趙 娜 郝大鵬 李 力

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“機(jī)會(huì)主義”策略在中國(guó)貨幣政策中的運(yùn)用研究*

趙 娜1郝大鵬2李 力3

（1.南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 天津 300071）（2.天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部 天津 300072）（3. 南開(kāi)大學(xué)金融學(xué)院 天津 300071）

我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的“新常態(tài)”時(shí)期，穩(wěn)健的貨幣政策應(yīng)采取“機(jī)會(huì)主義”策略，同時(shí)兼顧產(chǎn)出和通脹的變化以穩(wěn)定物價(jià)水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)創(chuàng)造良好的貨幣環(huán)境。本文基于1993-2014年間我國(guó)利率、通貨膨脹率和產(chǎn)出增長(zhǎng)率的季度數(shù)據(jù)，構(gòu)建了平滑轉(zhuǎn)換形式的“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策規(guī)則，估計(jì)出包含產(chǎn)出中間目標(biāo)的我國(guó)貨幣政策的反應(yīng)函數(shù)，并通過(guò)廣義脈沖響應(yīng)分析變量之間的動(dòng)態(tài)影響機(jī)制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：我國(guó)貨幣政策的調(diào)節(jié)實(shí)際上兼顧了產(chǎn)出增長(zhǎng)率和通貨膨脹率的變動(dòng)，并表現(xiàn)出明顯的門(mén)檻效應(yīng)和非對(duì)稱(chēng)性。而且，利率的調(diào)節(jié)力度依賴(lài)于產(chǎn)出與其中間目標(biāo)的偏離程度，當(dāng)產(chǎn)出與其中間目標(biāo)的偏離較小時(shí)，利率對(duì)于通脹缺口反應(yīng)較溫和；而一旦產(chǎn)出波動(dòng)較大時(shí)，利率則會(huì)做出激烈的反應(yīng)以期迅速穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)。

“機(jī)會(huì)主義” 貨幣政策 平滑轉(zhuǎn)換模型 中間目標(biāo) 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)

一、引 言

2014年12月，中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議指出：央行將繼續(xù)實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，更加注重松緊適度，同時(shí)貨幣政策應(yīng)該增強(qiáng)前瞻性、針對(duì)性、靈活性，并適時(shí)適度預(yù)調(diào)微調(diào)?？梢?jiàn)，我國(guó)貨幣政策帶有一定的相機(jī)抉擇特點(diǎn)，這雖然有利于保持宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定，但卻不利于穩(wěn)定市場(chǎng)預(yù)期。Barro和Gorden（1983）證明在相機(jī)抉擇的條件下產(chǎn)出并沒(méi)有得到系統(tǒng)性增加，卻會(huì)導(dǎo)致更高的通貨膨脹。隨后，Taylor（1993）等學(xué)者提出的泰勒規(guī)則成為西方國(guó)家貨幣政策操作的指南。然而，近年來(lái)不少學(xué)者提出了“機(jī)會(huì)主義”策略貨幣政策。與泰勒規(guī)則相似，該貨幣政策規(guī)則也以穩(wěn)定物價(jià)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為主要目標(biāo)，但允許通貨膨脹目標(biāo)根據(jù)歷史通貨膨脹率和目標(biāo)通貨膨脹率進(jìn)行動(dòng)態(tài)變化，而利率則根據(jù)當(dāng)前通脹率與時(shí)變的通脹中間目標(biāo)之間的缺口大小進(jìn)行靈活調(diào)整。因此，這種貨幣政策既可以看作是靈活機(jī)動(dòng)的泰勒規(guī)則，又可以視為施加約束的相機(jī)抉擇。部分學(xué)者也從理論上證明了當(dāng)央行損失函數(shù)表現(xiàn)為某種非線性形式時(shí)，“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策是最優(yōu)的（Orphanides和Wilcox，2000；Marzo等，2009）。自2015年以來(lái)，我國(guó)已進(jìn)入全面深化改革的“新常態(tài)”時(shí)期，宏觀經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出的最大特點(diǎn)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度減緩、經(jīng)濟(jì)下行壓力增大、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛凸顯。同時(shí)，地方政府債務(wù)和影子銀行風(fēng)險(xiǎn)顯現(xiàn)、外貿(mào)增速放緩，宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性因素顯著增加。因此，面對(duì)日益復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，貨幣政策應(yīng)該靈活運(yùn)用各種政策工具實(shí)時(shí)調(diào)節(jié)市場(chǎng)流動(dòng)性以保持經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行。在這一背景下，“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策規(guī)則對(duì)于我國(guó)實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)具有重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

關(guān)于“機(jī)會(huì)主義”策略在貨幣政策中的運(yùn)用研究，國(guó)外學(xué)者Orphanides（1997）利用隨機(jī)模擬對(duì)比分析了“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策和傳統(tǒng)貨幣政策規(guī)則在面臨同樣的外生沖擊時(shí)，產(chǎn)出缺口、通貨膨脹率和利率三者的動(dòng)態(tài)變化路徑及其達(dá)到均衡狀態(tài)時(shí)的概率分布。Petersen（2007）采用平滑轉(zhuǎn)換模型對(duì)美國(guó)產(chǎn)出和通貨膨脹率的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：與泰勒規(guī)則相比，“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策能更好地?cái)M合美聯(lián)儲(chǔ)利率操作的歷史軌跡。Martin和Milas（2010）通過(guò)1983-2004年間美國(guó)前4季度平均通脹目標(biāo)和長(zhǎng)期通脹目標(biāo)的加權(quán)平均值設(shè)定通脹中間目標(biāo)，并對(duì)美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策的反應(yīng)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)。研究表明，當(dāng)通脹缺口不超過(guò)1%時(shí)，美聯(lián)儲(chǔ)并沒(méi)有對(duì)通脹缺口做出反應(yīng)，而是主要關(guān)注產(chǎn)出增長(zhǎng)；但當(dāng)通脹缺口大于1%時(shí)，美聯(lián)儲(chǔ)則重點(diǎn)關(guān)注通脹治理。目前，國(guó)內(nèi)對(duì)“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策的研究相對(duì)較少，鄧偉和唐齊鳴（2013）通過(guò)構(gòu)建含時(shí)變通脹和產(chǎn)出中間目標(biāo)的閾值模型對(duì)“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策進(jìn)行了實(shí)證分析，研究表明，我國(guó)貨幣政策調(diào)節(jié)程度主要依賴(lài)于通脹、產(chǎn)出與其中間目標(biāo)的偏離大小，即當(dāng)通脹或產(chǎn)出與其中間目標(biāo)偏離較大時(shí)，利率會(huì)做出比較激烈的反應(yīng)；而當(dāng)二者分別處于調(diào)節(jié)區(qū)間內(nèi)時(shí)，利率并沒(méi)有對(duì)產(chǎn)出和通脹做出明顯反應(yīng)。

縱觀已有文獻(xiàn)，貨幣政策均表現(xiàn)出一定程度的非線性和非對(duì)稱(chēng)性。例如，王建國(guó)（2006）利用Chow斷點(diǎn)檢驗(yàn)對(duì)我國(guó)貨幣政策在1997年亞洲金融危機(jī)前后進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明我國(guó)名義利率水平彈性在1997年前后發(fā)生了顯著變化。Castelnuovo等（2008）基于馬爾科夫體制轉(zhuǎn)換模型對(duì)二戰(zhàn)后美聯(lián)儲(chǔ)的貨幣政策進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，美國(guó)的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)具有明顯的非對(duì)稱(chēng)性：在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期美聯(lián)儲(chǔ)更加關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期則比較關(guān)注通貨膨脹。張屹山和張代強(qiáng)（2008）采用門(mén)限回歸方法檢驗(yàn)了加入貨幣供應(yīng)量的泰勒規(guī)則，研究表明，包含貨幣供應(yīng)量因素的利率規(guī)則具有非線性特征，即貨幣高增長(zhǎng)狀態(tài)下通貨膨脹和產(chǎn)出缺口的響應(yīng)系數(shù)要顯著大于貨幣低增長(zhǎng)狀態(tài)下的系數(shù)值。中國(guó)人民銀行營(yíng)業(yè)管理部課題組等（2009）通過(guò)構(gòu)建非線性二次Logistic平滑轉(zhuǎn)換模型，并將通貨膨脹率作為轉(zhuǎn)換變量研究我國(guó)貨幣政策規(guī)則，結(jié)果表明，利率與通貨膨脹率、產(chǎn)出缺口和貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率之間存在顯著的非線性關(guān)系。同時(shí)，在反應(yīng)區(qū)間內(nèi)，利率規(guī)則具有較好的穩(wěn)定性；而在反應(yīng)區(qū)間外，利率操作不足會(huì)抑制通脹率的上升。鄭挺國(guó)和劉金全（2010）將“泰勒規(guī)則”擴(kuò)展為具有時(shí)變通脹目標(biāo)的體制轉(zhuǎn)移模型，并將我國(guó)貨幣政策規(guī)則劃分為“惰性”和“活性”兩個(gè)體制，同時(shí)指出在不同體制下，利率對(duì)于通貨膨脹率和產(chǎn)出增長(zhǎng)率的敏感程度明顯不同。刁節(jié)文和章虎（2012）構(gòu)建包含利率、匯率和貨幣供給因素的金融狀況指數(shù)，并結(jié)合非線性泰勒規(guī)則，通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，利率、通脹率和產(chǎn)出缺口呈現(xiàn)出平滑轉(zhuǎn)換的非線性形式，而且利率的操作會(huì)隨著通脹率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)際運(yùn)行表現(xiàn)出明顯的時(shí)變性。卞志村和孟士清（2014）研究認(rèn)為，基于馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型的泰勒規(guī)則能夠很好地刻畫(huà)我國(guó)央行貨幣政策的行為，而傳統(tǒng)的線性泰勒規(guī)則存在著明顯的估計(jì)不足。

綜上，有關(guān)非線性貨幣政策的研究方法主要有馬爾科夫體制轉(zhuǎn)換模型，閾值回歸模型和平滑轉(zhuǎn)換回歸模型。馬爾科夫體制轉(zhuǎn)換模型是假定機(jī)制轉(zhuǎn)換由外生的不可測(cè)馬爾科夫鏈決定，它只能給出不同體制之間的轉(zhuǎn)換概率，并不能給出轉(zhuǎn)換的具體形式，而且也沒(méi)有對(duì)機(jī)制發(fā)生變化的原因做出相應(yīng)的合理解釋。閾值回歸模型在轉(zhuǎn)換值處具有突變性，即當(dāng)狀態(tài)變量超過(guò)某一閾值點(diǎn)時(shí)，模型所描述的狀態(tài)發(fā)生突變，這不符合貨幣政策平滑操作的實(shí)際要求。而平滑轉(zhuǎn)換回歸模型則可以使模型在不同體制之間漸近變化，這一平滑轉(zhuǎn)換的特點(diǎn)為解釋央行貨幣政策行為提供了更好的研究框架。另一方面，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速逐步下調(diào)，央行制定的產(chǎn)出和通脹目標(biāo)也可能隨之調(diào)整。因此，本文基于已有文獻(xiàn)的研究成果，結(jié)合我國(guó)的實(shí)際情況構(gòu)建了時(shí)變的貨幣政策中間目標(biāo)，并創(chuàng)新性地將平滑轉(zhuǎn)換回歸模型應(yīng)用到“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策中，從而估計(jì)出我國(guó)貨幣政策操作的利率反應(yīng)函數(shù)。并進(jìn)一步通過(guò)廣義脈沖響應(yīng)分析變量之間的動(dòng)態(tài)影響機(jī)制，以期得到有關(guān)我國(guó)貨幣政策操作的有益啟示，為我國(guó)貨幣政策實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定物價(jià)水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)提供重要的理論參考依據(jù)。

二、“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策規(guī)則及平滑轉(zhuǎn)換回歸模型

（一）“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策規(guī)則

Taylor（1993）提出的貨幣政策規(guī)則為：

這里，i為短期名義利率；*為長(zhǎng)期均衡實(shí)際利率；π為通貨膨脹率；*為通貨膨脹目標(biāo)值；y為產(chǎn)出缺口即實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的偏差。和分別是利率對(duì)通脹缺口和產(chǎn)生缺口的反應(yīng)系數(shù)。該利率規(guī)則認(rèn)為，利率和通脹缺口、產(chǎn)出缺口呈現(xiàn)線性關(guān)系，且設(shè)定不變的目標(biāo)通脹率。然而，Dolado等（2000）、Nobay和Peel（2003），以及Surico（2007）研究指出，宏觀經(jīng)濟(jì)的非線性以及央行損失函數(shù)的非線性可能會(huì)導(dǎo)致非線性的泰勒規(guī)則，而且，央行通貨膨脹的目標(biāo)值也會(huì)根據(jù)當(dāng)前實(shí)際的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)進(jìn)行靈活調(diào)整。Orphanides等（1997）首次提出了如下形式的“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策規(guī)則：

（2）

其中，3是通貨膨脹率偏離中間目標(biāo)的臨界值。1、2分別是利率對(duì)于通貨膨脹率的反應(yīng)系數(shù)。當(dāng)通貨膨脹率處于調(diào)節(jié)區(qū)間[-3，3]以?xún)?nèi)時(shí)，利率并不會(huì)對(duì)通貨膨脹率產(chǎn)生反應(yīng)，而一旦通貨膨脹率偏離中間目標(biāo)超過(guò)3時(shí)，利率同時(shí)對(duì)通脹和產(chǎn)出缺口進(jìn)行調(diào)節(jié)。因此，“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策表現(xiàn)出典型的非線性和非對(duì)稱(chēng)性特征。

（二）平滑轉(zhuǎn)換形式的“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策

標(biāo)準(zhǔn)的平滑轉(zhuǎn)換泰勒規(guī)則可以表示如下：

這里，理論上來(lái)說(shuō)系數(shù)1、2、1、2均應(yīng)大于0。*表示長(zhǎng)期通貨膨脹率；gdp是潛在GDP水平。（，，s）是在（0，1）范圍內(nèi)取值的連續(xù)函數(shù)，反映了機(jī)制轉(zhuǎn)換的過(guò)程。其中，s為轉(zhuǎn)換變量；衡量了（，，s）由“0”狀態(tài)到“1”狀態(tài)的轉(zhuǎn)換速度；參數(shù)是以s為轉(zhuǎn)換函數(shù)的政策拐點(diǎn)。根據(jù)以往研究文獻(xiàn)的做法，本文采用二階Logistic函數(shù)形式作為轉(zhuǎn)換函數(shù)：

（5）

上述轉(zhuǎn)換函數(shù)關(guān)于（1+2）/2點(diǎn)對(duì)稱(chēng)，并且，當(dāng)→0時(shí)，（，，s）→0，即（5）式為線性函數(shù)；當(dāng)s→±∞時(shí)，（，，s）→1；當(dāng)1≤s≤2且→∞時(shí)，有（，，s）→0；而s在其他值處有（，，s）→1成立。

當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于中高速增長(zhǎng)階段，與西方發(fā)達(dá)國(guó)家注重調(diào)節(jié)通貨膨脹的目標(biāo)不同，我國(guó)應(yīng)同時(shí)關(guān)注對(duì)通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的調(diào)控，因此，我們?cè)冢?）式基礎(chǔ)上同時(shí)引入通貨膨脹中間目標(biāo)和產(chǎn)出中間目標(biāo)替代和，從而構(gòu)建如下平滑轉(zhuǎn)換形式的“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策反應(yīng)函數(shù)：

（7）

（8）

其中，代表利率平滑參數(shù)，且0<<1；和分別是通脹和產(chǎn)出中間目標(biāo)，各自通過(guò)其相應(yīng)的歷史值與目標(biāo)值加權(quán)平均計(jì)算獲得。具體來(lái)講，歷史通脹值，而歷史實(shí)際GDP增長(zhǎng)率。本文采用產(chǎn)出增長(zhǎng)率來(lái)代替產(chǎn)出缺口，主要是因?yàn)椴煌瑴y(cè)算方法估計(jì)的產(chǎn)出缺口均存在一定的偏差，這會(huì)影響到貨幣政策的實(shí)際調(diào)控效果，而采用產(chǎn)出增長(zhǎng)率代替產(chǎn)出缺口可以顯著降低上述偏差（Walsh，2003；Coibion和Gorodnichenko，2011；馬文濤和魏福成，2011；鄧偉和唐齊鳴，2013）。由于轉(zhuǎn)換函數(shù)（，，s）的取值范圍是（0，1），因此，通脹缺口和產(chǎn)出缺口的系數(shù)取值范圍分別為（1，1+2）和（1，1+2）。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量s取值在區(qū)間[1，2]時(shí)，（，，s）的取值在（0，0.5]范圍內(nèi)，且當(dāng)較大時(shí)，（，，s）→0，此時(shí)通脹缺口和產(chǎn)出缺口的系數(shù)分別趨向于1和1，這表明轉(zhuǎn)換變量s與目標(biāo)值偏離程度較小時(shí)，通脹缺口和產(chǎn)出缺口的系數(shù)較小。而當(dāng)轉(zhuǎn)換變量s的值在[1，2]區(qū)間外時(shí)，（，，s）的取值在（0.5，1）范圍內(nèi)，且當(dāng)較大或者轉(zhuǎn)換變量s偏離區(qū)間[1，2]較大時(shí)，（，，s）→1，此時(shí)通脹缺口和產(chǎn)出缺口的系數(shù)分別趨向于（1+2）和（1+2），這表明轉(zhuǎn)換變量s與目標(biāo)值偏離程度較大時(shí)，通脹缺口和產(chǎn)出缺口的系數(shù)較大。由此可見(jiàn)，參數(shù)決定了從一個(gè)機(jī)制轉(zhuǎn)換到另一個(gè)機(jī)制的平滑程度：當(dāng)→∞時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)從0變?yōu)?，即表現(xiàn)為突變形式，此時(shí)模型可視作閾值回歸模型；當(dāng)→0時(shí)，該模型則退化為線性回歸模型；而當(dāng)0<<∞時(shí)，機(jī)制轉(zhuǎn)換處是平滑過(guò)渡的，這更符合貨幣政策操作平滑的特點(diǎn)，因此，從理論上來(lái)講，平滑轉(zhuǎn)換回歸模型能夠更好地刻畫(huà)我國(guó)央行貨幣政策的行為。

三、我國(guó)“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策反應(yīng)函數(shù)

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取我國(guó)1992年第1季度到2014年第4季度的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)實(shí)證分析。其中，名義利率采用我國(guó)7天銀行間同業(yè)拆借利率的季度算術(shù)平均值，這主要是由于我國(guó)銀行間同業(yè)拆借利率市場(chǎng)化程度較高，能夠較好地反映市場(chǎng)利率變化。通脹膨脹率采用CPI來(lái)計(jì)算，將每個(gè)季度3個(gè)月的環(huán)比CPI進(jìn)行算術(shù)平均得到環(huán)比季度CPI，即求出環(huán)比季度通貨膨脹率為[100×（CPI- CPI-4）]/ CPI-4。利率和CPI數(shù)據(jù)均來(lái)自Wind資訊數(shù)據(jù)庫(kù)。關(guān)于產(chǎn)出缺口的測(cè)算，本文選取GDP實(shí)際累計(jì)增長(zhǎng)率表示產(chǎn)出缺口，數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，本文所采用的利率、產(chǎn)出、通脹序列均為平穩(wěn)過(guò)程。

（二）中間目標(biāo)合理性檢驗(yàn)

基于標(biāo)準(zhǔn)的泰勒規(guī)則（1）式，設(shè)定我國(guó)貨幣政策規(guī)則形式如下：

在上述模型中引入利率平滑機(jī)制得到：

（10）

其中，代表利率平滑參數(shù)；i-1表示利率滯后一期值；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且ε服從期望為0、方差為2的正態(tài)分布。并且，0=（1-）×（*+π-*βgdp）；1=（1-）；2=（1-）。

（12）

表1 含時(shí)變通脹中間目標(biāo)和產(chǎn)出中間目標(biāo)的線性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

續(xù)表1

（10）式（12）式 系數(shù)系數(shù)值t值系數(shù)值t值 γ4---0.145**-2.372 回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差0.53150.5201 調(diào)整R20.98080.9816

注：（1）***、**和*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平；（2）由于過(guò)去一年的通脹和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況能夠比較充分反映歷史狀況，因此本文選取=4。此外，本文還嘗試采用0.5（x-1+ x-2）和0.5（x-1+ x-4）等形式（代表通脹或產(chǎn)出），但=4時(shí)模型的估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果較好。

其中，0=（1-）×[*+π-（1-1）*（1-2）gdp]；1=（1-）；2=（1-）；3=1（1-）；4=-2（1-）。易知3=4=0時(shí)，（12）式退化為（10）式。因此，可以通過(guò)檢驗(yàn)系數(shù)3和4是否顯著為0來(lái)反映通脹中間目標(biāo)和產(chǎn)出中間目標(biāo)的合理性。利用普通最小二乘法分別對(duì)（10）和（12）式進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表1所示。

從表1可以看出，通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的系數(shù)1和2均在1%或5%的檢驗(yàn)水平上具有顯著性，且符號(hào)為正，而系數(shù)估計(jì)值4也在5%的檢驗(yàn)水平上具有顯著性，同時(shí)，（8）式中的2可通過(guò)上述回歸結(jié)果計(jì)算得到：2=4/2=0.145/0.174=0.833<1，結(jié)果符合理論值范圍，表明在模型中引入產(chǎn)出中間目標(biāo)具有合理性。但系數(shù)估計(jì)值3不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，且符號(hào)為正，這與理論分析相悖，可見(jiàn)應(yīng)從模型中剔除通脹中間目標(biāo)。因此，本文將進(jìn)一步構(gòu)建含時(shí)變產(chǎn)出中間目標(biāo)的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)并對(duì)其進(jìn)行實(shí)證分析。

（三）含時(shí)變產(chǎn)出中間目標(biāo)的“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的估計(jì)

根據(jù)（6）式，本文構(gòu)建包含產(chǎn)出中間目標(biāo)的“機(jī)會(huì)主義”貨幣規(guī)則反應(yīng)函數(shù)為：

表2 含時(shí)變產(chǎn)出中間目標(biāo)的“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策反應(yīng)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：對(duì)于參數(shù)、1、2，本文首先使用網(wǎng)格搜索法找到初始點(diǎn)，然后采用模擬退火法尋找使（13）式的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差最小時(shí)對(duì)應(yīng)的系數(shù)估計(jì)值。

這里，相關(guān)參數(shù)含義同前文一致；ε為白噪聲過(guò)程。本文借鑒Orphanides和Wilcox（2000）和Aksoy等（2006）的做法，選取1=2=0.5①。樣本區(qū)間內(nèi)的通脹均值為4.595%、GDP實(shí)際增長(zhǎng)率均值為10.206%，所以本文取通脹長(zhǎng)期目標(biāo)*=4%，GDP增長(zhǎng)率的長(zhǎng)期目標(biāo)*=10%②]，并選取為轉(zhuǎn)換變量③對(duì)（13）式進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表2。

由表2估計(jì)結(jié)果可知，當(dāng)產(chǎn)出與產(chǎn)出中間目標(biāo)的偏離在區(qū)間[-1.58，1.96]以?xún)?nèi)時(shí)，系數(shù)估計(jì)值1在1%的檢驗(yàn)水平上顯著為正，而利率對(duì)通貨缺口的反應(yīng)系數(shù)為：0.035/（1-0.932）=0.51，這說(shuō)明貨幣政策的調(diào)控力度較小，表現(xiàn)出“惰性”特征，那么利率的上升不足以抑制通貨膨脹，表現(xiàn)出一種不穩(wěn)定的利率規(guī)則。系數(shù)2的估計(jì)結(jié)果則不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，說(shuō)明利率對(duì)產(chǎn)出缺口并不敏感，這可能是因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)平穩(wěn)時(shí)期物價(jià)穩(wěn)定往往是央行工作的重點(diǎn)。當(dāng)偏離在區(qū)間[-1.58，1.96]以外時(shí)，系數(shù)估計(jì)值1在1%的檢驗(yàn)水平上也具有顯著性，且利率對(duì)通脹缺口的反應(yīng)系數(shù)為：0.130/（1-0.932）+0.51=2.42，該數(shù)值大于1，表明當(dāng)產(chǎn)出與產(chǎn)出中間目標(biāo)偏離較大時(shí)，我國(guó)貨幣政策對(duì)通脹缺口反應(yīng)較大，這主要是由于產(chǎn)出波動(dòng)過(guò)大時(shí)，往往會(huì)伴隨較為嚴(yán)重的通貨膨脹或物價(jià)水平的持續(xù)走低，那么我國(guó)貨幣政策的主要目的就是穩(wěn)定物價(jià)水平。盡管系數(shù)2也不具有顯著性，但實(shí)際上通脹率的和產(chǎn)出的變化趨勢(shì)往往具有一致性，因此，對(duì)通脹缺口進(jìn)行調(diào)節(jié)也在一定程度上穩(wěn)定了產(chǎn)出增長(zhǎng)。

圖1 轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線

圖1和圖2分別描繪了轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線和我國(guó)GDP實(shí)際增長(zhǎng)率與其調(diào)節(jié)區(qū)間。從圖2可以看出，在1993-1994年間，由于經(jīng)濟(jì)過(guò)熱，我國(guó)實(shí)際GDP增長(zhǎng)偏離了調(diào)控上限，即s>2，因此轉(zhuǎn)換函數(shù)（，，s）的值趨向于1。為治理通貨膨脹，央行在1993年內(nèi)兩次調(diào)高存貸款利率，一年期存款利率甚至高達(dá)10.98%，成為上世紀(jì)90年代以來(lái)的歷史最高水平。隨后，受經(jīng)濟(jì)泡沫的影響，我國(guó)GDP增長(zhǎng)速度開(kāi)始下降。1997年受到亞洲金融危機(jī)影響，我國(guó)經(jīng)濟(jì)大幅下滑、物價(jià)持續(xù)走低，我國(guó)實(shí)際GDP增長(zhǎng)低于調(diào)控下限，即s<c1，此時(shí)轉(zhuǎn)換函數(shù)（，，s）的值也趨向于1。在1997年10月到2002年2月間，央行加大調(diào)控力度，連續(xù)八次下調(diào)利率以穩(wěn)定內(nèi)需和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。2007年，受人民幣升值預(yù)期影響，大量熱錢(qián)的流入導(dǎo)致我國(guó)外匯占款迅速增加，國(guó)內(nèi)通貨膨脹壓力不斷加劇，經(jīng)濟(jì)過(guò)熱致使GDP實(shí)際增長(zhǎng)率迅速超出調(diào)控區(qū)間，轉(zhuǎn)換函數(shù)值趨于1。由于物價(jià)水平持續(xù)上漲，我國(guó)央行一年內(nèi)連續(xù)六次上調(diào)利率水，力度之大、調(diào)整次數(shù)之多為歷史罕見(jiàn)。2008年后，受全球金融危機(jī)的影響，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一度達(dá)到十年來(lái)的最低水平，物價(jià)大幅下降，通脹缺口超出調(diào)節(jié)區(qū)間下限，央行又連續(xù)四次下調(diào)了利率水平。2010年由于前期刺激政策的影響和國(guó)際短期資本的回流，我國(guó)實(shí)際GDP增長(zhǎng)迅速超過(guò)了調(diào)控上限，央行再次增大調(diào)控力度，在2010年10月至2011年7月間連續(xù)五次加息。自2012年開(kāi)始，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速明顯放緩，實(shí)際GDP增長(zhǎng)低于調(diào)控下限，且CPI在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)保持負(fù)向增長(zhǎng)，因此，央行分別于2012年6和7月兩次下調(diào)利率以穩(wěn)定物價(jià)水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。結(jié)合前文的估計(jì)結(jié)果和我國(guó)貨幣政策利率調(diào)控的歷史操作來(lái)看，我國(guó)利率對(duì)于產(chǎn)出和通脹的調(diào)節(jié)具有明顯的機(jī)會(huì)主義特點(diǎn)。利率對(duì)通貨膨脹的調(diào)節(jié)比較明顯，且隨著產(chǎn)出波動(dòng)的大小表現(xiàn)出非對(duì)稱(chēng)性：當(dāng)產(chǎn)出波動(dòng)較小時(shí)，利率并不對(duì)通脹缺口做出顯著的反應(yīng)，而當(dāng)產(chǎn)出波動(dòng)較大時(shí)，利率則會(huì)迅速調(diào)整以維持物價(jià)水平的穩(wěn)定。

四、“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策的動(dòng)態(tài)影響機(jī)制分析

為了進(jìn)一步探討通脹缺口、產(chǎn)出缺口與利率之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系，本文進(jìn)一步構(gòu)建了基于平滑轉(zhuǎn)換模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析利率、通脹和產(chǎn)出三者之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系。

（一）STVAR模型的設(shè)定

一個(gè)含有3個(gè)內(nèi)生變量的線性VAR模型可以表示如下：

這里，Y=[i，Δπ，Δgdp]；ξ=[1，1，1]；i是名義利率水平；Δπ代表通貨膨脹缺口；Δgdp表示產(chǎn)出缺口；ξ是殘差矩陣。0，1，2，…，Γ分別是待估參數(shù)矩陣。根據(jù)AIC等信息準(zhǔn)則，選取=2作為最大滯后期數(shù)。本文進(jìn)一步將（14）式擴(kuò)展為STVAR模型，而STVAR模型是基于單方程平滑轉(zhuǎn)換（STR）模型拓展得到，單方程STR模型的一般形式為：

（15）

其中，y是被解釋變量，分別表示利率、產(chǎn)出缺口或通脹缺口；x是解釋變量向量，主要包括以下七個(gè)變量，具體可表示為（1，i-1，i-2，Δπ-1，Δπ-2，Δgdp-1，Δgdp-2）；（0，1，2，…，7）和=（0，1，2，…，7）分別表示模型線性與非線性部分的參數(shù)。（，，s-d）是轉(zhuǎn)換函數(shù)，表示整個(gè)模型系統(tǒng)的非線性特征。按照Ter?svirta（1996）提出的單方程STR模型的檢驗(yàn)方法對(duì)（11）式進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，如果不能拒絕原假設(shè)，則保留線性形式；如果拒絕原假設(shè)，則根據(jù)序貫檢驗(yàn)的結(jié)果設(shè)定為L(zhǎng)STR1或者LSTR2形式。 [④]本文根據(jù)上述方法檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，只有當(dāng)i為被解釋變量且Δgdp-1為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，方程在5%的顯著性水平下通過(guò)非線性檢驗(yàn)。因此，本文設(shè)定該方程為L(zhǎng)STR2形式，Δπ和Δgdp對(duì)應(yīng)的方程均設(shè)定為線性形式，最終構(gòu)建的STVAR模型如下：

（二）廣義脈沖響應(yīng)分析

與傳統(tǒng)線性VAR模型不同的是，“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策的非線性脈沖響應(yīng)函數(shù)需要同時(shí)考慮初始值以及變量的歷史值。Koop等（1996）提出的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)（以下簡(jiǎn)稱(chēng)為GIRF）可以用來(lái)進(jìn)行非線性脈沖的動(dòng)態(tài)分析，STVAR系統(tǒng)的GIRF具體表示為：

其中，v為產(chǎn)生響應(yīng)的沖擊；表示沖擊類(lèi)型；ω-j為-時(shí)刻的歷史信息，且=1和2；為預(yù)測(cè)的未來(lái)周期數(shù)，且=0，1，…。[·]表示期望算子。根據(jù)Koop等（1996）和Weise（1999）的做法，GIRF（，v，ω）的計(jì)算步驟如下：

1．利用Bootstrap方法從STVAR模型的殘差ξ中提取出一個(gè)大小為的子樣本ξ，形成未來(lái)期的脈沖值。

2．選取某一經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的年份作為起點(diǎn)，利用ξ估計(jì)得到的STVAR模型計(jì)算出不存在沖擊下的系統(tǒng)動(dòng)態(tài)：。

3．任意選取一行沖擊v替代步驟1中脈沖值的初始值，而其它期的脈沖值保持不變。v應(yīng)為協(xié)方差對(duì)角線第個(gè)元素方差的開(kāi)方，但由于該行其它元素均為0，所以即為第行沖擊。然后利用估計(jì)得到的STVAR模型計(jì)算出：。

4．重復(fù)步驟1～3共次，然后分別加總步驟2和3的脈沖響應(yīng)值后進(jìn)行算術(shù)平均，即得到：和。根據(jù)（17）式計(jì)算出GIRF（，v，ω）。

5．選取另一經(jīng)濟(jì)處于波動(dòng)期的年份為起點(diǎn)，重復(fù)上述步驟，所得結(jié)果就是廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)。

參照上述方法，本文選取2005年第一、二季度作為經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定期、2009年第一、二季度作為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)期，并以此為起始點(diǎn)，將產(chǎn)出缺口和通脹缺口作為沖擊變量，采用蒙特卡洛模擬方法模擬10000次得到相關(guān)變量的動(dòng)態(tài)響應(yīng)路徑圖如下所示。

圖3通脹對(duì)產(chǎn)出缺口沖擊的響應(yīng)（穩(wěn)定期）

由上面的圖3和4可知，如果對(duì)系統(tǒng)分別施加一個(gè)正向和負(fù)向的標(biāo)準(zhǔn)差大小的產(chǎn)出缺口沖擊，無(wú)論是在穩(wěn)定期還是波動(dòng)期，通脹缺口均是先偏離均衡狀態(tài)然后逐步恢復(fù)到零，但是通脹在波動(dòng)期的響應(yīng)會(huì)更加劇烈，這主要是因?yàn)槲覈?guó)歷史上產(chǎn)出波動(dòng)較大時(shí)，往往會(huì)伴隨物價(jià)的持續(xù)上漲或者CPI的連續(xù)走低。從圖5-8中可以看出，如果對(duì)產(chǎn)出缺口和通脹缺口分別施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正向和負(fù)向沖擊，利率的反應(yīng)具有顯著的非對(duì)稱(chēng)性。與經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)期相比，在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)期，無(wú)論是產(chǎn)出缺口沖擊還是通脹缺口的沖擊，利率反應(yīng)的強(qiáng)度更大、持續(xù)時(shí)間也更長(zhǎng)，這時(shí)央行為了迅速穩(wěn)定物價(jià)水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)往往會(huì)加大貨幣政策調(diào)控力度，與前文平滑轉(zhuǎn)換模型的估計(jì)結(jié)果相符。同時(shí)，我們還發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定時(shí)期，正向沖擊和負(fù)向沖擊對(duì)利率的影響基本上是對(duì)稱(chēng)的，但是在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)期，利率對(duì)于負(fù)向沖擊的響應(yīng)往往更加劇烈，說(shuō)明央行在面對(duì)經(jīng)濟(jì)不利沖擊時(shí)往往調(diào)節(jié)力度更大。

五、結(jié)論與啟示

本文基于1993-2014年間我國(guó)利率、通貨膨脹率和產(chǎn)出增長(zhǎng)率的季度數(shù)據(jù)，創(chuàng)新型地運(yùn)用平滑轉(zhuǎn)換模型構(gòu)建“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策規(guī)則，估計(jì)出包含產(chǎn)出中間目標(biāo)的我國(guó)貨幣政策的反應(yīng)函數(shù)，實(shí)證檢驗(yàn)“機(jī)會(huì)主義”貨幣政策在我國(guó)的適用性，并進(jìn)一步采用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析變量之間的動(dòng)態(tài)影響機(jī)制。研究結(jié)果表明：我國(guó)貨幣政策的調(diào)節(jié)實(shí)際上兼顧了產(chǎn)出增長(zhǎng)率和通貨膨脹率的變動(dòng)，并表現(xiàn)出明顯的門(mén)檻效應(yīng)和非對(duì)稱(chēng)性。而且，利率的調(diào)整具有典型的“機(jī)會(huì)主義”特征，存在著明顯的調(diào)節(jié)區(qū)間。當(dāng)GDP實(shí)際增長(zhǎng)率與其中間目標(biāo)偏離程度在區(qū)間[-1.58，1.96]以外時(shí)，我國(guó)的貨幣政策表現(xiàn)為“活性”區(qū)域，即利率對(duì)通脹缺口反應(yīng)比較劇烈，以期使通脹迅速回到其目標(biāo)水平。而當(dāng)經(jīng)濟(jì)較為穩(wěn)定時(shí)，即GDP實(shí)際增長(zhǎng)率與其中間目標(biāo)偏離在[-1.58，1.96]內(nèi)時(shí)，我國(guó)的貨幣政策處在“惰性”區(qū)域，利率對(duì)通脹缺口反應(yīng)較為溫和。另一方面，我國(guó)貨幣政策調(diào)節(jié)具有明顯的非對(duì)稱(chēng)性，主要體現(xiàn)在產(chǎn)出波動(dòng)大小不同時(shí)，利率對(duì)于通脹缺口反應(yīng)的敏感程度不同，而在經(jīng)濟(jì)低迷時(shí)期，利率對(duì)于不利沖擊往往反應(yīng)會(huì)更加劇烈，那么央行就會(huì)加大貨幣政策的調(diào)節(jié)力度，以期迅速穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟(jì)。

自2014年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)正式告別過(guò)去高速增長(zhǎng)的階段，進(jìn)入經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的“新常態(tài)”時(shí)期，針對(duì)日益復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，穩(wěn)健的貨幣政策應(yīng)該采取“機(jī)會(huì)主義”原則，并根據(jù)產(chǎn)出增長(zhǎng)率和通貨膨脹率的實(shí)際運(yùn)行狀況靈活實(shí)時(shí)地調(diào)整，以保持宏觀經(jīng)濟(jì)的健康平穩(wěn)發(fā)展。

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24. Surico, P., 2007, “The Fed’s Monetary Policy Rule and U.S. Inflation: The Case of Asymmetric Preferences” [J],Vol. 31(1), pp305-324.

25. Taylor, J.B, 1993, “Discretion Versus Policy Rules in Practice” [C], Carnegie - Rochester Conference Series on Public Policy, Vol. 39, pp195-214.

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28. Weise, C., 1999, “The Asymmetric Effects of Monetary Policy: A Nonlinear Vector Auto-regression Approach” [J],, Vol. 31, pp85-108.

（H）

①關(guān)于1和2取值，本文還考察了1=0.5和2=0.604（鄧偉和唐齊鳴，2013），以及1=0.5和2=0.833等其它形式，但綜合考慮到1=2=0.5時(shí)對(duì)應(yīng)的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差比較小，所以本文最終設(shè)定為該形式。

②*和gdp的取值與謝平和羅雄（2002）、鄭挺國(guó)和劉金全（2010）、鄧偉和唐齊鳴（2013）的設(shè)定一致。

④根據(jù)Ter?svirta（1996）的做法，將轉(zhuǎn)換函數(shù)在s-d=0處進(jìn)行三階泰勒式展開(kāi)得到：，將此式代入（11）式。這里以利率作因變量為例，得到輔助回歸式如下所示：

此時(shí)，線性檢驗(yàn)的零假設(shè)為H01:1=2=3=0，而備擇假設(shè)為H11:1、2和3中至少一個(gè)不等于零。然后通過(guò)構(gòu)造LM統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，若拒絕線性零假設(shè)，則須要繼續(xù)進(jìn)行下面的序貫檢驗(yàn)，原假設(shè)分別為：H02:3=0；H03:2=0|3=0；H04:1=0|2=3=0，Granger和Ter?svirta（1993）提出若三個(gè)假設(shè)中拒絕H03的概率最小，則判定模型為L(zhǎng)STR2，否則為L(zhǎng)STR1。

* 本文為國(guó)家自然科學(xué)基金（71001054）、中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專(zhuān)項(xiàng)資金項(xiàng)目（NKZXB1426）課題的階段性成果。