宋希，張坤

對(duì)外開(kāi)放、經(jīng)濟(jì)周期與貨幣政策的非對(duì)稱(chēng)性研究
——基于MS-VAR模型的分析

宋希，張坤

隨著經(jīng)濟(jì)全球化與經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”趨勢(shì)的加深，研究開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下考慮到不同經(jīng)濟(jì)周期階段影響的我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱(chēng)性問(wèn)題尤為重要。本文建立了包含匯率等七變量的MS-VAR模型，在區(qū)分不同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)區(qū)制的前提下，利用廣義脈沖分析，探討了開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下不同經(jīng)濟(jì)周期階段我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱(chēng)性。研究結(jié)果表明，非線性模型能夠很好地?cái)M合我國(guó)的經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)，且貨幣政策效應(yīng)在方向、目標(biāo)變量以及經(jīng)濟(jì)周期存在明顯的非對(duì)稱(chēng)性。

開(kāi)放經(jīng)濟(jì)；貨幣政策；經(jīng)濟(jì)周期；非線性模型

宋希（1994-），河北新樂(lè)人，英國(guó)貝爾法斯特女王大學(xué)管理學(xué)院，碩士研究生，研究方向?yàn)榻鹑谑袌?chǎng)與制度創(chuàng)新；張坤（1994-），河北新樂(lè)人，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，碩士研究生，研究方向?yàn)樨泿耪吲c資本市場(chǎng)。（遼寧大連116000）

一、引言

所謂的貨幣效應(yīng)非對(duì)稱(chēng)性，最初指的是相同力度不同方向的貨幣政策有著不同的效果。對(duì)于此問(wèn)題，DeLong(1988)較早地進(jìn)行了實(shí)證經(jīng)驗(yàn)研究，其采用兩步OLS法驗(yàn)證了正負(fù)向貨幣供給沖擊對(duì)于產(chǎn)出是否存在著非對(duì)稱(chēng)性影響的問(wèn)題，實(shí)證結(jié)果表明，負(fù)向貨幣供給沖擊對(duì)于產(chǎn)出的影響效果要明顯強(qiáng)于正向貨幣供給沖擊。隨后Cover(1992)等人的研究也都為Delong的結(jié)論提供了相應(yīng)的證據(jù)支持。伴隨著研究的推進(jìn)，國(guó)外關(guān)于貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)研究開(kāi)始逐漸拓展到更多視角，例如不同通脹水平下的非對(duì)稱(chēng)性、不同經(jīng)濟(jì)周期階段的非對(duì)稱(chēng)性以及不同區(qū)域與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下的非對(duì)稱(chēng)性等等方面(Angrist等,2017;Caglayan等,2017）。

近年來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)全球化程度的加深，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)狀況與世界其他國(guó)家間的聯(lián)系也愈發(fā)緊密。在此情境下，國(guó)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行很容易受到來(lái)自其他國(guó)家的干擾，這對(duì)我國(guó)貨幣政策的有效操作提出了更加嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。例如，2008年美國(guó)次貸危機(jī)給我國(guó)的經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了一定程度上的沖擊，為緩解外來(lái)沖擊的影響，危機(jī)前后貨幣當(dāng)局采取了兩種截然不同的貨幣政策。然而，兩種方向相反的政策所取得的實(shí)際作用效果差距卻十分明顯。由此可以發(fā)現(xiàn)，在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，我國(guó)的貨幣政策實(shí)施效果可能是不同的，即我國(guó)可能存在著一定程度上的貨幣政策的非對(duì)稱(chēng)性現(xiàn)象。在此情況下，如何搜尋到“開(kāi)放條件下的貨幣政策新常態(tài)”，厘清開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下不同經(jīng)濟(jì)周期階段的貨幣政策實(shí)施效果的非對(duì)稱(chēng)性、權(quán)衡好貨幣政策的實(shí)施力度與方向，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展，是當(dāng)前政府亟需解決的重難點(diǎn)問(wèn)題之一。

二、文獻(xiàn)回顧

從國(guó)內(nèi)學(xué)者目前的研究進(jìn)展來(lái)看，眾多學(xué)者從不同視角、利用不同的計(jì)量模型對(duì)我國(guó)貨幣政策效果的非對(duì)稱(chēng)性問(wèn)題也進(jìn)行了大量的研究，其結(jié)論也不盡相同，然而比較統(tǒng)一的一個(gè)結(jié)論是我國(guó)貨幣政策效應(yīng)的確存在著一定程度上的非對(duì)稱(chēng)性，即寬松型貨幣政策的效果遠(yuǎn)不及緊縮型貨幣政策的效果（曹永琴，2010）。另外，近年來(lái)隨著國(guó)外相關(guān)研究的推進(jìn)，國(guó)內(nèi)學(xué)者的關(guān)注焦點(diǎn)也逐漸從貨幣政策方向上的非對(duì)稱(chēng)性開(kāi)始向其他細(xì)分角度轉(zhuǎn)移。例如：（1）從貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)聯(lián)合來(lái)看，劉金全等（2009）利用LSTVAR模型研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)實(shí)際產(chǎn)出序列和通脹序列對(duì)于貨幣政策沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)具有非對(duì)稱(chēng)性，其會(huì)隨著沖擊的方向、沖擊的規(guī)模以及經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的變化而改變。（2）從貨幣政策效果不同的影響機(jī)制來(lái)看，呂江林和張有(2008)利用MS-VAR模型將流動(dòng)性劃分為過(guò)剩和緊缺兩大區(qū)制，其發(fā)現(xiàn)在不同流動(dòng)性的影響下，我國(guó)貨幣政策的效果存在著非對(duì)稱(chēng)性。然而，不同上述研究，胡臻（2013)則是從信貸渠道視角探究了我國(guó)貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)性現(xiàn)象，其發(fā)現(xiàn)信貸配給的不平衡是我國(guó)貨幣政策效應(yīng)非對(duì)稱(chēng)性的重要成因。（3）除此之外，也有部分文獻(xiàn)分別從產(chǎn)業(yè)效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)狀態(tài)及通脹預(yù)期等不同視角對(duì)于上述問(wèn)題進(jìn)行了探究，其研究結(jié)論均表明我國(guó)的貨幣政策效應(yīng)確實(shí)存在著某種程度上的非對(duì)稱(chēng)性。

通過(guò)總結(jié)前人的研究結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)學(xué)者研究貨幣政策效應(yīng)方向上的非對(duì)稱(chēng)性的較多，對(duì)于其他方面的非對(duì)稱(chēng)性研究的較少；采用線性模型的學(xué)者居多，采用非線性模型的學(xué)者偏少；研究貨幣政策效應(yīng)非對(duì)稱(chēng)性存在的學(xué)者偏多，而探究非對(duì)稱(chēng)性成因的學(xué)者較少。更為關(guān)鍵的是由于選用的數(shù)理模型的差異、中介變量的差異、數(shù)據(jù)區(qū)間的差異等等會(huì)造成學(xué)者間的研究結(jié)論不一致。近年來(lái)隨著國(guó)外的研究推進(jìn)，國(guó)內(nèi)也已經(jīng)有學(xué)者開(kāi)始涉及我國(guó)貨幣政策效應(yīng)非對(duì)稱(chēng)性與通貨膨脹水平之間的關(guān)系以及不同經(jīng)濟(jì)周期階段的貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)性問(wèn)題。但是，對(duì)于不同經(jīng)濟(jì)周期階段貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)性問(wèn)題，國(guó)內(nèi)學(xué)者多采用虛擬變量或TAR等機(jī)制突然轉(zhuǎn)換的非線性模型進(jìn)行研究，然而機(jī)制的突然轉(zhuǎn)換存在著一個(gè)問(wèn)題，即其無(wú)法較好的描述出更加貼近現(xiàn)實(shí)的平滑轉(zhuǎn)換方式。

此外，隨著經(jīng)濟(jì)全球化與經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”趨勢(shì)的加深，我國(guó)的貨幣政策操作難度也愈發(fā)增加，研究開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下考慮到不同經(jīng)濟(jì)周期階段影響的我國(guó)貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)性問(wèn)題顯得更為重要，其對(duì)于當(dāng)局貨幣的政策制定者有著重要的借鑒意義，然而就目前存在的文獻(xiàn)來(lái)看，我國(guó)學(xué)者對(duì)于開(kāi)放經(jīng)濟(jì)和不同經(jīng)濟(jì)周期階段等因素同時(shí)進(jìn)行考慮的較少。因此在國(guó)內(nèi)學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，本文通過(guò)引入開(kāi)放經(jīng)濟(jì)變量，采用更加貼近現(xiàn)實(shí)的平滑轉(zhuǎn)換且可以自動(dòng)識(shí)別經(jīng)濟(jì)周期的MS-VAR模型（避免了相應(yīng)區(qū)制劃分中的人為主觀性），在區(qū)分出不同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)區(qū)制的前提下，利用廣義脈沖分析，全面地去分析開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下考慮到不同經(jīng)濟(jì)周期階段影響的我國(guó)貨幣政策效應(yīng)是否存在著非對(duì)稱(chēng)性現(xiàn)象，力圖甄別我國(guó)貨幣政策的具體操作規(guī)律。

三、模型方法

（一）MS-VAR模型的優(yōu)勢(shì)及適用性

馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換向量自回歸模型（MS-VAR）最早是由國(guó)外學(xué)者Hamilton提出來(lái)的，該模型的總體研究思路是可觀察的時(shí)間序列向量yt的參數(shù)取決于不可觀察的狀態(tài)變量St，狀態(tài)變量St的不同取值代表著經(jīng)濟(jì)處于不同的狀態(tài)。如果時(shí)間序列數(shù)據(jù)是隨著經(jīng)濟(jì)狀態(tài)變化而變化的，即使傳統(tǒng)的VAR模型是穩(wěn)定的，其參數(shù)不隨經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的改變而改變也是不合適的，因此MS-VAR模型是從不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)視角下探求相關(guān)問(wèn)題的較好方法。隨后Krolzig (1997)又詳細(xì)地闡述了此類(lèi)模型，他指出了MSVAR模型具有如下幾個(gè)優(yōu)點(diǎn)：(1)該模型不是預(yù)先設(shè)定各時(shí)間段，而是從過(guò)去的數(shù)據(jù)變化中自動(dòng)地捕捉狀態(tài)信息；(2)當(dāng)經(jīng)濟(jì)狀態(tài)發(fā)生轉(zhuǎn)變時(shí)，MS-VAR模型可以自動(dòng)調(diào)整VAR模型的參數(shù)，并描述特定狀態(tài)及狀態(tài)轉(zhuǎn)變時(shí)變量間的動(dòng)態(tài)特征與相互關(guān)系；(3)在對(duì)各參數(shù)進(jìn)行一致有效估計(jì)的基礎(chǔ)上，能給出各經(jīng)濟(jì)狀態(tài)之間的轉(zhuǎn)換概率，并能從樣本中計(jì)算出處于某一狀態(tài)的概率。

（二）MS-VAR模型的具體形式

馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換的向量自回歸模型主要存在兩種形式，其中一種是基于均值進(jìn)行調(diào)整的MSVAR模型（MSM-VAR），另外一種則為基于截距進(jìn)行調(diào)整的MS-VAR模型（MSI-VAR）。存在M種不同狀態(tài)且滯后階數(shù)為P的均值調(diào)整的MS-VAR模型可以寫(xiě)成如下形式：

在均值調(diào)整的MS-VAR模型中，如果狀態(tài)發(fā)生改變將導(dǎo)致均值發(fā)生跳躍性的改變。與基于均值進(jìn)行調(diào)整的MS-VAR模型所不同的是，基于截距調(diào)整的MS-VAR模型描述的為在狀態(tài)發(fā)生改變時(shí)，均值平滑地逼近到一個(gè)新的水平。存在M種狀態(tài)且滯后階數(shù)為P的截距調(diào)整MS-VAR模型可以寫(xiě)為：

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）變量選取、數(shù)據(jù)來(lái)源及數(shù)據(jù)處理

1.變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇工業(yè)增加值、居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、貨幣供應(yīng)量（M2)、一年期定期存款利率、金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款總額、人民幣實(shí)際有效匯率（REER）的月度數(shù)據(jù)作為主要的研究變量，且樣本研究區(qū)間為1997～2015年①據(jù)資料顯示，我國(guó)中央銀行正式對(duì)外公布貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)的時(shí)間是1994年的第三個(gè)季度，且從1996年起我國(guó)才正式將貨幣政策的中介目標(biāo)指定為貨幣供應(yīng)量，考慮到上述因素故本文進(jìn)行了上述變量及研究樣本區(qū)間的選擇。，即19年來(lái)的228個(gè)月度數(shù)據(jù)。以上數(shù)據(jù)除了實(shí)際有效匯率（REER）來(lái)自于國(guó)際清算銀行（BIS）官網(wǎng)2010年=100的數(shù)據(jù)序列之外（http://www.bis.org/statistics/eer/index.htm），其余數(shù)據(jù)均來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)(http://db.cei.gov.cn）。

2.數(shù)據(jù)處理

為避免虛假回歸對(duì)本文實(shí)證結(jié)果造成的影響，本文首先對(duì)上述變量的水平序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了ADF單位根檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除利率之外，其他變量均為非平穩(wěn)序列。由于上述變量不都為平穩(wěn)序列，且各變量間的單整階數(shù)不同無(wú)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，我們無(wú)法對(duì)于上述變量直接建模?？紤]到上述原因，以及利率變量數(shù)據(jù)較小，其他變量一同采用增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)更能反映變量間的實(shí)際影響及變化情況，故我們參照相關(guān)研究的做法，除自行計(jì)算人民幣實(shí)際有效匯率的同比增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)之外，其他四個(gè)非平穩(wěn)變量均直接選用來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)的同比增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)。綜上所述，故本文6個(gè)變量代理變量實(shí)際選擇如下：實(shí)際工業(yè)增加值同比增長(zhǎng)率（y)、利用我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)同比增長(zhǎng)率衡量通貨膨脹率(π）、貨幣供應(yīng)量M2同比增長(zhǎng)率（m)、剔除通脹后的一年期定期存款基準(zhǔn)利率（r）、金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款月度同比增長(zhǎng)率（l）、人民幣實(shí)際有效匯率同比增長(zhǎng)率（e）。

3.利用H-P濾波確定正負(fù)向貨幣政策

研究貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)問(wèn)題時(shí)很重要的一個(gè)方面就是如何確定貨幣政策的取向。本文首先對(duì)貨幣供應(yīng)量M2的同比增長(zhǎng)率(m)進(jìn)行H-P濾波，分離出長(zhǎng)期趨勢(shì)成分M2 trend和循環(huán)周期成分M2 cycle。當(dāng)M2 cycle的取值大于零時(shí)，即認(rèn)為此時(shí)的貨幣政策處于擴(kuò)張期；當(dāng)M2 cycle的取值小于零時(shí)，則認(rèn)為此時(shí)的貨幣政策處于緊縮期。據(jù)此，可以得到正向貨幣政策與負(fù)向貨幣政策并分別記為pos和neg，二者的取值如下：

（二）MS-VAR模型的設(shè)定、檢驗(yàn)與估計(jì)

1.模型的設(shè)定

由ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，本文實(shí)際選取的七個(gè)研究變量均為平穩(wěn)的時(shí)間序。因此，可將上述七個(gè)變量y、π、pos、neg、r、l、e全部納入到本文將要設(shè)定的三區(qū)制MS-VAR模型中去。在模型設(shè)定時(shí)，需要特別注意的是內(nèi)生變量的排列順序。排序不同，模型的回歸結(jié)果也將不同。由于貨幣政策的傳導(dǎo)途徑大致為：貨幣供應(yīng)量→利率→信貸→產(chǎn)出→物價(jià)→匯率。為了設(shè)定的模型更加科學(xué)合理，因此本文在設(shè)定模型時(shí)遵循此傳導(dǎo)規(guī)律。

在建立MS-VAR模型進(jìn)行分析之前，我們首先要確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)p，如果模型的滯后階數(shù)過(guò)少可能會(huì)產(chǎn)生隨機(jī)干擾項(xiàng)序列相關(guān)問(wèn)題，如果模型的滯后階數(shù)過(guò)多，則會(huì)損失自由度同樣會(huì)對(duì)模型的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響。本文以MSI-VAR模型為基準(zhǔn)模型，按照AIC、SC、HQ等相關(guān)判斷準(zhǔn)則來(lái)確定最優(yōu)滯后階數(shù)。當(dāng)模型的滯后階數(shù)為3階時(shí)，AIC值、SC值、HQ值分別為-6.4925、-3.3048、-5.2043，相對(duì)較小，且對(duì)數(shù)似然函數(shù)值為893.4535，故滯后階數(shù)為3階時(shí)模型的適配性最佳。

由模型方法介紹可以知道，依據(jù)各參數(shù)是否為狀態(tài)依賴(lài)，MS-VAR模型可以細(xì)分為很多種類(lèi)，在確定了滯后階數(shù)滯后，本文下一步將進(jìn)行最優(yōu)模型的選擇。本文依據(jù)AIC、SC、HQ準(zhǔn)則和LR統(tǒng)計(jì)量對(duì)各模型進(jìn)行對(duì)比（由于篇幅原因，具體結(jié)果可向作者索要），通過(guò)對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)MSIH(3)-VAR(3)模型的AIC、SC、HQ值分別為-6.5537、-4.2543、-3.8803，相對(duì)較小，對(duì)數(shù)似然函數(shù)值為931.6863，LR統(tǒng)計(jì)量十分顯著。綜合考慮各判斷準(zhǔn)則，本文選用MSIH(3)-VAR(3)進(jìn)行后面的研究與分析。

2.線性檢驗(yàn)與狀態(tài)分類(lèi)測(cè)度檢驗(yàn)

線性檢驗(yàn)（DAVIES檢驗(yàn))與狀態(tài)分類(lèi)測(cè)度檢驗(yàn)（RCM檢驗(yàn)）可分別用于檢驗(yàn)該模型是否優(yōu)于傳統(tǒng)的線性VAR模型以及馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換向量自回歸模型的狀態(tài)劃分是否合理。一個(gè)較優(yōu)的MS-VAR模型必須拒絕DAVIES檢驗(yàn)的原假設(shè)（H0：經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)為線性VAR模型）且RCM值小于50，故本文采用LR統(tǒng)計(jì)量對(duì)研究所選擇的MSIH(3)-VAR(3)模型進(jìn)行線性檢驗(yàn)，并觀察其RCM值，結(jié)果如表3所示。由表1可以發(fā)現(xiàn)LR統(tǒng)計(jì)量為1226.9721，非常顯著，線性檢驗(yàn)的P值為0.0000，故本文有充分的理由可以拒絕原假設(shè)。且RCM值為7.7782，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于50的臨界值，說(shuō)明模型的狀態(tài)劃分比較充分，分類(lèi)合理。故以上檢驗(yàn)的結(jié)果說(shuō)明，本文選擇MSIH(3)-VAR(3)模型進(jìn)行研究是比較合理的。

表1 線性檢驗(yàn)與狀態(tài)分類(lèi)測(cè)度檢驗(yàn)

3.模型估計(jì)與狀態(tài)識(shí)別

本文利用EM最大期望算法對(duì)研究所選擇的模型MSIH(3)-VAR(3)進(jìn)行了估計(jì)（由于篇幅原因，具體的估計(jì)結(jié)果可向作者索要），通過(guò)模型的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，MSIH(3)-VAR(3)模型較好地刻畫(huà)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的特征。若將我國(guó)的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)劃分為三個(gè)區(qū)制，則區(qū)制一、區(qū)制二、區(qū)制三的實(shí)際工業(yè)增加值同比增長(zhǎng)率平均值分別為7.5%、8.6%、10.5%，三個(gè)區(qū)制分別代表了我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期當(dāng)中的低速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)階段、中速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)階段與高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)階段。此外，從表2區(qū)制概率轉(zhuǎn)移矩陣與各區(qū)制相關(guān)統(tǒng)計(jì)情況中可以發(fā)現(xiàn)，將經(jīng)濟(jì)波動(dòng)狀況劃分為三個(gè)區(qū)制具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性，各區(qū)制的期望持續(xù)期分別可以達(dá)到11.05個(gè)月、4.48個(gè)月與20.40個(gè)月。其中區(qū)制三中樣本數(shù)量較多且平均持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)，此與我國(guó)近20年來(lái)的經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)狀況有著高度的相似性。

表2 區(qū)制概率轉(zhuǎn)移矩陣與各區(qū)制相關(guān)統(tǒng)計(jì)情況

從三區(qū)制平滑概率轉(zhuǎn)換“圖1”中可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)確實(shí)歷經(jīng)了幾次較為明顯的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)變化。1997年由于受到亞洲金融危機(jī)的影響，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況在此后的幾年中一直處于一個(gè)較低的水平并持續(xù)到2001年。其后隨著我國(guó)成功的加入WTO，出口則成為拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要支撐點(diǎn)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)也表現(xiàn)出一個(gè)從低速增長(zhǎng)過(guò)渡到中速增長(zhǎng)最后再到高速增長(zhǎng)的調(diào)整過(guò)程，并在2005年到2008年上半年時(shí)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)持續(xù)處于高速區(qū)制，經(jīng)濟(jì)達(dá)到了前所未有的繁榮。然而在2008年下半年由于受到美國(guó)金融危機(jī)的沖擊，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易量急劇下降，加上國(guó)內(nèi)的投資、消費(fèi)過(guò)于低迷，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速大幅下降，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)直接由高速區(qū)制轉(zhuǎn)移到低速區(qū)制，呈現(xiàn)出“硬著陸”態(tài)勢(shì)。為避免經(jīng)濟(jì)頹勢(shì)的繼續(xù)擴(kuò)大，2009年我國(guó)政府采取措施進(jìn)行了大規(guī)模宏觀經(jīng)濟(jì)政策刺激，其間我國(guó)經(jīng)濟(jì)修復(fù)較快，曾再次出現(xiàn)過(guò)較高速度的增長(zhǎng)，不過(guò)由于我國(guó)人口紅利與改革紅利的減少，我國(guó)在2010年至2012年時(shí)大多時(shí)間內(nèi)處于中速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)區(qū)制。自2013年開(kāi)始，我國(guó)此前的大規(guī)模救市政策的劣勢(shì)開(kāi)始不斷顯現(xiàn)，大規(guī)模的投資確實(shí)是在一定程度上挽救了我國(guó)經(jīng)濟(jì)狀況的惡化，但是由于政府為了GDP增長(zhǎng)速度而人為拉大固定資產(chǎn)投資比率，投資需求的增長(zhǎng)導(dǎo)致出現(xiàn)了大規(guī)模的產(chǎn)能過(guò)剩與政府債務(wù)問(wèn)題，加之內(nèi)需嚴(yán)重不足與人力資本的喪失，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速由中速區(qū)制轉(zhuǎn)向了低速區(qū)制，開(kāi)始逐漸步入經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”，經(jīng)濟(jì)增速大致維持在7.5%水平左右。

圖1 我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期三區(qū)制概率分布圖

（三）狀態(tài)相依的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為了更加清晰地去分析開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，處于不同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)階段的我國(guó)貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)性問(wèn)題，本文分別對(duì)正向貨幣政策與負(fù)向貨幣政策施加一個(gè)單位的標(biāo)準(zhǔn)正交沖擊，來(lái)觀察在不同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)區(qū)制中產(chǎn)出與通脹對(duì)于正負(fù)向貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)，結(jié)果如圖2所示。

圖2 不同區(qū)制下正負(fù)貨幣政策沖擊的產(chǎn)出效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)

1.不同方向的貨幣政策的非對(duì)稱(chēng)性

在低速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下，對(duì)于產(chǎn)出效應(yīng)來(lái)說(shuō)，一單位正向貨幣政策沖擊最大使得產(chǎn)出上漲0.004，而一單位負(fù)向貨幣政策沖擊可以使得產(chǎn)出最大下降0.5；對(duì)于價(jià)格效應(yīng)來(lái)說(shuō)，正向貨幣政策沖擊可以使得價(jià)格最大上漲0.01，負(fù)向貨幣政策沖擊卻可以使得價(jià)格最大下降0.3。在中速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下，對(duì)于產(chǎn)出效應(yīng)來(lái)說(shuō)，一單位正向貨幣政策沖擊對(duì)于產(chǎn)出的最大影響效應(yīng)為0.12，而負(fù)向貨幣政策沖擊對(duì)于產(chǎn)出的效果與之相同。但是對(duì)于價(jià)格效應(yīng)來(lái)說(shuō)，正向貨幣政策的沖擊效果就要比負(fù)向貨幣政策的沖擊效果要弱0.18個(gè)單位。同樣的在高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下，無(wú)論是產(chǎn)出效應(yīng)還是價(jià)格效應(yīng)，正向貨幣政策的沖擊效果均明顯小于負(fù)向貨幣政策沖擊效果。從上面的分析結(jié)果來(lái)看，在絕大多數(shù)的情況下，無(wú)論對(duì)于產(chǎn)出效應(yīng)還是價(jià)格效應(yīng)，正向貨幣政策的沖擊效果均要小于負(fù)向貨幣政策沖擊效果，也即緊縮性貨幣政策比擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)影響的效果更加明顯。

2.貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)性

在低速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下，對(duì)于正向貨幣政策沖擊來(lái)說(shuō)，一單位正向貨幣政策沖擊可以使得價(jià)格最大上升0.01，而產(chǎn)出最大卻只上漲0.04；對(duì)于負(fù)向貨幣政策沖擊來(lái)說(shuō)，一單位負(fù)向貨幣政策沖擊可以使得產(chǎn)出下降0.5，但是價(jià)格卻只下降0.3。故在低速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下，產(chǎn)出效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)對(duì)于不同方向的貨幣政策沖擊確實(shí)存在著一定程度上的非對(duì)稱(chēng)性。在中速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下，對(duì)于正向貨幣政策沖擊來(lái)說(shuō)，一單位正向貨幣沖擊可以使得產(chǎn)出與價(jià)格最大均上漲0.12；但是對(duì)于負(fù)向貨幣政策沖擊來(lái)看，一單位負(fù)向貨幣政策沖擊的產(chǎn)出效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)存在著較大的差異，價(jià)格效應(yīng)比產(chǎn)出效應(yīng)要強(qiáng)0.2個(gè)單位。在高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下，無(wú)論對(duì)于正向貨幣政策沖擊還是負(fù)向貨幣政策沖擊，產(chǎn)出效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)均存在著較大的差異性。在正向貨幣政策沖擊下，產(chǎn)出效應(yīng)弱于價(jià)格效應(yīng)0.3個(gè)單位；在負(fù)向貨幣政策沖擊下，產(chǎn)出效應(yīng)弱于價(jià)格效應(yīng)0.5個(gè)單位。結(jié)合上面的分析可以發(fā)現(xiàn)，貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)確實(shí)存在著一定程度上的非對(duì)稱(chēng)性，并且在大多數(shù)情況下，產(chǎn)出效應(yīng)要弱于價(jià)格效應(yīng)。

3.不同經(jīng)濟(jì)周期下貨幣政策的非對(duì)稱(chēng)性

最后我們也可以看到在不同經(jīng)濟(jì)周期階段下我國(guó)貨幣政策效應(yīng)也存在著一定程度上的非對(duì)稱(chēng)性。對(duì)于正向貨幣沖擊來(lái)說(shuō)，在低速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)階段，一單位正向貨幣沖擊使得價(jià)格與產(chǎn)出最大分別上漲0.01與0.004；在中速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下，面對(duì)一單位的正向貨幣沖擊，價(jià)格與產(chǎn)出的最大變化值要高于低速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)且二者的最大上漲值均為0.12；在高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下，產(chǎn)出與價(jià)格對(duì)于一單位正向貨幣政策沖擊的響應(yīng)值比在中速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下數(shù)值還要大，其價(jià)格最大可上漲0.5，產(chǎn)出最大也可上漲0.2個(gè)單位。對(duì)于負(fù)向貨幣政策沖擊來(lái)說(shuō)，在低速、中速與高速三種不同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下，價(jià)格的最大變化值分別為0.3、0.3與0.75，大致呈現(xiàn)出一種隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度增加而增加的趨勢(shì)；然而對(duì)于產(chǎn)出效應(yīng)，其在低速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)階段的變化值最大，為0.5個(gè)單位，在高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀態(tài)下的變化值居于第二位，為0.3個(gè)單位。綜合上面的所有分析結(jié)果，還是可以清晰的看到，相對(duì)于正向貨幣政策沖擊而言，經(jīng)濟(jì)繁榮期比經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期的政策效果更明顯；相對(duì)于負(fù)向貨幣政策沖擊來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)蕭條期的產(chǎn)出效應(yīng)要強(qiáng)于經(jīng)濟(jì)繁榮期，但是其價(jià)格效應(yīng)卻弱于經(jīng)濟(jì)繁榮期。因此，我國(guó)貨幣政策效應(yīng)在不同經(jīng)濟(jì)周期階段確實(shí)存著著一定程度的非對(duì)稱(chēng)性。

五、結(jié)論及對(duì)策建議

本文首先梳理了貨幣政策效應(yīng)非對(duì)稱(chēng)性的國(guó)內(nèi)外研究成果，并介紹了相關(guān)的理論基礎(chǔ)。接著建立了包含開(kāi)放經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)出、價(jià)格等七變量的MS-VAR模型，進(jìn)一步對(duì)開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下考慮到不同經(jīng)濟(jì)周期階段影響的我國(guó)貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)性問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)論表明：第一，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)呈現(xiàn)出明顯的非線性特征，非線性模型MSIH (3)-VAR(3)能夠很好地對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)進(jìn)行擬合。同時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的三個(gè)不同增長(zhǎng)區(qū)制在轉(zhuǎn)移概率、發(fā)生概率以及延續(xù)期方面也存在著差異，其中中速增長(zhǎng)區(qū)制的波動(dòng)性最大、平均延續(xù)期最短；第二，開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，我國(guó)的貨幣政策效應(yīng)存在著明顯的方向上的非對(duì)稱(chēng)性，即相對(duì)于擴(kuò)張性貨幣政策而言，緊縮性貨幣政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)的抑制效果更加明顯；第三，開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，我國(guó)貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)存在著較為明顯的非對(duì)稱(chēng)性，且產(chǎn)出效應(yīng)要弱于價(jià)格效應(yīng)；第四，開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，不同經(jīng)濟(jì)周期階段的貨幣政策效應(yīng)同樣存在著非對(duì)稱(chēng)性，具體為：相對(duì)于正向貨幣政策沖擊而言，經(jīng)濟(jì)繁榮期比經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期的政策效果更為明顯；相對(duì)于負(fù)向貨幣政策沖擊來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)蕭條期的產(chǎn)出效應(yīng)要強(qiáng)于經(jīng)濟(jì)繁榮期，但是其價(jià)格效應(yīng)卻弱于經(jīng)濟(jì)繁榮期。

由以上分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下我國(guó)的貨幣政策效應(yīng)確實(shí)存在著一定程度上的非對(duì)稱(chēng)性，介于以上分析，本文特此提出如下對(duì)策建議：第一，政府在制定貨幣政策時(shí)，應(yīng)結(jié)合我國(guó)的具體經(jīng)濟(jì)狀況，分清我國(guó)所處的不同經(jīng)濟(jì)周期階段，重視貨幣政策對(duì)于不同經(jīng)濟(jì)變量的非對(duì)稱(chēng)影響。第二，加強(qiáng)財(cái)政政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)，利用二者間的互補(bǔ)效應(yīng)，更好地發(fā)揮二者促進(jìn)產(chǎn)出的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)與物價(jià)的穩(wěn)定的作用。第三，完善貨幣政策的多途徑傳導(dǎo)機(jī)制，加快利率市場(chǎng)化進(jìn)程，讓市場(chǎng)資金供求來(lái)決定利率，從而自行引導(dǎo)資金進(jìn)行合理流動(dòng)，促進(jìn)行業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整；第四，完善匯率形成機(jī)制、加快匯率制度改革，繼續(xù)加快人民幣匯率市場(chǎng)化進(jìn)程，提升人民幣匯率的彈性，弱化人民幣供應(yīng)的內(nèi)生機(jī)制，進(jìn)而減少外匯占款等其他因素對(duì)于貨幣政策施行效果的沖擊。

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1006-169X（2017）08-0004-06