方 成，丁劍平

（1.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，上海200433；2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 現(xiàn)代金融研究中心，上海200433；3.浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州310018）

一、引 言

自1992年鄧小平南巡講話以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的成就。經(jīng)濟(jì)一直保持年均10%左右的高增長(zhǎng)，但也出現(xiàn)了較大的波動(dòng)，具體表現(xiàn)為：從1993-1995年的高增長(zhǎng)和高通脹到1997年亞洲金融危機(jī)；2000年以后中國(guó)經(jīng)濟(jì)趨于平穩(wěn)快速發(fā)展，但也遭遇了2007年的高通脹和始于2008年的全球金融危機(jī)。結(jié)合圖1，我們觀察到近20年宏觀經(jīng)濟(jì)和貨幣政策表現(xiàn)出如下特征：第一，2006-2009年的宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出與1993-1999年相似的變動(dòng)特征，都經(jīng)歷了從預(yù)防高通脹和經(jīng)濟(jì)過熱到保增長(zhǎng)的大幅波動(dòng)過程，但2000年以后經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度有所下降。第二，我國(guó)的通脹期都出現(xiàn)在貨幣超發(fā)（信貸擴(kuò)張和投資增速）之后，其中1993-1995年的高通脹尤為明顯。第三，我國(guó)的利率未完全市場(chǎng)化，利率調(diào)控手段和效果受到很大限制。央行較少使用利率來調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)，大多采取存款準(zhǔn)備金等數(shù)量工具進(jìn)行調(diào)控。

過去20年，中國(guó)處在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，經(jīng)濟(jì)金融背景與貨幣體制的不斷變化促使我們不得不考慮貨幣調(diào)控對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的作用以及在經(jīng)濟(jì)變遷中貨幣政策規(guī)則是否也隨之出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)性變化。Judd和Rudebusch（1998）、Clarida 等（2000）及 Orphanides（2004）基于 Taylor規(guī)則的貨幣政策在1979年發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，分別解釋了美國(guó)經(jīng)濟(jì)在Volker就任美聯(lián)儲(chǔ)主席后波動(dòng)率減小的原因，同時(shí)實(shí)證研究也表明Volker-Greenspan時(shí)代的貨幣政策規(guī)則確實(shí)可以起到穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的作用。國(guó)內(nèi)也有文獻(xiàn)探討不同樣本區(qū)間的貨幣政策結(jié)構(gòu)性變化，如萬(wàn)曉莉（2011）從管制利率和市場(chǎng)化利率的角度衡量了1996年前后的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，發(fā)現(xiàn)1996年以后表現(xiàn)出較為顯著的逆周期調(diào)控特征。

圖1 中國(guó)1992-2011年GDP名義增長(zhǎng)率和實(shí)際增長(zhǎng)率

為了全面動(dòng)態(tài)分析貨幣政策對(duì)通貨膨脹的反應(yīng)情況，Sims和Zha（2006）、Kim和Nelson（2006）討論了美國(guó)20世紀(jì)70年代以來貨幣政策應(yīng)對(duì)重大事件（石油危機(jī)、越戰(zhàn)等）的調(diào)控機(jī)制及隨通脹如何調(diào)整貨幣政策的反應(yīng)函數(shù)，并強(qiáng)調(diào)使用時(shí)變參數(shù)模型估計(jì)貨幣規(guī)則能更好地解釋當(dāng)局的政策實(shí)際執(zhí)行情況。國(guó)內(nèi)學(xué)者卞志村和毛澤盛（2009）采用回歸殘差作為貨幣政策的相機(jī)抉擇部分的方法，得出中國(guó)貨幣政策以相機(jī)抉擇為主，但沒有給出時(shí)變的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，不能顯示貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的具體變動(dòng)狀況。

總體來說，雖然目前國(guó)內(nèi)關(guān)于貨幣政策規(guī)則的研究文獻(xiàn)大量涌現(xiàn)，但在實(shí)證研究方法上大多從靜態(tài)固定系數(shù)的角度出發(fā)，而動(dòng)態(tài)時(shí)變特征的研究機(jī)制和方法尚不成熟。鑒于此，本文對(duì)中國(guó)貨幣規(guī)則的動(dòng)態(tài)特性進(jìn)行探索性研究：其一，考慮2000年前后中國(guó)貨幣政策規(guī)則的演進(jìn)過程，探討2000年后貨幣政策是否呈現(xiàn)更多的逆周期調(diào)控特征，起到了減少經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的作用。其二，使用時(shí)變參數(shù)模型，考慮在不同時(shí)期貨幣政策對(duì)通脹的不同反應(yīng)和調(diào)控力度，探討我國(guó)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的動(dòng)態(tài)時(shí)變特性。其三，為了對(duì)貨幣政策進(jìn)行全面研究，我們采用VAR模型探討數(shù)量規(guī)則和價(jià)格規(guī)則對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的有效性。

二、貨幣政策規(guī)則模型

針對(duì)貨幣政策規(guī)則的研究主要圍繞Taylor規(guī)則和McCallum規(guī)則展開相應(yīng)的理論研究和實(shí)證分析。運(yùn)用最廣泛的經(jīng)典Taylor規(guī)則如下：

由于通貨膨脹的高度一致性和自相關(guān)性，Taylor和后續(xù)很多研究者都設(shè)E（πt+1It）＝πt，故式（1）可以整理為：

其中et為指實(shí)際有效匯率（Real Efficient Exchange Rate，REER）的變化率，用et＝lnREERt-lnREERt-1表示，et＞0表示本幣升值。ae理論上是負(fù)值，由于本幣升值使國(guó)外產(chǎn)品相對(duì)便宜，國(guó)內(nèi)產(chǎn)品需求減少，進(jìn)而進(jìn)口增加、出口減少。凈出口減少導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩，故央行需降低利率來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

結(jié)合利率的平滑行為rt＝ρrt-1+（1-ρ）+εt，其中0≤ρ＜1，當(dāng)ρ＝0時(shí)就是貨幣規(guī)則（3），則可以得到以下利率規(guī)則：

對(duì)于數(shù)量規(guī)則，McCallum（2000）給出的模型為：＝+（πt-π＊）+byyt。其中＜0，表明當(dāng)通貨膨脹率大于目標(biāo)通貨膨脹率時(shí)貨幣供應(yīng)量應(yīng)下降，以控制物價(jià)上漲；by＜0表明當(dāng)名義產(chǎn)出增長(zhǎng)率大于目標(biāo)名義增長(zhǎng)率時(shí)貨幣供應(yīng)量應(yīng)下調(diào)，以緩解經(jīng)濟(jì)過熱。

與Taylor規(guī)則一致，在McCallum規(guī)則中也考慮匯率因素＝+（πt-π＊）+byyt+beet，其中be＞0。考慮到平滑行為mt＝φmt-1+（1-φ）+θt，則可以得到：mt＝（1-φ）（bc+bππt+byyt+beet）+φmt-1+θt，其中，bπ＝，bc＝-π＊，0≤φ＜1。

三、中國(guó)貨幣政策規(guī)則的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取和處理

本文使用中國(guó)的季度宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1992年1季度到2011年4季度。其中，利率、CPI和GDP來源于中經(jīng)網(wǎng)宏觀月度數(shù)據(jù)庫(kù)，貨幣供應(yīng)量（M1和M2）來源于中經(jīng)網(wǎng)OECD數(shù)據(jù)庫(kù)，實(shí)際有效匯率來源于IMF的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)。

1.利率rt。本文選取基本能夠反映中國(guó)資金供求關(guān)系的銀行間7天同業(yè)拆借利率作為貨幣政策利率規(guī)則中的利率變量。中國(guó)同業(yè)拆借市場(chǎng)利率（CHIBOR）1996年1月才開始公布，對(duì)1992-1995年的數(shù)據(jù)缺失值，我們采用謝平和羅雄（2002）的方法，以上海融資中心的所有期限的加權(quán)利率來填補(bǔ)。另外由于占中國(guó)金融資源絕大比例的存貸款利率是管制利率，我們同時(shí)選擇1年期基準(zhǔn)存款利率和1年期基準(zhǔn)貸款利率的平均值。

2.通貨膨脹率πt。目前計(jì)算通脹率的方法主要包括CPI變化率和GDP平減指數(shù)（GDP deflator）等。由于我國(guó)GDP平減指數(shù)的建立歷史較短，大部分文獻(xiàn)采用消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)變化率作為通脹率。本文采用季度CPI增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)和CPI定基數(shù)據(jù)（1992 Q1＝100）。

3.實(shí)際貨幣增長(zhǎng)率mt，由名義貨幣供應(yīng)量M2（M1）的季度增長(zhǎng)率減去相應(yīng)的CPI變化率得到。名義M2增長(zhǎng)率和名義M1增長(zhǎng)率有較強(qiáng)的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為0.78。從圖2可以看出，貨幣供應(yīng)量是通貨膨脹率的風(fēng)向標(biāo)。如1993-1995年的高通脹緣于1992年開始貨幣供應(yīng)量的超額發(fā)行；1998-2002年的M2增長(zhǎng)率維持在10%-20%左右，通脹率也處于低位。

4.實(shí)際有效匯率變化率et。選擇人民幣實(shí)際有效匯率而非中美雙邊匯率，是因?yàn)閷?shí)際有效匯率更能反映中國(guó)總體的對(duì)外經(jīng)濟(jì)狀況；另外從數(shù)據(jù)特征看，1994-2011年人民幣對(duì)美元名義匯率基本固定，而實(shí)際有效匯率因各國(guó)通貨膨脹的波動(dòng)而呈現(xiàn)波動(dòng)性。實(shí)際有效匯率的最大波動(dòng)出現(xiàn)在1994年1月，即實(shí)現(xiàn)匯率并軌時(shí)，人民幣對(duì)美元匯率大幅貶值，除此之外，實(shí)際有效匯率的變化率基本在正負(fù)10%之間。

5.實(shí)際產(chǎn)出缺口yt。我國(guó)未公布潛在實(shí)際GDP的數(shù)據(jù)，需構(gòu)造實(shí)際潛在GDP序列：首先將季度的GDP數(shù)據(jù)除以定基CPI得到實(shí)際GDP，再使用X12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，然后應(yīng)用HP濾波方法（平滑參數(shù)取1600）計(jì)算潛在實(shí)際GDP。實(shí)際產(chǎn)出缺口為ln（GDPS）-ln（GDPT），其中GDPS表示季節(jié)調(diào)整后的實(shí)際產(chǎn)出，GDPT表示季節(jié)調(diào)整后的潛在實(shí)際產(chǎn)出。

圖2 M2的名義增長(zhǎng)率（左軸）和CPI變化率（右軸）

（二）固定參數(shù)貨幣規(guī)則實(shí)證分析

針對(duì)中國(guó)貨幣政策的價(jià)格規(guī)則和數(shù)量規(guī)則，本文使用1992-2011年的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)如下四個(gè)規(guī)則進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

規(guī)則1：rt＝（1-ρ）（ac+aππt+ayyt）+ρrt-1+εt

規(guī)則2：rt＝（1-ρ）（ac+aππt+ayyt+aeet）+ρrt-1+εt

規(guī)則3：mt＝（1-φ）（bc+bππt+byyt）+φmt-1+θt

規(guī)則4：mt＝（1-φ）（bc+bππt+byyt+beet）+φmt-1+θt

理論預(yù)計(jì)為：0≤ρ＜1，aπ＞0，ay＞0，ae＜0；0≤φ＜1，bπ＜0，by＜0，be＞0。其中，rt是銀行間7天拆借利率，mt是M2的增長(zhǎng)率。規(guī)則2和規(guī)則4包含了匯率因素，由于1994年并軌導(dǎo)致人民幣大幅貶值，使匯率數(shù)值異常波動(dòng)，本文匯率數(shù)據(jù)采用1994 Q1-2011 Q4的樣本區(qū)間。我們使用非線性最小二乘估計(jì)（NLS）方法進(jìn)行估計(jì)，迭代方式為高斯—牛頓法。

表1 規(guī)則1-4估計(jì)結(jié)果

從表1可以發(fā)現(xiàn)，在不考慮匯率因素的規(guī)則1和規(guī)則3中，Taylor規(guī)則對(duì)通脹的反應(yīng)系數(shù)為aπ＝0.73＜1，說明當(dāng)通脹率上升時(shí)利率的調(diào)整幅度小于通脹率的增加幅度，真實(shí)利率反而下降，這可能會(huì)導(dǎo)致通脹的自我實(shí)現(xiàn)；①M(fèi)c-Callum規(guī)則對(duì)于通脹的反應(yīng)系數(shù)為-0.32，與理論預(yù)計(jì)相同；規(guī)則1和規(guī)則3對(duì)于通脹的反應(yīng)系數(shù)分別在1%和10%的水平上顯著。兩個(gè)規(guī)則對(duì)產(chǎn)出缺口的反應(yīng)系數(shù)符號(hào)都與理論預(yù)計(jì)吻合，數(shù)量規(guī)則在5%的水平上顯著，而價(jià)格規(guī)則不顯著。

在加入?yún)R率因素的規(guī)則2和規(guī)則4中，雖然Taylor規(guī)則和McCallum規(guī)則對(duì)實(shí)際有效匯率變化率的反應(yīng)系數(shù)符號(hào)與理論預(yù)計(jì)吻合，但都不顯著，這與Mehrotra和Sánchez-Fung（2010）等得出的結(jié)論一致。這是由于央行雖然對(duì)外匯儲(chǔ)備采取了沖銷手段，但還不夠完全，并且匯率升值等預(yù)期因素不能通過發(fā)行央票和調(diào)整準(zhǔn)備金等手段完全抵消。加入?yún)R率因素前后貨幣政策規(guī)則對(duì)產(chǎn)出缺口和通貨膨脹率的反應(yīng)則沒有明顯變化。

在表2中，我們使用M1增長(zhǎng)率和1年期存貸款基準(zhǔn)利率平均值的數(shù)據(jù)對(duì)規(guī)則1-4進(jìn)行估計(jì)，樣本區(qū)間與表1相同。表2和表1中，Taylor規(guī)則對(duì)通脹和產(chǎn)出在符號(hào)和顯著性水平上都一致；在McCallum規(guī)則中，匯率符號(hào)則不同，但在10%置信區(qū)間都不顯著；對(duì)通脹和產(chǎn)出的反應(yīng)系數(shù)與表1估計(jì)的符號(hào)相同。

表2 基于M1和1年期基準(zhǔn)利率數(shù)據(jù)的規(guī)則1-4估計(jì)結(jié)果

上述實(shí)證結(jié)果顯示，匯率在貨幣政策中反應(yīng)不顯著。從通脹反應(yīng)看，數(shù)量規(guī)則和價(jià)格規(guī)則都較顯著，說明央行對(duì)通脹會(huì)同時(shí)使用數(shù)量和價(jià)格工具；從產(chǎn)出反應(yīng)看，數(shù)量規(guī)則比價(jià)格規(guī)則顯著，尤其使用M2數(shù)據(jù)時(shí)更明顯。

（三）動(dòng)態(tài)時(shí)變參數(shù)貨幣規(guī)則實(shí)證分析

中國(guó)經(jīng)濟(jì)在1997-1999年遭遇亞洲金融危機(jī)，經(jīng)濟(jì)大幅波動(dòng)，2000年后開始復(fù)蘇，2001年加入世貿(mào)組織后進(jìn)入了平穩(wěn)快速發(fā)展階段。我們以2000年作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的一個(gè)分界點(diǎn)考察貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的反應(yīng)變動(dòng)情況，其理由是：（1）2000年前后經(jīng)濟(jì)波動(dòng)顯著變化。表3計(jì)算了相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量在2000年前后的標(biāo)準(zhǔn)差，除了貨幣供應(yīng)量的波動(dòng)沒有明顯區(qū)別外，其他經(jīng)濟(jì)變量的波動(dòng)性都顯著下降，說明2000年后經(jīng)濟(jì)波動(dòng)趨于平緩。（2）從表4可知，2000年后經(jīng)濟(jì)變量的相關(guān)性顯著加強(qiáng)，說明2000年后貨幣政策工具的實(shí)施與宏觀經(jīng)濟(jì)聯(lián)系更加緊密。（3）以2000 Q1作為斷點(diǎn)對(duì)規(guī)則1-4進(jìn)行Chow檢驗(yàn)，相應(yīng)的似然比分別為30.98、18.25、25.48和24.40，在1%的顯著性水平上都不接受沒有斷點(diǎn)的原假設(shè)。②

表3 2000年前后經(jīng)濟(jì)變量的波動(dòng)情況

表4 2000年前后經(jīng)濟(jì)變量的相關(guān)系數(shù)

我們對(duì)規(guī)則1-4在2000 Q1-2011 Q4的樣本進(jìn)行了估計(jì)。表5表明兩種規(guī)則對(duì)通脹和產(chǎn)出的反應(yīng)系數(shù)在10%水平上都顯著，并且在數(shù)量規(guī)則（規(guī)則3和規(guī)則4）中，πt的系數(shù)比表1中相對(duì)應(yīng)絕對(duì)數(shù)值有所增大，說明2000年后貨幣供應(yīng)量工具對(duì)通脹的調(diào)控力度增強(qiáng)。

表5 2000 Q1-2011 Q4樣本區(qū)間估計(jì)結(jié)果

上述分析只是從結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)角度出發(fā)，并不能反映貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)變特征。實(shí)際上，貨幣政策當(dāng)局對(duì)不同時(shí)期的宏觀經(jīng)濟(jì)狀況采取不同的調(diào)控力度，針對(duì)不同的通脹水平確定不同的目標(biāo)通脹率π＊，③并適時(shí)對(duì)貨幣政策反應(yīng)系數(shù)做出相應(yīng)的調(diào)整。我們采取時(shí)變參數(shù)估計(jì)方法重新對(duì)Taylor規(guī)則和McCallum規(guī)則進(jìn)行估計(jì)，分析中國(guó)貨幣政策在不同時(shí)期的動(dòng)態(tài)時(shí)變特性。與規(guī)則2和規(guī)則4相對(duì)應(yīng)，本文參照Kim和Nelson（2006），設(shè)定如下模型：④

設(shè)ait＝ait-1+uit，uit～N（0），i＝c，π；bit＝bit-1+vit，vit～N（0，），i＝c，π，且εt、θt、uat、vat、uπt和vπt互相獨(dú)立。我們使用馬爾科夫蒙特卡羅模擬（MCMC）方法。

圖3給出了act、aπt、bct和bπt在樣本區(qū)間1994 Q1-2011 Q4的動(dòng)態(tài)參數(shù)估計(jì)，其平均值是 M CMC對(duì)四個(gè)參數(shù)的總體估計(jì)值，分別為0.92、0.94、19.61和-0.98，除了bπt之外，與表1使用NLS方法估計(jì)得到的結(jié)果大致相近。

圖3上面兩圖中，act（bct）開始呈現(xiàn)一個(gè)上升（下降）的過程，并且在1998-2002年有一個(gè)階段的高坡（低谷），可以用目標(biāo)通脹率π＊由大變小的變動(dòng)來解釋。由于ac＝-π＊（bc＝-π＊），其中aπ＊＞0（bπ＊＜0），1994-2002年正是一個(gè)通脹壓力由大到小的過程。1994-1995年是高通脹期，對(duì)應(yīng)的π＊較大，故act（bct）較?。ㄝ^大）；1997年亞洲金融危機(jī)導(dǎo)致的通縮使π＊減小，1998-2002年通脹率都較低，所以目標(biāo)通脹率π＊較小，act（bct）較大（較?。?；2008-2009年act（bct）有一個(gè)急劇下降（上升）的過程，而后又逐漸上升（下降），這也是由金融危機(jī)引起通脹率快速下降所導(dǎo)致的通脹目標(biāo)值調(diào)整引起的。

圖3的aπt圖中，從1996年底開始達(dá)到階段最大后逐漸減小，這是1996年后通脹壓力減小所致；其總的波動(dòng)幅度不大，大致在0.9左右。圖3的bπt圖中，1994年開始的一段時(shí)間在0附近波動(dòng)，之后有減小的趨勢(shì)，說明央行采用貨幣供應(yīng)量控制通脹率的倚重程度有所加大，這與表1和表5中（2000年前后估計(jì)結(jié)果）對(duì)bπt的估計(jì)結(jié)果變化情況一致。

圖3 貨幣規(guī)則的時(shí)變參數(shù)估計(jì)結(jié)果

綜上所述，時(shí)變參數(shù)規(guī)則估計(jì)表明貨幣政策的反應(yīng)系數(shù)是動(dòng)態(tài)變化的，特別是1997年亞洲金融危機(jī)和2008年全球金融危機(jī)都有一些明顯的波動(dòng)，說明貨幣政策當(dāng)局針對(duì)不同時(shí)期的宏觀經(jīng)濟(jì)狀況，尤其對(duì)特定的經(jīng)濟(jì)時(shí)期（高通脹或經(jīng)濟(jì)危機(jī)等）倚重不同的調(diào)控變量和采取不同的調(diào)控力度。近20年來我國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了跌宕起伏的高速發(fā)展，在高通脹期和通縮期央行確定不同的目標(biāo)通脹率，勢(shì)必會(huì)對(duì)貨幣政策反應(yīng)系數(shù)做出相應(yīng)的調(diào)整。

四、貨幣規(guī)則的有效性分析

上文貨幣規(guī)則的估計(jì)給出了貨幣政策函數(shù)對(duì)（yt，πt，et）的反應(yīng)系數(shù)，但價(jià)格規(guī)則和數(shù)量規(guī)則哪個(gè)相對(duì)更有效，還需建立如下VAR模型進(jìn)行分析：

其中，a0是一個(gè)5×1的向量，xt是5×1的內(nèi)生變量向量，Ai是5×5的矩陣，ωt是結(jié)構(gòu)擾動(dòng)向量。xt＝（yt，πt，rt，mt，et）′，使用Cholesky分解，即A0是一個(gè)下三角陣，（rt，mt）放在xt中變量最后，這可以使貨幣政策工具（rt，mt）對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量（yt，πt，et）的變動(dòng)有即期影響，與貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的設(shè)定相吻合。（yt，πt，et）如此排序的理由是：（1）生產(chǎn)部門對(duì)產(chǎn)量的調(diào)整不能在即期完成，由于生產(chǎn)周期的存在我們?cè)O(shè)定產(chǎn)出對(duì)金融市場(chǎng)和物價(jià)水平的反應(yīng)有滯后效應(yīng)，即（πt，et，rt，mt）的擾動(dòng)對(duì)yt不會(huì)產(chǎn)生即期影響。（2）通脹對(duì)貨幣政策的變動(dòng)有滯后效應(yīng)，故可以設(shè)定同期的金融市場(chǎng)擾動(dòng)不會(huì)對(duì)同期的通脹產(chǎn)生影響；同樣，匯率的變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)通脹的傳導(dǎo)是一個(gè)漸進(jìn)的過程（Goldberg和Knetter，1996）。（3）實(shí)際有效匯率由產(chǎn)出、通脹和進(jìn)出口貿(mào)易等經(jīng)濟(jì)基本面決定，所以假設(shè)et受（yt，πt）的即期影響。

根據(jù)AIC和LR準(zhǔn)則確定VAR四階滯后，VAR使用自抽樣（Bootstrapping）500次進(jìn)行估計(jì)（下同），得到圖4中（rt，mt）對(duì)（yt，πt，et）的脈沖響應(yīng)圖。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，圖4上部利率（rt）的沖擊對(duì)（yt，πt，et）無(wú)顯著影響。圖4下部除了對(duì)匯率因素?zé)o顯著影響外，對(duì)通脹率和產(chǎn)出缺口都有顯著影響。第二，在利率的脈沖圖中，利率的提高首先對(duì)產(chǎn)出缺口頭6-7個(gè)季度有正向影響，而后1年半里有負(fù)向影響直至趨于0，說明采用利率工具調(diào)控產(chǎn)出時(shí)在滯后1年半左右才會(huì)產(chǎn)生政策效果。對(duì)于通脹也有類似的結(jié)果，說明我國(guó)利率政策的調(diào)控效果滯后。第三，圖4下部的第一幅圖即貨幣供應(yīng)量對(duì)產(chǎn)出的脈沖圖中，首先有一個(gè)不顯著的4個(gè)季度的負(fù)向震蕩，然后有1年的顯著正向影響，說明對(duì)產(chǎn)出調(diào)控有滯后。第二幅脈沖圖中，貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率的上升對(duì)通脹有正向影響，這與我們前面的分析一致，我國(guó)的通脹往往發(fā)生在貨幣超發(fā)之后。具體而言，M2增長(zhǎng)率的提高會(huì)使CPI上升，在1年半左右達(dá)到高點(diǎn)，而后逐漸下降，與我國(guó)貨幣超發(fā)后引起的通脹周期大致吻合。圖4下部最后一幅圖中，貨幣供應(yīng)量沖擊對(duì)匯率無(wú)顯著影響。第四，我們做了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：⑤（1）根據(jù)LL和SBIC準(zhǔn)則確定2階滯后，得出的脈沖圖趨勢(shì)與圖4類似，只是幅度較小。（2）對(duì)rt和mt的次序做了變換，即xt＝（yt，πt，et，mt，rt）′，兩種次序的脈沖圖很相似。（3）使用 M1代替M2，脈沖響應(yīng)圖與使用M2的結(jié)果（圖4）基本一致。

圖4 貨幣政策的脈沖響應(yīng)

五、結(jié) 論

本文在現(xiàn)有貨幣規(guī)則的理論與實(shí)證研究基礎(chǔ)上，分別從靜態(tài)和動(dòng)態(tài)時(shí)變角度構(gòu)建了適合中國(guó)的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，并對(duì)貨幣政策的有效性進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)論為：第一，從Taylor規(guī)則和McCallum規(guī)則的估計(jì)結(jié)果可知，匯率因素在貨幣政策反應(yīng)函數(shù)中不顯著，而數(shù)量規(guī)則比價(jià)格規(guī)則對(duì)產(chǎn)出和通脹的反應(yīng)更為顯著。第二，中國(guó)貨幣政策在2000年前后發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，貨幣政策的執(zhí)行是相機(jī)抉擇的操作模式。通過使用時(shí)變參數(shù)估計(jì)方法，貨幣規(guī)則對(duì)通貨膨脹的反應(yīng)系數(shù)具有動(dòng)態(tài)時(shí)變特征，貨幣當(dāng)局根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中實(shí)際通脹走勢(shì)有針對(duì)性地調(diào)整通脹目標(biāo)和調(diào)控力度。第三，從VAR模型的脈沖響應(yīng)結(jié)果可知，相對(duì)于價(jià)格規(guī)則，使用數(shù)量規(guī)則進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行更為有效。究其原因，就在于我國(guó)利率尚未完全市場(chǎng)化，扭曲的利率生成機(jī)制對(duì)價(jià)格規(guī)則的引導(dǎo)作用并不完全有效，導(dǎo)致價(jià)格調(diào)控的傳導(dǎo)渠道不通暢，其調(diào)控力度大大減弱。當(dāng)金融市場(chǎng)不均衡時(shí)數(shù)量規(guī)則效果較好，這也是20年來央行頻繁使用數(shù)量工具而較少使用利率工具進(jìn)行調(diào)控的主要原因。但是，由于貨幣供給具有內(nèi)生性，受巨額外匯占款和資本項(xiàng)目逐漸開放等因素的影響，數(shù)量型工具調(diào)控日益困難。這就要求更加重視價(jià)格型調(diào)控手段，以加強(qiáng)貨幣政策的調(diào)控能力和效果，這也是加快推進(jìn)利率市場(chǎng)化的重要原因和建立宏觀審慎管理制度的重要內(nèi)容。

注釋：

①基于中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果大都是aπ＜1，說明Taylor規(guī)則針對(duì)中國(guó)數(shù)據(jù)得出的結(jié)果為利率對(duì)物價(jià)反應(yīng)趨于不穩(wěn)定（謝平和羅雄，2002；卞志村，2006，萬(wàn)曉莉，2011）。

②此外，我們以2000 Q1作為斷點(diǎn)進(jìn)行了Chow test的F檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)，結(jié)果與似然比檢驗(yàn)結(jié)果一致，都顯示2000是一個(gè)結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)。

③不少文獻(xiàn)使用中國(guó)政府每年公布的（由國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)發(fā)布）目標(biāo)通脹率，本文沒有這樣處理的原因是：（1）歷年的數(shù)據(jù)表明中國(guó)政府公布的目標(biāo)通脹率與通貨膨脹實(shí)際值差距較大。（2）目標(biāo)通脹率每年公布一次，但貨幣當(dāng)局會(huì)根據(jù)實(shí)際通脹率調(diào)整每季度的目標(biāo)通脹率。

④為了簡(jiǎn)化模型和避免過度參數(shù)化，我們首先建立如Kim和Nelson（2006）的模型（即設(shè)定反應(yīng)系數(shù)都是時(shí)變的）進(jìn)行預(yù)估計(jì)，在90%的置信區(qū)間內(nèi)，把估計(jì)結(jié)果與常參數(shù)沒有顯著區(qū)別的系數(shù)重新設(shè)定為固定參數(shù)，從而得到模型（5）和模型（6）。

⑤限于篇幅，文中未給出穩(wěn)健性檢驗(yàn)的脈沖響應(yīng)圖。

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[2]卞志村，毛澤盛.開放經(jīng)濟(jì)下中國(guó)貨幣政策操作規(guī)范研究[J].金融研究，2009，（8）：61-74.

[3]萬(wàn)曉莉.我國(guó)貨幣政策能減小宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)嗎？基于貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2011，（2）：435-456.

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