不同貨幣政策工具選擇與有效性分析
——以價格型和數(shù)量型為例

崔 建 軍， 王 利 輝

(西安交通大學 經濟與金融學院， 陜西 西安 710061)

不同貨幣政策工具選擇與有效性分析
——以價格型和數(shù)量型為例

崔 建 軍， 王 利 輝

(西安交通大學 經濟與金融學院， 陜西 西安 710061)

通過對有關貨幣政策工具孰優(yōu)孰劣的爭論及現(xiàn)代發(fā)展歷程回顧總結，構建新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡模型，并結合現(xiàn)有研究成果與中國1995年至2014年季度數(shù)據(jù)對參數(shù)校準修正。研究發(fā)現(xiàn)：面對1單位標準差貨幣政策沖擊時，產出與通貨膨脹對價格型工具的動態(tài)響應程度高于數(shù)量型工具，但響應時滯小于后者；分別面對1單位標準差技術、消費和投資沖擊時，價格型工具調控下產出與通貨膨脹整體能在較短時期內做出調整并趨于穩(wěn)態(tài)水平；相對而言，價格型工具進行宏觀調控造成的社會福利損失低于數(shù)量型工具。從保持宏觀經濟穩(wěn)定運行和社會福利角度出發(fā)，價格型貨幣政策工具有效性優(yōu)于數(shù)量型貨幣政策工具。中央銀行應堅持價格型工具為主，數(shù)量型工具為輔，適度擴大價格型工具的調控頻率與空間。

價格型工具；數(shù)量型工具；動態(tài)隨機一般均衡模型

一、引 言

貨幣政策是政府進行宏觀調控的重要手段，其成功與否的關鍵很大程度上取決于調控工具的選擇。進入2013年，我國經濟告別兩位數(shù)高增長模式，下行壓力不斷增大，宏觀經濟中“區(qū)域、產業(yè)、收入”三重結構失衡并存，經濟結構調整與增速下調已成中國經濟的“新常態(tài)”，原有貨幣政策調控帶來的產能過剩、資產泡沫和地方債務等問題逐漸暴露。面對經濟結構轉型與保增長的雙重要求，央行一方面頻繁下調存貸款基準利率與存款準備金率，不斷釋放流動性；另一方面，降低公開市場操作力度，引導金融機構適度擴大信貸總量。經濟周期潮起潮落，貨幣理論乃至整個宏觀經濟理論關注的核心內容之一就是，在復雜的經濟環(huán)境下，何種貨幣政策工具能有效地減緩經濟波動；面對非貨幣政策沖擊時，其對宏觀經濟變量的調控績效又當如何；對社會福利有何影響。本文旨在應用新的研究思路與方法對以上問題進行較為深入地探討分析。

最早將貨幣政策調控工具量化的是凱恩斯，他認為：“有效儲蓄之數(shù)量乃定于投資數(shù)量，而在充分就業(yè)限度以內，鼓勵投資者乃是低利率，故我們最好參照資本之邊際效率表，把利率降到一點，可以達到充分就業(yè)”[1]。由此可見，凱恩斯對以利率為代表的價格型貨幣政策工具持肯定態(tài)度。20世紀70年代貨幣學派代表人物弗里德曼提出了與凱恩斯截然不同的觀點，他指出某一貨幣總量是目前可得的、最好的貨幣政策的直接指示器或評判標準，因此，弗里德曼認為，貨幣政策調控工具不應是利率，而是貨幣供給量[2]。雖然 “Poole規(guī)則”的提出為貨幣政策調控工具的選擇提供了基本的分析框架，但至今學術界對不同貨幣政策工具孰優(yōu)孰劣及其效應的爭論仍在繼續(xù)。Atkeson認為，數(shù)量型工具雖易操作，但難以做到收放自如，容易造成“急剎車”等消極影響；價格型工具雖能對微觀經濟主體擁有直觀的宣示效果和觀測力，但需要市場化的經濟環(huán)境和理性經濟主體，才能觀察博弈效果[3]。Walsh提出在短期當經濟波動因素主要來源于總支出時，采用貨幣供應量調控工具能將產出拉回到穩(wěn)定水平；當貨幣乘數(shù)或貨幣需求具有較高易變性時，應采用利率工具[4]。Sims借助于五國VAR模型發(fā)現(xiàn)了“價格之謎”，即采用數(shù)量型工具為主的緊縮性貨幣政策短期會使產出與貨幣存量下降，同時加劇了通貨膨脹，擠占了社會福利空間[5]。Canzoneri和Dellas認為，當央行利用數(shù)量型貨幣政策工具抑制經濟過熱時，在降低通貨膨脹的同時也導致了實際利率水平的提高，并通過貨幣成本傳導機制，加重政府債務的利息負擔，引起稅收增加[6]。

國內學術界也圍繞貨幣政策調控工具展開了廣泛討論。一種觀點贊成價格型貨幣政策工具能夠較好的刻畫各種利率走勢，且對實體經濟的影響不斷增強。黃金老指出，貨幣數(shù)量控制工具未來須讓位于價格型工具[7]。謝平和羅雄的結果表明，利率規(guī)范值與實際值的偏離恰好等于政策操作滯后于經濟形勢發(fā)展的時間差[8]。劉斌檢驗了最優(yōu)簡單貨幣政策規(guī)則在不確定環(huán)境下的穩(wěn)健性，該規(guī)則考慮了貨幣政策的利率工具卻沒有涉及數(shù)量型工具，這與夏斌、廖強建議“貨幣供應量已不宜作為我國貨幣政策中介目標”的觀點相吻合[9-10]。另一種觀點認為，中國貨幣流通速度趨于穩(wěn)定，貨幣供應量的增加會導致產出增加和物價上漲，而利率型工具對產出與物價的影響并不顯著，貨幣型工具與產出之間的高度相關性表明央行調節(jié)貨幣供應量的政策效應較強[11]。盛松成和吳培新認為信貸規(guī)模與廣義貨幣供給量實際上是貨幣政策的中介目標，該調控模式在1998年前后沒有發(fā)生實質性改變[12]。還有些學者對以上兩種觀點提出質疑，如秦宛順等人從中央銀行福利損失的角度出發(fā)，認為“以短期利率和以貨幣供給量作為貨幣政策的中介目標并無差異”[13]。

綜上所述，學術界圍繞貨幣政策工具的選擇與有效性展開了積極探索，然而現(xiàn)有文獻研究普遍存在以下不足：忽略了對預期、通貨膨脹以及內外部擾動因素；多數(shù)研究是在封閉經濟環(huán)境前提下展開，盡管近期研究趨勢已將此條件逐漸放開，但置于開放條件下的該問題研究仍存在較大的探索空間；分析框架多止步于局部均衡而非一般均衡，處理方法具有隨意性，未考慮微觀經濟主體最優(yōu)決策對實體經濟及對貨幣政策工具選擇的影響，故進行政策模擬與分析時得到的結果往往不太可靠。為克服上述局限，本文嘗試從以下三方面進行理論拓展并將其應用于我國現(xiàn)實研究。首先，在基準模型構建與推演中，加入預期因素；其次，為展現(xiàn)通貨膨脹慣性和產出持續(xù)性，尤其更好地解釋貨幣政策沖擊對宏觀經濟的影響，本文采用工資價格黏性替代傳統(tǒng)價格黏性，同時將技術沖擊與外生消費習慣等特征引入模型，使其更貼近現(xiàn)實；再次，采用新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡模型(DSGE模型)來研究不同貨幣政策工具選擇及其調控績效。原因在于：DSGE模型利用動態(tài)優(yōu)化方法對各經濟主體在不確定環(huán)境下的行為決策進行細致地分析描述。同時還能對經濟主體的行為決策、行為方程中參數(shù)所依賴的結構參數(shù)、經濟沖擊的設定與識別進行詳細描述，因此能較好地避免Lucas批判和政策上的動態(tài)不一致性等問題。

二、假設前提與理論建模

1.假設前提

本文構建了由居民、中間產品廠商、最終產品廠商、政府和中央銀行五類經濟主體組成的新凱恩斯主義DSGE模型，提出以下四點假設。假設1：存在許多同質性的居民單位n，這些居民單位構成了測度為1的連續(xù)統(tǒng)n∈(0，1)，每個居民單位皆提供差異化的勞動，且不同勞務間具有不完全替代性。假設2：存在許多中間產品廠商m，這些廠商構成了測度為1的連續(xù)統(tǒng)，m∈(0，1)，每個廠商生產有差別的同種產品，廠商面臨需求約束，且中間產品廠商在剔除勞動力成本與資本成本后，能將超額利潤轉移支付給居民。假設3：最終產品市場屬于完全競爭市場。假設4：調整工資Wt或價格Pt的居民和企業(yè)，采取對未來理性預期的前瞻性定價策略；無法調整工資Wt或價格Pt的居民和企業(yè)，采取盯住上一期平均通脹水平的后顧式定價策略。這是因為，目前價格雙軌制依然發(fā)揮作用，即市場經濟具有不完全性；同時由于受到認知局限、談判時滯和信息不對稱等因素影響，參考以往信息進行經濟決策具有合理性。

2.經濟主體行為

(1)居民。在預算約束條件下，居民i對消費Ct、勞動力供給Lt以及資產選擇進行決策，以實現(xiàn)自身效用的最大化。其中，消費能帶來正效用，勞動會產生負效用。其行為決策由以下公式表示：

(3)最終產品廠商。生產最終產品廠商將中間產品加工成最終產品，并出售給其他經濟主體，其生產函數(shù)和追求成本最小化行為決策由以下方程描述：

(4)政府。從社會福利角度分析，在考慮其他經濟主體的行為決策下，政府通過調整稅收與轉移支付等手段使社會福利函數(shù)達到最大化,令政府部門跨期預算約束如下所示：

其中，Mt表示貨幣供給量，Bt表示政府債券余額，Pt表示社會價格水平，Gt代表非轉移支付的政府支出，Tt包括對所有居民單位及廠商的轉移支付，此種安排能使所有中間產品廠商在穩(wěn)態(tài)下的產量相同，rBt表示債券的名義利率，M′代表Mt的穩(wěn)態(tài)值，?ε1是隨機誤差項。

(6)市場出清條件。根據(jù)假設1，中間產品市場屬于壟斷競爭市場，從生產法的角度考慮，中間產品的總產出并不等于總需求，還應包含壟斷利潤，因此總需求ADt應該等于中間產品總產出與壟斷利潤τt之和，對等式兩邊進行加總，即可得最終產品市場、勞動力市場、資本市場與貨幣市場出清條件分別為：

三、參數(shù)校準與估計

采用中國1995年第1季度至2014年第4季度共80期數(shù)據(jù)來對模型動態(tài)參數(shù)進行估計，數(shù)據(jù)來源于1995年至2014年《中國統(tǒng)計年鑒》和CEIC中國經濟數(shù)據(jù)庫。觀測參數(shù)包括歷年實際GDP、實際消費Ct、投資It、資本存量Kt、勞動就業(yè)量Lt、廣義貨幣供給量M2、政府公共開支Gt、銀行一年期存款利率和通貨膨脹率πt。

為解決上述參數(shù)估計的主觀性與研究過程中參數(shù)的非可變性問題，本文進一步采用Bayes原理對參數(shù)進行事后檢驗與修正，從而使參數(shù)估計更加有效。首先，假設模型中的參數(shù)ζ是隨機變量，其先驗概率密度函數(shù)為f(ζ)，根據(jù)Bayes原理，參數(shù)ζ事后概率密度函數(shù)f(ζ︱Yt)對數(shù)形式為：lnf(ζ︱Yt)=lnB(ζ︱Yt)+lnf(ζ)-lnf(Yt) ；其次，運用馬爾科夫鏈-蒙特卡洛方法對參數(shù)進行模擬，并基于MetropolicHasting方法在每條馬爾科夫鏈上采用遞推算法進行1000次隨機抽樣，并剔除抽樣前50%的抽樣值。參數(shù)估計的多變量收斂與單變量檢驗結果顯示見表1，隨著模擬次數(shù)的增加，估計結果呈現(xiàn)穩(wěn)健性特征，測量參數(shù)皆通過收斂性檢驗。

表1 結構參數(shù)Bayes估計的先驗與后驗估計

四、實證研究

基于上述參數(shù)估計對DSGE模型進行脈沖響應模擬仿真，考察當經濟系統(tǒng)面臨外生沖擊時，何種貨幣政策工具能實現(xiàn)中央銀行對宏觀經濟的有效調控，并從貨幣當局社會福利損失函數(shù)角度出發(fā)，對價格型與數(shù)量型貨幣政策工具的有效性進行比較研究。

1.適用性分析

為檢驗模型的適用性，利用Bayes估計得到的參數(shù)值模擬當經濟系統(tǒng)受到1單位標準差沖擊時，實體經濟的產出、通貨膨脹、消費、投資、政府支出、價格型貨幣政策工具調控下的利率及數(shù)量型貨幣政策工具調控下的貨幣供給量與模擬經濟特征相對比。分別用各變量自相關系數(shù)來衡量其波動持續(xù)性，用各變量標準差與產出標準差之比衡量其波動性大小，用各變量與產出相關系數(shù)反映順周期性特征及其強弱。

價格型貨幣政策工具調控下的實際經濟與模擬經濟與數(shù)量型貨幣政策工具調控下實際經濟與模擬經濟對比結果分別如表2和表3所示。

表2 價格型工具調控下實際經濟與模擬經濟對比

注：實際經濟數(shù)據(jù)根據(jù)1995年～2014年各變量季度數(shù)據(jù)計算，模擬經濟數(shù)據(jù)源自本文模型模擬結果。

表3 數(shù)量型工具調控下實際經濟與模擬經濟對比

注：實際經濟數(shù)據(jù)根據(jù)1995年～2014年各變量季度數(shù)據(jù)計算，模擬經濟數(shù)據(jù)源自本文模型模擬結果。

根據(jù)價格型貨幣政策工具調控下實際經濟和模擬經濟對比結果可以發(fā)現(xiàn)：模擬經濟預測的6變量均有較高的自相關性，這與實際經濟特征基本一致；模擬經濟變量預測的波動性順序依次為投資、政府支出、消費、利率和通貨膨脹，與實際經濟變量波動性排序一致；模擬經濟變量預測中除通貨膨脹以外，消費、投資、政府支出、利率與產出的相關系數(shù)均大于零，即這4個變量與產出協(xié)同運動，和實際經濟一樣，呈順周期性特征。根據(jù)數(shù)量型貨幣政策工具調控下實際經濟與模擬經濟對比結果發(fā)現(xiàn)：模擬經濟預測變量波動性順序依次為投資、政府支出、貨幣供應量、消費和通貨膨脹，而實際經濟中波動順序依次為投資、政府支出、貨幣供應量、通貨膨脹和消費，除通貨膨脹和消費外，其余變量順序相同；模擬經濟變量預測中通貨膨脹、消費、投資、政府支出、貨幣供應量與實體經濟一樣呈現(xiàn)順周期性特征。由表2、表3得知，價格型與數(shù)量型DSGE模型整體預測結果與實際經濟比較接近，即兩種貨幣政策反應函數(shù)能夠較為準確地反映我國實際經濟波動和貨幣政策的調整變化。

2.不同沖擊下的響應分析

減輕經濟波動、防止通貨膨脹、實現(xiàn)穩(wěn)定增長是中央銀行進行貨幣政策調控的重要目標，因此，本文以產出與通貨膨脹的脈沖響應趨勢為標準，從貨幣政策沖擊和技術、消費、投資非貨幣政策沖擊兩方面，對價格型與數(shù)量型貨幣政策工具調控的有效性進行比較。

(1)貨幣政策沖擊

恰當?shù)呢泿耪吖ぞ邞ㄟ^自身松緊變換來最大程度地熨平經濟周期，減緩經濟波動，其調整時間由傳導時滯與持續(xù)時間兩部分組成：傳導時滯包括內部時滯與外部時滯，由于內部時滯帶有較強的主觀性，因此將研究重點放在與貨幣政策傳導機制密切相關的外部時滯更為合適；持續(xù)時間是指從貨幣政策工具作用于宏觀經濟變量的影響起始至消失的時間距離，響應時間過長，無疑會降低貨幣政策的調控效率。尤其當宏觀經濟形勢出現(xiàn)逆轉時，如果仍執(zhí)行原貨幣政策，極有可能導致實施效果與其初衷相背離，故有效的貨幣政策工具應在短期內達到宏觀調控預期。

圖1 貨幣政策沖擊的脈沖響應

圖1(Ⅰ)顯示，在1個標準差正向價格型工具沖擊下，產出響應先急劇躍升，第3期達到13.8%的峰值后開始驟然下降，第10期達到最小值-1.6%，然后上升，到第16季度響應消失。而在1個標準差正向數(shù)量型工具沖擊下，產出響應先上升，至第5期達到最高點2.2%后開始緩慢下降，一直延續(xù)到樣本期結束才逐漸歸零。這是因為，貨幣供給量增加初期會促進產出水平上升，中后期上升幅度減緩，從整體觀察，數(shù)量型貨幣政策沖擊能在較長時間作用于宏觀經濟。根據(jù)弗里德曼的永久收入消費理論，存款利率上升，意味著提高居民現(xiàn)期收入水平，增加了未來消費的機會成本，促使將原本用于投資的貨幣轉為消費；同時增加企業(yè)融資成本，壓縮企業(yè)利潤空間。依據(jù)“乘數(shù)-加速數(shù)”原理，投資減少通過乘數(shù)效應致使產出水平下降，產出水平下降反過來又通過加速效應引起投資更大幅度的下滑。提高貨幣供給量雖然初期能促使產出上升，但中后期動力明顯不足，其對產出貢獻有限。圖1(Ⅱ)顯示，面對價格型工具沖擊，通貨膨脹即期便做出調整，達到1.1%的峰值后開始下滑，于第10季度降至-0.36%的最小值后略有上升，之后其影響逐漸消失。這意味著，利率上升短期會減少貨幣流量，增加居民即期消費與企業(yè)投資擴大生產規(guī)模的成本，經濟主體因而減少消費與投資，從而對總需求產生負向沖擊。如果產出水平不變，需求減少必然導致供過于求，物價水平下降。與價格型工具不同，當貨幣供給量增加1%時，通貨膨脹的響應從-1%的最小值急劇躍升，至第9期達到最大值1%的最大值后緩慢回落，直至樣本期結束，數(shù)量型貨幣政策沖擊對通貨膨脹仍保持0.25%以上的影響。根據(jù)貨幣數(shù)量論的思想，當貨幣供給M增加時，如果貨幣流通速度V不變且收入y處于其潛在水平之上，則通貨膨脹π的產生主要是貨幣供給增加的結果。隨著價格上升，居民與企業(yè)會產生通貨膨脹預期，人們不愿讓自己的儲蓄與現(xiàn)行收入貶值，而會在價格上升前把它花掉，從而產生過度消費購買，儲蓄與投資因此減少，經濟增長率下降，這也與圖1(Ⅰ)產出對數(shù)量型貨幣政策工具的響應趨勢一致。

以上說明，產出與通貨膨脹對價格型工具的動態(tài)響應程度高于數(shù)量型工具，但響應時滯短于數(shù)量型工具，因此如果宏觀經濟沒有出現(xiàn)急扭轉，則中央銀行運用價格型工具進行宏觀調控要比數(shù)量型工具更有效。

(2)非貨幣政策沖擊

圖2為1個標準差正向技術沖擊下產出與通貨膨脹從0～80期的脈沖響應。由圖2(Ⅰ)可以發(fā)現(xiàn)，面對價格型與數(shù)量型貨幣政策工具調控，雖然產出對技術沖擊的響應趨勢總體一致，均向下跳躍，分別于第1和第2期達到最小值-0.016%和-0.077%后快速回升，并于第10和第12期分別達到最大值0.028%、0.01%，隨后逐漸下行，長期影響為正，但相對價格型工具而言，在數(shù)量型工具調控下，產出波動幅度較大。圖2(Ⅱ)顯示，數(shù)量型貨幣政策工具調控下，第1至12期通貨膨脹對技術沖擊的響應從最小值-2%上升至峰值6.8%，隨后下降，到第50期響應消失。價格型貨幣政策工具調控下，通貨膨脹從第0至2期出現(xiàn)短暫下滑，然后攀升，第10期達到正向響應峰值1.7%，而后回調，至第30期響應消失。

圖2 兩種貨幣政策工具調控下技術沖擊的脈沖響應

圖3為1個標準差正向消費沖擊下產出與通貨膨脹從0～80期的脈沖響應。在數(shù)量型貨幣政策工具調控下，消費需求沖擊使得產出與通貨膨脹在樣本期內均呈正響應，分別在沖擊后第12期和第10期達到最大值5.88%和6.03%，隨后下降，至第70期產出響應消失，而通貨膨脹響應則一直延續(xù)到樣本期結束，這表明正向消費沖擊在較短時期內會擴大產出，提高通貨膨脹。價格型貨幣政策工具調控下消費沖擊對產出呈負響應，在第10期達到最小值-2%，此后逐漸回升，至第55期響應結束；通貨膨脹即期便做出響應，隨后由-0.97%的最小值短暫上升，第5期由負響應轉為正響應，并于第10期達到最大值0.89%。這表明利率上升，居民現(xiàn)期收入水平提高，未來消費成本減少，直接增加了居民的財富擁有量，經濟主體為防止財富貶值會偏向減少即期消費，從而導致儲蓄增加，投資減少，這是價格型工具對消費的需求面效應。而企業(yè)邊際成本由員工工資、資本租金與外部融資利息三部分組成，消費沖擊伴隨商品和資本市場購買產品與資本的競爭加劇，物價上漲，實際貨幣量因價格上漲而減少，進而用于投機目的的貨幣量減少，企業(yè)外部融資成本上升，對勞動和資本的需求萎縮，其擴大生產積極性逐漸喪失。雖然通貨膨脹上升會鼓勵企業(yè)增加存貨和更新設備，但前提是企業(yè)須通過外部融資籌措到必需的資金，一旦金融機構惜貸或者在適當時機拒絕為企業(yè)擴大信貸，企業(yè)就要減少信貸，生產萎縮，這是價格型工具對產出的供給面效應。當供給面效應強于需求面效應時，就可以觀察到產出下滑(第0至10期)，當供給面效應弱于需求面效應時，產出逐漸上升(第10至55期)。

圖3 兩種貨幣政策工具調控下消費沖擊的脈沖響應

圖4為1個標準差正向投資沖擊下產出與通貨膨脹從0至80期的脈沖響應。從圖形觀察可知：價格型貨幣政策工具調控下，產出與通貨膨脹第一輪調整表現(xiàn)為即期便做出響應，分別達到27.7%和20%的峰值后迅速下滑，第二輪調整表現(xiàn)為第5期和第1期達到-8.2%和-7.5%的最小值后逐漸上升，第三輪調整表現(xiàn)為第12期和第5期達到2.05%和3.3%后趨于穩(wěn)態(tài)水平。貨幣性工具調控下，通貨膨脹于即期達到7.3%的峰值迅速下滑，第2期至-8.9%最小值后開始震蕩攀升，第11期達到1%后逐漸趨于平穩(wěn)；產出響應較通貨膨脹而言具有時滯性，于第2期至最小值-9.6%，然后上升，至第5期達到3.7%開始下滑，最后趨于穩(wěn)態(tài)水平。

圖4 兩種貨幣政策工具調控下投資沖擊的脈沖響應

對比圖2(Ⅰ)與(Ⅱ)、圖3(Ⅰ)與(Ⅱ)、圖4(Ⅰ)與(Ⅱ)發(fā)現(xiàn)，分別面對1個標準差正向技術、消費、投資非貨幣政策沖擊時，價格型工具調控下產出與通貨膨脹整體能在較短時期內做出調整并趨于穩(wěn)態(tài)水平，而數(shù)量型工具動態(tài)響應時滯較長。因此，從保持宏觀經濟穩(wěn)定角度出發(fā)，價格型貨幣政策工具優(yōu)于數(shù)量性貨幣政策工具。

3.貨幣政策工具的社會福利損失函數(shù)測度

為進一步考察價格型與數(shù)量型貨幣政策工具是否對社會福利損失產生顯著影響，本文利用貨幣當局社會福利損失函數(shù)進行分析，其公式表達式如下所示：

其中，L代表社會福利損失，ω代表折現(xiàn)因子，ω∈[0,1]，σ表示中央銀行對產出的權重系數(shù)，n代表時間范圍，本文設定n的最大值為80。將σ劃分為(0，1)、1與(1，∞)三個區(qū)間，分別選取σ等于數(shù)值0.5、1與2進行分析，結果如表4所示。

表4 價格型與數(shù)量型貨幣政策工具社會福利損失對比

五、結 論

通過對有關貨幣政策工具孰優(yōu)孰劣的爭論及現(xiàn)代發(fā)展歷程進行回顧總結，在此基礎上引入預期、工資價格黏性、技術沖擊和外生消費習慣等因素，構建了由居民、中間產品廠商、最終產品廠商、政府和中央銀行五部門組成的新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡(DSGE)模型，并結合現(xiàn)有研究成果與我國1995年第1季度至2014年第4季度共80期數(shù)據(jù)對模型參數(shù)進行校準修正，然后以脈沖響應函數(shù)為基礎，從貨幣政策沖擊，技術、消費與投資非貨幣政策沖擊以及貨幣當局的社會福利損失函數(shù)三方面對價格型與數(shù)量型貨幣政策工具有效性進行比較分析。研究表明：面對1單位標準差正向貨幣政策沖擊時，產出與通貨膨脹對價格型工具的動態(tài)響應程度高于數(shù)量型工具，但響應時滯小于后者，如果宏觀經濟沒有出現(xiàn)急扭轉，則中央銀行運用價格型工具進行宏觀調控比數(shù)量型工具更有效；當分別面對1單位標準差技術、消費和投資沖擊時，價格型工具調控下產出與通貨膨脹整體能在較短時期內做出調整并趨于穩(wěn)態(tài)水平；通過對貨幣當局社會福利損失函數(shù)進行測度后發(fā)現(xiàn)，相對而言，價格型工具進行宏觀調控造成的社會福利損失低于數(shù)量型工具，從保持宏觀經濟穩(wěn)定運行和社會福利角度出發(fā)，價格型貨幣政策工具有效性優(yōu)于數(shù)量性貨幣政策工具。因此，在貨幣政策操作中，中央銀行應堅持以價格型工具為主，數(shù)量型工具為輔，適度擴大價格型工具的調控頻率與空間。

[1] 約翰·梅納德·凱恩斯. 就業(yè)、利息和貨幣通論[M]. 高鴻業(yè)，譯. 北京：商務印書館，1983：140.

[2] 米爾頓·弗里德曼. 弗里德曼文萃[M]. 高榕，范恒山，譯. 北京：北京經濟學院出版社，1991：500-514.

[3] ATKESON A,CHARI V,KEHOE P. On the Optimal Choice of a Monetary Policy Instrument[R]. NBER Working Paper,2007.

[4] WALSH C E. Monetary Theory and Policy[M]. Cambridge：Massachusetts Institute of Technology Press. 2010:200-214.

[5] SIMS C A. Interpreting the macroeconomic time series facts：the effects of monetary policy[J]. European Economic Review,1992,(3):975-1011.

[6] CANZONERI M,DELLAS H. Real interest rates and Central bank operating procedures[J]. Journal of Monetary Economics,1998,(42):471-494.

[7] 黃金老. 提高利率是一種柔性化的市場化調控手段[J]. 金融研究，2004,(10)：15-25.

[8] 謝平，羅雄. 泰勒規(guī)則及其在中國貨幣政策中的檢驗[J]. 經濟研究，2002,(3)：3-12.

[9] 劉斌. 穩(wěn)健的最優(yōu)簡單貨幣政策規(guī)則在我國的應用[J]. 金融研究，2006,(4)：12-23.

[10] 夏斌，廖強. 貨幣供應量已不宜作為當前我國貨幣政策的中介目標[J]. 經濟研究，2001,(8)：33-43.

[11] 宋玉華，李澤祥. 麥克勒姆規(guī)則有效性在中國的檢驗[J]. 金融研究，2007,(5)：49-61.

[12] 盛松成，吳培新. 中國貨幣政策的二元傳導機制——“兩中介目標，兩調控對象”模式研究[J]. 經濟研究，2008,(10)：37-51.

[13] 秦宛順，靳云匯，卜永祥. 從貨幣政策規(guī)則看貨幣政策中介目標選擇[J]. 數(shù)量經濟技術經濟研究，2002,(6)：14-16.

[14] GILCHRIST S，MASASHI S. Expectations, Asset Prices,and Monetary Policy:the Role of Learning[R]. NBER Working Paper, 2006.

[15] 杜清源，龔六堂. 帶“金融加速器”的RBC模型[J]. 金融研究，2005，(4)：16-30.

[16] 王彬. 財政政策、貨幣政策調控與宏觀經濟穩(wěn)定——基于新凱恩斯主義壟斷競爭模型的分析[J]. 數(shù)量經濟技術經濟研究，2010，(11)：3-18.

[17] 吳化斌，許志偉，胡永剛，等. 消息沖擊下的財政政策及其宏觀影響[J]. 管理世界，2011，(9)：26-39.

[18] 王君斌，郭新強，蔡建波. 擴張性貨幣政策下的產出超調、消費抑制和通貨膨脹慣性[J]. 管理世界，2011，(3)：7-21.

[19] CHRISTIANO L, EICHENBAUM L,EVANS C. Nominal rigidities and the dynamic effects of a shock to monetary policy[J]. Journal of Political Economy,2005，(113):1-45.

[20] 劉斌. 我國DSGE模型的開發(fā)及在貨幣政策分析中的應用[J]. 金融研究，2008,(10)：1-21.

[21] IRELAND P N. Money’s role in the monetary business cycle[J]. Journal of Money,credit,and Banking,2004,(36):969-983.

[22] 顧六寶，肖紅葉. 中國消費跨期替代彈性的兩種統(tǒng)計估算方法[J]. 統(tǒng)計研究，2004，(9)：8-11.

[23] 李春吉，孟曉宏. 中國經濟波動——基于新凱恩斯主義壟斷競爭模型的分析[J]. 經濟研究，2006，(10)：72-82.

[24] 王文甫. 價格粘性、流動性約束與中國財政政策的宏觀效應——動態(tài)新凱恩斯主義視角[J]. 管理世界，2010，(9)：11-25.

The Selection of Different Monetary Policy Tools and Their Effectiveness: A Price-based and Quantity-based Case Study

CUI Jianjun, WANG Lihui

( School of Finance and Economics, Xi’an Jiaotong University, Xi’an 710061, China )

By reviewing and summarizing the debates about the effectiveness and development of monetary policy instruments, this paper intends to construct a New Keynesian dynamic stochastic general equilibrium model and calibrate its parameters by integrating previous research with the quarterly data from 1995 to 2014 in China. The research results show that the dynamic response of the output and inflation to price-based instruments makes bigger impact than that of quantitative instruments under the unit standard deviation assumption, while the former takes less time to respond than the latter. Shaken by one unit standard deviation shock in technology, consumption and investment, the output and inflation can adapt and remain steady within a short time when adjusted with price-based instruments. Relatively speaking, loss of social welfare caused by price-based monetary policy instruments for macro-control is lower than that caused by quantitative monetary policy instruments. From the perspective of maintaining macroeconomic stability and social welfare, price-based monetary policy instruments is more effective than quantitative monetary policy instruments. China’s central bank should prioritize price-based instruments in terms of frequency and range over quantitative instruments to a moderate extent.

price-based instruments; quantitative instruments; dynamic stochastic general equilibrium model

2016-02-24;

2016-04-19

國家自然科學基金項目：“促進區(qū)域經濟均衡增長的貨幣政策區(qū)域化調控機制研究”(71173165)

崔建軍(1961-)，男，陜西乾縣人，教授，博士生導師，主要從事金融理論與貨幣政策研究；王利輝(1986-)，男，河南三門峽人，西安交通大學經濟與金融學院博士研究生，主要從事金融理論與貨幣政策研究，E-mail：wlh6389@163.com。

10.19525/j.issn1008-407x.2017.01.007

F123.16

A

1008-407X(2017)01-0043-09