高 宏

(清華大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究所，北京 100084)

非線性泰勒規(guī)則及其政策效果
——基于新凱恩斯DSGE模型的分析

高 宏

(清華大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究所，北京 100084)

本文以通貨膨脹率為轉(zhuǎn)換變量，建立了Logistic平滑轉(zhuǎn)換形式的非線性泰勒規(guī)則，并將其納入到具有微觀基礎(chǔ)的新凱恩斯DSGE模型中進(jìn)行分析。文章利用1996年1月至2012年12月的數(shù)據(jù)通過貝葉斯估計(jì)，測定了貨幣政策拐點(diǎn)和轉(zhuǎn)換速度，并進(jìn)一步分析了各沖擊因素對經(jīng)濟(jì)波動的短期和長期影響。研究表明實(shí)際貨幣余額沖擊和貨幣政策沖擊是造成我國經(jīng)濟(jì)波動的主要因素，因此，合理運(yùn)用貨幣政策、調(diào)整短期利率，是保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速增長、管理通貨膨脹的關(guān)鍵。

貨幣政策;非線性泰勒規(guī)則;經(jīng)濟(jì)沖擊

一、引 言

減少經(jīng)濟(jì)波動、實(shí)現(xiàn)平穩(wěn)增長是世界各國面臨的至關(guān)重要的現(xiàn)實(shí)問題。以中國為例，中國經(jīng)濟(jì)自改革開放以來保持3年均9.7%的高速增長，但與之伴隨的是大幅度的經(jīng)濟(jì)波動。1984年我國GDP增速高達(dá)15.2%，到1990年卻僅有3.8%。而同時期通貨膨脹的波動則更為劇烈。經(jīng)濟(jì)的大起大落造成了增長的低效率，而通貨膨脹的大幅波動對人民的福利造成了更為直接的影響。為了解決這個問題，貨幣政策工具一直是各國進(jìn)行宏觀調(diào)控的主要手段。Taylor［1］提出的泰勒規(guī)則，正是針對通貨膨脹和產(chǎn)出缺口而調(diào)整短期利率的線性規(guī)則，它已經(jīng)成為描述和分析央行貨幣政策的標(biāo)準(zhǔn)方法。它可以表述為:

其中rt表示短期名義利率，央行通過選擇通貨膨脹和產(chǎn)出缺口的反應(yīng)系數(shù)，以實(shí)施貨幣政策調(diào)控。簡單的線性泰勒規(guī)則是基于中央銀行最小化對稱的二次損失函數(shù)的假定而得到的最優(yōu)規(guī)則，然而，現(xiàn)實(shí)情況卻并非如此。首先，由于中央銀行可能會對目標(biāo)變量的偏移變化產(chǎn)生不同的反應(yīng)，因此，央行對不同水平的通貨膨脹和產(chǎn)出缺口更傾向于賦予不同的權(quán)重，其損失函數(shù)是非對稱的，因此，線性規(guī)則不能充分描述央行的貨幣政策行為，Ruge－Murcia［2］、Nobay 和 Peel［3］、Dolado 等［4］、Surico［5］等論證了這一觀點(diǎn)。其次，Neft?i［6］以及 Hamilton［7］等研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)周期調(diào)整表現(xiàn)出非對稱性，產(chǎn)出可能在短時間內(nèi)大幅度衰退，但復(fù)蘇卻是緩慢、漸進(jìn)的過程;同時，通貨膨脹率在短期內(nèi)可能迅速提高，但卻需要較長時間維持穩(wěn)定，這是線性泰勒規(guī)則所無法刻畫的。面對這樣的現(xiàn)實(shí)，我們需要思考，如何建立非線性泰勒規(guī)則以描述這種非線性非對稱的政策行為?進(jìn)一步講，在這種非線性規(guī)則下，各種沖擊因素對中國經(jīng)濟(jì)波動將產(chǎn)生什么樣的影響?基于對這些問題的考察，本文建立Logistic平滑轉(zhuǎn)換(LSTR2)形式的非線性泰勒規(guī)則，將其納入到具有微觀基礎(chǔ)的新凱恩斯動態(tài)隨機(jī)一般均衡(DSGE)模型中進(jìn)行系統(tǒng)分析，通過貝葉斯估計(jì)得到央行調(diào)整貨幣政策規(guī)則的政策拐點(diǎn)和轉(zhuǎn)換速度，并基于此揭示貨幣政策效果，考察各種沖擊因素對經(jīng)濟(jì)波動的影響。本文余下部分的結(jié)構(gòu)為:第二部分對國內(nèi)外相關(guān)研究進(jìn)行回顧;第三部分構(gòu)建包含非線性泰勒規(guī)則的DSGE模型;第四部分對模型參數(shù)進(jìn)行貝葉斯估計(jì)，以此揭示我國貨幣政策的非對稱性特點(diǎn)，確定貨幣政策對通脹率的調(diào)節(jié)區(qū)間，并通過脈沖響應(yīng)分析各種沖擊因素對經(jīng)濟(jì)波動的影響;最后一部分是結(jié)論和政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

自20世紀(jì)90年代以來，利率逐漸取代貨幣供應(yīng)量成為經(jīng)濟(jì)調(diào)控的主要手段。Taylor［1］根據(jù)美國、英國以及加拿大等國貨幣政策實(shí)踐檢驗(yàn)結(jié)果，提出了一個簡單又易于理解的可操作規(guī)則，探討了貨幣當(dāng)局如何通過市場利率的選擇與調(diào)整，對經(jīng)濟(jì)中的通貨膨脹和產(chǎn)出缺口做出反應(yīng)。繼此之后，國外學(xué)者又進(jìn)行了廣泛的研究和擴(kuò)展，這主要包括:一是將泰勒規(guī)則動態(tài)化，建立前瞻性規(guī)則，認(rèn)為央行在調(diào)整利率時是依據(jù)預(yù)期未來的通貨膨脹和產(chǎn)出缺口進(jìn)行調(diào)整。二是引入利率平滑傾向，即央行不會立即將利率調(diào)整至理想水平，而是逐步地進(jìn)行調(diào)整。由于擔(dān)心突然大的政策調(diào)整可能引起資本市場震動，導(dǎo)致政策可信度的下降以及貨幣當(dāng)局需要尋求相關(guān)支持等因素，中央銀行更傾向于平滑地下調(diào)整短期利率。然而，這些研究中，泰勒規(guī)則的形式都是線性的，近年來，有一些文獻(xiàn)開始關(guān)注貨幣政策的非線性特點(diǎn)，并進(jìn)行了實(shí)證研究。Assenmacher－ Wesche［8］利用Markov轉(zhuǎn)換模型研究了美、英、德國等貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，發(fā)現(xiàn)央行在面對低于或高于目標(biāo)水平的通貨膨脹時，其貨幣政策是非對稱的。但是，Markov轉(zhuǎn)換模型依賴外生的不可觀測的Markov鏈在不同機(jī)制之間進(jìn)行轉(zhuǎn)變，不能發(fā)現(xiàn)非線性行為的動機(jī)。同時，不同機(jī)制之間的轉(zhuǎn)變是非漸進(jìn)、非平滑的，這種突變的政策轉(zhuǎn)換方式與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)的差距較大。因而，更合理的是利用平滑轉(zhuǎn)換(Smooth Transition Regression，STR)模型，允許轉(zhuǎn)換機(jī)制是內(nèi)生的，這為解釋非線性行為提供了更好的框架。Martin和Milas［9］利用二次 logistic平滑轉(zhuǎn)換(LSTR)模型，以通貨膨脹率作為轉(zhuǎn)換變量，發(fā)現(xiàn)英格蘭銀行在1992－2000年的貨幣政策行為具有非對稱性，當(dāng)實(shí)際通貨膨脹水平高于調(diào)整區(qū)間時，貨幣政策更為敏感。Komlan［10］利用1961－2008年的季度數(shù)據(jù)對加拿大央行的貨幣政策進(jìn)行檢驗(yàn)，也發(fā)現(xiàn)了非線性特征。對于新興市場國家，Naraidoo和Paya［11］實(shí)證分析了1986－2008年南非聯(lián)儲的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，也得到了顯著的非線性特征。此外，van Dijk等［12］、Kim 等［13］、Qin 和 Enders［14］等的經(jīng)驗(yàn)研究也都得到了相似的結(jié)論。

在我國，趙進(jìn)文和閔捷［15－16］最早利用 LSTR 模型對我國貨幣政策的操作效果進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明在1993年第1季度至2004年第2季度期間，我國貨幣政策操作效果具有很強(qiáng)的非線性特征。同時，他們的研究也對我國貨幣政策操作的政策拐點(diǎn)與開關(guān)函數(shù)的具體形式進(jìn)行了測定。趙進(jìn)文和黃彥［17］利用非二次福利函數(shù)方式設(shè)定的目標(biāo)函數(shù)，測定了我國非線性利率反應(yīng)規(guī)則，發(fā)現(xiàn)在1993年至2005年間，央行存在非對稱性政策偏好，貨幣政策反饋規(guī)則存在顯著的非線性特征，這實(shí)際造成了中國存在通貨膨脹的明顯傾向。中國人民銀行營業(yè)管理部課題組［18］以通貨膨脹率作為轉(zhuǎn)換變量對我國貨幣政策操作進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，結(jié)果表明我國利率與通貨膨脹率、產(chǎn)出缺口和M2增長率之間存在顯著的LSTR2形式的非線性關(guān)系。即我國利率操作對通貨膨脹存在反應(yīng)區(qū)間，在反應(yīng)區(qū)間內(nèi)，利率對通貨膨脹和M2增長率變動具有良好的穩(wěn)定性，同時更傾向于降低率來刺激經(jīng)濟(jì)增長。而在通貨膨脹反應(yīng)區(qū)間外，這種線性關(guān)系將迅速向非線性關(guān)系轉(zhuǎn)換。歐陽志剛和王世杰［19］分別以經(jīng)濟(jì)增長率和通貨膨脹率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)果表明我國貨幣政策存在由邏輯函數(shù)刻畫的非線性轉(zhuǎn)換形式。刁節(jié)文和章虎［20］構(gòu)建了金融形式指數(shù)FCI納入到貨幣政策效果分析中，以通貨膨脹率作為轉(zhuǎn)換變量，檢驗(yàn)和估計(jì)結(jié)果表明泰勒規(guī)則是非線性的。

不難發(fā)現(xiàn)，上述文獻(xiàn)都實(shí)證檢驗(yàn)了不同國家的貨幣政策對通貨膨脹和產(chǎn)出缺口的反應(yīng)具有非線性特征，并且以通貨膨脹為轉(zhuǎn)換變量的LSTR模型能夠很好地刻畫我國央行的貨幣政策行為。但是，這些研究大多未能闡述其背后的微觀基礎(chǔ)，未能將貨幣政策納入到經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中進(jìn)行分析，基本忽視了微觀因素在貨幣政策效應(yīng)中的作用。事實(shí)上，通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)增長與貨幣政策的互動機(jī)制問題并不僅僅是一個經(jīng)驗(yàn)問題，理論分析同等重要。因此，本文基于新凱恩斯的動態(tài)隨機(jī)一般均衡(DSGE)模型，試圖在宏觀經(jīng)濟(jì)框架下建立具有微觀基礎(chǔ)的、能夠?qū)χ袊?jīng)濟(jì)波動產(chǎn)生影響的非線性泰勒規(guī)則，并進(jìn)一步分析貨幣政策沖擊及其他類型沖擊的作用，為央行合理制定貨幣政策提供參考。

三、理論模型

本文依據(jù) Ireland［21］，假定經(jīng)濟(jì)體由代表性家庭、代表性壟斷競爭的中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)i(i∈［0，1］)、代表性最終產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)和貨幣政策當(dāng)局組成。與Ireland［21］不同的是，本文認(rèn)為中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)遵循Calvo［22］交錯調(diào)整價格，而非設(shè)定為二次型的價格調(diào)整成本函數(shù)，這種引入價格粘性的方法使得總體價格水平是一個平滑變量，能夠更好地擬合實(shí)際價格的動態(tài)變化，有利于反映現(xiàn)實(shí)中的貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制。此外，模型是充分對稱的。各主體的行為描述如下:

(一)代表性家庭

代表性家庭的效用來自于消費(fèi)和勞動，同時，為了考察名義變量的作用，本文通過貨幣效用模型(Money－in－Utility，MIU)引入貨幣。家庭選擇實(shí)際消費(fèi)Ct，持有政府債券 Bt和實(shí)際貨幣余額 mt=Mt/Pt，以及供給的勞動時間ht，以最大化如下效用函數(shù):

其中，β∈［0，1］是折現(xiàn)因子，η ＞0衡量勞動對效用的貢獻(xiàn)度。at和et分別為偏好沖擊和實(shí)際貨幣余額沖擊。偏好沖擊at和實(shí)際貨幣余額沖擊et遵循一階自回歸過程:

自回歸系數(shù)0 ＜ ρa(bǔ)＜1，0 ＜ ρe＜1，隨機(jī)沖擊εat和εet服從均值為零、標(biāo)準(zhǔn)差分別為σa和σe的序列無關(guān)的正態(tài)分布，e為實(shí)際貨幣余額沖擊的穩(wěn)態(tài)值。

我們假定在效用函數(shù)u(ct，mt/et)中，實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際貨幣余額是不可分的，這種效用函數(shù)能夠?qū)?shí)際貨幣余額引入到模型的IS曲線和新凱恩斯菲利普斯曲線中，從而可以衡量貨幣對產(chǎn)出和通脹的影響。

家庭在最大化其效用函數(shù)時服從預(yù)算約束:

Pt為最終產(chǎn)品在t期的名義價格。期初，家庭能夠支配的財富包括持有的名義貨幣余額Mt－1和債券數(shù)量Bt－1，以及獲得的實(shí)際工資率為wt的勞動報酬P(guān)twtht，以及從中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)中獲得的股利Dt。這些財富用于家庭消費(fèi)Ptct，購買政府新發(fā)行的債券Bt/rt，其中rt為貨幣當(dāng)局制定的名義利率。最后，家庭攜帶Mt單位貨幣進(jìn)入t+1期。

在預(yù)算約束下選擇 Ct、Bt、mt和 ht，以最大化效用函數(shù)，由一階條件，分別得:

(二)代表性最終產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)

假定生產(chǎn)最終產(chǎn)品的企業(yè)是完全競爭的，在t期，企業(yè)投入yt(i)單位的第i種中間產(chǎn)品生產(chǎn)yt單位的最終產(chǎn)品，i∈［0，1］。第i種中間產(chǎn)品的價格為Pt(i)。企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)為規(guī)模報酬不變的CES函數(shù):

θ＞1。最終產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)選擇yt(i)的最優(yōu)投入量以最大化利潤，由一階條件可得第i種中間產(chǎn)品的需求:

(三)代表性中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)

假設(shè)勞動是企業(yè)的唯一投入要素，每個中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)在t期從代表性家庭中雇傭ht(i)單位的勞動從事產(chǎn)品i的生產(chǎn)，生產(chǎn)函數(shù)為:

其中，F(xiàn)'(·)＞ 0，F(xiàn)″(·)＜ 0。zt為技術(shù)沖擊，遵循一階自回歸過程:

自回歸系數(shù)0＜ρz＜1，隨機(jī)沖擊εzt服從均值為零、標(biāo)準(zhǔn)差分別為σz的序列無關(guān)的正態(tài)分布。z＞0為技術(shù)沖擊的穩(wěn)態(tài)值。

由于中間產(chǎn)品的不完全替代性，因而中間產(chǎn)品的市場是壟斷競爭的，企業(yè)依據(jù)Calvo［22］交錯調(diào)整價格。在t期，企業(yè)以1－αp的概率重新優(yōu)化價格，t期的價格調(diào)整與上次調(diào)整的時間間隔無關(guān)。不能重新優(yōu)化價格的企業(yè)可以根據(jù)過去的價格進(jìn)行指數(shù)化調(diào)整:

其中π為穩(wěn)態(tài)下的通貨膨脹率。進(jìn)一步地，由公式(16)得:

中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)在t期選擇P*t(i)以實(shí)現(xiàn)利潤最大化:∞*

其中λt/Pt衡量t期中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)多獲得一單位利潤給代表性家庭帶來的邊際效用的增加。由式(19)和(20)可得:

進(jìn)一步地，式(22)可以寫成:

(四)均衡模型和對數(shù)線性化

在對稱性均衡中，所有中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)的決策相同，因而在均衡條件下，有yt(i)=yt，ht(i)=ht，Pt(i)=Pt。同時，由于商品、貨幣和債券市場的出清條件，可得 yt=ct，Mt=Mt－1和 Bt=Bt－1=0。

方程(9)、(10)、(23)以及 yt=ct和(2)、(3)、(15)描述了內(nèi)生變量yt、ct、mt、πt、rt和外生沖擊at、et、zt的行為。當(dāng)經(jīng)濟(jì)收斂于穩(wěn)態(tài)增長路徑時，有ct=yt=y=c，mt=m，πt= π，rt=r，at=1，et=e，zt=z以及 βr= π。記 u1=u1(c，m/e)，u2=u2(c，m/e)，u12=u12(c，m/e)，u21=u21(c，m/e)，u11=u11(c，m/e)，u22=u22(c，m/e)，有 ru2=(r－ 1)eu1。對模型的一階優(yōu)化條件在穩(wěn)態(tài)均衡附近進(jìn)行對數(shù)線性化，并利用 ct=yt，由(9)、(10)、(23)分別得到:

由(2)、(3)、(15)分別得到:

方程(24)描述了新凱恩斯主義的前瞻性IS曲線。ω2衡量了預(yù)期的實(shí)際貨幣余額波動對當(dāng)期的總需求的影響。方程(25)是新凱恩斯主義的LM曲線，衡量了實(shí)際的貨幣需求。方程(26)是新凱恩斯主義的前瞻性Phillips曲線，當(dāng)ω2不為零時，實(shí)際貨幣余額能夠?qū)νㄘ浥蛎浀牟▌赢a(chǎn)生影響。

(五)貨幣政策當(dāng)局

自1994年以來，隨著中國經(jīng)濟(jì)市場化程度的提高，金融體系的完善，我國的貨幣政策開始逐步按照規(guī)則行事。就工具選擇而言，在我國，由于央行不僅控制利率，還以名義貨幣供應(yīng)量作為操作工具，因此，對泰勒規(guī)則的描述應(yīng)當(dāng)對這一重要指標(biāo)有所反映。同時，基于我國貨幣政策非對稱和非線性的特征，我們建立平滑轉(zhuǎn)換(STR)形式的泰勒規(guī)則。參考中國人民銀行營業(yè)管理部課題組［18］等的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，此處引入利率的平滑傾向，并以通貨膨脹率作為政策轉(zhuǎn)換變量，設(shè)定為二次Logistic STR(簡記為LSTR2)泰勒規(guī)則:

其中，ρr∈［0，1］衡量利率平滑傾向。參數(shù)ψ =(ψ0，ψπ，ψy，ψm)'和ω =(ω0，ωπ，ωy，ωm)'分別代表模型的線性和非線性部分的參數(shù)向量。轉(zhuǎn)換函數(shù)為G(η，c，^πt－1)=［1+exp{－η(^πt－1－c1)(^πt－1－c2)}］－1，其中非線性轉(zhuǎn)換斜率η＞0，反映了機(jī)制轉(zhuǎn)換的速度，η越大，其轉(zhuǎn)換速度也越快。當(dāng)η→0時，模型成為線性模型，依此可以檢驗(yàn)貨幣政策行為是否具有非線性特征。政策拐點(diǎn)c1≤c2。函數(shù)關(guān)于(c1+c2)/2對稱。央行盯住的是一目標(biāo)區(qū)間［c1，c2］，而非單一的通貨膨脹目標(biāo)。貨幣政策沖擊εrt服從均值為零、標(biāo)準(zhǔn)差分別為σr的序列無關(guān)的正態(tài)分布。央行貨幣政策對于通貨膨脹目標(biāo)區(qū)間內(nèi)外的非對稱、非線性反應(yīng)可以由LSTR2模型很好地反映出來。方程(30)與方程(24)－(29)一起，構(gòu)成了經(jīng)濟(jì)的均衡系統(tǒng)。

四、模型估計(jì)與分析

(一)數(shù)據(jù)說明

在國外的相關(guān)文獻(xiàn)中，大多采用季度數(shù)據(jù)，但是由于我國目前可得的季度數(shù)據(jù)樣本比較短，采用季度數(shù)據(jù)得到的樣本容量難以滿足高維度參數(shù)空間的模型估計(jì)，因此，本文選用的數(shù)據(jù)為中國月度數(shù)據(jù)，時間區(qū)間為1996年1月至2012年12月，共204個數(shù)據(jù)樣本，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局和中宏數(shù)據(jù)庫。主要的可觀測值包括:(1)由于我國GDP沒有統(tǒng)計(jì)匯報月度數(shù)據(jù)，并且考慮到低頻向高頻數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換時對數(shù)據(jù)造成的人為的扭曲，本文采用“工業(yè)增加值”作為產(chǎn)出的代理變量。值得注意的是，為了消除春節(jié)日期不固定因素帶來的影響，增強(qiáng)數(shù)據(jù)的可比性，按照國家統(tǒng)計(jì)制度，自2006年起，歷年1－2月份數(shù)據(jù)一起調(diào)查，一起發(fā)布。因此，本文利用2月份工業(yè)增加值當(dāng)月增速和累計(jì)增速，推算得到一月增速，進(jìn)而得到1、2月的工業(yè)增加值。(2)同多數(shù)研究一樣，選取居民消費(fèi)價格指數(shù)代表通貨膨脹。(3)選取廣義貨幣供給M2期末余額度量貨幣供應(yīng)量。(4)泰勒規(guī)則中的利率是指貨幣市場基準(zhǔn)利率，由于我國SHIBOR樣本期比較短，而銀行間同業(yè)拆借利率開放最早，市場化水平也最高，因此本文選取銀行間同業(yè)拆借利率(7天期)作為名義利率。

為了得到波動序列，本文除名義利率外，其他序列均進(jìn)行價格平減和X－12季節(jié)性調(diào)整，并取對數(shù)序列。最后，使用HP濾波器對包括名義利率在內(nèi)的所有時間序列去勢，從而得到本文所需要的波動序列。

(二)參數(shù)校準(zhǔn)和貝葉斯估計(jì)

其余參數(shù)選擇貝葉斯估計(jì)。進(jìn)行估計(jì)之前首先應(yīng)確定待估參數(shù)的先驗(yàn)均值和先驗(yàn)分布，先驗(yàn)信息一般從已有的研究中獲取或者從數(shù)據(jù)本身的統(tǒng)計(jì)特征中獲取。對于非線性泰勒規(guī)則的參數(shù)先驗(yàn)均值和先驗(yàn)分布的設(shè)定，本文主要參照中國人民銀行管理部課題組［18］等的估計(jì)結(jié)果，而對于其他參數(shù)的先驗(yàn)信息的選擇，本文參考了國外眾多類似研究的一般先驗(yàn)設(shè)定。利用貝葉斯法估計(jì)時，考慮到分布的一般性和參數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義，對于取值區(qū)間為(0，1)的參數(shù)設(shè)定為Beta分布，外生沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差設(shè)定為均值為0.1，標(biāo)準(zhǔn)差為∞的逆伽瑪(inverse－Gamma)分布，其余設(shè)定為正態(tài)分布。本文的先驗(yàn)方差一般都比較大，表明我們并不確信參數(shù)的準(zhǔn)確取值。

結(jié)合給定的數(shù)據(jù)和所估參數(shù)的先驗(yàn)分布函數(shù)，本文應(yīng)用隨機(jī)游走M(jìn)etropolis－Hasting算法模擬產(chǎn)生所估計(jì)參數(shù)的馬爾可夫鏈，并應(yīng)用蒙特卡洛－馬爾可夫鏈(MCMC)算法得到參數(shù)的后驗(yàn)估計(jì)樣本。參數(shù)的先驗(yàn)分布和估計(jì)結(jié)果見表1:

貝葉斯估計(jì)結(jié)果揭示了貨幣政策隨通貨膨脹率的變化而產(chǎn)生的非線性非對稱反應(yīng):非線性部分中的政策轉(zhuǎn)換拐點(diǎn)c1=0.03%，c2=6.79%，當(dāng)通貨膨脹水平位于目標(biāo)區(qū)間內(nèi)時，計(jì)算可知，函數(shù)G(η，c，^πt－1)∈［0.4923，0.5］。而當(dāng)通貨膨脹水平小于0.03% 或大于6.79% 時，由于斜率 η =27.0614，函數(shù)G(η，c，^πt－1)向1迅速轉(zhuǎn)換。因此，當(dāng)面臨低通貨膨脹(小于0.03%)或高通貨膨脹(大于6.79%)時，貨幣政策對通脹的反應(yīng)系數(shù)約為0.9756(1－ρr)(ψπ+ ωπG(·))，下同)，而當(dāng)通貨膨脹位于目標(biāo)區(qū)間內(nèi)時，反應(yīng)系數(shù)約為0.898。類似地可以得到，隨著通貨膨脹率的變化，貨幣政策對于產(chǎn)出缺口和貨幣供應(yīng)量的反應(yīng)強(qiáng)度也并不相同。這一結(jié)果表明，當(dāng)通貨膨脹率過低或過高時，為了防止經(jīng)濟(jì)過冷或過熱，中央銀行都會加大貨幣政策的操作力度，對盯住目標(biāo)迅速做出反應(yīng)。而當(dāng)通貨膨脹處于目標(biāo)區(qū)間內(nèi)時，泰勒規(guī)則中的非線性部分起到的作用減弱，利率與通貨膨脹、產(chǎn)出缺口和貨幣供應(yīng)量之間更多的表現(xiàn)為穩(wěn)定的線性關(guān)系。這樣的非線性泰勒規(guī)則，能夠保證當(dāng)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行較大程度地偏離央行目標(biāo)時，能夠采取有力的貨幣政策操作手段，調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)向均衡狀態(tài)回歸。而當(dāng)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行時，更為接近線性規(guī)則的貨幣政策能夠穩(wěn)定預(yù)期，減少經(jīng)濟(jì)波動。

表1 模型參數(shù)的先驗(yàn)分布和貝葉斯估計(jì)結(jié)果

(三)脈沖響應(yīng)分析

在對模型參數(shù)進(jìn)行貝葉斯估計(jì)的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步對模型系統(tǒng)的動態(tài)特征進(jìn)行考察，以分析非線性泰勒規(guī)則下，各種外生沖擊對產(chǎn)出缺口和通貨膨脹波動的影響。圖1和圖2分別繪制了在偏好沖擊、實(shí)際貨幣余額沖擊、技術(shù)沖擊和貨幣政策沖擊下，產(chǎn)出缺口和通貨膨脹率的動態(tài)變化。

從圖1中可以看出，實(shí)際貨幣余額沖擊和貨幣政策沖擊是導(dǎo)致產(chǎn)出缺口波動的重要因素。在短期內(nèi)，實(shí)際貨幣余額的沖擊導(dǎo)致產(chǎn)出缺口向下偏離均衡狀態(tài)，而貨幣政策沖擊則驅(qū)動產(chǎn)出缺口向上偏離。在長期內(nèi)，產(chǎn)出缺口最終會回到穩(wěn)態(tài)上來。貨幣政策之所以能夠影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)，貨幣之所以表現(xiàn)為非中性，是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)中價格粘性的存在，價格無法靈活調(diào)整以反映貨幣存量的變化，使得貨幣政策能夠?qū)?shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。圖1反映出的貨幣沖擊導(dǎo)致產(chǎn)出缺口的劇烈波動，說明我國價格粘性現(xiàn)象十分明顯，因此，我國貨幣政策在短期內(nèi)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響也就更大，貨幣因素的沖擊經(jīng)常使經(jīng)濟(jì)處于較高的非均衡狀態(tài)。多年以來，中國經(jīng)濟(jì)一直存在“一放就活，一活就亂，一亂就收，一收就死”的怪圈，這種收收放放、惡性循環(huán)的現(xiàn)象，在很大程度上要?dú)w因于來自貨幣因素的沖擊。相對而言，偏好沖擊和技術(shù)沖擊對產(chǎn)出缺口波動的影響較小，這些沖擊并不是導(dǎo)致產(chǎn)出缺口波動的主要來源。正如李春吉等［25］所言，這表明上世紀(jì)90年代以來中國經(jīng)濟(jì)基本上沒有發(fā)生什么重大的具有持久影響的技術(shù)進(jìn)步和福利進(jìn)步，在間接上也暴露了過去的經(jīng)濟(jì)粗放式發(fā)展的弊端。

從圖2中可以看出，各種沖擊都導(dǎo)致通貨膨脹向下偏離穩(wěn)態(tài)，偏離程度約在第3期達(dá)到最大值，之后向均衡狀態(tài)回歸，長期內(nèi)回到穩(wěn)態(tài)。但導(dǎo)致通貨膨脹波動的重要因素仍是實(shí)際貨幣余額沖擊和貨幣政策沖擊。貨幣主義學(xué)派的“教父”弗里德曼曾經(jīng)有著名的論斷:“通貨膨脹在任何時候、任何地方都只是一種貨幣現(xiàn)象”，本文基于我國數(shù)據(jù)的脈沖響應(yīng)分析支持了他的這一觀點(diǎn)。貨幣因素對中國經(jīng)濟(jì)波動的巨大影響，反映了我國貨幣政策操作工具在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)方面的艱巨任務(wù)。

五、結(jié) 論

本文在新凱恩斯主義理論模型框架內(nèi)討論了我國貨幣政策的非線性特征。通過構(gòu)建具有微觀基礎(chǔ)的動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，本文以通貨膨脹率作為閾值轉(zhuǎn)換變量，建立LSTR形式的非線性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，并運(yùn)用我國1996年1月至2012年12月的月度數(shù)據(jù)，通過參數(shù)校準(zhǔn)和貝葉斯方法系統(tǒng)估計(jì)了模型的結(jié)構(gòu)性參數(shù)，并確定了央行盯住的通貨膨脹目標(biāo)區(qū)間以及貨幣政策由線性向非線轉(zhuǎn)換的速度。在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步分析了偏好沖擊、實(shí)際貨幣余額沖擊、技術(shù)沖擊和貨幣政策沖擊對中國經(jīng)濟(jì)波動的影響。

本文研究結(jié)論具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。第一，已有研究主要是對現(xiàn)行貨幣政策的非線性特征進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)，而未從理論上提供一個微觀分析架構(gòu)，本文嘗試對這一問題進(jìn)行探討，在一定程度上填補(bǔ)了這一領(lǐng)域的空白。第二，通過構(gòu)建新凱恩斯主義DSGE模型，本文發(fā)現(xiàn)了我國貨幣政策的顯著的非線性特征，非線性轉(zhuǎn)換形式由LSTR2模型刻畫，政策轉(zhuǎn)換拐點(diǎn)分別為0.03%和6.79%的通貨膨脹率，轉(zhuǎn)換斜率η =27.0614，當(dāng)通貨膨脹低于0.03%或高于6.79%時，貨幣政策反應(yīng)迅速發(fā)生轉(zhuǎn)換，利率對盯住目標(biāo)的反應(yīng)強(qiáng)度增加。而在目標(biāo)區(qū)間內(nèi)，泰勒規(guī)則中的非線性部分起到的作用減弱，利率對通貨膨脹、產(chǎn)出缺口和貨幣供應(yīng)量變動更體現(xiàn)為一種線性關(guān)系，因而具有較好的穩(wěn)定性。這一結(jié)論表明我國貨幣政策能夠基于經(jīng)濟(jì)的實(shí)際運(yùn)行狀況而靈活地調(diào)整。第三，本文進(jìn)一步分析了沖擊對中國經(jīng)濟(jì)波動的影響。脈沖響應(yīng)分析表明，導(dǎo)致我國產(chǎn)出缺口和通貨膨脹波動的主要因素是實(shí)際貨幣余額沖擊和貨幣政策沖擊，而源于實(shí)體經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部自發(fā)的偏好沖擊和技術(shù)沖擊的作用則較小。貨幣因素之所以能夠?qū)?shí)體經(jīng)濟(jì)影響，源自經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中價格粘性的存在。而實(shí)際貨幣余額沖擊和貨幣政策沖擊對我國經(jīng)濟(jì)波動的重要影響，反映出我國價格粘性現(xiàn)象十分明顯，企業(yè)不能夠根據(jù)實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況靈活調(diào)整價格。此外，源自貨幣因素的沖擊導(dǎo)致通貨膨脹的劇烈波動也印證了弗里德曼的論斷“通貨膨脹在任何時候、任何地方都只是一種貨幣現(xiàn)象”。這也說明，合理地調(diào)整短期利率，顯然是管理中國通貨膨脹、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長的關(guān)鍵。我國貨幣政策操作工具在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)方面任重道遠(yuǎn)。

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Nonlinear Taylor Rule and Its Policy Effects:Based on the Analysis of New Keynesian DSGE Model

GAO Hong
(Research Institute of Economics，Tsinghua University，Beijing 100084，China)

This paper constructs a Logistic smooth transition regression nonlinear Taylor rule by using inflation rate as threshold variable and introduces it into a New Keynesian DSGE model with micro－foundation for estimate and analysis.Using monthly data from January 1996 to December 2012，this paper estimates its parameters by Bayesian method，determines the breakpoints and transition speed and evaluates the short－run and long－run effects on economic fluctuation of shocks.The result indicates that the real balance shock and monetary policy shock are the major factors behind economic fluctuation.So employing monetary policy tools to appropriately control the short－term interest rate is the key to sustain steady growth and manage inflationary pressures.

Monetary Policy;Nonlinear Taylor Rule;Economic Shocks

A

1002－2848－2013(04)－0019－08

2013－03－19

高宏(1987－)，河北省唐山市人，清華大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究所，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向:宏觀金融，貨幣政策。

責(zé)任編輯、校對:郭燕慶