摘 要：本文運(yùn)用三區(qū)制馬爾科夫轉(zhuǎn)移的向量自回歸模型，研究我國(guó)貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)。研究表明，我國(guó)貨幣政策具有顯著的非對(duì)稱效應(yīng)，主要體現(xiàn)為緊縮貨幣政策的影響要大于擴(kuò)張貨幣政策、不同經(jīng)濟(jì)周期階段下貨幣政策具有差異性、貨幣政策的價(jià)格效應(yīng)大于產(chǎn)出效應(yīng)、貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制要強(qiáng)于貨幣供給量傳導(dǎo)機(jī)制，制定貨幣政策需要考慮貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；經(jīng)濟(jì)周期；非對(duì)稱性； MS-VAR

中圖分類號(hào)：F822.0 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-9031（2013）03-0004-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.03.01

一、文獻(xiàn)綜述

貨幣政策是宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策的重要組成部分，通過(guò)運(yùn)用各種政策工具達(dá)到保持物價(jià)穩(wěn)定并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的。最初研究認(rèn)為貨幣政策對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)的影響是一致、線性的，然而20世紀(jì)初30年代的研究表明貨幣政策具有非線性、非對(duì)稱性特征。特別是凱恩斯提出流動(dòng)性陷阱問(wèn)題，強(qiáng)調(diào)在此情況下貨幣政策是無(wú)效的，此后對(duì)于貨幣政策的非對(duì)稱、非線性研究更加深入。貨幣政策的非對(duì)稱性體現(xiàn)在不同方向貨幣政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響不同、不同經(jīng)濟(jì)周期階段貨幣政策的效果不同、不同貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的效果差異性以及貨幣政策對(duì)于一國(guó)不同地區(qū)可能產(chǎn)生不同影響。由于貨幣政策存在非對(duì)稱性特征，就需要根據(jù)具體經(jīng)濟(jì)環(huán)境制定合理的貨幣政策，才能達(dá)到預(yù)定的政策目標(biāo)，這對(duì)于貨幣政策制定具有極大借鑒意義。

國(guó)外主要從三個(gè)方面對(duì)貨幣政策非對(duì)稱性展開(kāi)研究。Ball and Mankiw（1994）認(rèn)為由于工資及價(jià)格粘性，緊縮性貨幣政策的影響要大于擴(kuò)張性貨幣政策，這一理論得到了Rhee and Rich（1995）等實(shí)證研究的支持[1-2]。Bernanke and Gertler（1989）提出的信貸配給理論則從另一個(gè)角度解釋了貨幣政策非對(duì)稱性，認(rèn)為信貸市場(chǎng)由于信息不對(duì)稱存在信貸配置行為，在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期信貸約束更加突出，因而緊縮貨幣政策既導(dǎo)致融資成本上升，也導(dǎo)致流動(dòng)性下降，經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期的貨幣政策影響要比經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期的貨幣政策影響大[3]。貨幣政策也會(huì)因規(guī)模不同產(chǎn)生非對(duì)稱效應(yīng)，根據(jù)Ball and Romer（1990）所提出的理論，較小的貨幣政策沖擊會(huì)影響產(chǎn)出水平，但是價(jià)格水平可能保持不變，這是在于生產(chǎn)廠商保持價(jià)格不變的效用要大于調(diào)整價(jià)格所帶來(lái)的效用；而較大規(guī)模的貨幣政策沖擊可能引起價(jià)格水平變化，而產(chǎn)出不變，這主要在于生產(chǎn)廠商調(diào)整價(jià)格所帶來(lái)的效用要大于保持價(jià)格不變的效用[4]。Cover（1992）使用1951—1987年美國(guó)數(shù)據(jù)，使用兩步法來(lái)研究貨幣政策的非對(duì)稱性研究認(rèn)為緊縮政策對(duì)于產(chǎn)出的影響要比擴(kuò)張政策更為顯著[5]。Beaudry and Koop （1993）、Pesaran and Potter（1997）使用帶閾值的自回歸模型（Threshold autoregression models）研究表明，不同經(jīng)濟(jì)周期下緊縮和擴(kuò)展貨幣政策對(duì)于產(chǎn)出的影響存在一定差異[6-7]。Dolado and Maria-Dolores（2006）使用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的向量自回歸模型（Markov regime-Switching Vector Autoregression，MS-VAR），評(píng)價(jià)貨幣政策在不同經(jīng)濟(jì)周期下所呈現(xiàn)的非對(duì)稱效應(yīng)，表明在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期貨幣政策效果更為顯著[8]。Aragon and Portugal（2009）、Siow-Hooi Tan（2010）均證明貨幣政策在巴西、東南亞國(guó)家存在非對(duì)稱效應(yīng)[9-10]。

我國(guó)對(duì)于貨幣政策非對(duì)稱性研究較晚，相關(guān)成果自2000以來(lái)開(kāi)始增多。劉金全和劉兆波（2003）利用描述經(jīng)濟(jì)增速波動(dòng)成分的各種GARCH模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，緊縮性貨幣政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)的收緊作用要大于擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)的刺激作用[11]。歐陽(yáng)志剛、王世杰（2009）以經(jīng)濟(jì)增速和通脹水平為閾值變量建立非線性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，估計(jì)結(jié)果表明，我國(guó)貨幣政策對(duì)通脹和產(chǎn)出的反應(yīng)隨著預(yù)期的通脹率和經(jīng)濟(jì)增速的變化而具有顯著的非對(duì)稱性[12]。劉金全和鄭挺國(guó)（2006）基于馬爾可夫轉(zhuǎn)移模型和沖擊響應(yīng)分析等方法，檢驗(yàn)了我國(guó)貨幣政策沖擊方向、沖擊規(guī)模以及經(jīng)濟(jì)周期階段可能存在的非對(duì)稱形式，發(fā)現(xiàn)我國(guó)貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響存在顯著的非對(duì)稱性[13]。趙進(jìn)文和閔捷（2005）采用了STR 模型對(duì)我國(guó)貨幣政策效果進(jìn)行了實(shí)證研究， 發(fā)現(xiàn)在1993年1季度至2004年2季度期間，我國(guó)貨幣政策表現(xiàn)出了明顯的非對(duì)稱性和非線性特征[14]。王立勇、張代強(qiáng)和劉文革（2010）基于開(kāi)放條件下的向量自回歸模型進(jìn)行非線性檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，我國(guó)貨幣政策具有非線性特征，并應(yīng)用LSTVAR模型研究信貸沖擊和利率沖擊所產(chǎn)生的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)的差異性[15]。

本文在借鑒以上文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，運(yùn)用MS-VAR模型研究我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)。選用MS-VAR模型主要在于該模型能夠根據(jù)模型參數(shù)較好劃分經(jīng)濟(jì)周期區(qū)制，同時(shí)該模型便于研究貨幣政策的多種非對(duì)稱效應(yīng)。

二、MS-VAR模型簡(jiǎn)述

向量自回歸模型（Vector Autoregression，VAR）對(duì)于相互聯(lián)系的時(shí)間序列變量系統(tǒng)是有效的預(yù)測(cè)模型，同時(shí)VAR模型也被頻繁地用于分析不同類型的隨機(jī)誤差項(xiàng)對(duì)系統(tǒng)變量的動(dòng)態(tài)影響，其表達(dá)式為：

MS-VAR模型估計(jì)方面，MS-VAR模型主要采用期望最大化（Expectation-Maximization，EM）獲得模型參數(shù)的最大似然估計(jì)值。EM方法是一種迭代最大似然（ML）估計(jì)方法，主要用于可觀測(cè)時(shí)間序列依賴不可觀察隨機(jī)變量的模型的估計(jì)。EM方法每次迭代包括兩步，第一步為期望（Expectation），由平滑概率？孜t|T估計(jì)不可觀察狀態(tài)？孜t；第二部為最大化（Maximization），通過(guò)相關(guān)似然公式計(jì)算出系數(shù)向量？姿。

三、實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)分析和模型設(shè)置

本文利用1994年1季度至2012年3季度的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)（CPI）、貨幣供給量（M1）、1-3年貸款基準(zhǔn)利率（r）四類宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，基于MS-VAR模型研究我國(guó)貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)。其中，GDP主要用以反映貨幣政策可能對(duì)產(chǎn)出影響，為了獲得實(shí)際GDP，使用季度CPI對(duì)名義GDP進(jìn)行平減；CPI主要用以反映貨幣政策對(duì)于通貨膨脹的影響，季度CPI主要由各季度內(nèi)各月CPI平均得到；M1主要用以反映數(shù)量型貨幣政策可能對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響，r主要用以反映價(jià)格型貨幣政策可能對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響，各季度r主要季度內(nèi)各月的r數(shù)據(jù)平均得到。本文數(shù)據(jù)主要來(lái)自統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》，文中所有變量均使用X-12進(jìn)行了季節(jié)性調(diào)整，以消除季節(jié)性因素；對(duì)所有變量取對(duì)數(shù)以消除數(shù)據(jù)波動(dòng)性，即lGDP、lCPI、lM1、lr；為獲得穩(wěn)定的數(shù)據(jù)過(guò)程，數(shù)據(jù)最終采用同比形式，即dlGDP、dlCPI、dlM1、dlr。本文使用Oxmetrics進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和模型計(jì)量分析。

建立MS-VAR模型需要樣本數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)過(guò)程，因而首先需要對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明lGDP、lCPI、lM1、lr均存在單位根，而dlGDP、dlCPI、dlM1、dlr均在1%的置信度下拒絕存在單位根的原假設(shè)，表明數(shù)據(jù)時(shí)間序列呈現(xiàn)穩(wěn)定狀態(tài)，因此可以利用處理過(guò)后的樣本數(shù)據(jù)建立MS-VAR模型。

建立MS-VAR模型還需要進(jìn)一步確定模型的滯后階數(shù)、經(jīng)濟(jì)周期區(qū)制劃分以及模型參數(shù)選擇等模型設(shè)置問(wèn)題。

1.模型滯后階數(shù)設(shè)置問(wèn)題。模型滯后階數(shù)的確定直接關(guān)系到模型構(gòu)建的優(yōu)良性，本文主要根據(jù)似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（ LR） 、最終預(yù)測(cè)誤差（ FPE） 、AIC 信息準(zhǔn)則、SC 信息準(zhǔn)則和HQ 信息準(zhǔn)則等標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選。實(shí)證結(jié)果顯示，有3個(gè)準(zhǔn)則認(rèn)為最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，因此本文MS-VAR模型的滯后階數(shù)確定為2階。

2.模型區(qū)制劃分問(wèn)題。由于發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)多呈現(xiàn)古典經(jīng)濟(jì)周期形式，因而國(guó)外研究文獻(xiàn)多采用二區(qū)制馬爾科夫轉(zhuǎn)移模型來(lái)研究經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)，也就是將經(jīng)濟(jì)波動(dòng)劃分為衰退和繁榮兩個(gè)結(jié)構(gòu)狀態(tài)。由于我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)上升期，使用二區(qū)制劃分經(jīng)濟(jì)周期并不能準(zhǔn)確反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期特征。王成勇和艾春榮（2010）、袁吉偉（2012）實(shí)證研究表明，三區(qū)制馬爾科夫轉(zhuǎn)移模型能夠較好的刻畫(huà)我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性特征[17-18]，因而本文使用三區(qū)制馬爾科夫轉(zhuǎn)移模型，進(jìn)而將我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期分別劃分為低速增長(zhǎng)區(qū)制、適速增長(zhǎng)區(qū)制和高速增長(zhǎng)區(qū)制。

3.MS-VAR模型具體形式選擇問(wèn)題。MS-VAR根據(jù)常數(shù)項(xiàng)、均值、方差的變動(dòng)情況可進(jìn)一步劃分為MSM-VAR、MSI-VAR、MSIH-VAR、MSMH-VAR、MSIAH-VAR等不同類型。本文采用AIC、HQ、SC、LL四個(gè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)篩選、構(gòu)建實(shí)證模型。實(shí)證研究結(jié)果標(biāo)明，非線性模型MS-VAR要優(yōu)于線性的VAR模型，表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期存在非對(duì)稱性波動(dòng)特征；AIC、HQ、SC模型篩選統(tǒng)計(jì)指標(biāo)表明MSMH模型要優(yōu)于其他模型，因而本文選擇MSMH（3）-VAR（2）模型進(jìn)行我國(guó)貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的實(shí)證研究。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

模型擬合結(jié)果表明，所估算的模型參數(shù)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；從相關(guān)分析看，模型殘差和模型預(yù)測(cè)誤差均不存在自相關(guān)和偏相關(guān)問(wèn)題；從Q-Q圖看，模型殘差和模型預(yù)測(cè)誤差接受正態(tài)分布假設(shè)。可以看到，MSMH（3）-VAR（2）模型能夠較好地刻畫(huà)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)特征。模型擬合結(jié)果顯示，區(qū)制1、區(qū)制2、區(qū)制3的季度GDP同比增速均值分別為7.7%、9.9%和13.7%。區(qū)制1、區(qū)制2和區(qū)制3分別代表我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期中的低速增長(zhǎng)階段、適速增長(zhǎng)階段和高速增長(zhǎng)階段。

從三個(gè)區(qū)制平滑概率圖可以看出，我國(guó)經(jīng)歷了三次較為明顯的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)變化，基本呈現(xiàn)了劉金全和鄭挺國(guó)（2008）所認(rèn)為的低速增長(zhǎng)—適速增長(zhǎng)—高速增長(zhǎng)—適速增長(zhǎng)—低速增長(zhǎng)周期規(guī)律。1997年我國(guó)受到亞洲金融危機(jī)沖擊，我國(guó)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)由高速增長(zhǎng)向低速增長(zhǎng)過(guò)度的結(jié)構(gòu)變化，并且在低速增長(zhǎng)區(qū)制持續(xù)至2001年。2001年，我國(guó)加入世界貿(mào)易組織，出口成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力，出口紅利推動(dòng)我國(guó)逐步由低速增長(zhǎng)區(qū)制向高速增長(zhǎng)區(qū)制轉(zhuǎn)變。可以看到，2005年至2008年上半年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)處于高速增長(zhǎng)區(qū)制，經(jīng)濟(jì)達(dá)到了前所未有的繁榮時(shí)期。2008年下半年，受到全球金融危機(jī)的沖擊，外需不振，加上國(guó)內(nèi)投資、消費(fèi)低迷，經(jīng)濟(jì)增速大幅下降，由高速增長(zhǎng)區(qū)制直接轉(zhuǎn)入低速增長(zhǎng)區(qū)制，經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)硬著陸狀態(tài)。經(jīng)2009年大規(guī)模的經(jīng)濟(jì)刺激政策，我國(guó)經(jīng)濟(jì)得到較快修復(fù)，回到適速增長(zhǎng)區(qū)制?？紤]我國(guó)人口紅利、改革紅利以及出口紅利的消失，我國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增速中樞下降，未來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)可能不復(fù)存在。

同時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的三個(gè)增長(zhǎng)區(qū)制在波動(dòng)性、概率分布、持續(xù)期等方面存在差異性。波動(dòng)性方面，低速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)區(qū)制波動(dòng)性最大，高速增長(zhǎng)區(qū)制波動(dòng)性其次，適速增長(zhǎng)區(qū)制波動(dòng)性最低。持續(xù)期方面，低速增長(zhǎng)區(qū)制發(fā)生概率為0.20，持續(xù)期為7.5個(gè)月；適速增長(zhǎng)區(qū)制發(fā)生概率為0.59，持續(xù)期為15.8個(gè)月；高速增長(zhǎng)區(qū)制發(fā)生概率為0.21，持續(xù)期為10.5個(gè)月，由此可見(jiàn)，適速增長(zhǎng)區(qū)制出現(xiàn)概率最高，持續(xù)也最長(zhǎng)。不同區(qū)制間的轉(zhuǎn)移概率也不盡相同，低速增長(zhǎng)區(qū)制向適速增長(zhǎng)區(qū)制、高速增長(zhǎng)區(qū)制轉(zhuǎn)移的概率分別為0.12和0.01，表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速更傾向于由低到適速區(qū)間的過(guò)渡。適速增長(zhǎng)區(qū)制向低速、適速增長(zhǎng)區(qū)制轉(zhuǎn)移的概率分別為0.03和0.14，表明適速增長(zhǎng)區(qū)制更可能向高速增長(zhǎng)區(qū)制轉(zhuǎn)移。高速增長(zhǎng)區(qū)制向低速、適速增長(zhǎng)區(qū)制轉(zhuǎn)變的概率分別為0.04、0.07，這表明高速增長(zhǎng)區(qū)制更傾向于轉(zhuǎn)向適速增長(zhǎng)區(qū)制，我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)回落的過(guò)程是一個(gè)比較緩和的過(guò)程，這有利于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)軟著陸，也與我國(guó)有效的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策措施有很大關(guān)系。

（三）脈沖響應(yīng)分析

為了進(jìn)一步分析貨幣政策可能產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)，下面運(yùn)用基于MS-VAR的脈沖響應(yīng)來(lái)分析貨幣政策所產(chǎn)生的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)。

1.價(jià)格型貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)分析

基于利率的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制在于，通過(guò)利率引導(dǎo)投資，調(diào)節(jié)社會(huì)需求，進(jìn)而達(dá)到調(diào)控經(jīng)濟(jì)增速的目的。根據(jù)脈沖響應(yīng)分析，利率的正向沖擊代表緊縮性貨幣政策，利率的負(fù)向沖擊代表擴(kuò)張性貨幣政策。

第一，不同方向貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)分析。從脈沖響應(yīng)圖可以看出，緊縮性貨幣政策所產(chǎn)生的政策效果要大于擴(kuò)張性貨幣政策的政策效果。以低速增長(zhǎng)區(qū)制為例，利率的一個(gè)正向沖擊將使得經(jīng)濟(jì)增速下降2.5，使得通貨膨脹最大下降5.5；而利率的一個(gè)負(fù)向沖擊最大可使經(jīng)濟(jì)增速上升1，通貨膨脹最大升高2.5。其他經(jīng)濟(jì)周期也有類似結(jié)果，這充分表明，不同方向貨幣政策的效果存在較大差異性。這種差異性既可能來(lái)自工資和物價(jià)的粘性，也可能來(lái)自我國(guó)信貸市場(chǎng)的信貸配給行為。

第二，貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)非對(duì)稱性分析。價(jià)格型貨幣政策所產(chǎn)生的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)也存在一定差別，總體看價(jià)格型貨幣政策對(duì)通貨膨脹的影響要略大于對(duì)產(chǎn)出的影響，尤其是在擴(kuò)張性貨幣政策下，其價(jià)格效應(yīng)更為突出。

第三，不同經(jīng)濟(jì)周期階段下貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)分析?？梢钥吹剑诓煌?jīng)濟(jì)增速區(qū)制下，利率變動(dòng)對(duì)于產(chǎn)出和通脹的影響略有不同。在低速增長(zhǎng)區(qū)制下，利率的一個(gè)正向沖擊在3個(gè)月后會(huì)引起產(chǎn)出和通脹水平下降，這種下降趨勢(shì)將持續(xù)至第10個(gè)月，整體看，利率的正向沖擊將對(duì)產(chǎn)出和通貨膨脹產(chǎn)生負(fù)向影響。在適速增長(zhǎng)區(qū)制下，利率的一個(gè)正向沖擊對(duì)于產(chǎn)出和通貨膨脹的影響與區(qū)制1基本相同，不過(guò)對(duì)于產(chǎn)出的影響程度要大幅下降。在高速增長(zhǎng)區(qū)制下，利率的一個(gè)正向沖擊在第5個(gè)月才對(duì)通脹產(chǎn)生影響，在第1個(gè)月即對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生影響，整體看利率的一個(gè)正向沖擊對(duì)通脹產(chǎn)生正向影響，而對(duì)于產(chǎn)出產(chǎn)生負(fù)向影響。而利率的一個(gè)負(fù)向沖擊所產(chǎn)生的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)在低速增長(zhǎng)區(qū)制、適速增長(zhǎng)區(qū)制和高速增長(zhǎng)區(qū)制逐步遞減。由此可見(jiàn)，貨幣政策在經(jīng)濟(jì)周期的低速增長(zhǎng)階段的影響力要強(qiáng)于經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)階段。

2.數(shù)量型貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)分析

基于貨幣供給量的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制在于，增加貨幣供給量，進(jìn)而通過(guò)調(diào)節(jié)貨幣供求關(guān)系，引導(dǎo)市場(chǎng)利率，進(jìn)而影響產(chǎn)出水平。根據(jù)脈沖響應(yīng)分析，貨幣供給量的正向沖擊代表擴(kuò)張性貨幣政策，貨幣供給量的負(fù)向沖擊代表緊縮性貨幣政策。

第一，不同貨幣政策方向的非對(duì)稱效應(yīng)分析。實(shí)證研究表明，與利率型貨幣政策效果相似，貨幣供給量的正向沖擊對(duì)于產(chǎn)出和通脹的影響要小于負(fù)向沖擊所產(chǎn)生的影響。在低速增長(zhǎng)區(qū)制下，貨幣供給量的正向沖擊最大使通貨膨脹上升0.5，使經(jīng)濟(jì)增速上升至0.125；而貨幣供給量的負(fù)向沖擊則最大使通貨膨脹下降1.3，使經(jīng)濟(jì)增速下降0.8。在適速增長(zhǎng)區(qū)制下，貨幣供給量的正向沖擊最大使通貨膨脹上升0.28，使經(jīng)濟(jì)增速上升至0.125；而貨幣供給量的負(fù)向沖擊則最大使通貨膨脹下降0.4，使經(jīng)濟(jì)增速下降0.3。這意味著緊縮貨幣政策的效果要大于擴(kuò)張性貨幣政策效果。

第二，基于貨幣供給量傳導(dǎo)機(jī)制的貨幣政策，在低速、適速、高速增長(zhǎng)區(qū)制下對(duì)于產(chǎn)出和通脹的影響有所不同，總體看，對(duì)于通脹的影響要大于對(duì)產(chǎn)出的影響。

第三，不同經(jīng)濟(jì)周期階段貨幣政策效果的非對(duì)稱性分析。由貨幣供給量正向沖擊脈沖響應(yīng)圖可以得到，在低速增長(zhǎng)區(qū)制下，在第3個(gè)月后貨幣供給量的變化對(duì)于產(chǎn)出和通貨膨脹的影響達(dá)到最大值，使通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增速分別上升0.5和0.125，此后貨幣供給量的沖擊逐步放緩。在高速增長(zhǎng)區(qū)制下，貨幣供給量正向沖擊會(huì)在第3個(gè)月對(duì)于產(chǎn)出和通貨膨脹的影響達(dá)到最大值，使通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增速分別上升0.28、0.08。從由貨幣供給量負(fù)向沖擊脈沖響應(yīng)圖可以看到，在低速增長(zhǎng)區(qū)制下，在第6個(gè)月后貨幣供給量的變化對(duì)于產(chǎn)出和通貨膨脹的影響達(dá)到最大值，使通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增速分別下降0.9和0.14，此后貨幣供給量的沖擊逐步放緩。在適速增長(zhǎng)區(qū)制下，貨幣供給量正向沖擊會(huì)在第6個(gè)月對(duì)于產(chǎn)出和通貨膨脹的影響達(dá)到最大值，使通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增速分別下降0.2、0.15。總體看，經(jīng)濟(jì)低速增長(zhǎng)區(qū)制下的貨幣政策效果要強(qiáng)于高速增長(zhǎng)區(qū)制。

3.不同傳導(dǎo)渠道所呈現(xiàn)的貨幣政策差異。

進(jìn)一步比較利率和貨幣供給量沖擊所產(chǎn)生的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)，可以看出，貨幣供給量沖擊所產(chǎn)生產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)要低于利率沖擊所產(chǎn)生的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)，這進(jìn)一步說(shuō)明了在我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制也存在非對(duì)稱性，價(jià)格型貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制要優(yōu)于數(shù)量型貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制。這與Romer（1994）的 研究結(jié)果相一致，其實(shí)證研究認(rèn)為，利率渠道是貨幣政策最強(qiáng)有力的傳導(dǎo)渠道，并發(fā)現(xiàn)控制通脹的貨幣政策也會(huì)導(dǎo)致物價(jià)和工業(yè)產(chǎn)出同時(shí)下降[19]。

四、結(jié)論

本文利用MS（3）-VAR（2）模型，分析了我國(guó)貨幣政策非對(duì)稱性效應(yīng)，主要結(jié)論為：

第一，我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)呈現(xiàn)非線性特征。通過(guò)模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，線性VAR模型并不能很好的刻畫(huà)我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期，而MS（3）-VAR（2）能夠很好的擬合我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期。我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的三個(gè)增長(zhǎng)區(qū)制在持續(xù)期、發(fā)生概率、轉(zhuǎn)移概率方面存在差異。其中，低速增長(zhǎng)區(qū)制波動(dòng)性最大，持續(xù)期最短，更易于向適速增長(zhǎng)區(qū)制轉(zhuǎn)移；適速增長(zhǎng)區(qū)制波動(dòng)性最小，持續(xù)期最長(zhǎng)，更易于向高速增長(zhǎng)區(qū)制轉(zhuǎn)移；高速增長(zhǎng)區(qū)制波動(dòng)性、持續(xù)期中等，更易于向適速增長(zhǎng)區(qū)制轉(zhuǎn)移。

第二，不同方向的貨幣政策效果存在顯著的非對(duì)稱性，緊縮性貨幣政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響要大于擴(kuò)張性貨幣政策。

第三，貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)存在非對(duì)稱性，價(jià)格效應(yīng)要大于產(chǎn)出效應(yīng)。

第四，不同經(jīng)濟(jì)周期階段貨幣政策具有非對(duì)稱效應(yīng)，低速增長(zhǎng)階段貨幣政策的效果要高于經(jīng)濟(jì)適速增長(zhǎng)或者高速增長(zhǎng)階段。

第五，貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制具有非對(duì)稱效應(yīng)，利率傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)于產(chǎn)出和通脹的影響要高于貨幣供給量的影響。

總而言之，我國(guó)貨幣政策具有非常顯著的非對(duì)稱性，而且這種對(duì)稱性體現(xiàn)在多個(gè)方面，這就需要貨幣政策制定者根據(jù)不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境，借鑒貨幣政策非對(duì)稱，制定更加合理的貨幣政策，以達(dá)到預(yù)期的政策效果。

（責(zé)任編輯：張恩娟）

參考文獻(xiàn)：

[1]Ball， L.and Mankiw， N.G. A Sticky-Price Manifesto. Working Paper[R].Federal Reserve Bank of Dallas，1994.

[2]Rhee，W.and Rich， R.W. Information and the Asymmetric Effects of Money on Output Fluctuations[J].Journal of Macroeconomics，1995（17）：683–702.

[3]Bernanke， B.S. and M. Gertler. Agency Costs， Net

Worth， and Business Cycle Fluctuations[J].American Economic Review ，1989（79）：14–31.

[4]Ball，L. and Romer，D. Real rigidities and the non-neutrality of money[J]. Review of Economic Studies， 1990（57）.

[5]Cover， James. Asymmetric Effects of Positive and Negative Money-Supply Shocks[J].Quarterly Journal of Economics，1992（11）：1261-1282.

[6]Beaudry，P. and Koop， G. M.Do Recessions Permanently Change Output？[J] Journal of Monetary Economics，1993（31）：149-163.

[7]Pesaran，M. and Potter， S. A Floor and Ceiling Model of US Output[J].Journal of Economic Dynamics and Control， 1997（21）：661-695.

[8]Dolado， J.J. and Maria-dolores， R. State asymmetries in the effects of monetary policy shocks on output： some the new evidence of the Euro-Area. In： MILAS et al. Nonlinear time series analysis of business cycles. Amsterdam： Elsevier， 2006.

[9]Aragon， E. and Portugal， M. Asymmetric Effects of

Monetary Policy in Brazil[J].Estudos Econicos，2009（39）：277-300.

[10]Siow-Hooi Tan， Muzafar-Shah Habibullah and Azali Mohamed. Asymmetric Effects of Monetary Policy in ASEAN-4 Economies[J].International Research Journal of Finance and Economics，2010（44）：31-38.

[11]劉金全， 劉兆波.我國(guó)貨幣政策作用非對(duì)稱性和波動(dòng)性的實(shí)證檢驗(yàn)[J].管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2003（3）：36-39.

[12]歐陽(yáng)志剛，王世杰.我國(guó)貨幣政策對(duì)通貨膨脹與產(chǎn)出的非對(duì)稱反應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009（9）：27-35.

[13]劉金全，鄭挺國(guó).我國(guó)貨幣政策沖擊對(duì)實(shí)際產(chǎn)出周期波動(dòng)的非對(duì)稱影響分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006（10）：4-13.

[14]趙進(jìn)文，閔捷.央行貨幣政策操作效果非對(duì)稱性實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究， 2005（2）：26-53.

[15]王立勇，張代強(qiáng)，劉文革.開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下我國(guó)非線性貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010（9）：4-16.

[16]Hamilton， J.D. A New Approach to the Economic

Analysis of Nonstationary Time Series and the Business Cycle [J]. Econometrical，1989（7）.

[17]王成勇，艾春榮.中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期階段的非線性平滑轉(zhuǎn)換[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010（3）.

[18]袁吉偉.我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)非對(duì)稱性分析——基于MS-VAR模型[J].鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院學(xué)報(bào)，2012（6）：12-22.

[19]Romer， C. and Romer， D. What Ends Recessions？ NBER Macroeconomics Annual[R].MIT Press， Cambridge Massachusetts， 1994： 9-80.