唐文進 劉增印 徐曉偉

一、引 言

2012年9月17日發(fā)布的《金融業(yè)發(fā)展和改革“十二五”規(guī)劃》中明確提出，“十二五”期間我國將逐步健全貨幣政策操作體系，推進貨幣政策從以數(shù)量型調(diào)控為主向以價格型調(diào)控為主轉(zhuǎn)型。那么，一個自然而然的問題是，價格型工具和數(shù)量型工具分別在哪些領(lǐng)域進行調(diào)控更有效果?本文即試圖回答這一問題。

關(guān)于貨幣政策工具調(diào)控效果的研究中，Taylor對美、加、德、法、日、意、英7個國家的貨幣政策進行研究后發(fā)現(xiàn)，消費和投資對利率都是敏感的，所以他認為利率工具在宏觀經(jīng)濟調(diào)控中是有效果的。［1］Nuno＆Morana對歐元區(qū)的貨幣政策工具效果進行了研究，發(fā)現(xiàn)歐元區(qū)的貨幣政策傳導(dǎo)具有較強的利率渠道，因而他們認為歐元區(qū)的利率工具是有效的。［2］但是也有不同的看法，Sargent＆Wallace分析了不同貨幣政策工具調(diào)控下的宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定性，發(fā)現(xiàn)數(shù)量型工具調(diào)控下經(jīng)濟存在唯一的均衡，而利率則可能使經(jīng)濟陷入不確定均衡，因此數(shù)量型工具在宏觀調(diào)控上更有優(yōu)勢。［3］Mehrotra通過比較通貨緊縮時期中國、日本和中國香港利率和匯率的傳遞渠道后發(fā)現(xiàn)，由于實行行政干預(yù)而不是由市場決定利率，中國利率對物價水平的影響與發(fā)達國家和地區(qū)相比作用十分有限。［4］Koivu建立了信用需求框架下的向量誤差修正模型，研究了中國宏觀經(jīng)濟中的利率傳導(dǎo)渠道，發(fā)現(xiàn)雖然利率對實體經(jīng)濟的影響還比較弱，但是中國的信貸需求卻越來越受到利率水平的影響。［5］在存款準備金率的實施效果方面，范從來等認為，如果貨幣當局的其他工具效用較低或者沒有其他貨幣政策工具的話，那么存款準備金率就仍然是央行的一個重要貨幣政策工具。［6］蔣冠等考察了存款準備金率對流動性過剩的調(diào)控效果，發(fā)現(xiàn)當銀行減少短期貸款和票據(jù)融資時，存款準備金率對流動性過剩問題的調(diào)控效果并不顯著。［7］

從上面的文獻綜述可以看出，長期以來理論界在不同的貨幣政策工具的調(diào)控效果上存在爭議。此外，目前研究貨幣政策工具選擇的文獻采用的方法大多是理論分析或者計量模型，從而缺少微觀基礎(chǔ)。本文采用當今宏觀經(jīng)濟研究領(lǐng)域中比較前沿的分析方法——動態(tài)隨機一般均衡模型(Dynamic Stochastic General Equilibrium，DSGE)，通過建立不同貨幣政策工具調(diào)控下的中國經(jīng)濟DSGE模型，從而得以在一般均衡框架內(nèi)檢驗不同貨幣政策工具在調(diào)控經(jīng)濟時的效果。

二、模型建立

本文構(gòu)建的DSGE模型以新凱恩斯主義理論為基礎(chǔ)，基本模型來自于Gali et al.，［8］但與其存在三個方面的區(qū)別:第一，為了體現(xiàn)國際因素對中國經(jīng)濟波動的影響及貨幣政策應(yīng)對，本文在DSGE模型中加入了國際貿(mào)易沖擊;第二，借鑒Rotemberg的方法，假設(shè)廠商在每一期的最優(yōu)價格調(diào)整中存在調(diào)整成本，從而引入價格黏性;［9］第三，本文分別利用修正的麥克勒姆規(guī)則和修正的泰勒規(guī)則來代表數(shù)量型工具和價格型貨幣政策工具。模型包含三個方面的行為主體:政府、家庭和廠商。

(一)政策調(diào)控

政府制定財政政策和貨幣政策對宏觀經(jīng)濟加以調(diào)控，財政預(yù)算約束為:

其中，Pt、Gt、Bt和Mt分別表示物價水平、政府購買、政府發(fā)行的債券、貨幣供應(yīng)量，Rt為名義債券收益率，稅收、政府實際債務(wù)與政府支出三者間滿足:

在將貨幣政策工具納入DSGE模型時，常用的做法是假設(shè)央行遵循一定的貨幣政策工具規(guī)則，再對這些工具規(guī)則設(shè)定代理變量，如李春吉將貨幣供給量作為數(shù)量型貨幣工具的代理變量，劉斌將同業(yè)拆借利率作為央行的價格型貨幣政策工具。［10］［11］

1.數(shù)量型工具

本文采用麥克勒姆規(guī)則來表示數(shù)量型工具。經(jīng)典的麥克勒姆規(guī)則僅說明基礎(chǔ)貨幣要對經(jīng)濟增長做出反應(yīng)，沒有體現(xiàn)對物價水平的反應(yīng)。然而大量的實證研究表明，貨幣數(shù)量與物價水平之間存在具有較高的相關(guān)性。針對經(jīng)典麥克勒姆規(guī)則中對物價反應(yīng)不夠明確的問題，根據(jù)物價水平和貨幣供應(yīng)量同向變動的認識，借鑒McCallum，［12］本文采用修正的麥克勒姆規(guī)則來表示數(shù)量型工具，具體形式如下:

(3)式中，θt=Mt/Mt－1，表示名義貨幣供應(yīng)量增長率，表示貨幣增長率對其穩(wěn)態(tài)值的偏離，ρθ表示貨幣增長率的持久性系數(shù)，反映了貨幣政策的平滑性。通貨膨脹 πt=Pt/Pt－1，和表示通脹和產(chǎn)出關(guān)于其穩(wěn)態(tài)值的偏離幅度，可以代表通脹缺口和實際產(chǎn)出缺口，它們可以由名義GDP增長率分拆而得，為貨幣政策沖擊，假設(shè)其對數(shù)服從一階自回歸AR(1)過程。根據(jù)宋玉華和李澤祥，［13］近年來中國各層次貨幣流通速度逐漸趨于穩(wěn)定，因此，(3)式中剔除貨幣流通速度不會影響最終的結(jié)論。

2.價格型工具

采用泰勒規(guī)則來表示價格型貨幣政策工具?？陀^地說，經(jīng)典的泰勒規(guī)則也存在一些問題。譬如，泰勒規(guī)則所依賴的產(chǎn)出缺口和長期均衡實際利率難以觀測，采用不同的方法計算時會得到不同的結(jié)果。針對產(chǎn)出缺口難以觀測的問題，參考Clarida et al.，可以利用產(chǎn)出對其長期穩(wěn)態(tài)值的偏離來測度產(chǎn)出缺口。［14］同時，在國內(nèi)關(guān)于泰勒規(guī)則的研究中，謝平和羅雄發(fā)現(xiàn)中央銀行除了對通貨膨脹缺口和產(chǎn)出缺口做出反應(yīng)之外，還有很強的利率平滑傾向。［15］結(jié)合以上兩點，本文假定政府采用價格型工具調(diào)控時采用如下修正的泰勒規(guī)則形式:

其中，πt=Pt/Pt－1，表示通貨膨脹，可以看出中央銀行在調(diào)整利率時既要考慮通脹率和也要考慮產(chǎn)出的變化。vrt為貨幣政策沖擊，假設(shè)其對數(shù)服從一階自回歸AR(1)過程。

(二)家庭

家庭的效用函數(shù)為:

其中，E0表示基于第0期信息的期望值，β∈(0，1)為主觀貼現(xiàn)因子，σ為風險規(guī)避系數(shù)，γ為貨幣需求利率彈性的倒數(shù)，φ為家庭勞動供給彈性的倒數(shù)。dt為消費需求沖擊，假設(shè)其對數(shù)服從AR(1)過程。其中，E0表示基于第0期信息的期望值，Ct和Nt表示消費和勞動供給。家庭的預(yù)算約束和資本積累約束為:

(三)廠商

最終產(chǎn)品Yt由處于完全競爭市場的最終產(chǎn)品廠商生產(chǎn)，最終產(chǎn)品由一單位連續(xù)的中間產(chǎn)品Yt(i)，i∈(0，1)進行Dixit-Stiglitz加總得到，最終產(chǎn)品廠商追求利潤的最大化:

其中，θp為中間產(chǎn)品之間的替代彈性，Pt(i)是中間品的價格，一階條件為:

由于最終產(chǎn)品廠商之間完全競爭，應(yīng)獲得零利潤，因此將(9)式代入到最終產(chǎn)品廠商的利潤函數(shù)，可得到最終產(chǎn)品價格與中間產(chǎn)品價格之間的關(guān)系:

差異化中間產(chǎn)品廠商的生產(chǎn)函數(shù)為:

其中，at為技術(shù)沖擊。壟斷競爭的中間產(chǎn)品廠商擁有調(diào)價能力，但在調(diào)價時會面臨調(diào)價成本，采用Rotemberg的二次價格調(diào)整成本形式［9］:

φp＞0衡量調(diào)整成本的大小，這種表示方法將價格調(diào)整成本與上一期的價格水平聯(lián)系起來，從而使得中間產(chǎn)品廠商的最優(yōu)決策問題成為動態(tài)的。廠商的利潤分配給家庭，因此中間產(chǎn)品廠商在(9)和(11)式的約束下選擇Nt(i)、Kt(i)和Pt(i)以最大化目標函數(shù):

其中λt/Pt是貼現(xiàn)因子，表示單位利潤所帶來的效用增加量。Ft(i)為廠商在t期利潤，可表示為:

構(gòu)造中間品廠商最優(yōu)決策問題的拉格朗日函數(shù)，令ξt為約束條件的拉格朗日乘子，可以得到中間品廠商的最優(yōu)決策的一階條件為:

最后，借鑒李浩等的思路，引入國際貿(mào)易順差沖擊，則社會的總資源約束可以表示為:［16］

(18)式表明社會總產(chǎn)出為家庭消費、投資、政府購買、凈出口和價格調(diào)整成本五項之和，其中政府支出沖擊和國際貿(mào)易沖擊由外生決定，假設(shè)它們的對數(shù)均服從AR(1)過程。

(四)對數(shù)線性化

對模型的優(yōu)化條件和資源約束條件在穩(wěn)態(tài)值附近進行對數(shù)線性化從而得到模型的對數(shù)線性化系統(tǒng)。定義x^t=ln(Xt/X)為變量Xt對其穩(wěn)態(tài)值X的對數(shù)偏離，用不帶下標的大寫字母表示變量的穩(wěn)態(tài)值，則本文的對數(shù)線性化系統(tǒng)可以表示如下:

其中，(19)—(25)式分別為家庭的消費需求、實際貨幣需求、實際工資、債券需求、資本供給、投資價值和資本積累方程的對數(shù)線性化形式;(26)—(28)式分別為廠商的生產(chǎn)函數(shù)、勞動需求以及通貨膨脹方程的對數(shù)線性化形式;(29)—(31)式分別為政府財政預(yù)算約束、稅收方程以及社會總資源約束的對數(shù)線性化形式。除數(shù)量型和價格型貨幣政策沖擊之外的其他五個沖擊的對數(shù)線性化形式為:

Γ=diag{ρd，ρz，ρa，ρg，ρnx}表示沖擊的持久性參數(shù)矩陣，εt=，假設(shè)ε的分量是相互獨立的零均值，標準差分別為σ 、σ、tdzσa、σg、σnx的白噪音擾動。根據(jù)貨幣供應(yīng)量增長率的定義μt=Mt/Mt－1，可以得到其對數(shù)線性化形式:

數(shù)量型工具調(diào)控下的貨幣政策規(guī)則的對數(shù)線性化形式為:

價格型貨幣政策工具調(diào)控下的貨幣政策規(guī)則的對數(shù)線性化形式為:

上述(19)—(33)式以及(34)和(35)式構(gòu)成了數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下的DSGE模型對數(shù)線性化系統(tǒng);(19)—(33)式以及(36)和(37)式便構(gòu)成了價格型貨幣政策工具調(diào)控下的DSGE模型對數(shù)線性化系統(tǒng)，每個系統(tǒng)均包含了21個內(nèi)生變量和21個方程。對這兩個動態(tài)線性系統(tǒng)的參數(shù)進行估計和校準可以獲得模型的波動性特征，以評價不同貨幣政策工具調(diào)控下各種沖擊對主要宏觀經(jīng)濟變量的影響和對中國經(jīng)濟波動的解釋力度。求解和估計時，均分為兩個線性化系統(tǒng)進行。

三、模型的參數(shù)估計與適用性分析

(一)參數(shù)估計

為了使模型盡可能地與中國實際經(jīng)濟運行特征保持一致，本文采用校準和貝葉斯估計兩種方法相結(jié)合來確定模型的參數(shù)。分析區(qū)間為1996年第一季度到2011年第三季度，數(shù)據(jù)來源于CEIC數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和中國人民銀行網(wǎng)站。分別選用實際GDP、實際固定資產(chǎn)投資完成額、實際社會消費品零售總額和環(huán)比的居民消費價格指數(shù)作為模型中產(chǎn)出、投資、消費和通貨膨脹的替代變量。采用狹義貨幣(M1)余額來代表數(shù)量型貨幣政策工具，選取銀行間7天同業(yè)拆借利率表征價格型貨幣政策工具。由于中國銀行間拆借市場建立于1996年，這就決定了數(shù)據(jù)只能從1996年開始。采用BP濾波中的CF方法對全部觀測變量進行了去勢和季節(jié)調(diào)整處理后再減去均值，經(jīng)過這樣處理后的數(shù)據(jù)就分別對應(yīng)著對數(shù)線性化系統(tǒng)中的相應(yīng)可觀察變量。

由于受到數(shù)據(jù)的可得性限制，模型中的參數(shù)不可能全部通過估計得到，因此在進行貝葉斯估計前需要對部分參數(shù)進行校準。樣本期內(nèi)三個月定期存款利率的均值為2.252 4%，除以4后得到季度利率，由于穩(wěn)態(tài)時R=1/β，且R=1+季度利率，因此將主觀貼現(xiàn)因子校準為0.994;根據(jù)樣本期內(nèi)全部從業(yè)人員勞動報酬占GDP的比重，將資本份額α校準為0.5;參考陳昆亭和龔六堂的設(shè)定，將資本折舊率δ校準為0.025;［17］依據(jù)樣本期內(nèi)GDP中社會消費品零售總額、財政預(yù)算完成額占比均值得到穩(wěn)態(tài)時社會總產(chǎn)出中居民消費、政府支出占比C/Y和G/Y，分別為0.3573和0.1876;依據(jù)樣本期內(nèi)國債發(fā)行額和M1余額占GDP比重的季度均值校準得到 b/Y和 m/Y，分別為 0.05和0.45;根據(jù) Gilchrist＆ Saito(2006)將θp校準為11，根據(jù)1996年第1季度到2011年第三季度的數(shù)據(jù)將貿(mào)易順差占 GDP 之比校準為 0.035。［18］

模型中剩下的參數(shù)通過貝葉斯估計得到。在進行貝葉斯估計時，先驗分布的選取直接關(guān)系到最終估計的質(zhì)量，在經(jīng)過多次嘗試和比較后，本文參考Smets、Gali、劉斌和簡志宏等文獻，選擇了參數(shù)的先驗分布。［19］［8］［11］［20］在確定了參數(shù)的先驗分布之后，本文利用DYNARE軟件通過Metropolis-Hastings算法模擬10 000次得到了模型參數(shù)的貝葉斯估計值。

(二)模型的適用性分析

為了分析本文模型的適用性，利用貝葉斯估計得到的參數(shù)值模擬當經(jīng)濟同時受一個單位標準差的六種沖擊時，模型經(jīng)濟的產(chǎn)出、消費、通貨膨脹、政府支出、投資、數(shù)量型工具調(diào)控下的貨幣余額以及價格型工具調(diào)控下的利率與實際經(jīng)濟的特征比較，實際經(jīng)濟矩的特征由經(jīng)過BP濾波處理后的數(shù)據(jù)得到。分別用各變量標準差與產(chǎn)出標準差之比來度量其波動性大小，用各變量的自相關(guān)系數(shù)來度量其波動持續(xù)性，用各變量與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)來度量其順周期性與否及強弱。兩種貨幣政策工具調(diào)控下模型經(jīng)濟與實際經(jīng)濟的特征比較如表1和表2所示。

根據(jù)數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下模型經(jīng)濟與實際經(jīng)濟的比較可以看出:模型經(jīng)濟預(yù)測的波動性排序依次為投資、貨幣余額、政府支出、消費和通貨膨脹，而實際經(jīng)濟的排序依次為投資、政府支出、貨幣余額消費和通貨膨脹，除貨幣余額外，兩者的排序基本一致;模型經(jīng)濟預(yù)測的六個變量基本都有較高的自相關(guān)性，這與實際經(jīng)濟是一致的;最后，與實際經(jīng)濟一樣，模型經(jīng)濟預(yù)測的幾個變量均是順周期的。

表1 數(shù)量型工具調(diào)控下模型經(jīng)濟與實際經(jīng)濟的特征比較

續(xù) 表

表2 價格型工具調(diào)控下模型經(jīng)濟與實際經(jīng)濟的特征比較

根據(jù)價格型貨幣政策工具調(diào)控下模型經(jīng)濟與實際經(jīng)濟的比較可以看出，模型經(jīng)濟預(yù)測的變量中除消費和通貨膨脹之外，其余變量的二階矩與實際經(jīng)濟比較接近，除通脹之外，模型經(jīng)濟預(yù)測的結(jié)果與實際經(jīng)濟一樣是順周期的，且模型經(jīng)濟預(yù)測的變量大多具有較高的黏持性，這與實際經(jīng)濟一樣。當然，價格型貨幣政策DSGE模型相比數(shù)量型貨幣政策DSGE模型來說還有一些不盡如人意的地方，這可能與參數(shù)估計的先驗分布選取有關(guān)，因為本文為了分析數(shù)量型貨幣政策工具與價格型貨幣政策工具調(diào)控效果的比較，對于兩個模型參數(shù)的先驗分布選取都是一樣的，另外中國長期以來采取的是數(shù)量型貨幣政策，所以價格型貨幣政策DSGE模型的預(yù)測結(jié)果要差于數(shù)量型貨幣政策DSGE模型。根據(jù)李春吉，我們沒有必要過分關(guān)注模型預(yù)測結(jié)果是否精確，而要把主要精力放在政策實驗上。［10］

四、數(shù)量型和價格型貨幣政策工具的調(diào)控效果比較

本文在MATLAB環(huán)境中編程完成了理論模型的仿真，以分析數(shù)量型和價格型貨幣政策工具的調(diào)控效果，并進行比較。

(一)基于脈沖響應(yīng)的調(diào)控效果比較

本文選取了三種比較重要的沖擊:技術(shù)沖擊、消費需求沖擊和國際貿(mào)易沖擊，結(jié)合脈沖響應(yīng)圖來觀察數(shù)量型和價格型貨幣政策工具的調(diào)控效果。

1.應(yīng)對技術(shù)沖擊的調(diào)控效果比較

圖1為一個標準差正向的技術(shù)沖擊下各宏觀經(jīng)濟變量從0—40期的脈沖響應(yīng)圖。

從圖1可以發(fā)現(xiàn)，相比于價格型貨幣政策工具而言，在數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下，技術(shù)沖擊使得產(chǎn)出和投資出現(xiàn)了更大幅度的波動，產(chǎn)出和投資在第三個季度上升到1.06和2.15個百分點的最高水平，而消費、就業(yè)、利率和通脹卻呈現(xiàn)出較小幅度的波動。可以看出，在數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下，政府面對技術(shù)沖擊所做的貨幣供應(yīng)量調(diào)整幅度較小，表現(xiàn)為實際貨幣余額變動幅度較小;而在價格型貨幣政策工具調(diào)控下，利率水平會有較大幅度的變化。價格型貨幣政策工具調(diào)控下的實際利率水平逐漸回升表示政府采用利率工具對經(jīng)濟加以調(diào)控，逐步提高利率并抑制投資，而數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下的利率變動幅度很小，所以價格型貨幣政策工具可以更為有效地抑制經(jīng)濟過熱，當然，如果政府的目標是緩解經(jīng)濟低迷、刺激增長的話，選取數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控更為合適。這一點也可以從參數(shù)的估計中得到驗證:價格型貨幣政策工具調(diào)控下，利率關(guān)于產(chǎn)出的反應(yīng)系數(shù)為0.504 8，而在數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下，這一系數(shù)為0.360 1。

2.應(yīng)對消費需求沖擊的調(diào)控效果比較

圖2為一個標準差正向的消費需求沖擊下各宏觀經(jīng)濟變量從0—40期的脈沖響應(yīng)圖。

在價格型貨幣政策工具調(diào)控下，消費需求沖擊使得產(chǎn)出在第1期增加了0.7個百分點，遠大于數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下的0.2個百分點，此后產(chǎn)出逐漸回落，在10個季度后就已經(jīng)回到穩(wěn)態(tài)水平。由于在數(shù)量型工具調(diào)控下，政府應(yīng)對居民消費偏好增加時會降低貨幣的發(fā)行，這直接減少了居民的財富擁有量，降低了居民消費需求，而采用價格型工具調(diào)控時雖然政府也會提高利率，但這對居民的影響卻是間接的，因而產(chǎn)出的波動幅度仍比較大，同時高利率對投資造成了負面影響，從而使得產(chǎn)出在較長時間內(nèi)都處于穩(wěn)態(tài)水平以下。我們還能發(fā)現(xiàn)，就通貨膨脹而言，數(shù)量型貨幣政策工具的調(diào)控效果要優(yōu)于價格型工具，數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控使得通貨膨脹在受到消費需求沖擊時幾乎沒受影響，而價格型貨幣政策工具調(diào)控下通貨膨脹在沖擊之初上升了9.4個百分點，此后由于政策調(diào)控的作用，通脹水平又比穩(wěn)態(tài)值低了2個百分點。這表明，數(shù)量型貨幣政策工具在抑制由需求引致的通貨膨脹時比價格型貨幣政策工具更為有效。

3.應(yīng)對國際貿(mào)易沖擊的調(diào)控效果比較

從圖3可以看出，在兩種貨幣政策工具調(diào)控下，正的國際貿(mào)易順差沖擊均導(dǎo)致產(chǎn)出和就業(yè)的增加，但是同樣擠占了投資和居民消費，因為出口商品的增加就意味著可用于國內(nèi)消費和投資的商品減少。同時，國際貿(mào)易順差的增加帶來了政府支出的增加和實際貨幣余額的減少。

當采用數(shù)量型工具調(diào)控時，一個單位標準差的國際貿(mào)易沖擊使得產(chǎn)出增加了1.7個百分點，要大于價格型工具調(diào)控下的0.2個百分點，這主要是因為在數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下消費被擠占的部分較小。就業(yè)的脈沖響應(yīng)路徑與產(chǎn)出大致相同，而利率在價格型貨幣政策工具調(diào)控下的上漲幅度要更大。

(二)基于方差分解的調(diào)控效果比較

下面根據(jù)方差分解技術(shù)來比較兩種貨幣政策工具調(diào)控下中國經(jīng)濟波動的主要沖擊來源，幫助我們更好地理解貨幣政策工具選擇與宏觀經(jīng)濟波動之間的關(guān)系。

如表3所示，在數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下，消費、投資和資本這三個與實體經(jīng)濟關(guān)系密切變量的波動來源和產(chǎn)出具有相似性，對它們的波動貢獻力度比較大的是投資沖擊、技術(shù)沖擊和國際貿(mào)易沖擊，只不過排列的順序有差別，這樣的結(jié)論對實際工資也是適合的。從就業(yè)的波動來看，影響比較大的是投資沖擊和國際貿(mào)易沖擊，這樣的結(jié)論與中國的現(xiàn)實情況是相符的，因為中國目前的就業(yè)機會主要來自于各種投資，另外出口產(chǎn)業(yè)部門也解決了大量的就業(yè)問題。最后，我們還關(guān)心通貨膨脹的來源，表中顯示，貨幣沖擊是通貨膨脹的一大誘因，其對通貨膨脹的貢獻度達到了19.31%，排序還要在技術(shù)沖擊之前，由此看來，控制貨幣供給是抑制通貨膨脹一個比有效的手段。

表3 數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下中國經(jīng)濟波動的方差分解 單位:%

表4給出的是價格型貨幣政策工具調(diào)控下中國經(jīng)濟波動的方差分解。

表4 價格型貨幣政策工具調(diào)控下中國經(jīng)濟波動的方差分解 單位:%

與數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下中國經(jīng)濟波動來源不同的是，在價格型貨幣政策工具調(diào)控下，產(chǎn)出波動的主要來源是投資沖擊，它貢獻了產(chǎn)出波動的76.13%，這是因為投資調(diào)整成本與利率直接相關(guān)，在價格型貨幣政策工具調(diào)控下，政府對利率工具的使用直接影響到投資的變動，進而影響到產(chǎn)出的波動。消費沖擊和技術(shù)沖擊對產(chǎn)出波動的貢獻力度也比較大，而其他三種形式的沖擊對產(chǎn)出波動的貢獻力度則較小，消費、資本和投資這三個變量的波動來源與產(chǎn)出具有相似性。政府支出的波動完全來自于政府購買沖擊，這顯示了政府支出的外生性。對就業(yè)和實際工資影響比較大的是消費沖擊，其次是投資沖擊。通貨膨脹波動的主要來源是消費沖擊，同時貨幣政策沖擊也對通貨膨脹的貢獻力度較大。

綜合來看，在不同的貨幣政策工具調(diào)控下，各種突發(fā)沖擊對宏觀經(jīng)濟波動的相對貢獻度既有差異性，也有相似性。數(shù)量型工具調(diào)控下，對產(chǎn)出波動的解釋力度由大到小的突發(fā)沖擊分別為投資沖擊、技術(shù)沖擊、國際貿(mào)易順差沖擊、政府購買沖擊、消費沖擊和貨幣政策沖擊;價格型工具調(diào)控下，對產(chǎn)出波動的解釋力度由大到小的突發(fā)沖擊分別為投資沖擊、技術(shù)沖擊、消費沖擊、國際貿(mào)易沖擊、政府購買沖擊和貨幣政策沖擊。無論在哪種貨幣政策工具調(diào)控下，投資沖擊和技術(shù)沖擊都是造成宏觀經(jīng)濟波動的主要誘因，而貨幣政策沖擊和財政政策沖擊對產(chǎn)出波動的影響力度則較小。

五、結(jié) 論

本文通過將貨幣政策工具分為數(shù)量型貨幣政策工具和價格型貨幣政策工具，分別建立DSGE模型，進而比較了兩大類貨幣政策工具的調(diào)控效果。研究結(jié)果表明，當貨幣政策的調(diào)控目標是防止經(jīng)濟過熱時，價格型貨幣政策工具在應(yīng)對技術(shù)沖擊和國際貿(mào)易沖擊時效率更高，數(shù)量型貨幣政策工具在應(yīng)對消費需求沖擊時更有效果;當貨幣政策的目標是拉動經(jīng)濟增長時，就應(yīng)該分別采用另一種類型的貨幣政策工具;數(shù)量型貨幣政策工具在抑制通貨膨脹時更有效果。此外，方差分解的結(jié)果顯示，為了預(yù)防產(chǎn)出的波動，在數(shù)量型工具調(diào)控下，應(yīng)該避免來自于投資、技術(shù)和國際貿(mào)易方面的沖擊;在價格型工具調(diào)控下，應(yīng)該避免來自于投資、技術(shù)和消費方面的沖擊。

因此，政策當局的政策工具選擇問題在很大程度上并不在于使用何種固定的貨幣政策工具，因為每種貨幣政策工具在調(diào)控宏觀經(jīng)濟時各有利弊。央行要根據(jù)現(xiàn)實經(jīng)濟的變化和調(diào)控目標的需要，在各種信息不斷涌現(xiàn)的情況下針對各種擾動和沖擊，進行適時和正確的貨幣政策工具的調(diào)整，以適應(yīng)不斷變化的經(jīng)濟態(tài)勢，保證貨幣政策最終目標的實現(xiàn)。

當然，本文的研究也存在一定的不足。根據(jù)我們一般的理解，貨幣政策工具應(yīng)該是包含“三大法寶”在內(nèi)的具體形式的工具，但是限于技術(shù)處理上的難度，本文沒有針對這些具體的貨幣政策工具來進行建模分析。未來作者將爭取采用合理的方式對這些具體的貨幣政策工具進行刻畫，研究每種具體的貨幣政策工具的調(diào)控效果。

［1］Taylor J B.Discretion versus Policy Rules in Practice.Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy，1993，39:195－214.

［2］Nuno C，Morana C.Monetary Policy and the Stock Market in the Euro Area.Journal of Policy Modeling，2004，26(3):387－399.

［3］Sargent T J，Wallace N.Rational Expectations，the Optimal Monetary Instrument and the Optimal Money Supply Rule.Journal of Political Economy，1975，83(2):241－254.

［4］Mehrotra A N.Exchange and Interest Rate Channels during a Deflationary Era-Evidence from Japan，Hong Kong and China.Journal of Comparative Economics，2007，35(1):188－210.

［5］Koivu T.Has the Chinese Economy Become More Sensitive to Interest Rates.China Economic Review，2009，20(3):455－470.

［6］范從來，朱恩濤.中國存款準備金制度演變的貨幣政策視角分析.中央財經(jīng)大學學報，2006(12).

［7］蔣冠，劉紅忠.存款準備金率政策的傳導(dǎo)機制.復(fù)旦學報，2007(6).

［8］ Gali J，Lopez-Salido J D，Valles J.Understanding the Effects of Government Spending on Consumption.Journal of the European Economic Association，2007，5(1):227－270.

［9］Rotemberg J J.Stick Prices in the United State.Journal of Political Economy，1982，90(6):1187－1211.

［10］李春吉.中國經(jīng)濟波動:基于新凱恩斯主義壟斷競爭模型的分析.經(jīng)濟研究，2006(10).

［11］劉斌.中國DSGE模型的開發(fā)及其在貨幣政策分析中的應(yīng)用.金融研究，2008(10).

［12］McCallum B T.Alternative Monetary Policy Rules:A Comparison with Historical Settings for the United States，the United Kingdom，and Japan.NBER Working Paper，2000(7725).

［13］宋玉華，李澤祥.麥克勒姆規(guī)則有效性在中國的檢驗.金融研究，2007(5).

［14］Clarida R，Gali J，Gertler M.Monetary Policy Rules and Macroeconomic Stability:Evidence and Some Theory.NBER Working Paper，1998(6442).

［15］謝平，羅雄.泰勒規(guī)則及其在中國貨幣政策中的檢驗.經(jīng)濟研究，2002(3).

［16］李浩，胡永剛，馬知遙.國際貿(mào)易與中國的實際經(jīng)濟周期.經(jīng)濟研究，2007(5).

［17］陳昆亭，龔六堂.黏滯價格模型以及中國經(jīng)濟的數(shù)值模擬:對基本RBC模型的改進.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006(8).

［18］Gilchrist S，Saito M.Expectations，Asset Prices，and Monetary Policy:the Role of Learning.NBER Working Paper，2006(12422，2006).

［19］Smets F，Wouters R.An Estimated Dynamic Stochastic General Equilibrium Model of the Euro Area.Journal of the European Economic Association，2003，1(5):1123－1175.

［20］簡志宏，李霜，盧娟.貨幣供應(yīng)機制與財政支出的乘數(shù)效應(yīng).中國管理科學，2011(2).