戴克明　王莉++許先普

摘要：運(yùn)用LSTVAR方法，考量貨幣擴(kuò)張、消費(fèi)習(xí)慣偏好與產(chǎn)出非對(duì)稱效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)貨幣擴(kuò)張的產(chǎn)出效應(yīng)具有非對(duì)稱性，且貨幣擴(kuò)張?jiān)凇暗驮鲩L(zhǎng)區(qū)制”下的產(chǎn)出效應(yīng)顯著大于在“高增長(zhǎng)區(qū)制”下的產(chǎn)出效應(yīng)。消費(fèi)習(xí)慣偏好的程度差異是導(dǎo)致不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的主要原因，且低消費(fèi)習(xí)慣偏好下貨幣擴(kuò)張的產(chǎn)出效果更好。鑒此，政府在主動(dòng)降低經(jīng)濟(jì)增速要求的同時(shí)，應(yīng)積極創(chuàng)新宏觀調(diào)控方式，改善居民消費(fèi)環(huán)境，優(yōu)化居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，以降低居民消費(fèi)習(xí)慣偏好。

關(guān)鍵詞： 消費(fèi)習(xí)慣偏好；貨幣擴(kuò)張； 產(chǎn)出非對(duì)稱效應(yīng)； LSTVAR模型； DSGE模型

中圖分類號(hào)：F822文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1003-7217（2015）02-0016-06

一、引言

貨幣政策在不同的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中對(duì)產(chǎn)出和通貨膨脹的影響將顯著不同，即貨幣政策具有非對(duì)稱效應(yīng)。經(jīng)驗(yàn)分析表明，美國(guó)、西歐等國(guó)家的貨幣政策普遍存在非對(duì)稱效應(yīng)[1]。早期文獻(xiàn)大多是從理論上分析緊縮性貨幣政策與擴(kuò)張性貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)。自Sims（1980）提出向量自回歸（VAR）模型后，關(guān)于非對(duì)稱效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)的研究成果開始大量出現(xiàn)[2]。Cover（1992）較早實(shí)證檢驗(yàn)了二戰(zhàn)后美國(guó)貨幣政策是否具有非對(duì)稱性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，正向貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出沒有影響，而負(fù)向貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出有影響[3]。同時(shí)，部分學(xué)者還發(fā)現(xiàn)負(fù)向貨幣沖擊在經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)時(shí)期對(duì)產(chǎn)出的影響更加強(qiáng)烈[4]。

為準(zhǔn)確描述貨幣政策的非線性和結(jié)構(gòu)性變化特征，近年來，一些非線性方法日益頻繁地被應(yīng)用于貨幣政策效應(yīng)的測(cè)度中。Assenmacher和Wesche（2006）運(yùn)用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸（MS-VAR）模型來研究貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)，結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期貨幣政策主要關(guān)注通貨膨脹，經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期則更關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且衰退期的影響比擴(kuò)張期更為顯著[5]。Bruggemann and Riedel（2008）利用邏輯平滑轉(zhuǎn)移向量自回歸模型研究后也得出了相同的結(jié)論[6]。

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者也開始積極關(guān)注中國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱性問題，從研究結(jié)論來看，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為我國(guó)貨幣政策存在非對(duì)稱效應(yīng)，且緊縮性貨幣政策比擴(kuò)張性貨幣政策更有效[7]，這與國(guó)外學(xué)者的研究結(jié)論相一致。陳豐（2010）則認(rèn)為擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)也有明顯的拉動(dòng)作用[8]。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)做了很多有價(jià)值的研究，然而，這些研究大多是從宏觀視角來檢驗(yàn)貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的存在性，基本上沒有結(jié)合微觀經(jīng)濟(jì)主體的最優(yōu)化行為決策來進(jìn)行理論闡釋。而動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）模型不僅深刻描述了不同約束條件下微觀經(jīng)濟(jì)主體的最優(yōu)化行為決策，還從根本上保證了貨幣政策的宏觀分析與微觀決策行為分析的有機(jī)結(jié)合，這有利于揭示貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的形成機(jī)理。本文運(yùn)用LSTVAR方法研究中國(guó)貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)具有非對(duì)稱性特征，并通過構(gòu)建貝葉斯估計(jì)的新凱恩斯DSGE模型，模擬分析“低增長(zhǎng)區(qū)制”和“高增長(zhǎng)區(qū)制”兩種不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下貨幣擴(kuò)張的產(chǎn)出效應(yīng)。

二、經(jīng)驗(yàn)事實(shí)

為經(jīng)驗(yàn)描述貨幣擴(kuò)張對(duì)實(shí)際產(chǎn)出和通貨膨脹的影響，以下采用LSTVAR模型來識(shí)別貨幣政策沖擊并對(duì)其產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)進(jìn)行分析。

（一） 變量定義及數(shù)據(jù)說明

搜集了中國(guó)2003年1月～2012年12月的月度數(shù)據(jù)。主要包括實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率yt、通貨膨脹率πt、貨幣供給增長(zhǎng)率mt等變量。其中，用工業(yè)企業(yè)實(shí)際增加值月度同比增長(zhǎng)率衡量實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率，用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)月度同比增長(zhǎng)率衡量通貨膨脹率，M-2月度同比增長(zhǎng)率衡量貨幣供給增長(zhǎng)率。為消除季節(jié)因素和趨勢(shì)成分的影響，采用X-11方法和HP濾波法對(duì)各變量序列進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整，從而得到實(shí)際產(chǎn)出、通貨膨脹率和貨幣供應(yīng)量等變量的波動(dòng)成分。以上數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

（二） 不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下貨幣擴(kuò)張對(duì)實(shí)際產(chǎn)出和通貨膨脹的影響

為得到貨幣擴(kuò)張?jiān)诓煌?jīng)濟(jì)區(qū)制下對(duì)產(chǎn)出和通貨膨脹的影響，構(gòu)建如下LSTVAR模型：

Xt=A0+A1X-t-1+（B0+B1X-t-1）F（zt）+εt （1）

式（1）中，Xt為內(nèi)生變量向量，Xt=（yt，πt，mt）′，A0和B0為截距項(xiàng)向量，A1和B1是系數(shù)矩陣，εt為殘差向量，假定F（zt）為邏輯函數(shù)形式，即：

F（zt）=1+exp -γ（zt-c）/δz-1-12 （2）

財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐（雙月刊）2015年第2期2015年第2期（總第194期）戴克明，王莉等：貨幣擴(kuò)張、消費(fèi)習(xí)慣偏好與產(chǎn)出非對(duì)稱效應(yīng)研究

式（2）中，F(xiàn)（zt）是一個(gè)介于0和1之間的有界函數(shù)，zt為刻畫經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的轉(zhuǎn)移變量，經(jīng)檢驗(yàn)，本文選用y-t-1作為模型的轉(zhuǎn)移變量，c為門限值，γ為平滑參數(shù)，且γ>0，δz為轉(zhuǎn)移變量zt的標(biāo)準(zhǔn)差。上述模型的參數(shù)估計(jì)如下：首先，運(yùn)用T-O-O格點(diǎn)搜索法找出參數(shù)c和γ的最優(yōu)估計(jì)值，分別為0.1029和99.05；然后，將c和γ的最優(yōu)估計(jì)值代入式（2），并運(yùn)用非線性最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)；最后，應(yīng)用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)，按c的估計(jì)值，將樣本分為“經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)”區(qū)制（y-t-1>0.1029）和“經(jīng)濟(jì)低速增長(zhǎng)”區(qū)制（y-t-1≤0.1029），分別計(jì)算兩種不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下貨幣擴(kuò)張對(duì)產(chǎn)出和通貨膨脹的脈沖響應(yīng)結(jié)果（如圖1所示）。

圖1不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)貨幣擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)響應(yīng)

圖1顯示了不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下貨幣擴(kuò)張對(duì)產(chǎn)出和通貨膨脹的影響。對(duì)產(chǎn)出而言，雖然在不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下貨幣擴(kuò)張均能提高產(chǎn)出水平，但低增長(zhǎng)狀態(tài)下貨幣擴(kuò)張對(duì)產(chǎn)出的拉動(dòng)作用要強(qiáng)于高增長(zhǎng)狀態(tài)下的拉動(dòng)作用。對(duì)通貨膨脹而言，無論是處于高增長(zhǎng)狀態(tài)，還是處于低增長(zhǎng)狀態(tài)，貨幣擴(kuò)張都將帶動(dòng)物價(jià)水平的上升。

三、理論模型

盡管上述經(jīng)驗(yàn)事實(shí)說明了在不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下貨幣擴(kuò)張的產(chǎn)出效應(yīng)具有非對(duì)稱性，但并未說明非對(duì)稱效應(yīng)的形成機(jī)理。本文構(gòu)建一個(gè)新凱恩斯DSGE模型，通過模型模擬來說明貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的成因。

（一） 居民

假設(shè)經(jīng)濟(jì)中的居民是眾多的、同質(zhì)的和存活無限期的，每個(gè)居民j（j∈[0，1]）都是通過選擇消費(fèi)Cjt、勞動(dòng)供給序列Njt和實(shí)際貨幣余額Mjt/Pt來實(shí)現(xiàn)自身期望效用最大化：

Max U=E0∑

SymboleB@ t=0βt

（Cjt-bC-t-1）1-σ1-σ-（Njt）1+η1+η+（Mjt/Pt）1-γ1-γ （3）

式（3）中，β表示跨期貼現(xiàn)率，參數(shù)b衡量居民的消費(fèi)習(xí)慣偏好程度，C-t-1表示全體居民在t-1期的消費(fèi)總量，Pt則表示全社會(huì)總體價(jià)格水平。σ表示消費(fèi)的跨期替代彈性，η和γ分別表示勞動(dòng)供給彈性與實(shí)際貨幣余額替代彈性，且0<β<1，σ>0，η>0，γ>0。

同時(shí)，居民的預(yù)算約束條件如下：

Cjt+Ijt+BjtPt+MjtPt=

R-t-1Bj-t-1Pt+Mj-t-1Pt+wjtNjt+rKtKjt+Tjt （4）

式（4）中，Ijt表示居民j的投資，Bjt和Bj-t-1分別表示居民j在t期和t-1期持有的無風(fēng)險(xiǎn)債券，并假定債券的無風(fēng)險(xiǎn)名義利率為R-t-1。Kjt表示居民j持有的資本存量，且資本積累的動(dòng)態(tài)方程為：Kt=（1-δ）K-t-1+It，wjt和rKt分別表示工資和資本回報(bào)率，Tjt表示居民j從政府獲得的轉(zhuǎn)移支付。

（二） 廠商

將廠商分為最終產(chǎn)品生產(chǎn)者和中間產(chǎn)品生產(chǎn)者，最終產(chǎn)品生產(chǎn)者使用中間產(chǎn)品進(jìn)行生產(chǎn)。同時(shí)，假定最終產(chǎn)品生產(chǎn)者是完全競(jìng)爭(zhēng)的，而中間產(chǎn)品生產(chǎn)者是壟斷競(jìng)爭(zhēng)的，中間產(chǎn)品的價(jià)格按Calvo交錯(cuò)調(diào)整定價(jià)方式確定。

最終產(chǎn)品生產(chǎn)者價(jià)格水平：

yit=pitpt-λfyt ， i∈[0，1] （5）

式（5）中，pt=∫1-t=0pi1-λftdi11-λf。

其中，λf表示不同中間產(chǎn)品之間的替代彈性，0<λf<

SymboleB@ 。pt和pit分別表示t期最終產(chǎn)品和中間產(chǎn)品的價(jià)格。

中間產(chǎn)品生產(chǎn)者價(jià)格水平：

P-1/λft=θp（P-t-1（P-t-1P-t-2）-1/λf+（1-θp）-1/λft（6）

其中，Pt為t期中間產(chǎn)品價(jià)格，θp為不調(diào)整產(chǎn)品價(jià)格的生產(chǎn)者所占比例，1-θp為調(diào)整產(chǎn)品價(jià)格的生產(chǎn)者所占比例，λf表示不同中間產(chǎn)品之間的替代彈性，p～t為最優(yōu)價(jià)格。

勞動(dòng)供給工資水平：

W-1/λwt=θwW-t-1（P-t-1P-t-2）γw-1/λw+（1-θw）-1/λwt（7）

其中，Wit為t期居民i的工資水平，Pt為t期中間產(chǎn)品價(jià)格水平，θw為居民i不對(duì)名義工資進(jìn)行調(diào)整的概率，λw代表差異性勞動(dòng)之間的替代彈性，為新的最優(yōu)名義工資水平。

（三） 中央銀行

假定中央銀行采用數(shù)量型貨幣規(guī)則，即中央銀行通過控制名義貨幣供應(yīng)量M2的增長(zhǎng)水平來實(shí)現(xiàn)物價(jià)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的雙重目標(biāo)，其具體形式如下：

t=τ1-t-1-τ2Etπ-t+1-τ3t+vt （8）

式（8）中，t和-t-1分別表示t期和t-1期貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率水平對(duì)均衡水平的偏離，t為t期產(chǎn)出對(duì)均衡產(chǎn)出的偏離，即產(chǎn)出缺口。參數(shù)τi（i=1，2，3）分別為貨幣供應(yīng)量平滑參數(shù)、通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的系數(shù)。πt為用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）衡量的通貨膨脹率，即πt=log （Pt/P-t-1）。vt表示貨幣沖擊。

（四） 經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的均衡

均衡狀態(tài)下，最終產(chǎn)品市場(chǎng)出清，即總產(chǎn)出等于消費(fèi)、投資和政府支出之和：

Yt=Ct+It+Gt（9）

根據(jù)式（3）～（9），我們可以得到基于新凱恩斯主義分析框架的一般均衡經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。首先，利用狀態(tài)-空間模型求解該非線性經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的穩(wěn)態(tài)值，然后圍繞穩(wěn)態(tài)值對(duì)模型進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化處理，從而得到一個(gè)包含7個(gè)動(dòng)態(tài)方程的線性系統(tǒng)；其次，求解該線性系統(tǒng)，得到穩(wěn)態(tài)條件下各變量的波動(dòng)。

四、模型估計(jì)與結(jié)果分析

（一） 參數(shù)的校準(zhǔn)與貝葉斯估計(jì)

采用我國(guó)2003～2012年宏觀月度數(shù)據(jù)對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)，數(shù)據(jù)直接取自經(jīng)驗(yàn)事實(shí)分析所用數(shù)據(jù)。其中，用除趨后的實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率t衡量產(chǎn)出波動(dòng)，用除趨后的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增長(zhǎng)率t衡量物價(jià)波動(dòng)，用除趨后的M2增長(zhǎng)率t衡量貨幣波動(dòng)。同時(shí)，為考察貨幣擴(kuò)張?jiān)诓煌?jīng)濟(jì)區(qū)制下產(chǎn)出效應(yīng)是否表現(xiàn)出非對(duì)稱性，按照特征事實(shí)中的劃分，我們?cè)O(shè)定了“經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)”和“經(jīng)濟(jì)低速增長(zhǎng)”兩個(gè)模擬樣本。

關(guān)于模型參數(shù)的確定，采用劉斌（2008）[9]的賦值原則，即模型中的靜態(tài)參數(shù)一般用校準(zhǔn)的方法加以確定，其余動(dòng)態(tài)參數(shù)則采用貝葉斯方法來估計(jì)。模型中需要校準(zhǔn)的參數(shù)包括：資本收入份額α，資本折舊率δ，跨期貼現(xiàn)率β，以及投資產(chǎn)出比和消費(fèi)產(chǎn)出比。校準(zhǔn)參數(shù)主要采用先前文獻(xiàn)估計(jì)和普遍采用的校準(zhǔn)值。選取時(shí)間偏好率β=0.9926，即穩(wěn)態(tài)下年利率為3%；設(shè)定δ=0.025，即資本的年折舊率為1%；根據(jù)李雪松等（2011）[10]的估計(jì)，設(shè)定α=0.651，將投資產(chǎn)出比和消費(fèi)產(chǎn)出比分別賦值0.43和0.42。模型中其它參數(shù)采用貝葉斯方法進(jìn)行估計(jì)。表1顯示了模型中結(jié)構(gòu)性參數(shù)的先驗(yàn)分布和后驗(yàn)分布的均值，以及95%的置信區(qū)間。

（二） 脈沖響應(yīng)分析

結(jié)合校準(zhǔn)和估計(jì)的參數(shù)值，對(duì)“經(jīng)濟(jì)低速增長(zhǎng)”區(qū)制和“經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)”區(qū)制下的新凱恩斯DSGE模型分別進(jìn)行求解，最終得到不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)各種外生沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)結(jié)果（如圖2～圖4所示）。

圖2不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)貨幣擴(kuò)張沖擊的脈沖響應(yīng)

圖2顯示了在不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)貨幣擴(kuò)張沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)。從脈沖響應(yīng)結(jié)果來看：如果貨幣供應(yīng)量提高1%，產(chǎn)出和通貨膨脹在短期內(nèi)均呈正向響應(yīng)，經(jīng)歷一段時(shí)間后，二者將緩慢下降并最終回歸至穩(wěn)態(tài)水平。其中，低增長(zhǎng)狀態(tài)下，產(chǎn)出和通貨膨脹的響應(yīng)將分別在第4期和第3期達(dá)到峰值，分別為1.025%和1.175%；高增長(zhǎng)狀態(tài)下，產(chǎn)出和通貨膨脹的響應(yīng)峰值則分別為0.769%和1.022%。

圖3顯示了在不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下政府支出沖擊對(duì)產(chǎn)出和通貨膨脹的影響。結(jié)果顯示：當(dāng)政府支出提高1%，產(chǎn)出和通貨膨脹在初期均呈正向響應(yīng)，之后變成負(fù)向響應(yīng)，最終產(chǎn)出和通貨膨脹將回歸到穩(wěn)態(tài)水平。其中，對(duì)產(chǎn)出而言，高增長(zhǎng)狀態(tài)下的響應(yīng)峰值為0.079%，而低增長(zhǎng)狀態(tài)下的響應(yīng)峰值為0.086%；對(duì)通貨膨脹而言，高增長(zhǎng)狀態(tài)下的響應(yīng)峰值為-0.008%，而低增長(zhǎng)狀態(tài)下的響應(yīng)峰值為-0.009%。

圖4顯示了在不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)技術(shù)沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)。脈沖結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)無論是處于低速增長(zhǎng)區(qū)制，還是處于高速增長(zhǎng)區(qū)制，正的技術(shù)沖擊均能有效提高社會(huì)總產(chǎn)出水平，同時(shí)還能抑制物價(jià)水平的上升。其中，低增長(zhǎng)狀態(tài)下產(chǎn)出和通貨膨脹的響應(yīng)峰值分別為1.359%和-0.754%，高增長(zhǎng)狀態(tài)下產(chǎn)出和通貨膨脹的響應(yīng)峰值分別為1.195%和-0.573%。

圖3不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)政府支出沖擊的脈沖響應(yīng)

圖4不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)技術(shù)沖擊的脈沖響應(yīng)

（三） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為探析貨幣政策產(chǎn)出非對(duì)稱效應(yīng)的可能原因，對(duì)模型中的結(jié)構(gòu)性參數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)（如圖5所示）。

圖5不同消費(fèi)習(xí)慣偏好下產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)貨幣擴(kuò)張沖擊的脈沖響應(yīng)

圖5顯示了不同消費(fèi)習(xí)慣偏好下產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)貨幣擴(kuò)張沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)。結(jié)果表明，消費(fèi)習(xí)慣偏好程度不同，貨幣擴(kuò)張的產(chǎn)出效應(yīng)也顯著不同，并且，消費(fèi)習(xí)慣偏好參數(shù)b越小，貨幣擴(kuò)張的產(chǎn)出效應(yīng)越高。結(jié)合表1中的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，即低增長(zhǎng)模型經(jīng)濟(jì)中的消費(fèi)習(xí)慣偏好參數(shù)小于高增長(zhǎng)模型經(jīng)濟(jì)中的消費(fèi)習(xí)慣偏好參數(shù)，因此，可以得出消費(fèi)習(xí)慣偏好的程度差異是導(dǎo)致不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下貨幣政策產(chǎn)出非對(duì)稱效應(yīng)的主要原因。五、結(jié)論與政策建議

本文基于中國(guó)2003～2012年宏觀經(jīng)濟(jì)月度數(shù)據(jù)，并運(yùn)用LSTVAR模型，從非線性視角經(jīng)驗(yàn)分析了在“經(jīng)濟(jì)低速增長(zhǎng)”和“經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)”兩種不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下貨幣擴(kuò)張對(duì)產(chǎn)出和通貨膨脹的影響。研究表明，經(jīng)濟(jì)處于低速增長(zhǎng)時(shí)期貨幣擴(kuò)張的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)均較大，而經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)時(shí)期貨幣擴(kuò)張的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)相對(duì)較小。通過構(gòu)建新凱恩斯主義DSGE模型，采用貝葉斯估計(jì)與數(shù)值模擬技術(shù)，模擬分析了上述兩種不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制下貨幣擴(kuò)張對(duì)產(chǎn)出和通貨膨脹的影響，結(jié)果證實(shí)了貨幣擴(kuò)張的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)均表現(xiàn)出狀態(tài)依賴性，且貨幣擴(kuò)張?jiān)诮?jīng)濟(jì)低速增長(zhǎng)時(shí)期對(duì)產(chǎn)出和通貨膨脹的作用效果顯著大于在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)時(shí)期的作用效果，從而較好地解釋了經(jīng)驗(yàn)事實(shí)。同時(shí)，模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，消費(fèi)習(xí)慣偏好的程度差異是導(dǎo)致貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的主要原因，且低消費(fèi)習(xí)慣偏好下貨幣擴(kuò)張的產(chǎn)出效果更好。

因此，從貨幣當(dāng)局政策操作角度來看，要理順貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制，充分發(fā)揮數(shù)量型貨幣政策“穩(wěn)增長(zhǎng)”的調(diào)控效果，一方面，政府應(yīng)轉(zhuǎn)變追求經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的傳統(tǒng)觀念，主動(dòng)放緩經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，通過積極創(chuàng)新宏觀調(diào)控方式，如實(shí)施針對(duì)支持中小微企業(yè)發(fā)展的貨幣政策定向調(diào)控等，堅(jiān)定不移地推動(dòng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，從而保持經(jīng)濟(jì)在合理的區(qū)間運(yùn)行；另一方面，通過貨幣、信貸政策的引導(dǎo)，鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品提質(zhì)升級(jí)，從而為新興消費(fèi)熱點(diǎn)的培育創(chuàng)造良好的外部金融環(huán)境，同時(shí)，努力改善居民消費(fèi)的信貸約束環(huán)境，優(yōu)化居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，降低居民消費(fèi)習(xí)慣偏好。

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（責(zé)任編輯：鐘 瑤）