“機會主義”策略在中國貨幣政策中的運用研究*

趙 娜 郝大鵬 李 力

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“機會主義”策略在中國貨幣政策中的運用研究*

趙 娜1郝大鵬2李 力3

（1.南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 天津 300071）（2.天津大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部 天津 300072）（3. 南開大學(xué)金融學(xué)院 天津 300071）

我國正處于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的“新常態(tài)”時期，穩(wěn)健的貨幣政策應(yīng)采取“機會主義”策略，同時兼顧產(chǎn)出和通脹的變化以穩(wěn)定物價水平和經(jīng)濟增長，為經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級創(chuàng)造良好的貨幣環(huán)境。本文基于1993-2014年間我國利率、通貨膨脹率和產(chǎn)出增長率的季度數(shù)據(jù)，構(gòu)建了平滑轉(zhuǎn)換形式的“機會主義”貨幣政策規(guī)則，估計出包含產(chǎn)出中間目標的我國貨幣政策的反應(yīng)函數(shù)，并通過廣義脈沖響應(yīng)分析變量之間的動態(tài)影響機制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：我國貨幣政策的調(diào)節(jié)實際上兼顧了產(chǎn)出增長率和通貨膨脹率的變動，并表現(xiàn)出明顯的門檻效應(yīng)和非對稱性。而且，利率的調(diào)節(jié)力度依賴于產(chǎn)出與其中間目標的偏離程度，當產(chǎn)出與其中間目標的偏離較小時，利率對于通脹缺口反應(yīng)較溫和；而一旦產(chǎn)出波動較大時，利率則會做出激烈的反應(yīng)以期迅速穩(wěn)定經(jīng)濟。

“機會主義” 貨幣政策 平滑轉(zhuǎn)換模型 中間目標 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)

一、引 言

2014年12月，中央經(jīng)濟工作會議指出：央行將繼續(xù)實施穩(wěn)健的貨幣政策，更加注重松緊適度，同時貨幣政策應(yīng)該增強前瞻性、針對性、靈活性，并適時適度預(yù)調(diào)微調(diào)。可見，我國貨幣政策帶有一定的相機抉擇特點，這雖然有利于保持宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定，但卻不利于穩(wěn)定市場預(yù)期。Barro和Gorden（1983）證明在相機抉擇的條件下產(chǎn)出并沒有得到系統(tǒng)性增加，卻會導(dǎo)致更高的通貨膨脹。隨后，Taylor（1993）等學(xué)者提出的泰勒規(guī)則成為西方國家貨幣政策操作的指南。然而，近年來不少學(xué)者提出了“機會主義”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)定物價和經(jīng)濟增長為主要目標，但允許通貨膨脹目標根據(jù)歷史通貨膨脹率和目標通貨膨脹率進行動態(tài)變化，而利率則根據(jù)當前通脹率與時變的通脹中間目標之間的缺口大小進行靈活調(diào)整。因此，這種貨幣政策既可以看作是靈活機動的泰勒規(guī)則，又可以視為施加約束的相機抉擇。部分學(xué)者也從理論上證明了當央行損失函數(shù)表現(xiàn)為某種非線性形式時，“機會主義”貨幣政策是最優(yōu)的（Orphanides和Wilcox，2000；Marzo等，2009）。自2015年以來，我國已進入全面深化改革的“新常態(tài)”時期，宏觀經(jīng)濟呈現(xiàn)出的最大特點是經(jīng)濟增長速度減緩、經(jīng)濟下行壓力增大、經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛凸顯。同時，地方政府債務(wù)和影子銀行風(fēng)險顯現(xiàn)、外貿(mào)增速放緩，宏觀經(jīng)濟不確定性因素顯著增加。因此，面對日益復(fù)雜的經(jīng)濟形勢，貨幣政策應(yīng)該靈活運用各種政策工具實時調(diào)節(jié)市場流動性以保持經(jīng)濟的平穩(wěn)運行。在這一背景下，“機會主義”貨幣政策規(guī)則對于我國實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定增長具有重要的理論價值和實踐意義。

關(guān)于“機會主義”策略在貨幣政策中的運用研究，國外學(xué)者Orphanides（1997）利用隨機模擬對比分析了“機會主義”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，產(chǎn)出缺口、通貨膨脹率和利率三者的動態(tài)變化路徑及其達到均衡狀態(tài)時的概率分布。Petersen（2007）采用平滑轉(zhuǎn)換模型對美國產(chǎn)出和通貨膨脹率的季度數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：與泰勒規(guī)則相比，“機會主義”貨幣政策能更好地擬合美聯(lián)儲利率操作的歷史軌跡。Martin和Milas（2010）通過1983-2004年間美國前4季度平均通脹目標和長期通脹目標的加權(quán)平均值設(shè)定通脹中間目標，并對美聯(lián)儲貨幣政策的反應(yīng)函數(shù)進行估計。研究表明，當通脹缺口不超過1%時，美聯(lián)儲并沒有對通脹缺口做出反應(yīng)，而是主要關(guān)注產(chǎn)出增長；但當通脹缺口大于1%時，美聯(lián)儲則重點關(guān)注通脹治理。目前，國內(nèi)對“機會主義”貨幣政策的研究相對較少，鄧偉和唐齊鳴（2013）通過構(gòu)建含時變通脹和產(chǎn)出中間目標的閾值模型對“機會主義”貨幣政策進行了實證分析，研究表明，我國貨幣政策調(diào)節(jié)程度主要依賴于通脹、產(chǎn)出與其中間目標的偏離大小，即當通脹或產(chǎn)出與其中間目標偏離較大時，利率會做出比較激烈的反應(yīng)；而當二者分別處于調(diào)節(jié)區(qū)間內(nèi)時，利率并沒有對產(chǎn)出和通脹做出明顯反應(yīng)。

縱觀已有文獻，貨幣政策均表現(xiàn)出一定程度的非線性和非對稱性。例如，王建國（2006）利用Chow斷點檢驗對我國貨幣政策在1997年亞洲金融危機前后進行實證分析，結(jié)果表明我國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)換模型對二戰(zhàn)后美聯(lián)儲的貨幣政策進行實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，美國的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)具有明顯的非對稱性：在經(jīng)濟衰退時期美聯(lián)儲更加關(guān)注經(jīng)濟增長，而在經(jīng)濟繁榮時期則比較關(guān)注通貨膨脹。張屹山和張代強（2008）采用門限回歸方法檢驗了加入貨幣供應(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狀態(tài)下的系數(shù)值。中國人民銀行營業(yè)管理部課題組等（2009）通過構(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)量增長率之間存在顯著的非線性關(guān)系。同時，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，利率操作不足會抑制通脹率的上升。鄭挺國和劉金全（2010）將“泰勒規(guī)則”擴展為具有時變通脹目標的體制轉(zhuǎn)移模型，并將我國貨幣政策規(guī)則劃分為“惰性”和“活性”兩個體制，同時指出在不同體制下，利率對于通貨膨脹率和產(chǎn)出增長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，通過實證分析發(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，而且利率的操作會隨著通脹率和經(jīng)濟增長的實際運行表現(xiàn)出明顯的時變性。卞志村和孟士清（2014）研究認為，基于馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型的泰勒規(guī)則能夠很好地刻畫我國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)換模型是假定機制轉(zhuǎn)換由外生的不可測馬爾科夫鏈決定，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，而且也沒有對機制發(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，即當狀態(tài)變量超過某一閾值點時，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，隨著我國經(jīng)濟增速逐步下調(diào)，央行制定的產(chǎn)出和通脹目標也可能隨之調(diào)整。因此，本文基于已有文獻的研究成果，結(jié)合我國的實際情況構(gòu)建了時變的貨幣政策中間目標，并創(chuàng)新性地將平滑轉(zhuǎn)換回歸模型應(yīng)用到“機會主義”貨幣政策中，從而估計出我國貨幣政策操作的利率反應(yīng)函數(shù)。并進一步通過廣義脈沖響應(yīng)分析變量之間的動態(tài)影響機制，以期得到有關(guān)我國貨幣政策操作的有益啟示，為我國貨幣政策實現(xiàn)穩(wěn)定物價水平和經(jīng)濟增長目標提供重要的理論參考依據(jù)。

二、“機會主義”貨幣政策規(guī)則及平滑轉(zhuǎn)換回歸模型

（一）“機會主義”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；*為長期均衡實際利率；π為通貨膨脹率；*為通貨膨脹目標值；y為產(chǎn)出缺口即實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的偏差。和分別是利率對通脹缺口和產(chǎn)生缺口的反應(yīng)系數(shù)。該利率規(guī)則認為，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)濟的非線性以及央行損失函數(shù)的非線性可能會導(dǎo)致非線性的泰勒規(guī)則，而且，央行通貨膨脹的目標值也會根據(jù)當前實際的經(jīng)濟形勢進行靈活調(diào)整。Orphanides等（1997）首次提出了如下形式的“機會主義”貨幣政策規(guī)則：

（2）

其中，3是通貨膨脹率偏離中間目標的臨界值。1、2分別是利率對于通貨膨脹率的反應(yīng)系數(shù)。當通貨膨脹率處于調(diào)節(jié)區(qū)間[-3，3]以內(nèi)時，利率并不會對通貨膨脹率產(chǎn)生反應(yīng)，而一旦通貨膨脹率偏離中間目標超過3時，利率同時對通脹和產(chǎn)出缺口進行調(diào)節(jié)。因此，“機會主義”貨幣政策表現(xiàn)出典型的非線性和非對稱性特征。

（二）平滑轉(zhuǎn)換形式的“機會主義”貨幣政策

標準的平滑轉(zhuǎn)換泰勒規(guī)則可以表示如下：

這里，理論上來說系數(shù)1、2、1、2均應(yīng)大于0。*表示長期通貨膨脹率；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)，反映了機制轉(zhuǎn)換的過程。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。根據(jù)以往研究文獻的做法，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點對稱，并且，當→0時，（，，s）→0，即（5）式為線性函數(shù)；當s→±∞時，（，，s）→1；當1≤s≤2且→∞時，有（，，s）→0；而s在其他值處有（，，s）→1成立。

當前，我國經(jīng)濟正處于中高速增長階段，與西方發(fā)達國家注重調(diào)節(jié)通貨膨脹的目標不同，我國應(yīng)同時關(guān)注對通貨膨脹和經(jīng)濟增長的調(diào)控，因此，我們在（4）式基礎(chǔ)上同時引入通貨膨脹中間目標和產(chǎn)出中間目標替代和，從而構(gòu)建如下平滑轉(zhuǎn)換形式的“機會主義”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，各自通過其相應(yīng)的歷史值與目標值加權(quán)平均計算獲得。具體來講，歷史通脹值，而歷史實際GDP增長率。本文采用產(chǎn)出增長率來代替產(chǎn)出缺口，主要是因為不同測算方法估計的產(chǎn)出缺口均存在一定的偏差，這會影響到貨幣政策的實際調(diào)控效果，而采用產(chǎn)出增長率代替產(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）。當轉(zhuǎn)換變量s取值在區(qū)間[1，2]時，（，，s）的取值在（0，0.5]范圍內(nèi)，且當較大時，（，，s）→0，此時通脹缺口和產(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與目標值偏離程度較小時，通脹缺口和產(chǎn)出缺口的系數(shù)較小。而當轉(zhuǎn)換變量s的值在[1，2]區(qū)間外時，（，，s）的取值在（0.5，1）范圍內(nèi)，且當較大或者轉(zhuǎn)換變量s偏離區(qū)間[1，2]較大時，（，，s）→1，此時通脹缺口和產(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與目標值偏離程度較大時，通脹缺口和產(chǎn)出缺口的系數(shù)較大。由此可見，參數(shù)決定了從一個機制轉(zhuǎn)換到另一個機制的平滑程度：當→∞時，轉(zhuǎn)換函數(shù)從0變?yōu)?，即表現(xiàn)為突變形式，此時模型可視作閾值回歸模型；當→0時，該模型則退化為線性回歸模型；而當0<<∞時，機制轉(zhuǎn)換處是平滑過渡的，這更符合貨幣政策操作平滑的特點，因此，從理論上來講，平滑轉(zhuǎn)換回歸模型能夠更好地刻畫我國央行貨幣政策的行為。

三、我國“機會主義”貨幣政策反應(yīng)函數(shù)

（一）數(shù)據(jù)說明

本文選取我國1992年第1季度到2014年第4季度的季度數(shù)據(jù)進行相關(guān)實證分析。其中，名義利率采用我國7天銀行間同業(yè)拆借利率的季度算術(shù)平均值，這主要是由于我國銀行間同業(yè)拆借利率市場化程度較高，能夠較好地反映市場利率變化。通脹膨脹率采用CPI來計算，將每個季度3個月的環(huán)比CPI進行算術(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)均來自Wind資訊數(shù)據(jù)庫。關(guān)于產(chǎn)出缺口的測算，本文選取GDP實際累計增長率表示產(chǎn)出缺口，數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。ADF單位根檢驗結(jié)果顯示，本文所采用的利率、產(chǎn)出、通脹序列均為平穩(wěn)過程。

（二）中間目標合理性檢驗

基于標準的泰勒規(guī)則（1）式，設(shè)定我國貨幣政策規(guī)則形式如下：

在上述模型中引入利率平滑機制得到：

（10）

其中，代表利率平滑參數(shù)；i-1表示利率滯后一期值；ε為隨機擾動項，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 含時變通脹中間目標和產(chǎn)出中間目標的線性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)估計結(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 回歸標準誤差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）由于過去一年的通脹和經(jīng)濟增長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時模型的估計和檢驗結(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，（12）式退化為（10）式。因此，可以通過檢驗系數(shù)3和4是否顯著為0來反映通脹中間目標和產(chǎn)出中間目標的合理性。利用普通最小二乘法分別對（10）和（12）式進行估計，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%的檢驗水平上具有顯著性，且符號為正，而系數(shù)估計值4也在5%的檢驗水平上具有顯著性，同時，（8）式中的2可通過上述回歸結(jié)果計算得到：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)出中間目標具有合理性。但系數(shù)估計值3不具有統(tǒng)計顯著性，且符號為正，這與理論分析相悖，可見應(yīng)從模型中剔除通脹中間目標。因此，本文將進一步構(gòu)建含時變產(chǎn)出中間目標的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)并對其進行實證分析。

（三）含時變產(chǎn)出中間目標的“機會主義”貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的估計

根據(jù)（6）式，本文構(gòu)建包含產(chǎn)出中間目標的“機會主義”貨幣規(guī)則反應(yīng)函數(shù)為：

表2 含時變產(chǎn)出中間目標的“機會主義”貨幣政策反應(yīng)函數(shù)估計結(jié)果

注：對于參數(shù)、1、2，本文首先使用網(wǎng)格搜索法找到初始點，然后采用模擬退火法尋找使（13）式的回歸標準誤差最小時對應(yīng)的系數(shù)估計值。

這里，相關(guān)參數(shù)含義同前文一致；ε為白噪聲過程。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實際增長率均值為10.206%，所以本文取通脹長期目標*=4%，GDP增長率的長期目標*=10%②]，并選取為轉(zhuǎn)換變量③對（13）式進行估計，結(jié)果見表2。

由表2估計結(jié)果可知，當產(chǎn)出與產(chǎn)出中間目標的偏離在區(qū)間[-1.58，1.96]以內(nèi)時，系數(shù)估計值1在1%的檢驗水平上顯著為正，而利率對通貨缺口的反應(yīng)系數(shù)為：0.035/（1-0.932）=0.51，這說明貨幣政策的調(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的估計結(jié)果則不具有統(tǒng)計顯著性，說明利率對產(chǎn)出缺口并不敏感，這可能是因為在經(jīng)濟平穩(wěn)時期物價穩(wěn)定往往是央行工作的重點。當偏離在區(qū)間[-1.58，1.96]以外時，系數(shù)估計值1在1%的檢驗水平上也具有顯著性，且利率對通脹缺口的反應(yīng)系數(shù)為：0.130/（1-0.932）+0.51=2.42，該數(shù)值大于1，表明當產(chǎn)出與產(chǎn)出中間目標偏離較大時，我國貨幣政策對通脹缺口反應(yīng)較大，這主要是由于產(chǎn)出波動過大時，往往會伴隨較為嚴重的通貨膨脹或物價水平的持續(xù)走低，那么我國貨幣政策的主要目的就是穩(wěn)定物價水平。盡管系數(shù)2也不具有顯著性，但實際上通脹率的和產(chǎn)出的變化趨勢往往具有一致性，因此，對通脹缺口進行調(diào)節(jié)也在一定程度上穩(wěn)定了產(chǎn)出增長。

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GDP實際增長率與其調(diào)節(jié)區(qū)間。從圖2可以看出，在1993-1994年間，由于經(jīng)濟過熱，我國實際GDP增長偏離了調(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10.98%，成為上世紀90年代以來的歷史最高水平。隨后，受經(jīng)濟泡沫的影響，我國GDP增長速度開始下降。1997年受到亞洲金融危機影響，我國經(jīng)濟大幅下滑、物價持續(xù)走低，我國實際GDP增長低于調(diào)控下限，即s<c1，此時轉(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)需和促進經(jīng)濟增長。2007年，受人民幣升值預(yù)期影響，大量熱錢的流入導(dǎo)致我國外匯占款迅速增加，國內(nèi)通貨膨脹壓力不斷加劇，經(jīng)濟過熱致使GDP實際增長率迅速超出調(diào)控區(qū)間，轉(zhuǎn)換函數(shù)值趨于1。由于物價水平持續(xù)上漲，我國央行一年內(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。2008年后，受全球金融危機的影響，我國經(jīng)濟增長一度達到十年來的最低水平，物價大幅下降，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際短期資本的回流，我國實際GDP增長迅速超過了調(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年開始，我國經(jīng)濟增速明顯放緩，實際GDP增長低于調(diào)控下限，且CPI在較長時期內(nèi)保持負向增長，因此，央行分別于2012年6和7月兩次下調(diào)利率以穩(wěn)定物價水平和經(jīng)濟增長。結(jié)合前文的估計結(jié)果和我國貨幣政策利率調(diào)控的歷史操作來看，我國利率對于產(chǎn)出和通脹的調(diào)節(jié)具有明顯的機會主義特點。利率對通貨膨脹的調(diào)節(jié)比較明顯，且隨著產(chǎn)出波動的大小表現(xiàn)出非對稱性：當產(chǎn)出波動較小時，利率并不對通脹缺口做出顯著的反應(yīng)，而當產(chǎn)出波動較大時，利率則會迅速調(diào)整以維持物價水平的穩(wěn)定。

四、“機會主義”貨幣政策的動態(tài)影響機制分析

為了進一步探討通脹缺口、產(chǎn)出缺口與利率之間的動態(tài)影響關(guān)系，本文進一步構(gòu)建了基于平滑轉(zhuǎn)換模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析利率、通脹和產(chǎn)出三者之間的動態(tài)聯(lián)系。

（一）STVAR模型的設(shè)定

一個含有3個內(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等信息準則，選取=2作為最大滯后期數(shù)。本文進一步將（14）式擴展為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模型的檢驗方法對（11）式進行非線性檢驗，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)序貫檢驗的結(jié)果設(shè)定為LSTR1或者LSTR2形式。 [④]本文根據(jù)上述方法檢驗發(fā)現(xiàn)，只有當i為被解釋變量且Δgdp-1為轉(zhuǎn)換變量時，方程在5%的顯著性水平下通過非線性檢驗。因此，本文設(shè)定該方程為LSTR2形式，Δπ和Δgdp對應(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，“機會主義”貨幣政策的非線性脈沖響應(yīng)函數(shù)需要同時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)（以下簡稱為GIRF）可以用來進行非線性脈沖的動態(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；表示沖擊類型；ω-j為-時刻的歷史信息，且=1和2；為預(yù)測的未來周期數(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中提取出一個大小為的子樣本ξ，形成未來期的脈沖值。

2．選取某一經(jīng)濟穩(wěn)定的年份作為起點，利用ξ估計得到的STVAR模型計算出不存在沖擊下的系統(tǒng)動態(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)方差對角線第個元素方差的開方，但由于該行其它元素均為0，所以即為第行沖擊。然后利用估計得到的STVAR模型計算出：。

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)值后進行算術(shù)平均，即得到：和。根據(jù)（17）式計算出GIRF（，v，ω）。

5．選取另一經(jīng)濟處于波動期的年份為起點，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)濟穩(wěn)定期、2009年第一、二季度作為經(jīng)濟波動期，并以此為起始點，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)變量的動態(tài)響應(yīng)路徑圖如下所示。

圖3通脹對產(chǎn)出缺口沖擊的響應(yīng)（穩(wěn)定期）

由上面的圖3和4可知，如果對系統(tǒng)分別施加一個正向和負向的標準差大小的產(chǎn)出缺口沖擊，無論是在穩(wěn)定期還是波動期，通脹缺口均是先偏離均衡狀態(tài)然后逐步恢復(fù)到零，但是通脹在波動期的響應(yīng)會更加劇烈，這主要是因為我國歷史上產(chǎn)出波動較大時，往往會伴隨物價的持續(xù)上漲或者CPI的連續(xù)走低。從圖5-8中可以看出，如果對產(chǎn)出缺口和通脹缺口分別施加一個標準差大小的正向和負向沖擊，利率的反應(yīng)具有顯著的非對稱性。與經(jīng)濟平穩(wěn)期相比，在經(jīng)濟波動時期，無論是產(chǎn)出缺口沖擊還是通脹缺口的沖擊，利率反應(yīng)的強度更大、持續(xù)時間也更長，這時央行為了迅速穩(wěn)定物價水平和經(jīng)濟增長往往會加大貨幣政策調(diào)控力度，與前文平滑轉(zhuǎn)換模型的估計結(jié)果相符。同時，我們還發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟穩(wěn)定時期，正向沖擊和負向沖擊對利率的影響基本上是對稱的，但是在經(jīng)濟波動時期，利率對于負向沖擊的響應(yīng)往往更加劇烈，說明央行在面對經(jīng)濟不利沖擊時往往調(diào)節(jié)力度更大。

五、結(jié)論與啟示

本文基于1993-2014年間我國利率、通貨膨脹率和產(chǎn)出增長率的季度數(shù)據(jù)，創(chuàng)新型地運用平滑轉(zhuǎn)換模型構(gòu)建“機會主義”貨幣政策規(guī)則，估計出包含產(chǎn)出中間目標的我國貨幣政策的反應(yīng)函數(shù)，實證檢驗“機會主義”貨幣政策在我國的適用性，并進一步采用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析變量之間的動態(tài)影響機制。研究結(jié)果表明：我國貨幣政策的調(diào)節(jié)實際上兼顧了產(chǎn)出增長率和通貨膨脹率的變動，并表現(xiàn)出明顯的門檻效應(yīng)和非對稱性。而且，利率的調(diào)整具有典型的“機會主義”特征，存在著明顯的調(diào)節(jié)區(qū)間。當GDP實際增長率與其中間目標偏離程度在區(qū)間[-1.58，1.96]以外時，我國的貨幣政策表現(xiàn)為“活性”區(qū)域，即利率對通脹缺口反應(yīng)比較劇烈，以期使通脹迅速回到其目標水平。而當經(jīng)濟較為穩(wěn)定時，即GDP實際增長率與其中間目標偏離在[-1.58，1.96]內(nèi)時，我國的貨幣政策處在“惰性”區(qū)域，利率對通脹缺口反應(yīng)較為溫和。另一方面，我國貨幣政策調(diào)節(jié)具有明顯的非對稱性，主要體現(xiàn)在產(chǎn)出波動大小不同時，利率對于通脹缺口反應(yīng)的敏感程度不同，而在經(jīng)濟低迷時期，利率對于不利沖擊往往反應(yīng)會更加劇烈，那么央行就會加大貨幣政策的調(diào)節(jié)力度，以期迅速穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟。

自2014年以來，我國經(jīng)濟正式告別過去高速增長的階段，進入經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的“新常態(tài)”時期，針對日益復(fù)雜的經(jīng)濟形勢，穩(wěn)健的貨幣政策應(yīng)該采取“機會主義”原則，并根據(jù)產(chǎn)出增長率和通貨膨脹率的實際運行狀況靈活實時地調(diào)整，以保持宏觀經(jīng)濟的健康平穩(wěn)發(fā)展。

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（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時對應(yīng)的回歸標準誤差比較小，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處進行三階泰勒式展開得到：，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，線性檢驗的零假設(shè)為H01:1=2=3=0，而備擇假設(shè)為H11:1、2和3中至少一個不等于零。然后通過構(gòu)造LM統(tǒng)計量進行檢驗，若拒絕線性零假設(shè)，則須要繼續(xù)進行下面的序貫檢驗，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）提出若三個假設(shè)中拒絕H03的概率最小，則判定模型為LSTR2，否則為LSTR1。

* 本文為國家自然科學(xué)基金（71001054）、中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金項目（NKZXB1426）課題的階段性成果。