，其中Xp和XT分別是所考察的經濟周期的峰值和谷值。擴張或收縮的深度不低于0.5個百分點。

根據以上步驟和規(guī)則，我們的計算結果表明(見表6)，從1994年1季度到2009年3季度MCI共經歷了9個拐點，而同比CPI(上年同期=100)則經歷了7個拐點，其中CPI的四個峰點與MCI的五個谷點中的四個完全一致，CPI三個谷點中的兩個則與MCI四個峰點中的兩個相近(相差不超過3個季度)，而且從時間先后來看，在相近的兩個拐點中MCI的兩個峰點都領先CPI的兩個谷點2個季度，即使不相近的兩個拐點1997Q3到1999Q2也只有6個季度。這說明我們構建的MCI周期拐點能夠反映CPI的周期拐點，并具有一定的前瞻性。從圖2(a)和(b)圖來看，MCI的變化確實相當好地對應了同比CPI和CPI94季度增長率的反向運動。因此，我們認為，貨幣狀況指數(MCI)可以作為我國貨幣政策的先行指標和信息指示器。

表6 MCI與CPI周期轉折點的比較

圖2 中國的MCIs與通貨膨脹率

(二)MCI作為操作目標

Freedman認為在小型開放經濟中，將MCI作為貨幣政策的操作目標要優(yōu)于單獨以利率或匯率作為操作目標。那么，在我國這樣一個有管理浮動匯率制下的大型開放經濟中，MCI能否作為貨幣政策操作目標呢?

我國對于操作目標并沒有一個明確的說法。易綱和謝平把我國的貨幣政策操作目標界定為基礎貨幣。戴根有［23］則把我國貨幣政策操作目標描述為以基礎貨幣特別是超額儲備為主，貨幣市場利率為輔的操作目標體系，這一目標體系包括基礎貨幣、超額準備金水平和貨幣市場利率。而陳雨露和周晴認為［24］，在有管理的浮動匯率制下，貨幣政策操作是在本幣市場直接釘住短期利率變化，在外匯市場釘住實際匯率變化，中央銀行同時控制匯率目標和利率目標，貨幣政策操作目標實質上是短期利率和實際匯率變化的線性組合，即MCI。王曉芳和王維華的實證研究則表明［25］，自1998年以來，我國相對穩(wěn)定、有效的貨幣政策操作目標是準備金總額，也可以說是基礎貨幣，并不是超額準備金和貨幣市場利率。由于在貨幣政策的操作順序中，操作目標介于政策工具和中間目標之間，中央銀行是通過對操作目標的直接操縱來實現(xiàn)對中間目標的調控。因此，在本文里我們試圖通過檢驗操作目標和中間目標的相關性對MCI能否作為我國貨幣政策的操作目標做一初步判斷。

由上述可知，最具競爭性的操作目標變量有基礎貨幣、超額準備金水平、準備金總額和貨幣市場利率，而我國長期以來以貨幣供應量作為中間目標，表7列出了以上各操作目標變量和貨幣供應量的相關性。

表7 MCI、基礎貨幣等變量與貨幣供應量的相關性(1994Q1－2009Q3)

由表7可知，在所有五個操作目標變量中，MCI與貨幣供應量的相關性(－0.743)要比超額準備金的相關性(0.613)好一些，排第四位，相關性最高的是基礎貨幣(0.986)，其次是準備金總額(0.982)和貨幣市場利率(－0.778)。這些相關系數在0.01的水平上都是顯著的。因此，從相關性來看，MCI雖然不是最好的操作目標，但如果不考慮其他因素①作為操作目標需要識別“MCI的合意水平”，由于精確地確定匯率和利率的均衡水平是一件不容易的事情，還經常遭受不曾預料的沖擊，因此把MCI作為操作目標是十分復雜的(Batini and Turnbull，2000)。，MCI或可勉強成為操作目標體系中的一員。

(三)MCI作為貨幣政策規(guī)則

Batini and Turnbull認為MCI可以進行重新組織，對利率進行正規(guī)化得到一個政策規(guī)則，這樣利率被設定以便與匯率并行變化。這等價于對匯率水平進行反饋，類似于匯率目標制。Ball提出了一個不同的“基于MCI”的規(guī)則，該規(guī)則意味著對MCI進行設定，以便校正通貨膨脹對其目標和產出對其潛在水平的偏差。根據這些論述和本文MCI的具體形式，我們構建了以下兩個規(guī)則:

(8)式是Batini and Turnbull意義上的規(guī)則，不妨簡稱為BT型規(guī)則;同理，(9)式可簡稱為Ball型規(guī)則。其中“*”表示目標水平或潛在水平，在這里我們都用相應變量的HP濾波表示。各變量的數據來源和處理方式如前所述。由于MCI的水平值序列不是平穩(wěn)序列，故在實證檢驗中使用其差分序列。在所有的變量序列都通過平穩(wěn)性檢驗的情況下，我們使用簡單的最小二乘法(OLS)得到以下結果:

注:方程下面括號內為t檢驗值;括號后面*表示在1% 的水平上是顯著的，＊＊＊表示在10% 的水平上是顯著的。

實證結果表明，BT型規(guī)則，即根據匯率缺口和貨幣供應量缺口調整利率的規(guī)則，盡管其變量系數都是顯著的，調整的R2也高達0.5859，但由于DW值太低，說明殘差序列存在正相關，參數估計值不是有效的，顯著性檢驗也失效。為了克服自相關我們進一步采用Cochrane－Orcutt迭代法②詳見易丹輝(2008，p71)。對原模型做廣義差分變換后進行OLS估計［26］，結果發(fā)現(xiàn)所有的參數估計值都不再顯著(數據備索)。而就Ball型規(guī)則而言，通貨膨脹缺口和產出缺口的估計系數也不顯著。因此，根據這些檢驗結果，MCI還不足以用作以上形式的貨幣政策規(guī)則。

五、結 語

本文利用1994Q1－2009Q3的數據并基于一個新設的新凱恩斯菲利普斯曲線模型估計和構建了中國的貨幣狀況指數(MCI)。對新凱恩斯菲利普斯曲線方程的GMM估計結果表明，中國MCI三個要素(利率、匯率和貨幣供應量)的權重比例為1:9.8:35.1。分析表明，我們構建的MCI的周期變化基本上能夠反映我國貨幣政策立場的“緊縮”或“寬松”，因此可以用作一個政策立場指示器;MCI指數走勢很好地對應了中國通貨膨脹的反向運動，其周期拐點與通貨膨脹周期拐點具有較強的時間一致性，因此可以作為我國貨幣政策的先行指標。進一步的統(tǒng)計分析表明，我們構建的MCI指數或許還是一個潛在的貨幣政策操作目標變量，因為僅從與貨幣政策中間目標的相關性來看，它至少要好于超額準備金。另外，通過對BT型和Ball型兩種規(guī)則形式的計量檢驗，結果顯示，同大多數國家的情形一樣，中國的MCI還不足以用作貨幣政策規(guī)則。

盡管我們構建的MCI表現(xiàn)似乎相當不錯，但是在我國的利率市場化和匯率市場化尚不完全、利率傳導渠道和匯率傳導渠道不很通暢、以及貨幣供應量作為中間目標備受爭議的背景下，建議貨幣當局謹慎使用MCI指數，可首先將其作為貨幣政策的一個先行信息指標來使用，以增強貨幣政策操作的前瞻性和提高反通貨膨脹的有效性，隨著條件的成熟與完善再適時調整和擴展其用途。

另外，我們的新凱恩斯混合菲利普斯曲線估計結果表明通貨膨脹的前瞻性預期在我國是確實存在的，因此，正如我國政府和貨幣當局已經開始強調的那樣，我們應該重視并管理好通貨膨脹預期。

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