陳衛(wèi)東，苗文龍

1 計(jì)量模型、變量與數(shù)據(jù)

1.1 估計(jì)方法

（1）MSI指數(shù)方程估計(jì)：VAR法。

尚未有貨幣穩(wěn)定指標(biāo)的概念和計(jì)算方法，我們借鑒估計(jì)FSI的方法。估計(jì)金融狀況指數(shù)的方法主要有三種：一是大規(guī)模聯(lián)立方程；二是縮減的總需求模型(IS曲線)；三是VAR脈沖響應(yīng)。大規(guī)模聯(lián)立方程要求具備巨大的數(shù)據(jù)信息；縮減的總需求方程只不過(guò)是對(duì)無(wú)約束的VAR模型設(shè)定了特殊的系數(shù)限制，理論預(yù)設(shè)較強(qiáng)；VAR模型不但具有聯(lián)立方程對(duì)多個(gè)經(jīng)濟(jì)變量的相互影響進(jìn)行分析的特點(diǎn)，而且由于解釋變量不包含任何當(dāng)期變量，避免了聯(lián)立方程的有關(guān)問(wèn)題，具有建模的實(shí)用性(卜永祥、周晴，2004)。因此，本文嘗試采用VAR脈沖響應(yīng)估計(jì)貨幣穩(wěn)定指數(shù)(FSI)中各變量的權(quán)重系數(shù)。根據(jù)貨幣穩(wěn)定指標(biāo)含義，假設(shè)貨幣穩(wěn)定指數(shù)缺口待估方程為：

其中：Yt是內(nèi)生變量列向量，Ak為參數(shù)矩陣，εi是隨機(jī)擾動(dòng)列向量，下標(biāo)k代表滯后階數(shù)。通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)的Cholesky分解識(shí)別結(jié)構(gòu)沖擊。一般預(yù)期不會(huì)或很少對(duì)其他變量產(chǎn)生影響的變量放在最后，變量順序?yàn)椋篊PI通脹率缺口、真實(shí)房地產(chǎn)價(jià)格缺口、真實(shí)有效匯率缺口和真實(shí)股權(quán)價(jià)格指數(shù)缺口。

（2）FSI指數(shù)方程可變參數(shù)的穩(wěn)定性觀察：State-Space法。

鑒于轉(zhuǎn)型期經(jīng)濟(jì)制度和結(jié)構(gòu)變遷，靜態(tài)參數(shù)不能全面反應(yīng)貨幣穩(wěn)定指標(biāo)的動(dòng)態(tài)變化。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中，狀態(tài)空間模型被用來(lái)估計(jì)不可觀測(cè)的時(shí)間變量，如理性預(yù)期、測(cè)量誤差和趨勢(shì)循環(huán)要素等，許多時(shí)間序列模型都可作為狀態(tài)空間模型特例。因此，我們引入可變參數(shù)狀態(tài)空間模型分析MSI各指標(biāo)權(quán)重變動(dòng)。根據(jù)模型方程(1)，建立MSI可變參數(shù)狀態(tài)空間方程如(3)：

量測(cè)方程：

狀態(tài)方程：

其中：z分別表示i1、i2、m0、m1。

（3）MSI與貨幣政策目標(biāo)變量的溢出效應(yīng)：二元VAR-GRACH-BEKK模型。

為進(jìn)一步考察金融形勢(shì)指數(shù)MSI與當(dāng)前貨幣政策最終目標(biāo)變量的關(guān)系，我們采用VAR模型和多元GARCH-B EKK模型研究MSI與通貨膨脹率、實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的均值溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)。

序列變量y1,t、x1,t分別代表MSI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹指標(biāo)，均值溢出效應(yīng)采用二元VAR模型為(4)：

如果計(jì)量檢驗(yàn)θ1,j≠0顯著，表明 y1,t對(duì) x1,t具有顯著的均值溢出效應(yīng)；如果計(jì)量檢驗(yàn)θ2,j≠0顯著，表明x1,t對(duì) y1,t具有顯著的均值溢出效應(yīng)。借鑒李成、王彬等(2010)方法，檢驗(yàn)波動(dòng)溢出效應(yīng)我們采用二元GRACH-BEKK模型，如(5)所示：

模型(5)中 δ12、γ12描述了 y1,t對(duì) x1,t的ARCH 與GRACH型波動(dòng)溢出效應(yīng)，δ21、γ21描述了 x1,t對(duì) y1,t的ARCH與GRACH型波動(dòng)溢出效應(yīng)，計(jì)量檢驗(yàn)δ12≠0、δ21≠0、γ12≠0、γ21≠0顯著成立。

（4）MSI與貨幣政策操作變量的數(shù)量關(guān)系：G-RACH估計(jì)

為較為深入地分析貨幣政策工具與MSI的關(guān)系，我們選擇廣義自回歸條件異方差模型(G-ARCH)(Engle.R,1982;Bollerslev.T,1986)，并分為兩個(gè)步驟：(1)G-ARCH模型檢驗(yàn)在金融時(shí)間序列分析中廣為應(yīng)用，有效地避免了恩格爾和克拉格分析股票價(jià)格、通貨膨脹和外匯匯率等金融時(shí)間序列的殘差序列出現(xiàn)了波動(dòng)的成群現(xiàn)象。在使用這一方法之前我們首先對(duì)模型中的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。(2)在單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們采用G-ARCH模型對(duì)高貨幣化成因進(jìn)行檢驗(yàn)。Bollerslev.Tim(1986)提出GARCH模型的基本思想，將標(biāo)準(zhǔn)的GARCH(n，k)模型表示為：

其中：xt是1*(L+1)維外生變量向量，γ是(L+1)*1維系數(shù)向量。式(7)給出的均值方程是一個(gè)帶有誤差項(xiàng)的外生變量的函數(shù)。δt2是以前信息為基礎(chǔ)的k期向前預(yù)測(cè)方差。ω為常數(shù)項(xiàng)，用均值方程的殘差平方的滯后來(lái)度量從前n期得到的波動(dòng)性的信息；前k期的預(yù)測(cè)方。(n，k)分別表示階數(shù)為n的自回歸項(xiàng)和階數(shù)為k的移動(dòng)平均項(xiàng)。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

（1）通貨膨脹數(shù)據(jù)。我們選擇消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)CPI衡量通貨膨脹。何種指標(biāo)能準(zhǔn)確、全面衡量物價(jià)波動(dòng)，至今尚有爭(zhēng)議，最優(yōu)利率規(guī)則和貨幣規(guī)則中的通脹指標(biāo)也未有孰為最優(yōu)的定論。Taylor(1993)采用年度GDP縮減指數(shù)的變動(dòng)來(lái)衡量通脹水平，隨后，其他研究者采用了一些替代的價(jià)格指數(shù)。Kozicki采用四種測(cè)算美國(guó)通脹水平(年度通脹率和預(yù)期通脹水平)的方法比較了泰勒規(guī)則，即用CPI、核心CPI、GDP縮減指數(shù)計(jì)算年度通脹率，用私人部門的平均預(yù)期計(jì)算預(yù)期通脹水平。國(guó)內(nèi)衡量通貨膨脹率有兩種方法，即消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)與商品零售價(jià)格指數(shù)(RPI)，研究貨幣規(guī)則時(shí)多選擇CPI指標(biāo)，不失一般性，本文仍選擇CPI表示通脹狀況。

（2）產(chǎn)出缺口數(shù)據(jù)。準(zhǔn)確估計(jì)潛在產(chǎn)出和產(chǎn)出缺口決定了檢驗(yàn)最優(yōu)貨幣規(guī)則反應(yīng)函數(shù)的效果，我們首先將名義產(chǎn)出GDP換算成為真實(shí)產(chǎn)出GDP，其次采用時(shí)間趨勢(shì)法(H-P濾波)估計(jì)出真實(shí)的潛在產(chǎn)出，最后利用真實(shí)產(chǎn)出-潛在產(chǎn)出，得出產(chǎn)出缺口。

（3）利率和基礎(chǔ)貨幣供給數(shù)據(jù)。我們分別選擇1年期存款利率和銀行同業(yè)拆借利率代表政策規(guī)則中的利率指標(biāo)。Kozicki等將均衡實(shí)際利率視為平均聯(lián)邦基金利率與平均通貨膨脹率之差。我們用平均利率指標(biāo)減去平均通脹率后再減去利率趨勢(shì)值得到均衡利率。1993～1995年數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)引自謝平、羅雄(2002)，1996～2010年數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)信息網(wǎng)。

中國(guó)人民銀行從1994年開(kāi)始公布貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，并逐步將其作為貨幣政策中介目標(biāo)。貨幣供給數(shù)據(jù)直接采用歷年統(tǒng)計(jì)年鑒公布的貨幣供給量數(shù)據(jù)。按照流動(dòng)性和可控性，貨幣供給口徑分為 M0、M1、M2，由于M2可控性較低，我們分別采用M0、M1表示規(guī)則政策函數(shù)的貨幣供給變量。

（4）資產(chǎn)價(jià)格數(shù)據(jù)。鑒于其規(guī)模和經(jīng)濟(jì)影響，我們考察的資產(chǎn)主要是股票和房產(chǎn)。我們選取上證綜合指數(shù)收盤值(sp)來(lái)描述上海股票市場(chǎng)的價(jià)格波動(dòng)，選取深圳成分指數(shù)收盤值(zp)來(lái)反映深圳股票市場(chǎng)的價(jià)格波動(dòng)。我們選取房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)作為中國(guó)房屋價(jià)格指數(shù)的代理變量。資產(chǎn)價(jià)格表示為上證指數(shù)、深證指數(shù)、房產(chǎn)價(jià)格指數(shù)除以當(dāng)期CPI。數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)信息網(wǎng)。

（5）匯率數(shù)據(jù)。有效匯率數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《國(guó)際金融年鑒》和中經(jīng)信息網(wǎng)。

上述數(shù)據(jù)選擇時(shí)段皆為1993年1月-2009年12月，這一期間至少存在兩個(gè)比較完整的經(jīng)濟(jì)周期，可以完整反應(yīng)相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。為統(tǒng)一各指標(biāo)單位，我們都采取比率的形式，上述各變量缺口=(實(shí)際值-潛在值)/潛在值。

2 貨幣穩(wěn)定指數(shù)估計(jì)

2.1 單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行參數(shù)估計(jì)之前，我們對(duì)相關(guān)解釋變量和被解釋變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1。根據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果易知，各變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)平穩(wěn)，下文的計(jì)量估計(jì)不會(huì)出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題。

2.2 滯后階數(shù)的選擇

運(yùn)用AIC信息規(guī)則與SC信息規(guī)則選擇最優(yōu)滯后階數(shù)，避免滯后期數(shù)太少而影響參數(shù)估計(jì)的一致性，同時(shí)防止滯后期數(shù)太多而影響參數(shù)估計(jì)的有效性。運(yùn)用Eviews6.0檢驗(yàn)，結(jié)果表明，按照AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，VAR模型都應(yīng)選擇最優(yōu)滯后階數(shù)k=6，方程(3)中通脹缺口對(duì)資產(chǎn)價(jià)格缺口波動(dòng)及匯率缺口波動(dòng)沖擊的脈沖響應(yīng)分析如圖1所示。

表1 變量時(shí)序數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)(1903.Q1-2010.Q1)

圖1 通貨膨脹對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的脈沖響應(yīng)

2.3 貨幣穩(wěn)定指數(shù)缺口估算

根據(jù)VAR估計(jì)結(jié)果，計(jì)算出方程(1)各解釋變量滯后6階系數(shù)的平均數(shù)，然后對(duì)各解釋變量系數(shù)進(jìn)行加權(quán)處理，得出貨幣穩(wěn)定指數(shù)缺口的估計(jì)方程如(5)，進(jìn)而估計(jì)出VAR法下貨幣穩(wěn)定指數(shù)的時(shí)序數(shù)據(jù)，如圖2所示。

圖2 貨幣穩(wěn)定指數(shù)變動(dòng)走勢(shì)

2.4 可變參數(shù)的穩(wěn)定性

我們引入可變參數(shù)狀態(tài)空間模型分析貨幣政策規(guī)則的動(dòng)態(tài)行為。根據(jù)模型方程(4)，估計(jì)貨幣穩(wěn)定指數(shù)可變參數(shù)狀態(tài)空間模型結(jié)果如表2，資產(chǎn)價(jià)格參數(shù)變化如圖3所示。

分析表2可得出：貨幣穩(wěn)定指數(shù)可變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計(jì)結(jié)果較為顯著，各參數(shù)估計(jì)Z檢驗(yàn)顯著，而且參數(shù)符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)意義。在貨幣穩(wěn)定指數(shù)狀態(tài)空間模型中，通貨膨脹缺口系數(shù)sv1為0.4367，房產(chǎn)價(jià)格缺口系數(shù)sv2為0.0324，匯率缺口系數(shù)sv3為0.3482，滬深股市指數(shù)缺口的系數(shù)sv4、sv5分別為0.0088和0.1738。這表明貨幣穩(wěn)定指數(shù)中通貨膨脹所占比重最高，影響度達(dá)43.67%；其次是匯率，影響度達(dá)34.82%；滬深股市的影響程度為18.26%；房產(chǎn)價(jià)格的影響程度為3.24%。

表2 貨幣穩(wěn)定指數(shù)可變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計(jì)

圖3 貨幣穩(wěn)定指數(shù)狀態(tài)空間可變參數(shù)變動(dòng)趨勢(shì)

在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步觀察圖3分析通貨膨脹及資產(chǎn)價(jià)格系數(shù)的穩(wěn)定性。通貨膨脹系數(shù)在1998年1季度-2001年1季度之間波動(dòng)劇烈，其他時(shí)間非常平穩(wěn)，表明這段時(shí)間通貨膨脹率較其他時(shí)間波動(dòng)劇烈，出現(xiàn)異常情形，是貨幣穩(wěn)定考慮的重點(diǎn)。房產(chǎn)價(jià)格指數(shù)系數(shù)自公布之日起，就表現(xiàn)的異?；钴S，波動(dòng)幅度大、波動(dòng)頻率高，這一方面揭示了貨幣政策獨(dú)立性受損情況下，貨幣政策維護(hù)房產(chǎn)價(jià)格穩(wěn)定的艱難困境，另一方面也揭示了國(guó)家曾經(jīng)既依托房地產(chǎn)行業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(甚至成為增長(zhǎng)的支柱)、又迫于社會(huì)公眾呼吁房?jī)r(jià)過(guò)高欲予約束的兩難。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，匯率是貨幣穩(wěn)定的重要關(guān)注內(nèi)容，其系數(shù)波動(dòng)幅度較大的時(shí)期主要有3個(gè)——1994年2季度-1996年4季度、1998年1季度-1999年1季度和2004年4季度-2008年3季度，這三個(gè)時(shí)期國(guó)際環(huán)境變動(dòng)劇烈，特別是1998年?yáng)|南亞金融危機(jī)和2007年美國(guó)次貸危機(jī)，對(duì)匯率穩(wěn)定沖擊嚴(yán)重，貨幣穩(wěn)定主要考慮重點(diǎn)就是匯率穩(wěn)定。滬深股市系數(shù)除在2001年1季度-2004年1季度波動(dòng)福較大外，其他年比較平穩(wěn)，與劉斌(2003)、卞志村(2006)、余元全(2008)、李成等(2010)分析一致，一定程度上也論證了周小川“貨幣政策不針對(duì)資產(chǎn)價(jià)格”的表態(tài)。

3 貨幣穩(wěn)定指數(shù)與貨幣政策關(guān)聯(lián)性

3.1 貨幣穩(wěn)定指數(shù)與當(dāng)前貨幣政策目標(biāo)數(shù)量關(guān)系

為分析貨幣穩(wěn)定指標(biāo)作為貨幣政策最終目標(biāo)的可行性，我們有必要檢驗(yàn)MSI與現(xiàn)行政策目標(biāo)之間的計(jì)量關(guān)系，并探索如何將幣值穩(wěn)定指標(biāo)——通貨膨脹率過(guò)渡為MSI。表3為MSI、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹描述性統(tǒng)計(jì)，表明3各變量在1%和5%的水平上顯著平穩(wěn)，并且都呈正態(tài)分布。表4給出了MSI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、通貨膨脹的均值溢出效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，[]括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。根據(jù)相關(guān)信息準(zhǔn)則選擇滯后階數(shù)為5。模型中各序列均有顯著的自身滯后項(xiàng)，說(shuō)明序列有自相關(guān)性。觀察交叉滯后項(xiàng)，MSI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率g的VAR模型中，MSI的滯后1、4、5階交叉項(xiàng)、通貨膨脹率的滯后3階交叉項(xiàng)在1%和10%水平顯著；MSI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的VAR模型中，MSI的滯后1階交叉項(xiàng)、通貨膨脹率的滯后1、4階交叉項(xiàng)在1%和10%、5%水平顯著。因此，產(chǎn)出增長(zhǎng)率與MSI存在雙向顯著均值溢出效應(yīng)，MSI與通貨膨脹率存在單向顯著均值溢出效應(yīng)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)顯著影響貨幣穩(wěn)定，而貨幣穩(wěn)定態(tài)勢(shì)也顯著影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；貨幣穩(wěn)定對(duì)通貨膨脹則具有顯著的影響。

表3 MSI、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹描述性統(tǒng)計(jì)

表5為貨幣穩(wěn)定指數(shù)與貨幣政策目標(biāo)波動(dòng)溢出效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。A?B+B?A特征值對(duì)應(yīng)的模均小于且接近1，表明序列滿足方差與協(xié)方差平穩(wěn)條件。VAR-GARCH(1，1)-BEKK模型的最大似然值相比原模型均有相應(yīng)增加，說(shuō)明考慮異方差的模型能更好地刻畫(huà)數(shù)據(jù)特征。矩陣A、B中所有對(duì)角項(xiàng)均顯著(5%顯著水平)，表明MSI與g、π的時(shí)間序列存在ARCH效應(yīng)和GARCH效應(yīng)。矩陣A、B所有非對(duì)角項(xiàng)均顯著(5%顯著水平)，表明MSI與g、π之間存在雙向的ARCH型和GARCH型波動(dòng)溢出效應(yīng)。綜合上述檢驗(yàn)分析，我們可以得出貨幣穩(wěn)定指數(shù)與貨幣政策目標(biāo)之間存在顯著的雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)。

因此，資產(chǎn)交易規(guī)模擴(kuò)張改變了傳統(tǒng)的貨幣穩(wěn)定的范疇，同宏觀經(jīng)濟(jì)之間存在緊密的聯(lián)系，貨幣穩(wěn)定指數(shù)更能全面、準(zhǔn)確刻畫(huà)貨幣購(gòu)買力的平穩(wěn)性，更能反應(yīng)居民福利的損益變化，同時(shí)也是監(jiān)測(cè)金融經(jīng)濟(jì)周期與真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期的綜合性指標(biāo)，較通貨膨脹率指標(biāo)更為科學(xué)。

3.2 貨幣穩(wěn)定指數(shù)與利率、貨幣供給量數(shù)量關(guān)系：GARCH估計(jì)

為分析貨幣政策操作目標(biāo)變量對(duì)貨幣穩(wěn)定指標(biāo)治理效果，我們采用GRACH法檢驗(yàn)1年期存款利率、銀行同業(yè)拆借利率、高能貨幣供給量增長(zhǎng)率m0和廣義貨幣供給量增長(zhǎng)率m1對(duì)貨幣穩(wěn)定解釋作用，結(jié)果如表6所示。分析表6，可得出：調(diào)整的R2值在0.6-0.7之間，表明我們選取的幾個(gè)變量對(duì)真實(shí)貨幣化的擬合優(yōu)度較好、解釋程度較高，而且D-W值為2左右、F值在7-8之間，表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)，該檢驗(yàn)結(jié)果方程較為顯著。i1的系數(shù)為-14.75、-15.31，顯著水平分別為5%和1%，表明1年期存款利率水平對(duì)貨幣穩(wěn)定指數(shù)具有重要的逆向調(diào)節(jié)作用，當(dāng)經(jīng)濟(jì)過(guò)熱、貨幣穩(wěn)定指數(shù)較高時(shí)，1年期存款利率上升、貨幣政策收緊，MSI水平下降，該利率上升1%，貨幣穩(wěn)定指數(shù)下降15%左右。i2的系數(shù)為-12.43、-14.73，顯著水平分別為5%和1%，表明銀行間同業(yè)拆借利率水平對(duì)貨幣穩(wěn)定指數(shù)具有重要的逆向調(diào)節(jié)作用，銀行同業(yè)拆借利率上升1%，貨幣政策收緊，MSI水平下降12-14%。m0的系數(shù)為2.52，顯著水平5%，表明高能貨幣供給量增長(zhǎng)率同貨幣穩(wěn)定指數(shù)之間存在顯著的正向關(guān)系，m0增加1%，在貨幣政策乘數(shù)效應(yīng)和資產(chǎn)市場(chǎng)預(yù)期效應(yīng)下，貨幣穩(wěn)定指數(shù)上升2.52%。廣義貨幣供給增長(zhǎng)率m1的系數(shù)在1-2之間，顯著水平為5%-10%，表明廣義貨幣供給增長(zhǎng)率m1上升1%，貨幣穩(wěn)定指數(shù)上升1-2%。

表4 MSI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹的均值溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

表5 MSI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹的波動(dòng)溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

表6 利率、貨幣供給量與貨幣穩(wěn)定指數(shù)GARCH估計(jì)

MSI作為股市指數(shù)、房產(chǎn)價(jià)格、匯率、通脹率等因素的綜合指標(biāo)，檢驗(yàn)貨幣政策工具同MSI的關(guān)系是否顯著本質(zhì)上是驗(yàn)證政策工具同股市、房產(chǎn)、匯率、通脹率的關(guān)系是否顯著。我們檢驗(yàn)與上述文獻(xiàn)研究相一致的是，貨幣政策操作目標(biāo)變量對(duì)貨幣穩(wěn)定指數(shù)具有較為顯著的影響，MSI作為貨幣政策最終目標(biāo)具有顯著的可控性，能夠準(zhǔn)確調(diào)控社會(huì)福利損失達(dá)到最小。

4 結(jié)論與建議

通過(guò)構(gòu)建貨幣穩(wěn)定指數(shù)MSI，利用1993年1季度-2010年1季度數(shù)據(jù)和VAR、SSPACE、GRACH等檢驗(yàn)方法實(shí)證得出：貨幣穩(wěn)定指數(shù)能夠比較準(zhǔn)確地描述資產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)張情況下的幣值穩(wěn)定，能夠兼顧監(jiān)控資產(chǎn)價(jià)格、匯率等因素波動(dòng)造成的金融不穩(wěn)定；MSI與貨幣政策目標(biāo)—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在雙向顯著均值溢出效應(yīng)，與當(dāng)前的幣值穩(wěn)定指標(biāo)—通貨膨脹率存在單向顯著均值溢出效應(yīng)；貨幣穩(wěn)定指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹存在雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)；貨幣政策操作目標(biāo)變量—短期利率、貨幣供給量增長(zhǎng)率(m0、m1)與MSI之間具有顯著的解釋作用。

經(jīng)驗(yàn)證明，隨著開(kāi)放程度的提高和資產(chǎn)交易規(guī)模的擴(kuò)大，以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和通貨膨脹率為目標(biāo)的貨幣政策往往不能如愿以償，造成物價(jià)波動(dòng)與金融失衡，引致經(jīng)濟(jì)衰退。中央銀行對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)調(diào)控力度不足，沒(méi)有關(guān)注金融資產(chǎn)價(jià)格等因素，使得貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)偏離均衡時(shí)的反應(yīng)力度不足，助長(zhǎng)了我國(guó)一段時(shí)期內(nèi)固定資產(chǎn)投資過(guò)多、產(chǎn)能過(guò)剩的局面，成為經(jīng)濟(jì)不平穩(wěn)發(fā)展的重要政策誘因，同時(shí)也導(dǎo)致了資本市場(chǎng)價(jià)格不均衡(李成等，2010)。匯率方面，匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)影響正逐漸增加，一方面來(lái)自各國(guó)官方(特別是美國(guó))的升值壓力不斷增加，另一方面在人民幣升值預(yù)期下的熱錢涌人也在一定程度上削弱了貨幣政策的獨(dú)立性。美國(guó)次貸危機(jī)引發(fā)的金融危機(jī)給我國(guó)敲響了警鐘——資產(chǎn)市場(chǎng)不是關(guān)注不關(guān)注問(wèn)題、而是怎樣關(guān)注治理問(wèn)題(苗文龍，2010)。因此，設(shè)計(jì)一種能兼顧通貨膨脹、資產(chǎn)價(jià)格、匯率的指標(biāo)，并合理關(guān)注治理，可能達(dá)到兼治金融經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)的目標(biāo)；較FSI，MSI更具合理性，如何更為精確地計(jì)算MSI各指標(biāo)權(quán)重、并作為貨幣政策目標(biāo)具有重要的政策意義。

[1]A.Kontonikas,A.Montagnoli.Optimal Monetary Policy and Asset Price Misalignments[J].Scottish Journal of Political Economy,2006,53(5).

[2]B.McCallum.Recent Development in Monetary Policy Analysis:The Roles and Evidence[C].Federal Reserve Bank of Rich Mood Econom?ic Quarterly,2002.

[3]李成,王彬,馬文濤.資產(chǎn)價(jià)格、匯率波動(dòng)與最優(yōu)利率規(guī)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2010,(3).

[4]李冬,謝敏.企業(yè)資產(chǎn)價(jià)格對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2009,(8).[5]劉斌,張懷清.我國(guó)產(chǎn)出缺口的估計(jì)[J].金融研究,2001,(10).

[6]盧萬(wàn)青,陳建梁.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證研究[J].金融研究,2007,(2).

[7]苗文龍.貨幣政策是否應(yīng)關(guān)注資產(chǎn)價(jià)格—基于貨幣穩(wěn)定的視角[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng),2010,(6).

[8]魏瑋.貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)沖擊效力的動(dòng)態(tài)測(cè)度[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2008,(8).

[9]肖崎,金融資產(chǎn)膨脹下貨幣政策的困境和對(duì)策研究[D].廈門大學(xué)博士學(xué)位論文,2007.

[10]謝平,羅雄.泰勒規(guī)則及其在中國(guó)貨幣政策中的檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2002,(3).

[11]趙會(huì)玉,苗文龍.中國(guó)金融周期特征與貨幣政策效應(yīng)[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2008,(4).